| 1978-2014年中国劳动配置效应的分离与实证 |
| 来源：一起赢论文网 日期：2015-11-25 浏览数：3078 【 字体： 大 中 小 大 中 小 大 中 小 】 |
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郝大明：1 9 7 8—2 0 1 4 年中国劳动配置效应的分离与实证1 9 7 8— 2 0 1 4 年中国务场配置故应的分禽与矣钲＊郝大明内容提要： 改革开放以来， 资源配置效率的提高， 特别是农业劳动力向非农产业的流动和转移， 对中国经济增长的贡献很大， 但贡献多大， 鲜有连续性的实证研究， 主要原因是劳动配置效应的核算方法存在较大不足。本文提出利用指数的增量分析方法， 从经济增长中直接分离劳动配置效应， 从而在经济增长的框架中对劳动配置效应进行直接分析。本文以此方法计算了1 9 7 8— 2 0 1 4 年中国各时期各年度的劳动配置效应， 结果表明， 劳动力流动和转移是改革以来特别是1 9 7 8—1 9 8 7 年、1 9 9 2 —1 9 9 8 年、2 0 0 3— 2 0 1 4 年中国经济增长的重要来源， 并且未来1 0 年仍有较大潜力， 2 0 2 5 年后劳动配置效应将逐渐衰减， 并有可能成为拖累经济增长的因素。关键词： 劳动配置效应指数的增量分析增长核算一、弓 ＩＳ改革开放以来， 中国经济发展的一个关键是生产要素（ 包括劳动力、资本和技术等） 的合理流动提高了生产率。其中， 劳动力从农村流向城镇， 从农业流向非农产业， 对经济增长和生产率提高的贡献很大， 但贡献究竟有多大， 迄今鲜有连续性的实证研究。由于劳动力流动和转移会同时引起各产业配置结构和劳动生产率的变化， 劳动配置效应核算十分复杂， 迄今的两类核算方法都存在较大不足， 这直接制约了实证研究的开展。一类是Ｄ ｅｎｉ ｓ ｏｎ 提出的产出弹性方法， 劳动配置效应＝ 叉义… 坎， 其中， ＜ 、《，＋ 和Ａ 分别表示各产业基期产出比重、劳动的产出弹性系数和劳动力比重变化率。此方法的关键是确定农业和非农产业劳动的产出弹性系数… 。Ｄ ｅｎｉ ｓ 0 ｎ（1 9 6 7） 根据男性劳动力收入等级分组的现金收人比重与人数比重， 粗略估计农业部门劳动的产出弹性系数为0 ． 3 3 。Ｄ ｅ ｎｉＳ Ｏ ｎ （1 9 7 4） 提出非农部门劳动的产出弹性系数为0 ． 8， 它相当于国民收入中劳动的份额。Ｄ ｅｎ ｉ ｓｏ ｎ（1 9 7 9） 仍然沿用这两个系数， 并认为农业部门劳动的产出弹性系数（0 ． 3 3） 相当于1 9 4 7 —1 9 7 6 年农业产出比重变化与劳动力比重变化之比。Ｄｅｎ ｉＳ 0 ｎ（1 9 7 4） 计算了资源配置对美国经济增长的贡献： 两种劳动力资源配置的改善（ 农业中的过多劳动力向非农产业转移， 独立经营者和不付酬的家庭成员的再配置） 对美国1 9 2 9 —1 9 6 9 年经济增长的贡献为1 0 ． 9 ％ ， 其中，1 9 2 9 —1 9 4 8 年为1 2 ． 7 ％ ，1 9 4 8 —1 9 6 9 年为9 ． 9 ％ 。本文认为，Ｄ ｅ ｎｉｓ ｏ ｎ 提出的产出弹性方法存在三方面的不足。首先， 在其一系列增长核算的论文和著作中， 始终没有给出其方法的具体推导过程， 上式是根据Ｄ ｅ ｎｉ Ｓ 0 ｎ（1 9 7 4， ｐ 2 8 7） 的计算过程归纳来的； 尽管这个公式与Ｓｙ ｒｑＵ ｉｎ（1 9 8 4） 部门结构分析法的推导结果和本文指数的增量分析法的推导结果是一致的， 但缺少具体推导过程不能不说是一个遗憾。其次， 与缺少推导过程直接相关， 其农业部门和非农业部门劳动的产出弹性系数的确定方法不一致， 农业部门劳动的产出弹性系数是根据弹性定义估算而来的， 而非农部门劳动的产出弹性系数则是国民收人中的劳动份额， 这就暴露＊郝大明， 首都经济贸易大学劳动经济学院， 邮政编码： 1 0 0 0 7 0 ， 电子信箱：ｈ ｄ ｍ 0 4 0 7 0 5 ＠ 1 6 3 ． ｃｏｍ 。本文在作者博士学位论文《我国劳动力资源配置效率的实证研究》基础上修改而成， 感谢导师黄荣清研究员的指导帮助。感谢匿名审稿人的建设性修改意见。本文仅代表作者个人观点， 文责自负。1 6位仏辟金2 0 1 5 年第7 期了这一方法在确定弹性系数这一问题上并不成熟， 而这恰恰是这一方法的关键所在。第三， 农业和非农业劳动的产出弹性系数在Ｄｅ ｎｉ ｓ ｃｍ 以上三本著作中都是0 ． 3 3 和0 ． 8 这两个常数，①本文实证结果表明， 各时期不同产业劳动的产出弹性系数是不同的， 随着时期长短变化， 波动还比较大， 假定为常数不合适。另一类是Ｓｙ ｒｑＵ ｉｎ （1 9 8 4 ） 提出的部门结构分析法， 在全要素生产率增长率的框架内， 总配置效＆ ＴＲＥ ： ｋ －＋ 5 ＞点7 我， 其中， Ｘ 为全要素生产率的增长率， Ａ ； 为行业ｉ 的全要素生产率的增长率和ｇｙ ；分别表示行业ｉ 的资本比重和劳动比重的增长率，ｐ ， 表示行业ｉ 的产出比重， 和氏分别表示行业ｉ 的资本和劳动的产出弹性系数。本文认为， 部门结构分析法在公式推导上没有问题，？但实证却是困难重重。因为， 就总配置效应而言， 也许估计一段时期总的全要素生产率Ｘ 相对容易， 但估计分行业的全要素生产率并不容易， 要获得分行业资本存量数据很困难， 中国迄今还没有资本存量的官方数据， 更没有分行业资本存量的官方数据。笔者也注意到有研究对分行业资本存量进行估计， 如薛俊波等（2 0 0 7 ） 、张军等（2 0 0 9）、陈诗一（ 2 0 1 1） 、陈正其（2 0 1 3） 等基于永续盘存法对中国工业分行业的资本存量进行测算。但估计资本存量Ｋ 本身存在较大争议，③姑且不论这种方法本身存在的争议， 即使分行业资本存量Ｋ 估计出来了， 这种方法还是难以解决短期弹性的问题。④为克服Ｓｙ ｒｑ ｕｉ ｎ 部门结构分析法在实证中遇到的困难， 国内学术界普遍采用变通方法。李勋来等（ 2 0 0 5） 计算4 （ ｙ ）＝ ｉ： （ Ｚ及） 作为劳动生产率增长中的劳动配置效应， 徐现祥等（ 2 0 0 1） 和潘文卿（1 9 9 9，2 0 0 1） 计算作为经济增长中的劳动配置效应， 郭克莎（1 9 9 2） 和姚战琪（2 0 0 9 ） 则是计算之） ］ 作为生产率增长中的劳动配置效应。本文认为， 以上变通方法存在以下问题， 从本文式（5） 劳动生产率的增长率？ ＝1 ： （ 7 化）＋ 1 （ 7 〖氏） ＋Ｚ （ ｙ乂民） 可知， 5 ： （ ＜氏） 只是劳动生产率增长中的劳动配置效应的大部分， 另一小部分存在于产业间劳动生产率增长率与劳动力比重变化率之间的共变效应中， 5 ： （ Ｚ ＲＪ 更不是经济增长中的劳动配置效应的完整表达。在实证过程中， 如果以［Ｐ － 2 （ ＜ 夂） ］ 计算劳动配置效应， 就会将劳动配置结构变化与劳动生产率变化之间的共变效应全部计入了劳动配置效应， 不仅不准确， 而且不严谨。除了以上两类方法外， 国内外还有大量的同类研究， 比较有代表性的有黄良文等（1 9 8 9 ） 、袁嘉新（ 1 9 9 2 ， 1 9 9 3） 、傅道臣（1 9 9 3’ 1 9 9 7） 、张保法（1 9 9 7） 、胡永泰（1 9 9 8 ） 、蔡昉等（1 9 9 9） 、Ｎｏ ｒｄｈ ａ ｕｓ（ 2 0 0 1） 、陈清华等（ 2 0 0 3） 。这些研究普遍缺少一以贯之的研究框架和公式推导， 缺乏系统连贯的实证研究， 难以刻画劳动配置效应的作用机制， 难以反映劳动配置效应的影响程度， 难以预测劳动配置效应的未来发展趋势。由此可见， 如何表达劳动生产率增长和经济增长中的劳动配置效应， 特别是构造各产业劳动的产出弹性系数是此项研究的最大难题。本文与其他同类文献的不同体现在两个方面，一是利用指数的增量分析方法， 通过劳动生产率增长率和经济增长率的分解， 以及按因素影响比例分解共变效①Ｄｅｎ ｉ ｓｏ ｎ 认为非农劳动的产出弹性系数介于0 ． 7 2—0 ． 8 0 之间（ Ｄｅ ｎ ｉａｏ ｎ ａ ｓｓ ｕｍ ｅｄ ａ2ｖ ａｌｕ ｅ ｓ ｂ ｅｔｗ ｅｅｎ 0 ． 7 2 ａ ｎｄ 0 ． 8 0 ） 。出自Ｓ ｙｒ ｑ ｎ ｉ ｎ （ 1 9 8 4， ｐ． 8 5 ， ｐ ． 9 9 ） 。② 利用生产函数回归估计劳动和资本的弹性系数， 存在较多的假设与争议， 详见《新帕尔格雷夫经济学大辞典》第4 卷， 技术进步（ ｔ ｅｃｈ ｎｉ ｃ ａｌ ｃ ｈ ａｎｇｅ ） ， 第 6 6 6—6 7 0 页， 全要素生产率（ ｔｏｔ ａｌ ｆａ ｃｔｏｒ ｐｒ ｏ ｄｕｃ ｔｉｖｉｔｙ ） ， 第 7 1 3—7 1 4 页。③ 从现有研究来看， 要测算资本存量Ｋ ， 有四个关键： 基年资本存量的确定、固定资产投资价格指数的确定、当年投资Ｉ 的取舍、折旧额或折旧率的确定。详见张军和章元（ 2 0 0 3 ） 。④ 利用生产函数估计资本和劳动的弹性系数《、沐统计数学方法需要一个统计口径基本一致的统计数据系列， 而且要保证有较长的样本期； 如果需要研究短期变动， 回归方法就会失去应用价值； 如果采用历史的ａ 、ｊ 8 ， 又会掩盖当前变动。详见李京文和钟学义（ 2 0 0 7 ）。1 7郝大明：1 9 7 8＿2 0 1 4 年中国劳动配置效应的分离与实证应， 直接刻画劳动的产出弹性系数， 推导经济增长中的劳动配置效应， 并且给出了考虑劳动者素质变化与劳动者“ 勤勉程度”变化时的劳动配置效应的表达形式；二是运用上述方法计算中国1 9 7 8—2 0 1 4 年分时期分年度的劳动配置效应， 以及劳动者素质变化时的劳动配置效应， 系统全面地揭示劳动力资源配置对中国经济增长的作用机制和影响程度， 并分析劳动配置效应的未来发展趋势。二、劳动配置效应分离的指数方法在本部分中， 首先在只考虑劳动者数量变化的情况下， 推导劳动配置效应的表达形式， 然后推导考虑劳动者素质和“勤勉程度” 变化时的劳动配置效应的表达形式。1 ． 从经济增长中分离出劳动投入效应与劳动生产率效应分别以表示一个经济体一定时期内的总产出、劳动者数量、劳动生产率，Ｆ1、！／、／1 1 和ｒ ｘ ．ｐ ＂表示报告期一和基期广的总产出、劳动投入、劳动生产率， ？』、户表示在（《°－ ？） 期间总产出、劳动投入、劳动生产率的增长率， 于是， 经济增长率☆ｙ＞ ＿ｙｏｐｉＬｉ ＿ｐ＜＞Ｌｏ＿ｉ＂ｐ1＿ｐ°Ｐ1 －Ｐ°Ｌｌ－Ｌ°，Ａ ｒ Ｔ＝＾－ ＝Ｐ＂Ｌ＂厂＝ 户山凡（1）按因素影响比例将共变效应分解，？归于劳动力增长的部分为（ ／＾ ）归于劳动生产率增长的部分为（ＰＩ）？ ／Ｖ （Ｐ ＋ 2 ：） 。这样， 经济增长中的劳动投入效应为｛ ＰＬ ）？Ｌ ／ ｛ Ｐ＋ Ｌ ）＋ Ｌ ＝ＹＬ／ （ Ｐ＋Ｌ ）（ 2 ）经济增长中的劳动生产率效应为（ ＰＬ） ？ Ｐ／ （ Ｐ ＋Ｌ）＋ Ｐ＝ ｆＰ／（Ｐ＋ Ｌ）（3）2 ． 劳动配置效应的分离分别以Ｋ 、Ｐ； 、＆ 表示产业ｉ 的总产出、劳动投人、劳动生产率、劳动力所占的比重，Ｐ＝Ｙ／ Ｌ ＝Ｙ＾ ／ Ｌ ＝［ Ｘ（ＰＭ 1／Ｌ ＝ＩＰＡ（ 4）在（ 《°－ｔ1） 时期内， 产业ｉ 的劳动生产率由增长到劳动力比重由杧变化到表示产业ｉ 基期产出比重， 于是， 劳动生产率的增长率＿ Ｐ＇－Ｐ°＿Ｘｐ） Ｋ二ｘ ｇｇ ＿ｘｐ］ ＾二ｘＰＸ￣Ｐ°￣Ｐ°Ｐ°Ｐ＾Ｒ0．＝ｙ°（Ｘ＋Ｓ＾＋Ｅ夂反）＝ Ｘ（仅） ＋Ｘ（ 义及） ＋Ｓ（ 义户Ａ ）（5）仍按因素影响比例分解共变效应， 式（5）将式（2 ） 、（3） 、（6） 代入式（1） ， 可得到经济增长率ｆ＿礼ｆ－ｖ卜ｐＡ＋足＋户，為、，＾ｙ卜Ａ＋Ｔ －Ｐ＋ Ｌ ＋Ｐ＋Ｌ 1 ＾ ． 户＂ｐｉ＋ Ｒｉ） ＋Ｐ ＋ Ｌ＾ （ｙ＇‘＾ ？Ｐｉ ＋ Ｒｉ）（7）① 对共变效应进行分解， 方法有无穷多种， 即使线性分解， 也有无穷多种， 如ＰＬ ＝ ｎ（ ｆｈ ＋ ＾）＝Ｔｈ ｉ ａＰ ＋ ＾ ）本文按因素影响比例分解， 必须满足化＋ 珅＝ 户＋ 、即戶（1 － ａ ）＋ ￡（1 －＾ ） ＝ 0 ， 只要ａ＝ ｌ 』＝ｌ 。因此， 按因素影响比例分解， 是一个特例， 也是非常简单的一种。这样处理显然要优于将共变效应归于其中一种因素。1 8＜ 1金2 。1 5 年第7 期其中， 为经济增长中的劳动投人效应，▲＊ｌ（ｒ －？ Ｐｉ＋／：／＾ 为劳动生产率效应，ｌ（ｙ°－ Ｒ，－？ｉ为劳动配置效应／； ＋／＇＋＋ｊ＾ｆ？ｉ为产业； 劳动的产出弹性系数。3 ． 同时考虑劳动者素质和“ 勤勉程度”变化时的情况威廉？ 配第认为一国财富的规模取决于人口数量、勤勉程度和技艺水平（ 姚开建，2 0 0 3） ， 技艺水平强调的是劳动者素质，“ 勤勉程度” 强调的是劳动者积极性、能动性和创造性的发挥程度。劳动投人是劳动者数量、素质与“ 勤勉程度” 的总和。劳动者素质与劳动者“ 勤勉程度” 随着劳动者流动转移而流动转移， 劳动配置效应也要考虑这两者的变化。此时， 指数法也是适用的。同时考虑劳动者数量和劳动者素质时， 劳动投人Ｉ ＇ 可表示为Ｌ＇＝ ｌ4ｉ（8）同时考虑劳动者数量、素质及“ 勤勉程度”时的劳动投入ｉ＂可表示为Ｌ＂＝ Ｌ＇ｖ＝Ｌｆｉ ｖ（9）这里，Ｌ 指劳动者数量’ ｆｉ 指劳动者素质系数指劳动者“勤勉程度”系数。不难推出， 同时考虑劳动者数量与劳动者素质变化时， 经济增长中的劳动投人效应为ＷｆＬ＇ＬｆＬ＇ｕＭ，Ｐ ＇＋ Ｌ＇＝（Ｐ ＇＋ Ｌ ＇） ｛Ｌ ＋ｕ）＋（Ｐ ＇＋ Ｌ ＇） （Ｌ＋ ｕ）（ ；其中，戶。为同时考虑劳动者数量和劳动者素质变化时的劳动生产率增长率。式（1 0 ） 第一项为劳动者数量增加的经济增长效应， 第二项为劳动者素质提髙的经济增长效应。劳动配置效应为＾． Ｖ／ｏｐ，＾ ｉ ＋＾ｉ ＋＾／ 11 ＼／ｖ＋ ｉ＇ 之卜． 、？ｊ 7—Ｋｒｉ＾）（1 1）其中，及、为同时考虑劳动者数量和劳动者素质变化时产业ｉ 的劳动力比重增长率，Ｐ ＇． ＋ Ｒ＇． ＋ Ｐ＇． Ｒ＇．1ｐ，ｉ 劳动的产出弹性系数。同时考虑劳动者数量与劳动者素质变化时， 经济增长的完整表达为力ＷＬＹＬ＇ｕＹ￣ （Ｐ＇＋ Ｌ＇） ｛Ｌ ＋ｕ ）（ Ｐ＇＋ Ｌ＇）｛Ｌ ＋ ｕ）Ｐ ＇＋Ｖ么卜． 、． —￣＾Ｊ ＋Ｐ＇＋ Ｌ＇ 2 ， ＾ ＇ Ｐ ｒ ＾ ＾Ｊ（1 2）同时考虑劳动者数量、素质和＂ 勤勉程度” 变化时， 经济增长中的劳动投人效应ｆＬ＂ＷＬ＇ＬＷ＇Ｌ＇ｕｆＬ＂ｖＰ＂＋ Ｌ＂‘（ Ｐ＂＋ Ｌ＂） （Ｌ ＇＋ ｉ） （ ｌ ＋ｕ ）（ ／？＂＋ ￡＂） （ ￡＇＋ ｉ ） （ Ｌ ＋ｕ ）｛ Ｐ＂＋ Ｉ＂） ｛ Ｖ＋ ｉ ）（1 3）其中，Ｐ＇为同时考虑劳动者、素质和“ 勤勉程度” 变化时的劳动生产率增长率。式（1 3） 第一项为劳动者数量增加的经济增长效应， 第二项为劳动者素质提高的经济增长效应， 第三项为劳动者“ 勤勉程度” 提高的经济增长效应。此时， 劳动配置效应为ｐ＂＋ｖ外及；？ｒ Ｔ ｒ；＾）ｃ）其中， ／ｒ， 为同时考虑劳动者数量、素质和“ 勤勉程度＂ 变化时产业ｉ 的劳动力比重增长率，Ｐ＂． ＋Ｒ＂． ＋ Ｐ＂． Ｒ＂．‘ｐ？ｌ＋ Ｒ？ ；1 为产业ｉ 劳动的产出弹性系数。1 9郝大明： 1 9 7 8 — 2 0 1 4 年中国劳动配置效应的分离与实证同时考虑劳动者数量、素质和“ 勤勉程度” 变化时， 经济增长的完整表达为ＷＬ＇ＬＷ＇Ｌ＇ｕＷｉ＝（ｆ＂ ＋Ｌ＂） （Ｌ＇＋ ｖ ） （Ｌ＋ｕ）＋（Ｐ＂＋Ｖ ） （Ｌ＇＋ ？） （￡＋ｕ）＋（Ｐ＂＋ Ｌ＂） （Ｌ＇＋ ｖ），＾Ｙ卜． 广，户“‘＋Ｒ＂＋＾．ｙ／ ｏ户＂‘＋ Ｒ＂＋户“卞Ｐ＂＋ Ｌ＂＾ ＼ｒ＇＇？＇Ｐ＂．＋Ｒ＂．）Ｐ＂＋ Ｌ＂ｌｙ＇＇Ｐ＂．＋ Ｒ＂． ）（1 5）4 ． 考虑资本配置效应的情形资本配置效应本不属于本文考虑范围， 但为了在经济增长中完整表达出劳动配置效应和资本配置效应， 同时论述指数的增量分析法在资本配置效应分离问题上的适用性， 特作一简要说明。由式（7） ， 定义々Ｋ儿）（1 6）其中， 劳动生产率的增长率Ｐ 已知， 可确定系数ｃ。引入资本存量（ 人均资本存量、资本生产率， 引人产业ｉ 的资本生产率和资本比重Ｒｋｉ ， 于是劳动生产率ｐ ＝ｍ＝ ｋＰｉｔ， 资本生产率＆ ＝ ｚｎ。劳动生产率的增长率Ｐ ＝ ｋ＋ Ｐｋ＋ ｋｆ＞ｋ＝Ｊｆ＾＋ ＾－（1 7）资本生产率的增长率＝＾ ｙ0ｉｐｋ ｉ＋＋＾ ｙ＾ｋＡｉ（1 8）按因素影响比例分解共变效应， 资本生产率的增长率ｎ（义． ＾＾；Ｋ；： ；＋ＪＡ）（1 9 ）将式（1 9） 代入式（1 7） ， 并按因素影响比例分解， 可得到劳动生产率的增长率Ｐ＝？ｙ （ ｒ°？Ｐ．Ｐｕ＋Ｒｕ＋＾ ＋ ｐｋｆｅ ＋ ｆｋ＾ ｌｙ ｉｗＰｔ ｉ ＋ Ｒｋ ｉＩ■Ｌ．Ｖ／ ｏａ＋致ｋ ｉ ＋， ， ｆ？ 、 ＋“ 户ｔ扑池．Ｐ ．＋Ｉ（ ＾将式（1 6） 和式（2 0 ） 代人式（7） ， 即得包括劳动配置效应和资本配置效应的经济增长表达式Ｙ ￣ｆ＋Ｌ ＋Ｐ＋ Ｌ么…■？ 反？Ｐｉ＋ Ｒｔ￣） ＋ Ｈ ＋ Ｐｋ＋Ｈ ＋ ＰｋＶ／ 0。户以＋及4 ‘＋＾ｋｆｉ ｋ ｉ＼，Ｙ 丨 0ｆｔ＾ｋｉ ＋ ＾ｋｉ＋＾ｋｉ＾ｋｉ ＼（ ＼1 卜’？ 皂’Ｋ＋Ｋ）＾ 1卜4 ｉ．Ｋ）（ ）式（2 1） 共5 项， 劳动投入增长、劳动配置效应、资本投入增长、资本配置效应及资本生产率增长， 劳动配置效应只有一项。指数的增量分析法分离劳动配置效应， 不必象部门结构分析法那样必须同时具备资本数据， 这是指数的增量分析法在此问题上最大的优点。三、仅考虑劳动者数量变化时的劳动配置效应1 ． 数据来源及处理只考虑劳动者数量变化的情况下， 计算劳动配置效应需要分产业产出和就业人数两组数据。1 9 7 8 —2 0 1 3 年分产业年末就业人数取自《中国统计年鉴（2 0 1 4 ） 》，1 9 7 7 年数据来自《新中国六十年2 0位绣媒金2 0 1 5 年第7 期统计资料汇编》， 《2 0 1 4 年国民经济和社会发展统计公报》已公布2 0 1 4 年底就业人数为7 7 2 5 3 万人，一二三产业分别估计为2 2 5 7 1 万人二2 9 7 0 万人、3 1 7 1 2 万人， 年底数换算为年平均数。1 9 7 8 —2 0 1 3 年分产业增加值来自《中国统计年鉴（2 0 1 4） 》，2 0 1 4 年数据来源于《2 0 1 4 年国民经济和社会发展统计公报》，1 9 7 8 —1 9 7 9 年和1 9 9 1 一2 0 1 4 年分产业增加值均调整为1 9 8 0 年可比价。2 ．1 9 7 8 － 2 0 1 4 年各时期劳动配置效应计算结果见表1。1 9 7 8 — 2 0 1 4 年， 中国农业劳动力向二三产业大量转移， 第一产业劳动力比重持续下降（3 6 年下降4 4 ． 5 个百分点） ，二三产业劳动力比重持续上升（ 分别上升1 5 ． 3 个百分点和2 9 ． 2 个百分点） ， 推动经济增长5 5 9 ． 8 ％， 对经济增长的贡献率为1 8 ． 5 ％， 远高于劳动者数量增加推动经济增长1 8 5 ． 9 ％（ 对经济增长的贡献率为6 ． 1 ％） ， 但远低于劳动生产率提高推动经济增长2 2 ． 8 3 2 倍（ 对经济增长的贡献率为7 5 ． 4 ％ ） 。表1只考虑劳动者数量变化时的劳动配置效应＾效应值｜贡献率（ ％ ）时期累计增长＾；＾＾；＾劳动投入劳动配置劳动生产率劳动投入劳动配置劳动生产率1 9 7 8— 2 0 1 43 0 ． 2 8 91 ． 8 5 95 ． 5 9 82 2 ． 8 3 26 ． 11 8 ． 57 5 ． 41 9 7 8—1 9 8 71 ． 6 1 50 ． 4 1 20 ． 5 6 90 ． 6 3 52 5 ． 53 5 ． 23 9 ． 31 9 7 8—1 9 8 10 ． 3 6 30 ． 1 0 80 ． 1 6 60 ． 0 8 92 9 ． 74 5 ． 72 4 ． 61 9 8 2—1 9 8 70 ． 9 1 90 ． 2 4 10 ． 1 9 00 ． 4 8 82 6 ． 22 0 ． 75 3 ． 11 9 8 8—1 9 9 51 ． 1 4 40 ． 3 6 50 ． 1 3 50 ． 6 4 53 1 ． 91 1 ． 85 6 ． 41 9 8 8—1 9 9 10 ． 3 1 30 ． 2 6 20 ． 0 0 40 ． 0 4 78 3 ． 71 ． 21 5 ． 11 9 9 2 —1 9 9 50 ． 6 3 30 ． 0 4 20 ． 1 0 70 ． 4 8 46 ． 61 6 ． 97 6 ． 51 9 9 6—2 0 0 20 ． 7 8 70 ． 0 8 30 ． 0 2 90 ． 6 7 51 0 ． 63 ． 78 5 ． 71 9 9 6 —1 9 9 80 ． 2 9 70 ． 0 3 80 ． 0 4 30 ． 2 1 61 2 ． 71 4 ． 37 3 ． 01 9 9 9 — 2 0 0 20 ． 3 7 90 ． 0 4 1－ 0 ． 0 1 70 ． 3 5 41 0 ． 9－ 4 ． 59 3 ． 52 0 0 3 — 2 0 1 42 ． 1 2 20 ． 0 5 90 ． 4 3 31 ． 6 3 02 ． 82 0 ． 47 6 ． 82 0 0 3—2 0 0 80 ． 9 0 10 ． 0 3 40 ． 1 8 90 ． 6 7 83 ． 82 1 ． 07 5 ． 32 0 0 9—2 0 1 40 ． 6 4 20 ． 0 2 30 ． 1 4 50 ． 4 7 43 ． 52 2 ． 77 3 ． 81 9 8 2 —1 9 9 73 ． 9 4 70 ． 9 0 10 ． 6 5 52 ． 3 9 12 2 ． 81 6 ． 66 0 ． 61 9 7 8—1 9 9 65 ． 1 6 81 ． 1 8 71 ． 3 7 42 ． 6 0 72 3 ． 02 6 ． 65 0 ． 41 9 7 8 —1 9 9 75 ． 7 4 21 ． 2 4 41 ． 5 1 12 ． 9 8 72 1． 72 6 ． 35 2 ． 0较短时期看，1 9 7 8 —1 9 8 1 年劳动力流动和转移对经济增长的贡献率最髙， 达到了 4 5 ． 7 ％ ， 其次是2 0 0 9 —2 0 1 4 年的 2 2 ． 7 ％，2 0 0 3 — 2 0 0 8 年的 2 1 ． 0 ％和 1 9 8 2 —1 9 8 7 年的 2 0 ． 7 ％ 。主要原因是这 4个时期劳动力流动和转移较快， 农业劳动力比重下降幅度较大， 分别下降6 ． 8 个百分点、9 ． 9 个百分点、9 ． 8 个百分点和8 ． 8 个百分点。1 9 8 8—1 9 9 1 年对经济增长的贡献率仅有1 ． 2 ％，1 9 9 9 一2 0 0 2年为－ 4 ． 5 ％， 这两个时期经济增长缓慢， 劳动力流动和转移接近停滞，1 9 8 8 —1 9 9 1 年农业劳动力比重下降0 ． 6 个百分点，1 9 9 9 一2 0 0 2 年农业劳动力比重上升0 ． 2 个百分点， 劳动配置对经济增长的贡献较小。以本文方法计算，1 9 8 2 —1 9 9 7 年劳动配置对中国经济增长的贡献率为1 6 ． 6 ％ 。蔡昉等（1 9 9 9）在假定三次产业劳动的产出弹性系数相同的前提下， 得出同期劳动配置对经济增长的贡献率估计值为2 0 ． 2 ％ 。蔡昉等（1 9 9 9 ）一文存在两个问题，一是以本文方法计算， 1 9 8 2—1 9 9 7 年三次产业劳动的产出弹性系数分别为0 ． 6 6 7 ， 1 ． 2 5 0 和1 ． 5 0 0 ， 蔡昉等（ 1 9 9 9 ） 假定三次产业劳动的产出弹性系2 1郝大明：1 9 7 8 — 2 0 1 4 年中国劳动配置效应的分离与实证数相同， 并不合理；二是蔡昉等（1 9 9 9） 对劳动配置效应的估计值比较准确， 但经济增长率计算偏低， 导致劳动配置贡献率的估计值偏高。①以本文方法计算，1 9 7 8 —1 9 9 6 年劳动配置对中国经济增长的贡献率为2 6 ． 6 ％ 。世界银行（ 1 9 9 7） 估计改革以来劳动力流动和转移对中国经济增长的贡献为1 6 ％ ， 明显偏低。这是因为，1 9 7 8 －1 9 8 1 年劳动力流动和转移较快， 对中国经济增长的年度贡献率分别是5 8 ． 7 ％、7 0 ． 5 ％、2 3 ． 9 ％ 和2 8 ． 7 ％ ， 包含1 9 7 8 —1 9 8 1 年后，1 9 7 8 —1 9 9 7 年劳动配置对中国经济增长的贡献率应显著高于 1 9 8 2 —1 9 9 7 年的 1 6 ． 6 ％ 。各时期劳动的产出弹性系数波动较大。表1 中，1 9 7 8 — 2 0 1 4 年三次产业劳动的产出弹性系数分别为0 ． 3 6 4、1 ． 9 1 0 和2 ． 9 9 0， 其余1 0 年以下时期， 第一产业劳动的产出弹性系数范围是（ 0 ． 6 0 8，1 ． 0 0 3 ） ， 第二产业（0 ． 8 8 9，1 ． 2 4 5 ） ， 第三产业（0 ． 8 8 3，1 ． 2 3 8） 。一般情况下， 第一产业劳动的产出弹性系数小于1， 二三产业劳动的产出弹性系数大于1 。例外情况是，1 9 7 8—1 9 8 1 年第三产业劳动的产出弹性系数为0 ． 8 8 3 ；1 9 8 8 —1 9 9 1 年第二产业劳动的产出弹性系数为0 ． 9 8 5 ； 1 9 9 9— 2 0 0 2 年第一产业劳动的产出弹性系数（1 ． 0 0 3） 大于1， 第二产业劳动的产出弹性系数（ 0 ． 8 8 9 ） 小于1 。3 ． 年度劳动配置效应从年度劳动配置效应看， 改革以来共有1 9 8 9 年、1 9 9 0 年和1 9 9 9 一2 0 0 2 年6 个年份为负值（ 图1 ） ， 其余3 1 年为正值。1 9 7 8 年最高，6 ． 8 3 3 ％， 对经济增长的贡献率达到5 8 ． 7 ％， 1 9＂7 9 年次之，5 ． 3 4 0 ％ ， 对经济增长的贡献率达到7 0 ． 5 ％； 再次是1 9 8 5 年的3 ． 7 0 3 ％ ， 1 9 8 4 年的3 ． 4 4 7 ％，2 0 0 6 年的3 ． 4 1 4 ％ 和2 0 0 5 年的3 ． 4 1 0 ％； 劳动配置效应最小的是1 9 9 0 年的－ 0 ． 6 8 2 ％， 其次是2 0 0 0 年的－ 0 ． 6 5 7 ％ ， 对经济增长的贡献率分别为－1 7 ． 8 ％ 和－ 7 ． 8 ％ 。，2 0 「一经济增长率劳动投人效应— 劳动配置效应－ －Ｘ － 劳动生产率效应％ＱＩＩＶ ｌＩ ＩＩ ＩＩ ＩＫ，＇，！Ｉｙ．＇ｌＩ ＩＩ ＩＩＩ Ｓｌ＊11 Ｔｌ ？？Ｉ？／？ ？＊ ｆ、声、次、声、斤＾＾＾ｆｒｆ年份）图1 年度经济增长率与劳动配置效应的关系1 9 9 0 年比较特殊， 部分因为人口普查原因， 劳动力人数骤增9 4 2 0 万人， 同时受“ 治理整顿” 影响， 经济增长只有3 ． 8 ％， 劳动生产率较低的第一产业劳动力比重上升， 劳动生产率较高的第二产业劳动力比重下降， 劳动配置效应为－ 0 ． 6 8 2 ％， 对经济增长的贡献率－1 7 ． 8 ％ 。1 9 8 9 年、1 9 9 9 —① 偏髙的主要原因： 蔡昉等（ 1 9 9 9 ） 对1 9 8 2—1 9 9 7 年劳动配置效应的估计值为1 ． 6 2 ％ ， 比较准确。以本文方法， 除了可以直接计算1 9 8 2—1 9 9 7 年的劳动配置效应外， 还可以通过计算同一时期历年劳动配置效应的算术平均值进行估算。计算结果如下，1 9 8 2 －1 9 9 7 年历年纯劳动配置效应的算术平均值为1 ． 5 2 ％， 分解共变效应后的劳动配置效应的算术平均值为1 ． 6 2 ％ ， 各年度经济增长率减去劳动生产率增长率减去劳动力增长率后的算术平均值为1 ． 7 4 ％ ， 劳动生产率增长率减去各行业劳动生产率加权和的算术平均值为1 ． 6 1 ％ ， 反复比较， 这一时期劳动配置效应的算术平均值应在1 ． 6 2 ％ 左右， 与蔡昉等（ 1 9 9 9 ） 的计算结果是一致的。蔡昉等（ 1 9 9 9 ） 的问题出在同期年均经济增长速度的计算上。蔡昉等（1 9 9 9 ） 计算1 9 8 2 —1 9 9 7 年ＧＤＰ 年均增长8 ． 0 1 ％ ， 根据《中国统计年鉴》（ 2 0 1 1 ） 计算为1 1 ． 2 ％ ， 根据《中国统计年鉴》（ 1 9 9 8 ） 计算为1 1 ． 1 ％ 。因此， 蔡昉等（ 1 9 9 9 ） 估计的劳动配置对经济增长的贡献率应为1 4 ． 6 ％ ， 而不会是2 0 ． 2 ％ ， 高估约5 ． 6 个百分点。2 2 ＆ 2 0 1 5 年第7期2 0 0 2 年则主要因为第二产业增长放缓， 劳动力比重下降， 劳动配置效应为负。从年度劳动配置效应（ 图1） 考察， 劳动配置效应具有周期性， 波动幅度弱于劳动生产率效应。劳动配置效应是受劳动生产率增长和经济增长影响的一个变量， 劳动配置效应的大小主要取决于第一产业劳动力比重下降（ 从而二三次产业劳动力比重提高） 的幅度。三次产业年度劳动的产出弹性系数波动幅度较小。第一产业劳动的产出弹性系数范围是（0 ． 7 2 0 ，1 ． 0 4 0） ，6 个年份大于1， 第二产业（ 0 ． 9 6 7， 1 ． 0 5 1） ，1 0 个年份小于1， 第三产业（0 ． 9 5 3，1 ． 0 3 5） ， 4 个年份小于1。异常值分别出现在1 9 7 8 — 1 9 8 0 年（ 第三产业小于1，1 9 7 9 年第二产业小于1） 、1 9 8 5 年和1 9 8 8 年（ 第一产业大于1） 、1 9 8 9 年（ 第一产业大于1， 第二产业小于1） 、1 9 9 0 年（ 第一产业大于1， 第二产业小于1） 、1 9 9 1 年（ 二三产业小于1） 、1 9 9 8 年（ 第二产业小于1） 、1 9 9 9 年和2 0 0 0年（ 第一产业均大于1， 第二产业均小于1） 以及2 0 0 1—2 0 0 3 年和2 0 1 4 年（ 第二产业小于1） 。4 ． 分产业劳动配置效应由式（7） 经济增长中的劳动配置效应为＾？？Ｐｉ ＋／＋＋／几），ｉ 分别取一二三产业， 可得一二三产业的劳动配置效应。表2 是1 9 7 8—2 0 1 4 年分时期各产业劳动配置效应， 正常情况下’ 三次产业劳动生产率均提高，第一产业劳动力比重下降， 劳动配置效应为负，二三产业劳动力比重上升， 配置效应为正。比如，1 9 7 8 年以来各时期第三产业劳动配置效应均为正值。但也有例外， 如1 9 9 9 一2 0 0 2 年第一产业劳动力比重上升， 劳动生产率提高， 第一产业劳动配置效应大于0；1 9 8 8—1 9 9 1 年， 第二产业劳动生产率下降， 劳动力比重上升， 劳动配置效应为负值；1 9 9 9 一2 0 0 2 年和1 9 9 6 —2 0 0 2 年第二产业劳动力比重下降， 劳动生产率提高， 劳动配置效应均为负值。表2分产业劳动配置效应劳动配置效应对经济增长的贡献率（％）合计第一产业第二产业第三产业合计第一产业第二产业第三产业1 9 7 8—2 0 1 45 ． 5 9 8－ 0 ． 1 1 81 ． 8 3 33 ． 8 8 31 8 ． 5－ 0 ． 46 ． 11 2 ． 81 9 7 8—1 9 8 70 ． 5 6 9－0 ． 0 5 20 ． 3 6 40 ． 2 5 73 5 ． 2－ 3 ． 22 2 ． 51 5 ． 91 9 7 8—1 9 8 10 ． 1 6 6－ 0 ． 0 2 40 ． 1 2 30 ． 0 6 84 5 ． 7－6 ． 73 3 ． 81 8 ． 61 9 8 2 —1 9 8 70 ． 1 9 0－ 0 ． 0 3 40 ．1 2 70 ． 0 9 72 0 ． 7－3 ． 71 3 ． 91 0 ． 51 9 8 8—1 9 9 50 ．1 3 5－ 0 ． 0 2 90 ． 0 2 20 ． 1 4 11 1 ． 8－ 2 ． 51 ． 91 2 ． 41 9 8 8 — 1 9 9 10 ． 0 0 4－ 0 ． 0 0 2－ 0 ． 0 1 50 ． 0 2 11． 2－ 0 ． 7－ 4 ． 66 ． 61 9 9 2 —1 9 9 50 ． 1 0 7－ 0 ． 0 2 40 ． 0 3 20 ． 0 9 91 6 ． 9－ 3 ． 85 ．11 5 ． 61 9 9 6 — 2 0 0 20 ． 0 2 9－ 0 ． 0 1 1－ 0 ． 0 2 30 ． 0 6 43 ． 7－1 ． 4－ 3 ． 08 ． 11 9 9 6—1 9 9 80 ． 0 4 3－ 0 ． 0 1 10 ． 0 1 80 ． 0 3 51 4 ． 3－3 ． 76 ． 11 2 ． 01 9 9 9— 2 0 0 2－0 ． 0 1 70 ． 0 0 1－ 0 ． 0 3 70 ． 0 2 0－ 4 ． 50 ． 1－ 9 ． 85 ． 22 0 0 3 — 2 0 1 40 ． 4 3 3－0 ． 0 2 80 ． 2 3 00 ． 2 3 02 0 ． 4－1． 31 0 ． 91 0 ． 82 0 0 3 — 2 0 0 80 ． 1 8 9－ 0 ． 0 2 00 ． 1 3 10 ． 0 7 82 1 ． 0－ 2 ． 21 4 ． 68 ． 62 0 0 9— 2 0 1 40 ． 1 4 5－ 0 ． 0 1 50 ． 0 5 60 ．1 0 42 2 ． 7－2 ． 39 ． 01 6 ． 1从1 9 7 8 年以来年度分产业劳动配置效应看， 正常情况下， 第一产业劳动劳动配置效应为负， 二三产业劳动配置效应为正。但也有例外， 主要出现在1 9 8 9 年和1 9 9 0 年以及1 9 9 9 一2 0 0 2 年， 这里不再赘述。2 3郝大明： 1 9 7 8 —2 0 1 4 年中国劳动配置效应的分离与实证四、同时考虑劳动者数量和素质变化时的劳动配置效应1 ． 数据来源及处理受劳动者素质数据来源限制， 本文只计算1 9 8 2 —2 0 1 0 年分时期的劳动配置效应。劳动者素质目前大多以平均受教育年数进行测量， 本文利用其中的学历指数法进行度量。？ 1 9 8 2 年、1 9 9 0 年、2 0 0 0 年和2 0 1 0 年数据分别来源于相应年份的《人口普查资料汇编》中的“ 分受教育程度、分行业就业人口”表，1 9 8 7，1 9 9 5 ， 2 0 0 5 年数据来源于《1 ％ 人口抽样调查资料汇编》中的“ 按受教育程度、行业门类分的就业人口”表， 并且换算为以1 9 8 2 年为基期的平均受教育程度指数（ 表3） ， 以此度量各产业劳动者素质系数。表3以1 9 8 2 年为基期的劳动者平均受教育程度指数平均受教育年数平均受教育程度指数（ 1 9 8 2 年＝ 1 ）1 9 8 2 1 9 8 71 9 9 0 1 9 9 52 0 0 02 0 0 52 0 1 01 9 8 71 9 9 01 9 9 52 0 0 02 0 0 52 0 1 0总计5 ． 8 0 7 6 ． 2 3 5 6 ． 7 8 2 7 ． 2 8 0 7 ． 9 2 5 8 ． 1 8 0 8 ． 9 8 9 1 ． 0 7 4 1 ． 1 6 8 1 ． 2 5 4 1 ． 3 6 5 1 ． 4 0 91． 5 4 8第一产业4 ． 8 2 0 5 ． 1 5 7 5 ． 7 8 1 6 ． 2 2 3 6 ． 7 8 8 6 ． 8 5 8 7 ． 5 2 7 1 ． 0 7 0 1 ． 1 9 9 1 ． 2 9 1 1 ． 4 0 8 1 ． 4 2 31 ． 5 6 2第二产业8 ． 0 9 18 ． 4 5 2 8 ． 9 2 5 9 ． 0 9 9 9 ． 3 5 7 9 ． 2 9 4 9 ． 6 2 6 1 ． 0 4 5 1 ． 1 0 3 1 ． 1 2 4 1 ． 1 5 6 1 ． 1 4 91 ． 1 9 0第三产业9 ． 2 8 5 9 ． 5 1 6 9 ． 9 4 5 1 0 ． 2 9 9 1 0 ． 5 3 6 1 0 ． 7 1 7 1 1 ． 0 0 0 1 ． 0 2 5 1 ． 0 7 1 1 ． 1 0 9 1． 1 3 5 1 ． 1 5 41 ． 1 8 5注： 2 0 0 5 年第二产业从业人员平均受教育年数低于2 0 0 0 年， 主要原因是， 1 9 9 8 —2 0 0 2 年第二产业增长低迷，1 9 9 9一2 0 0 2 年第二产业就业人数持续净减少， 劳动者素质两极分化， 2 0 0 5 年大学及以上人数比重6 ． 9 0 ％ ， 比2 0 0 0 年高0 ． 9 4 个百分点， 初中及以下人数比重7 3 ． 7 3 ％ ， 比2 0 0 0 年高2 ． 1 3 个百分点， 高中学历1 9 ． 3 7 ％ ， 比2 0 0 0 年低3 ． 0 7 个百分点。计算下来，2 0 0 5 年第二产业从业人员平均受教育年数减少。2 ． 同时考虑劳动者数量和素质变化时的劳动配置效应同时考虑劳动者数量和素质时， 劳动配置效应及其对经济增长的贡献低于只考虑劳动者数量时（ 表4）。如1 9 8 3—2 0 1 0 年， 经济增长1 4 ． 4 5 7 倍， 同时考虑劳动者数量和素质时， 劳动力流动和转移推动经济增长1 5 4 ． 4 ％， 比只考虑劳动者数量时低2 5 ． 0 个百分点， 对经济增长的贡献率为1 0 ． 7 ％ ， 比只考虑劳动者数量时减少1 ． 7 个百分点。主要原因是， 同时考虑劳动者素质时， 因为从第一产业流动和转移到二三产业的劳动者的素质较低， 从而使得考虑素质变化后的三次产业的比重变化反而较小。如， 仅考虑劳动者数量时，2 0 1 0 年一二三产业劳动力比重分别为3 7 ． 4 ％ ， 2 8 ． 3 ％和3 4 ． 4 ％ ， 比1 9 8 2 年分别提高－ 3 0 ． 7 、9 ． 9 和2 0 ． 8 个百分点， 但同时考虑劳动者素质时，2 0 1 0 年三次产业劳动力比重分别为4 4 ． 0 ％、2 5 ． 3 ％ 和3 0 ． 7 ％， 比1 9 8 2 年分别提高－ 2 4 ． 1、7 ． 0 和1 7 ． 1 个百分点， 前者提高幅度明显大于后者。1 9 8 8—1 9 9 0 年， 同时考虑劳动者素质时， 劳动配置效应为－ 2 ． 2 ％， 对经济增长的贡献率为－1 1 ． 0 ％， 而只考虑劳动者数量时， 劳动配置效应为0 ． 2 ％， 对经济增长的贡献率1 ． 0 ％ 。两者正负相反差距较大， 主要原因是， 同时考虑劳动者素质时， 第二产业劳动力比重1 9 9 0 年比1 9 8 7 年低1 ． 3个百分点， 第二产业生产率下降1 3 ． 1 ％， 第二产业劳动配置效应为－ 2 ． 5 ％ ， 对经济增长的贡献率为－1 2 ． 5 ％ 。在只考虑劳动者数量变化时， 第二产业劳动力比重1 9 9 0 年比1 9 8 7 年低0 ． 5 个百分点， 第二产业劳动生产率下降8 ． 3 ％， 第二产业劳动配置效应为－1 ． 2 ％ ， 对经济增长的贡献率为－ 5 ． 9 ％ 0① 平均受教育年数＝ 研究生文化程度人口比重Ｘ 1 9 年＋ 大学文化程度人口比重ｘ ｌ 6 年＋ 高中（ 中专） 文化程度人口比重Ｘ 1 2 年＋ 初中文化程度人口比重年＋ 小学文化程度人口比重年。受教育年数， 研究生1 9 年， 大学本科1 6 年， 大学专科1 4 年， 高中（ 中专） 1 2 年，初中9 年，小学6 年， 文盲半文盲为0 。2 4 金2 0 1 5 年第7 期表4同时考虑劳动者数量和素质变化时的劳动配置效应同时考虑劳动者数量和素质变化＾只考虑劳动者数量变化时期＾＾＾1增长劳动投入效应劳动配置效应劳动生产率效应劳动投入效应劳动配置效应劳动生产率效应1 9 8 3—1 9 8 7 0 ． 7 5 90 ． 2 7 10 ． 1 5 80 ． 3 3 10 ． 1 9 00 ． 1 7 30 ． 3 9 61 9 8 8 — 1 9 9 0 0 ． 2 0 20 ． 2 4 7－ 0 ． 0 2 2－ 0 ． 0 2 20 ． 1 5 90 ． 0 0 20 ． 0 4 11 9 9 1—1 9 9 5 0 ． 7 8 30 ． 2 0 60 ． 1 0 10 ． 4 7 50 ． 1 4 20 ． 1 1 60 ． 5 2 51 9 9 6—2 0 0 0 0 ． 5 1 30 ． 1 2 80 ． 0 1 30 ． 3 7 20 ． 0 6 20 ． 0 3 40 ． 4 1 72 0 0 1— 2 0 0 5 0 ． 5 9 30 ． 0 3 90 ． 0 5 30 ． 5 0 10 ． 0 3 90 ． 0 5 90 ． 4 9 42 0 0 6—2 0 1 0 0 ． 7 0 00 ． 0 6 40 ． 1 5 40 ． 4 8 20 ． 0 2 10 ． 1 5 60 ． 5 2 31 9 8 3—1 9 9 0 1 ． 1 1 60 ． 6 8 00 ． 1 1 00 ． 3 2 60 ． 4 2 40 ． 1 9 10 ． 5 0 11 9 9 1—2 0 0 0 1 ． 6 9 80 ． 3 9 90 ． 1 5 51 ． 1 4 40 ． 2 2 80 ． 2 1 81 ． 2 5 22 0 0 1—2 0 1 0 1 ． 7 0 80 ． 1 1 00 ， 2 4 81 ． 3 5 00 ． 0 6 20 ． 2 4 61． 4 0 01 9 8 3—2 0 1 0 1 4 ． 4 5 72 ． 5 8 01 ． 5 4 41 0 ． 3 3 41 ． 1 6 61 ． 7 9 41 1 ． 4 9 8贡献率（ ％ ）1 9 8 3 —1 9 8 7 1 0 0 ． 03 5 ． 62 0 ． 84 3 ． 52 5 ． 12 2 ． 85 2 ． 11 9 8 8—1 9 9 0 1 0 0 ． 01 2 1 ． 8－1 1． 0－1 0 ． 87 8 ． 51 ． 02 0 ． 51 9 9 1—1 9 9 5 1 0 0 ． 02 6 ． 31 2 ． 96 0 ． 71 8 ． 21 4 ． 96 7 ． 01 9 9 6—2 0 0 0 1 0 0 ． 02 4 ． 92 ． 67 2 ． 51 2 ． 06 ． 68 1 ． 32 0 0 1—2 0 0 5 1 0 0 ． 06 ． 59 ． 08 4 ． 56 ． 61 0 ． 08 3 ． 42 0 0 6—2 0 1 0 1 0 0 ． 09 ． 22 1 ． 96 8 ． 93 ． 02 2 ． 37 4 ． 71 9 8 3—1 9 9 0 1 0 0 ． 06 0 ． 99 ． 82 9 ． 23 8 ． 01 7 ． 14 4 ． 91 9 9 1— 2 0 0 0 1 0 0 ． 02 3 ． 59 ． 16 7 ． 41 3 ． 41 2 ． 87 3 ． 82 0 0 1—2 0 1 0 1 0 0 ． 06 ． 51 4 ． 57 9 ． 03 ． 61 4 ． 48 2 ． 01 9 8 3— 2 0 1 0 1 0 0 ． 01 7 ． 81 0 ． 77 1 ． 58 ． 11 2 ． 47 9 ． 53 ． 劳动者数量增加和素质提高对经济增长的影响同时考虑劳动者数量和素质时， 劳动投人对经济增长的贡献大幅提高（ 表4） 。？ 如1 9 8 2 —2 0 1 0 年， 同时考虑劳动者数量和素质时， 劳动投人推动经济增长2 5 8 ． 0 ％， 比只考虑劳动者数量时高1 4 1 ． 4 个百分点， 对经济增长的贡献为1 7 ． 8 ％ ， 比只考虑劳动者数量时增加9 ． 7 个百分点。主要原因是， 同时考虑劳动者素质时，2 0 1 0 年劳动投入比1 9 8 2 年增长1 2 6 ． 5 ％， 而在只考虑劳动者数量时， 劳动投入增长7 0 ． 7 ％ 。在1 0 年以下时期中， 单纯观察劳动者数量增长对经济增长的影响， 同时考虑劳动者数量和素质时与只考虑劳动者数量时基本相当（ 表5） 。但1 9 8 3 —2 0 1 0 年， 同时考虑劳动者素质时， 劳动者数量增长效应为1 7 6 ． 3 ％， 对经济增长的贡献为1 2 ． 2 ％， 比不考虑劳动者素质时的劳动者数量增长效应提高5 9 ． 7 个百分点， 对经济增长的贡献率提高4 ． 1 个百分点， 主要原因是长时期内， 劳动者数量增加和劳动者素质提高的共变效应较大， 对共变效应分解后归于劳动者数量的部分增加。① 2 0 0 0 —2 0 0 5 年例外： 同时考虑劳动者数量和素质时， 劳动投入效应（ 0 ． 0 3 8 7 ） 及其对经济增长的贡献（ 6 ． 5 4 ％ ） 均低于只考虑劳动者数量时（ 0 ． 0 3 9 2 和6 ． 6 1 ％ ） 。主要原因是， 同时考虑劳动者数量和素质时， 2 0 0 1— 2 0 0 5 年劳动投入增长3 ． 7 4 ％ ， 其中第二产业劳动投人增长4 ． 9 2 ％； 只考虑劳动者数量时， 2 0 0 1—2 0 0 5 年劳动投人增长3 ． 7 9 ％ ， 其中第二产业劳动投入增长5 ． 6 2 ％ 。即同时考虑劳动者数量和素质时， 劳动投入增长幅度低于只考虑劳动者数量时。2 5郝大明： 1 9 7 8—2 0 1 4 年中国劳动配置效应的分离与实证表5劳动者数量增加和素质提高的经济增长效应效应值贡献率（ ％ ）同时考虑劳动者数量与素质］￣只考虑￣同时考虑劳动者数量与素质］ 只考虑￣合计数量素质—劳动者数量合计数量素质一劳动者数量1 9 8 3—1 9 8 70 ． 2 7 10 ． 2 0 30 ． 0 6 80 ． 1 9 03 5 ． 62 6 ． 78 ． 92 5 ． 11 9 8 8—1 9 9 00 ． 2 4 70 ． 1 5 40 ． 0 9 30 ． 1 5 91 2 1 ． 87 5 ． 84 6 ． 07 8 ． 51 9 9 1—1 9 9 50 ． 2 0 60 ． 1 5 10 ． 0 5 50 ． 1 4 22 6 ． 31 9 ． 37 ． 11 8 ． 21 9 9 6—2 0 0 00 ． 1 2 80 ． 0 6 60 ． 0 6 20 ． 0 6 22 4 ． 91 2 ． 81 2 ． 11 2 ． 02 0 0 1— 2 0 0 50 ． 0 3 90 ． 0 3 90 ． 0 0 00 ． 0 3 96 ． 56 ． 6－ 0 ． 16 ． 62 0 0 6— 2 0 1 00 ． 0 6 40 ． 0 2 20 ． 0 4 30 ． 0 2 19 ． 23 ． 16 ． 13 ． 01 9 8 3 —1 9 9 00 ． 6 8 00 ． 4 7 10 ． 2 0 90 ． 4 2 46 0 ． 94 2 ． 21 8 ． 73 8 ． 01 9 9 1— 2 0 0 00 ． 3 9 90 ． 2 5 90 ． 1 4 00 ． 2 2 82 3 ． 51 5 ． 38 ． 21 3 ． 42 0 0 1—2 0 1 00 ． 1 1 00 ． 0 6 60 ． 0 4 40 ． 0 6 26 ． 53 ． 92 ． 63 ． 61 9 8 3 — 2 0 1 02 ． 5 8 01 ． 7 6 30 ． 8 1 61 ． 1 6 61 7 ． 81 2 ． 25 ． 68 ． 1单纯看劳动者素质提高对经济增长的影响（ 表5） 。2 0 0 1— 2 0 0 5 年劳动者素质提高对经济增长的推动接近为0，1 9 8 3 —1 9 8 7年、1 9 8 8 —1 9 9 0年、1 9 9 1—1 9 9 5年、1 9 9 6 — 2 0 0 0年和 2 0 0 6 — 2 0 1 0年分别为6 ． 8 ％ 、9 ． 3 ％ 、5 ． 5 ％、6 ． 2 ％ 和4 ． 3 ％ 。1 9 8 8—1 9 9 0 年的劳动素质提髙推动经济增长9 ． 3 ％ ，对经济增长的贡献为4 6 ． 0 ％ ， 主要原因是这一时期第一产业劳动力增长幅度大（1 2 ． 7 ％） 且平均受教育程度提髙幅度大（1 2 ． 1 ％） ， 使总体劳动者素质提高幅度较大（9 ． 3 ％ ） ， 远高于其他时期。2 0 0 5 － 2 0 1 0 年劳动者素质提高对劳动投人的影响高于劳动者数量增加， 主要原因是这一时期劳动者数量增加2 ． 0 ％， 劳动者素质提高4 ． 0 ％， 劳动投人增长6 ． 1 ％， 劳动者素质提高对劳动投人和经济增长的贡献是劳动者数量增长的两倍。五、劳动配置效应的未来发展趋势1 ． 纯劳动配置效应的讨论纯劳动配置效应Ｓ （ ｙ丨圪）＝ 2ｙｉＰｉ（ｐ0ｉＲ￣Ｒｉ ）＝ｌ［ ＾ｒ－ （ 《－ ｉＯｊ。它的大小取决于基期各产业劳动生产率的差距和一段时期各产业劳动力比重变化幅度。极端情况下， 各产业基期劳动生产率完全相同， 即＜ ＝ 炉， 或者一段时期各产业间劳动力比重没有任何变化， 即（ ＜－ 忙＝ 0 ） ， 这两种情况下劳动力流动和转移对经济增长无任何影响， 劳动配置效应都等于零。这就意味着， 如果三次产业劳动生产率趋于接近， 劳动配置效应将会显著变小。2 0 0 3 年以来， 农业劳动力持续向二三产业转移， 农产品价格快速上涨， 第一产业劳动生产率增长较快。2 0 0 3 — 2 0 1 3 年第一产业劳动生产率年均名义增长1 6 ． 1 ％， 明显高于二三产业的1 1 ． 3 ％ 和1 2 ． 9 ％ ， 但第一产业劳动生产率与二三产业的绝对差距仍然很大， 2 0 1 3 年中国三次产业劳动生产率分别是2 ． 2 1 5 万元／人、1 1 ． 0 6 7 万元／人和9 ． 6 2 5 万元／ 人， 即二三产业劳动生产率分别是第一产业的5 ． 0 0 和4 ． 3 4 倍， 这种情况下劳动力由第一产业向二三产业转移， 仍将存在显著的劳动配置效应。2 0 1 3 年底中国农业劳动力仍有2 4 1 7 1 万人， 农业劳动力比重3 1 ． 4 ％， 农业劳动力向二三产业流动和转移还有较大的空间。2 ． 未来1 0 年劳动配置效应仍是中国经济增长的一个重要来源乐观预测， 未来1 5 年中国劳动力流动转移仍然保持较快速度， 农业劳动力比重持续下降，2 0 1 52 6歧“ 媒金2 0 1 5 年第7 期年下降到2 8 ． 2 ％ ，2 0 2 0 年下降到2 1 ． 7 ％，2 0 2 5 年下降到1 5 ． 9 ％，2 0 3 0 年下降到1 1 ． 4 ％， 第二产业劳动力比重保持缓慢下降态势， 第三产业劳动力比重持续上升。以此预测，2 0 1 1 — 2 0 1 5 年， 劳动力流动和转移将推动ＧＤＰ 增长1 2 ． 0 ％ （ 表6 ） ， 对经济增长的贡献率为2 9 ． 7 ％ ；2 0 1 6 — 2 0 2 0 年， 劳动力流动和转移将推动6 0 ？ 增长4 ． 9 ％， 对经济增长的贡献率为1 7 ． 6 ％ ；2 0 2 1— 2 0 2 5 年， 劳动力流动和转移将推动ＧＤＰ 增长3 ． 2 ％ ， 对经济增长的贡献率为1 4 ． 2 ％ ；2 0 2 6 — 2 0 3 0 年， 劳动力流动和转移将推动ＧＤＰ 增长1 ． 8 ％， 对经济增长的贡献率为9 ． 6 ％ 。可见， 乐观预测情景下， 未来1 5 年劳动力流动和转移仍是中国经济增长的一个重要来源。谨慎预测，2 0 1 5 年第一产业劳动力比重下降到2 8 ． 2 ％ ，2 0 2 0 年下降到2 2 ． 7 ％ ，2 0 2 5 年下降到1 8 ． 4 ％ ，2 0 3 0 年下降到1 4 ． 9 ％ 。2 0 1 6 — 2 0 2 0 年， 劳动力流动和转移将推动Ｇ Ｄ Ｐ 增长3 ． 9 ％ （ 表6） ，对经济增长的贡献率为1 4 ． 0 ％ ；2 0 2 1 — 2 0 2 5 年， 劳动力流动和转移将推动ＧＤ Ｐ 增长1 ． 9 ％， 对经济增长的贡献率为8 ． 7 ％；2 0 2 6 — 2 0 3 0 年， 劳动力流动和转移将推动ＧＤ Ｐ 增长1 ． 1 ％， 对经济增长的贡献率为6 ． 0 ％ 。此种情况下，2 0 1 6 —2 0 2 0 年， 劳动力流动和转移是经济增长的一个重要来源， 之后将逐渐衰减。表62 0 1 5 — 2 0 4 0 年劳动配置效应预测效应值贡献率（ ％ ）时期累计增长1劳动投入｜劳动配置劳动生产率劳动投入劳动配置劳动生产率乐观预测： 农业劳动力比重 2 0 2 0 年 2 1 ． 7 ％，2 0 2 5 年 1 5 ． 9 ％，2 0 3 0 年 1 1． 4 ％， 2 0 3 5 年 8 ． 9 ％ ，2 0 40 年 7 ． 7 ％ 。2 0 1 1—2 0 1 50 ． 4 0 30 ． 0 1 90 ． 1 2 00 ． 2 6 44 ． 82 9 ． 76 5 ． 52 0 1 6—2 0 2 00 ． 2 7 70 ． 0 1 20 ． 0 4 90 ． 2 1 64 ． 21 7 ． 67 8 ． 22 0 2 1— 2 0 2 50 ． 2 2 20 ． 0 0 60 ． 0 3 20 ． 1 8 42 ． 91 4 ． 28 2 ． 92 0 2 6—2 0 3 00 ． 1 8 40 ． 0 0 30 ． 0 1 80 ． 1 6 41 ． 49 ． 68 9 ． 02 0 3 1— 2 0 3 50 ． 1 6 5－ 0 ． 0 0 4－ 0 ． 0 0 80 ． 1 7 7－ 2 ． 3－ 5 ． 11 0 7 ． 42 0 3 6—2 0 4 00 ． 1 4 3－ 0 ． 0 0 9－ 0 ． 0 2 20 ． 1 7 4－ 6 ． 2－1 5 ． 71 2 1 ． 8谨慎预测： 农业劳动力比重2 0 2 0 年2 2 ． 7 ％，2 0 2 5年 1 8 ． 4 ％，2 0 3 0 年 1 4 ． 9 ％’2 0 3 5 年 1 2 ． 2 ％’2 0 4 0 年 1 0 ． 0 ％ 。2 0 1 1—2 0 1 50 ． 4 0 30 ． 0 1 90 ． 1 2 00 ． 2 6 44 ． 82 9 ． 76 5 ． 52 0 1 6— 2 0 2 00 ． 2 7 70 ． 0 1 20 ． 0 3 90 ． 2 2 64 ． 21 4 ． 08 1 ． 82 0 2 1— 2 0 2 50 ． 2 2 20 ． 0 0 60 ． 0 1 90 ． 1 9 62 ． 98 ． 78 8 ． 42 0 2 6 — 2 0 3 00 ． 1 8 40 ． 0 0 30 ． 0 1 10 ．1 7 01 ． 46 ． 09 2 ． 62 0 3 1 — 2 0 3 50 ． 1 6 5－ 0 ． 0 0 4－ 0 ． 0 0 50 ． 1 7 4－ 2 ． 3－ 3 ． 21 0 5 ． 52 0 3 6— 2 0 4 00 ． 1 4 3－ 0 ． 0 0 9－ 0 ． 0 1 50 ． 1 6 7－ 6 ． 2－1 0 ． 61 1 6 ． 8注： 两种情况的共同假设是， 2 0 1 5 年农业劳动力比重2 8 ． 2 ％ 。2 0 1 5 、2 0 2 0 、2 0 2 5 、2 0 3 0 、2 0 3 5 、2 0 4 0 年全部劳动者人数分别是7 7 4 0 0 万人、7 8 3 0 0 万人、7 8 8 0 0 万人、7 9 0 0 0 、7 8 7 0 0 、7 8 0 0 0 万人， 第二产业劳动力比重分别为 2 9 ． 5 ％ ， 2 6 ． 9 ％ ， 2 5 ． 4 ％ ， 2 4 ． 4 ％ 、2 2 ． 9 ％ 、2 1 ． 2 ％。2 0 1 1— 2 0 1 5 年一二三产业增加值年均分别增长2 ． 4 ％ 、7 ． 5 ％ 和7 ． 3 ％ ，ＧＤＰ 年均增长7 ． 0 0 ％ 。2 0 1 6 — 2 0 2 0 年一二三产业增加值年均增长1 ． 3 ％ 、5 ． 5 ％ 和5 ． 0 ％ ， ＧＤＰ 年均增长5 ． 0 1 ％ 。2 0 2 1—2 0 2 5 年一二三产业增加值年均增长1 ． 0 ％ ， 4 ． 5 ％和4 ． 0 ％， ＧＤＰ 年均增长4 ． 0 9 ％ 。2 0 2 6 —2 0 3 0 年一二三产业增加值年均增长1 ． 0 ％ 、4 ． 0 ％ 和3 ． 0 ％， ＧＤＰ 年均增长3 ． 4 3 ％ 。2 0 3 1—2 0 3 5 年一二三产业增加值年均增长0 ． 9 ％ 、3 ． 5 ％ 和2 ． 8 ％， Ｇ Ｄ Ｐ 年均增长3 ． 1 0 ％ 。2 0 3 6 — 2 0 4 0 年一二三产业增加值年均增长0 ． 8 ％ 、3 ． 0 ％ 和2 ． 5 ％ ， 0 0 卩年均增长2 ． 7 丨％ 。3 ． 2 0 3 0 年后劳动配置效应或将为负值按照人口转变的规律，2 0 3 0 年前后， 中国劳动力人数将净减少。假定2 0 3 1 — 2 0 3 5 年劳动力共减少3 0 0 万人，2 0 3 6 —2 0 4 0 年共减少7 0 0 万人。乐观预测，2 0 3 5 年三次产业劳动力比重分别为8 ． 9 ％ ，2 2 ． 9 ％ 和6 8 ． 2 ％，2 0 3 1—2 0 3 5 年劳动力流动和转移对经济增长的推动为－ 0 ． 8 ％ （ 表6 ） ， 对经济增长的贡献率为－ 5 ． 1 ％ ， 其中一二三产业分别为－ 2 ． 4 ％ 、－ 1 9 ． 1 ％ 和1 6 ． 4 ％。2 0 4 0 年三次产业劳动力比重分别为7 ． 7 ％ ，2 1 ． 2 ％ 和2 7郝大明：1 9 7 8 —2 0 1 4 年中国劳动配置效应的分离与实证7 1 ． 2 ％ ，2 0 3 6 — 2 0 4 0 年劳动力流动和转移对经济增长的推动为－ 2 ． 2 ％， 对经济增长的贡献率为－1 5 ． 7 ％， 其中一二三产业分别为－ 2 ． 4 ％、－ 2 5 ． 7 ％ 和1 2 ． 4 ％ 。谨慎预测，2 0 3 5 年三次产业劳动力比重分别为1 2 ． 2 ％ 、2 2 ． 9 ％ 和6 4 ． 9 ％，2 0 3 1— 2 0 3 5 年劳动力流动和转移对经济增长的推动为－ 0 ． 4 ％（ 表6） ， 对经济增长的贡献率为－ 3 ． 2 ％， 其中一二三产业分别为－ 2 ． 5 ％ 、－1 9 ． 1 ％ 和1 8 ． 4 ％ 。2 0 4 0 年三次产业劳动力比重分别为1 0 ． 0 ％ 、2 1 ． 2 ％ 和6 8 ． 8 ％ ，2 0 3 6 －2 0 4 0 年劳动力流动和转移对经济增长的推动为－ 0 ． 9 ％ ， 对经济增长的贡献率为－1 0 ． 6 ％， 其中一二三产业分别为－ 2 ． 5 ％ 、－ 2 5 ． 7 ％ 和1 7 ． 6 ％ 。概括下来，2 0 3 0 年后， 中国劳动投人效应与劳动配置效应对经济增长将为负拉动， 经济增长全部来自劳动生产率增长。六、结论与建议本文利用指数的增量分析方法将劳动配置效应从经济增长中分离出来， 与其他方法比较， 指数法具有推导简捷、意义明确、数据易得、计算准确、时期任选等多方面的优点。在直接计算劳动投入的各种因素变化对经济增长的影响方面， 更有优势。从计算结果的比较来看， 以这种方法计算劳动配置效应是可靠的。2 0 0 2 年以来， 劳动投入对中国经济增长的贡献率已下降到1 0 ％ 以下。同时考虑劳动者素质时， 劳动投入对经济增长的贡献要明显大于只考虑劳动投人数量增加时对经济增长的贡献。2 0 1 0年人口普查资料显示， 中国一二产业未上过学、小学和初中文化程度的劳动者比重为6 2 ． 4 8 ％； 而在农业就业人口中， 9 0 ． 5 5 ％ 集中在2 0 — 6 4 岁， 在第二产业就业人口中， 8 9 ． 9 5 ％ 集中在2 0 —5 4 岁，这就意味着今后1 0 年， 由于超过6 0 ％ 的劳动者的素质提高速度将比较缓慢， 劳动者素质提高对经济增长的影响有限。劳动者素质提高可在相当程度上弥补劳动者人数增长缓慢的影响。未来劳动投人对经济增长的影响将主要来源于劳动者“勤勉程度” 的提高。2 0 0 4 年以来， 中国经济较快增长， 劳动力向二三产业流动和转移速度加快， 劳动配置是中国经济增长的一个重要来源。未来相当长的一段时间， 在结构层面有希望继续支持中国经济增长的是城镇化， 城镇化可通过促进城乡之间劳动力的流动和转移而提高生产率。今后1 0 年， 中国仍处于快速城镇化过程中， 农业劳动力仍将向二三产业较快转移，二三产业劳动力向更高劳动生产率产业转移的潜力也很大， 劳动配置对中国经济增长的推动仍较强。但2 0 2 5 年后， 劳动配置效应将逐渐衰减。政策建议是， 劳动投入方面， 通过劳动力市场建设和收人分配体制改革， 提高劳动参与率和就业率， 提高劳动者积极性、能动性和创造性， 促进劳动投入的增长； 积极发展职业教育， 普及农业科技， 努力提高占较大比重的农业劳动者的素质。劳动配置方面， 放松垄断领域投资限制， 破除户籍限制， 鼓励创业， 健全社会保障， 促进农业劳动力向二三产业转移， 促进二三产业部门间的劳动力流动， 提髙劳动配置效率。参考文献蔡昉、王德文， 1 9 卯：《中国经济增长可持续性与劳动贡献》， 《经济研究》第1 0 期。陈清华、樊瑛、方福康， 2 0 0 3 ： 《中国多部门经济增长因素分析》， 《系统工程理论与实践》第9 期。陈诗一 ， 2 0 1 1 ： 《中国工业分行业统计数据估算：1 9 8 0—2 0 0 8 》， 《经济学（ 季刊） 》第1 0 卷第3 期。陈正其， 2 0 1 3 ： 《中国工业分行业资本存量估计》， 《经济研究导刊》第3 4 期。傅道臣，1 9 9 3 ： 《经济增长中的结构效益及其测算》， 《数量经济技术经济研究》第1 2 期。傅道臣、张新兰，1 9 9 7 ：《经济增长因素分析的一种统计方法》， 《统计研究》第2 期。郭克莎，1 9 9 2 ： 《我国总资源配置效应分析》， 《经济研究》第9 期。2 8位（身鮮金2 0 1 5 年第7 期胡永泰，1 9 9 8 ： 《中国全要素生产率： 来自农业部门劳动配置的首要作用》， 《经济研究》第3 期。黄良文等，1 9 8 9 ： 《厦门市技术进步的定量分析与对策研究》， 载于厦门市经济社会发展战略研究办公室、厦门市计划委员会编《厦门经济社会发展战略1 9 8 5 — 2 0 0 0 》， 鹭江出版社。李京文、钟学义，2 0 0 7 ： 《中国生产率分析前沿》（ 第2 版）， 社会科学文献出版社。李勋来、李国平， 2 0 0 5 ： 《经济增长中的农村富余劳动力转移效应研究》， 《经济科学》第3 期。潘文卿，1 9 9 9 ： 《中国农业剩余劳动力转移效应测评》，《统计研究》第4 期。‘潘文卿， 2 0 0 1： 《中国农业剩余劳动力转移现状及转移效益分析》， 《农业技术经济》第3 期。世界银行，1 9 9 7 ： 《2 0 2 0 年的中国： 新世纪的发展挑战》， 中国财政经济出版社。徐现祥、舒元， 2 0 0 1 ： 《劳动结构效应的实证分析》， 《上海经济研究》第2 期。薛俊波、王铮，2 0 0 7 ： 《中国1 7 部门资本存量的核算研究》， 《统计研究》第7 期。姚战琪， 2 0 0 9 ： 《生产率增长与要素再配置： 中国的经验研究》， 《经济研究》第1 1 期。袁嘉新，1 9 9 2 ： 《经济增长中结构效益的測算方法》， 《数量经济技术经济研究》第3 期。袁嘉新，1 9 9 3 ： 《再论“经济增长中结构效益的测算方法”》， 《数量经济技术经济研究》第1 2 期。张保法，1 9 9 7 ： 《经济增长中的结构效应》， 《数量经济技术经济研究》第1 1 期。张军、章元， 2 0 0 3 ： 《对中国资本存量Ｋ 的再估计》， 《经济研究》第7 期。张军、陈诗一、Ｇａ ｒｙＨ ．Ｊｅｆｅ ｒｓ ｏ ｎ， 2 0 0 9 ： 《结构改革与中国工业增长》， 《经济研究》第7 期。Ｄｅｎ ｉｓ ｏｎ， Ｅ ． Ｆ．， 1 9 6 7 ，Ｗｈ ｙＧｒｏｗ ｔｈ Ｒａ ｔｅｓ Ｄｉｆｅｒ ： Ｐｏ ｓｔ ｗａｒ Ｅ ｘｐ ｅｒｉｅｎｃｅ ｉｎ Ｎｉｎｅ Ｗｅ ｓｔ ｅｒ ｎ Ｃ ｏｕ ｎ ｔｒｉｅｓ， Ｗ＾ ｈ ｉ ｎ ｇｔｏｎｆ Ｄ ．Ｃ： Ｂｒ ｏｏ ｋ ｉｎｇｓＩｎｓｔｉ ｔｕ ｔｉｏ ｎ Ｐ ｒｅ ｓ ｓ ， ｐ ｐ． 2 1 2—2 1 4 ．Ｄｅｎ ｉ ｓ ｏｎ，Ｅ ． Ｆ．， 1 9 7 4，Ａ ｃｃｏ ｕ ｎｔｉｎ ｇ ｆｏｒ Ｕ ｎｉ ｔｅ ｄＳ ｔａｔ ｅｓ Ｅ ｃｏ ｎ ｏｍ ｉｃ Ｇｒｏｗｔｈ 1 9 2 9 —1 9 6 9，Ｗａｓｈ ｉｎｇｔｏ ｎ， Ｄ ． Ｃ： Ｂｒｏｏ ｋｉ ｎｇｓ Ｉ ｎ ｓ ｔ ｉｔｕ ｔ ｉｏｎ Ｐｒ ｅｓ ｓ，ｐ． 2 8 7 ．Ｄｅ ｎｉｓ ｏｎｔ Ｅ．Ｆ ．’ 1 9 7 9，Ａｃ ｃｏｕ ｎｔｉｎ ｇ ｆｏ ｒ Ｓ ｌｏｗｅｒ Ｅｃ ｏｎ ｏ ｍｉｃＧｒ ｏｗｔｈ； Ｔｈ ｅ Ｕ ｎ ｉｔ ｅｄ Ｓ ｔａｔｅ ｓ ｉ ｎ ｔｈ ｅ 1 9 7 0 ｓ，Ｗａ ｓ ｈｉ ｎｇｔｏｎ，Ｄ ． Ｃ ：ｔｈ ｅ Ｂ ｒｏ ｏｋ ｉｎｇｓＩ ｎｓ ｔｉ ｔｕ ｔｉｏ ｎ Ｐｒ ｅｓ ｓ ， ｐ ． 6 5 ．Ｄｅ ｎ ｉ ｓ ｏｎ，Ｅ ． Ｆ ．，1 9 7 4，Ａｃ ｃｏｕｎｔｉｎ ｇ ｆｏｒ Ｕｎ ｉ ｔｅ ｄ Ｓｔ ａｔｅ ｓ Ｅ ｃｏ ｎ ｏｍｉｃ Ｇｒ ｏｗｔｈ 1 9 2 9 —1 9 6 9，Ｗａｓｈ ｉ ｎ ｇｔｏｎ， Ｄ． Ｃ ： Ｂｒｏｏｋ ｉｎｇｓ Ｉ ｎｓｔｉｔｕ ｔｉ ｏｎ Ｐｒｅ ｓｓ，ｐ ． ｌ ｌ ｌ ．Ｄｅ ｎｉ ｓｏ ｎ，￡．Ｆ ．’ 1 9 7 4 ，Ａｃ ｃｏｕ ｎｔ ｉ ｎｇ ｆｏ ｒ Ｕｎ ｉ ｔｅｄ Ｓ ｔａｔｅ ｓ Ｅ ｃｏ ｎ ｏｍｉ ｃＧｒ ｏｗｔｈ 1 9 2 9 一1 9 6 9 ， Ｗａｓ ｈ ｉ ｎｇｔｏｎ， Ｄ ． Ｃ ： Ｂ ｒ ｏｏｋ ｉ ｎ ｇｓ Ｉｎ ｓｔ ｉ ｔｕ ｔｉ ｏｎ Ｐｒｅｓ ｓ，ｐ ． 2 8 7 ．Ｎｏ ｒｄ ｈ ａｕ ｓ， Ｗｉ ｌ ｌｉａ ｍ Ｄ．， 2 0 0 1，“Ａｌｔ ｅｒｎａ ｔｉｖ ｅＭｅ ｔｈ ｏｄ ｓ ｆｏｒ Ｍ ｅａｓ ｕ ｒｉ ｎｇ Ｐ ｒｏ ｄｕｃ ｔｉｖ ｉ ｔｙＧｒｏ ｗｔ ｈ＂， ＮＢ Ｅ ＲＷｏ ｒｋ ｉｎ ｇ Ｐａｐｅｒ， 8 0 9 5 ．Ｓｙｒｑｕ ｉ ｎ， Ｍ ．， 1 9 8 4， “Ｒｅ ｓ ｏｕ ｒｃ ｅＲｅａｌｌ ｏｃ ａｔ ｉ ｏ ｎ ａｎ ｄ Ｐ ｒｏ ｄｕ ｃ ｔｉ ｖｉｔｙ Ｇｒ ｏｗｔｈ＂，Ｉ ｎ Ｈ ｏｌ ｌｉ ｓ ＢＣ ｈ ｅｎ ｅｒｙ ，Ｍ ． Ｓｙｒｑ ｕ ｉｎ， Ｌ ａｎ ｃｅ Ｔａ ｙｌｏｒ， ａｎ ｄ Ｌａ ｒｒ ｙ ＥＷｅ ｓｔｐｈａ ｌ， Ｅｃ ｏｎ ｏｍ ｉｃ Ｓ ｔｒ ｕｃ ｔｕ ｒｅ ａｎ ｄ Ｐｅｒ ｆｏｒｍ ａｎ ｃｅ： Ｅｓ ｓ ａｙ ｓ ｉ ｎＨ ｏｎ ｏｕ ｒ ｏｆ Ｈｏ ｌ ｌｉｓ Ｂ ． Ｃ ｈ ｅ ｎ ｅｒｙ ，Ｎ ｅ ｗＹｏ ｒｋ： Ａｃａ ｄｅ ｍｉ ｃ Ｐｒｅ ｓ ｓ ， ｐ ． 8 1 ．Ｓｅｐａｒａｔｉｏｎ ａｎｄ Ｃａｌｃｕｌａｔｉｏｎｏｆ Ｌａｂ ｏｒＲｅａｌ ｌｏｃａｔ ｉｏｎＥｆｆｅｃｔ ｉｎＣ ｈｉｎａ： 1 9 7 8 — 2 0 1 4Ｈ ａｏ Ｄａｒｎ ｉ ｎｇ（ Ｓｃ ｈｏ ｏ ｌ ｏｆ Ｌａ ｂｏ ｒＥ ｃｏｎｏｍｉ ｃ ｓ， Ｃａｐｉ ｔａ ｌ Ｕｎ ｉｖ ｅ ｒｓｉｔ ｙ ｏ ｆＥ ｃｏ ｎ ｏｍ ｉｃ ｓ ａ ｎ ｄＢｕ ｓｉ ｎｅ ｓｓ）Ａｂｓ ｔｒａ ｃｔ ： Ｔｈｅ ｔ ｈｅ ｓｉ ｓ ｐｒｏ ｐｏ ｓｅ ｓ Ｉｎ ｄ ｅ ｘ Ｉｎ ｃ ｒｅ ｍｅ ｎｔａ ｌＡ ｎ ａ ｌｙ ｔｉ ｃ Ｍｅ ｔｈ ｏｄ ｔｏ ｃ ａ ｌｃｕｌ ａｔ ｅ ｌａｂ ｏｒ ａ ｌｌｏ ｃａ ｔ ｉｏｎｅ ｆｆｅ ｃ ｔｉｎ Ｃ ｈｉ ｎａ ｓｉｎ ｃ ｅ ｔｈｅｒｅ ｆｏｒｍ ａｎ ｄ ｏ ｐｅ ｎｉ ｎｇ－ ｕｐ ． Ｔｈｉ ｓｍｅ ｔｈｏ ｄｃ ｈａ ｒａｃ ｔｅ ｒｉ ｚｅ ｓ ｂｙｐｒｏｐ ｏｒｔｉ ｏｎａ ｌｌ ｙｄ ｅｃ ｏｍｐ ｏｓ ｉｎｇａ ｎｄ ｄｉ ｓｔｒ ｉｂｕｔ ｉｎｇｔｈ ｅｉ ｎｔ ｅｒａ ｃ ｔｉ ｏｎ ｅｆｅ ｃ ｔｂｅ ｔ ｗｅ ｅ ｎｌ ａｂ ｏ ｒ ｒｅ ａｌｌｏ ｃ ａ ｔｉ ｏｎｅｆｆｅ ｃ ｔｓ ａ ｎｄ ｌａ ｂｏ ｒｉ ｎｐｕ ｔ ｅ ｆｆｅｃ ｔ ａｎ ｄｌ 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