經濟增長干擾因子研討

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本文作者：朱恒金、馬軼群 單位：南京審計學院、河海大學商學院

任保平和王蓉（2011）[7]建立了包含工業(yè)化率等19個指標的評價體系綜合評價我國東部地區(qū)的經濟增長質量。顯然，構建指標體系較容易被接受和理解，是進行實證分析的基礎，但是，在研究中可能會遺漏體現(xiàn)經濟增長質量的其他要素；二是探討經濟增長質量的內涵，肖紅葉和李臘生（1998）[8]從經濟增長的穩(wěn)定性、經濟增長的協(xié)調性、經濟增長的持續(xù)性和經濟增長的潛能四個方面考察了中國經濟增長質量。王積業(yè)（2001）[9]將經濟增長理解為數(shù)量擴張與質量提高兩個方面，并以此確定經濟增長質量的基本內容是經濟增長過程中技術進步的作用和要素使用效率的提高。劉樹成（2007）[10]也認為提高經濟增長質量是指能夠持續(xù)提高經濟增長態(tài)勢的穩(wěn)定性，經濟增長方式的可持續(xù)性，經濟增長結構的協(xié)調性以及經濟增長效益的和諧性。這樣界定的優(yōu)點在于可以給予經濟增長質量一個明確的、完整的范圍，避免遺漏經濟增長質量中較重要的要素，缺陷則在于不利于進行實證分析。為了彌補兩種界定的不足，本文考慮可以在經濟增長質量內涵界定的基礎上，選取具有代表性的指標，構建反映經濟增長質量的指標體系。參考已有研究，本文將經濟增長質量界定為經濟增長方式質量、經濟增長過程質量和經濟增長結果質量。不難發(fā)現(xiàn)，三個方面彼此之間存在著緊密的聯(lián)系，而且能較全面的揭示經濟增長質量的內涵。由此，本文將在明確的范圍內構建這三個方面的指標，探討勞動力轉移如何從這三個方面影響中國經濟增長質量。

經濟增長方式分為粗放型增長與集約型增長兩種類型，其反映了經濟增長的潛能，在經濟增長中體現(xiàn)為高效地使用各種生產要素。粗放型增長的動力來源于要素的投入，一旦要素投入下降或者要素投入增長不能滿足經濟遞增的要求，經濟增長就難以為繼。集約型增長主要源于技術進步和要素的優(yōu)化配置，在發(fā)展中國家要素的優(yōu)化配置顯得尤為重要，它是克服資源有限性的有效手段。肖紅葉和李臘生（1998）[8]認為有兩個原因決定粗放型增長不可能長期持續(xù)，一是社會資源的稀缺性，決定了長期保持要素投入的遞增是不可能的；二是邊際產出遞減規(guī)律，即使是資源投入遞增能夠保證，經濟增長速度也會逐漸地趨于降低。因此，只有集約型方式實現(xiàn)的經濟增長才是高質量的增長，集約型方式能夠保證同樣的要素投入帶來更快的經濟增長，或者是使用較少的要素能達到同樣的增長率水平。粗放型增長方式向集約型增長方式的轉變說明經濟增長質量的提高，反之，則意味著經濟增長質量在降低。集約型不僅應體現(xiàn)資本要素使用的集約，也應體現(xiàn)勞動要素使用的集約，特別是在中國人口紅利即將消失的時期（蔡昉，2006）[11]，勞動力的價值就顯得更為重要，因為勞動力轉移是由低生產率的農業(yè)部門向高生產率的非農部門轉移，其能夠提高勞動要素的使用效率，實現(xiàn)勞動力資源的優(yōu)化配置，因此，本文做出如下假設：假設1：勞動力轉移會增強經濟增長方式質量。

高質量的經濟增長過程是穩(wěn)定、協(xié)調和持續(xù)的。首先，穩(wěn)定性是指經濟增長過程的平穩(wěn)性，較小的經濟產出和價格波動意味著較高的經濟增長質量，經濟增長的相對穩(wěn)定是經濟健康發(fā)展的基礎，是維護經濟發(fā)展的良好秩序必然要求。勞動力轉移對經濟增長的作用不言而喻，但是近年來，東南沿海地區(qū)屢遇“民工荒”，勞動力轉移的不穩(wěn)定性對經濟產生了較大影響，這意味著持續(xù)穩(wěn)定的勞動力轉移能夠增強經濟增長的穩(wěn)定性；其次，協(xié)調性是指經濟運行過程中協(xié)調的產業(yè)結構，協(xié)調的收入分配結構和協(xié)調的生態(tài)環(huán)境結構，協(xié)調性是未來經濟持續(xù)快速增長的前提，同時也意味著經濟運行處于良好的狀態(tài)，因此，協(xié)調的經濟關系是經濟發(fā)展的關鍵。勞動力是向非農產業(yè)的轉移，在轉移中可以增加非農產業(yè)的產出和就業(yè)比重，進而實現(xiàn)不同產業(yè)就業(yè)和產出的協(xié)調發(fā)展。由于勞動力轉移的目的主要是以增加收入為主，通過轉移可以縮小收入差距，實現(xiàn)收入分配結構的協(xié)調。勞動力轉移對環(huán)境的影響現(xiàn)有研究較少，李曉春（2005）[12]使用擴展的哈里斯-托達羅模型分析了國內勞動力轉移與環(huán)境污染的關系，認為在我國城鄉(xiāng)分離的二元經濟結構下，農村勞動力向城市部門遷移，在增加工業(yè)產出的同時，也使得當?shù)丨h(huán)境污染增加。但與李曉春的理論分析不同，史安娜和馬軼群（2011）[13]實證研究表明勞動力轉移目前并未對環(huán)境污染產生顯著的影響，認為出現(xiàn)這樣的結果可能與中國勞動力轉移特點有關；再次，持續(xù)性主要反映在投資消費結構上，投資和消費是經濟增長的重要推動力，較高的投資和消費水平能夠推動持續(xù)快速的經濟增長，它是經濟實現(xiàn)騰飛的前提，也是良好的經濟增長狀態(tài)的客觀表現(xiàn)。當企業(yè)通過雇傭廉價農村勞動力獲得較高收益時，勞動力轉移就形成了企業(yè)維持或降低現(xiàn)有投資水平的動力，同時，農村勞動力長期在農村生活形成的消費習慣不會因其轉移到非農產業(yè)就發(fā)生較大改變，這說明勞動力轉移可能會抑制經濟增長過程的持續(xù)性。鑒于以上分析，本文做出如下假設：假設2a：勞動力轉移會增強經濟增長的穩(wěn)定性。假設2b：勞動力轉移會增強經濟增長的協(xié)調性。假設2c：勞動力轉移會降低經濟增長的持續(xù)性。

經濟增長的最終目的就是要保證整個社會的最終產出水平不斷持續(xù)地提高，并通過社會產出的增加和產品的豐富提高人民的生活水平，研究中通常使用人均GDP衡量經濟增長結果質量。社會資源的優(yōu)化配置是實現(xiàn)這一目標的關鍵，生產要素從邊際產出較低的部門向邊際產出較高的部門流動是要素優(yōu)化配置的重要途徑，因而也是經濟增長的重要源泉。勞動力轉移即為社會勞動力資源優(yōu)化配置的過程，農業(yè)部門勞動力的邊際產出低于工業(yè)部門勞動力的邊際產出，在就業(yè)數(shù)量沒有發(fā)生改變的前提下，勞動力從農業(yè)向非農產業(yè)轉移會提高勞動力的配置效率，并因此推動經濟增長（Lewis，1954）[14]。因此，本文做出如下假設：假設3：勞動力轉移會增強經濟增長結果質量。

在已有的研究中，多是構建指標體系計算總的經濟增長質量指數(shù)（鈔小靜和惠康，2009）[15]，這樣可以簡單的通過一個指數(shù)就反映出經濟增長質量的變化，但是，考慮到經濟增長質量是多方面內容共同構成的，一個總的指數(shù)無法清楚的看到經濟增長質量不同方面的變化，得出的研究結論也沒有非常明確的針對性，為了從不同方面探討勞動力轉移對經濟增長質量的影響，本文依據(jù)前文的分析選取不同指標來分別衡量經濟增長方式質量、經濟增長過程質量和經濟增長結果質量，其中，經濟增長過程質量分解為穩(wěn)定性、協(xié)調性和持續(xù)性三個部分（見表1）。2.勞動力轉移的度量本文使用第二產業(yè)和第三產業(yè)就業(yè)人數(shù)的變動反映勞動力轉移（LTRAN）的狀況，因為兩大產業(yè)從業(yè)人員總和在全社會就業(yè)結構中的比重越大，說明農村勞動力向非農產業(yè)轉移的數(shù)量越多。這樣的度量可以體現(xiàn)出嚴格意義上的勞動力轉移，即永久性地從農業(yè)生產向非農業(yè)生產的轉移。

本文處理的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》，選取是1978—2010年度數(shù)據(jù)。為了保持數(shù)據(jù)的一致性，本文利用各年的消費價格指數(shù)換算為1978年的不變價。其中，資本存量使用單豪杰（2008）[16]估算的中國總資本存量數(shù)據(jù)，由于單豪杰估算的資本存量是以1952年的不變價計算的，本文將資本存量數(shù)據(jù)重新?lián)Q算1978年的不變價。根據(jù)研究需要，本文需要分別計算出經濟增長方式質量指數(shù)（EGMOD）、經濟增長穩(wěn)定性指數(shù)（EGSTA）、經濟增長協(xié)調性指數(shù)（EGCOO）、經濟增長持續(xù)性指數(shù)（EGCON）和經濟增長結果質量指數(shù)（EGRES）等五個指數(shù)。由于經濟增長質量各指標的計量單位不相同，且存在正指標和逆指標，首先，要消除量綱差異，本文將采取如下指數(shù)化方法：在上述標準化方法中，xi為每個指標的具體計算數(shù)值，maxx和minx分別代表了該項統(tǒng)計指標中的最大樣本數(shù)值和最小樣本數(shù)值；其次，要進行逆指標轉正，本文的逆指標主要有單位產出能耗比、產出波動率、通貨膨脹率、城鄉(xiāng)收入比、單位產出廢氣排放、單位產出廢水排放、單位產出廢棄物排放等。這些指標的數(shù)值越高，則對總體評價存在更高的負面影響。為了便于計算，我們先把逆指標轉化為正指標，然后再在此基礎上，通過上面的指數(shù)化無量綱處理，轉變?yōu)檎笜藰藴驶种?。在由逆指標向正指標的轉化過程中，這些指標首先按上面的公式進行標準化。在此基礎上，用100減去數(shù)值，所得結果便是與逆指標對應的正指標數(shù)據(jù)，由此實現(xiàn)由逆指標向正指標的轉化。對計算結果再次標準化，便可得到可以用于計算指標的數(shù)值。

為了避免主觀因素帶來的偏差，對各指標權重的處理上應選取一種較為客觀的賦權法，考慮到熵值賦權法是依據(jù)客觀環(huán)境的原始信息，通過分析各指標之間的關聯(lián)程度及各指標所提供的信息量來決定指標權重的一種方法[17]。因此，本文借鑒楊萬平和袁曉玲（2008）改進的熵值賦權法①，分別計算出經濟增長質量的五個大項指數(shù)，具體計算結果見圖1。為消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差問題，本文對各變量進行了對數(shù)處理，這樣的處理不會改變時序數(shù)據(jù)的特征，因此，本文在實證分析時采用的是對數(shù)值。由圖1可知，經濟增長質量總體呈上升趨勢，首先，經濟增長方式質量在2007年之前變化不大，之后出現(xiàn)了較大的提高，這說明盡管各界早就意識到轉變經濟增長方式的重要性，但產生明顯效果的是在2007年之后；其次，在經濟增長過程質量中，經濟增長穩(wěn)定性波動較大，但總體維持在一定的幅度內，經濟增長協(xié)調性具有上升的趨勢，經濟增長持續(xù)性一直較為穩(wěn)定，增長質量沒有明顯變化；再次，經濟增長結果質量是各指數(shù)中提高最為明顯的，而且從1978年開始就在持續(xù)上升。

本文所有檢驗結果均使用Eviews6.0軟件分析而得。檢驗變量平穩(wěn)性的常用方法是ADF（Aug-mentedDickeyFullerTest）方法，本文用ADF方法檢測了相關變量的平穩(wěn)性，最優(yōu)滯后期用AIC最小準則確定，以保證殘差非自相關（見表2）。由表2可知，除經濟增長穩(wěn)定性外，其余變量的水平序列均為非平穩(wěn)，經過一階差分之后，變量呈平穩(wěn)狀態(tài)，即都是I（1）的序列。這就意味著經濟增長穩(wěn)定性與勞動力轉移不存在長期穩(wěn)定關系，可能的原因是產出波動和物價波動主要受宏觀經濟政策影響，而“民工荒”對產出的影響也僅限于東南沿海等局部地區(qū)。判斷變量間的長期穩(wěn)定關系一般使用協(xié)整分析，協(xié)整是對非平穩(wěn)經濟變量長期均衡關系的統(tǒng)計描述。在經濟學意義上，若變量之間存在協(xié)整關系，則可以通過一個或幾個經濟變量的變化影響到另一些經濟變量的變化，并且這些經濟變量之間存在穩(wěn)定的長期均衡關系。這里將根據(jù)平穩(wěn)性檢驗結果，僅做勞動力轉移與經濟增長方式質量、勞動力轉移與經濟增長協(xié)調性、勞動力轉移與經濟增長持續(xù)性以及勞動力轉移與經濟增長結果質量的協(xié)整分析（見表3）。

由以上結果可知，勞動力轉移與經濟增長方式質量不存在長期穩(wěn)定關系，可能的原因是“集約型”經濟增長方式更加關注資本要素的集約使用，特別是在人口眾多的發(fā)展中國家，勞動力轉移提升勞動要素使用效率，進而影響經濟增長方式的作用不明顯。3.VAR模型分析根據(jù)前文協(xié)整檢驗的結果，以及LLC統(tǒng)計量、赤池信息準則（AIC）、施瓦茨準則（SC），本文確定建立VAR（2）模型。經過檢驗，模型顯著，且結構穩(wěn)定。Function）分析和方差分解技術，可以檢驗各變量對勞動力轉移沖擊的響應。

該函數(shù)是用來衡量自變量隨機擾動項的一個標準差沖擊對因變量當前和未來取值的影響軌跡，它能夠比較直觀地刻畫出各變量的動態(tài)交互作用及效應。圖2分別給出了基于VAR模型的經濟增長協(xié)調性、經濟增長持續(xù)性和經濟增長結果質量分別對自身和勞動力轉移沖擊的脈沖響應軌跡。橫軸表示追溯期數(shù)，本文設置為15；縱軸表示各變量對勞動力轉移沖擊響應的大小。其中，實際計算值為實線，響應函數(shù)值加或減兩倍標準差的置信帶表示為虛線。首先，看經濟增長協(xié)調性對自身和勞動力轉移沖擊的動態(tài)響應過程。面對自身沖擊，經濟增長協(xié)調性初期反應較大，在第2期達到最大值之后，影響快速減小并趨于穩(wěn)定。面對勞動力轉移的沖擊，經濟增長協(xié)調性最開始的反映為負值，但呈上升趨勢，在第2期即轉變?yōu)檎?，并趨于穩(wěn)定。這與前文假設相符，即勞動力轉移增強經濟增長協(xié)調性；其次，看經濟增長持續(xù)性對自身和勞動力轉移沖擊的動態(tài)響應過程。面對自身沖擊，在期初，有個較大的正向響應，但隨后快速下降，一度為負值，上升至正值后，從第11期開始趨于平穩(wěn)。面對勞動力轉移的沖擊，經濟增長持續(xù)性始終為負值，在第6期實現(xiàn)最小值，隨后趨于平穩(wěn)。這與前文假設一致，即勞動力轉移降低經濟增長的持續(xù)性；最后，看經濟增長結果質量對自身和勞動力轉移沖擊的動態(tài)響應過程。面對自身沖擊，經濟增長結果質量的動態(tài)響應是在不斷的上升。在面對勞動力轉移沖擊，經濟增長結果質量的動態(tài)響應是略有上升，基本維持正值不變。這也符合勞動力轉移增強經濟增長結果質量的假設。

本文利用方差分解技術分析了勞動力轉移對經濟增長協(xié)調性、經濟增長持續(xù)性和經濟增長結果質量的貢獻度（見表4）。可以看出第1期各變量均受自身波動沖擊的影響較大，且自身的擾動逐漸發(fā)生變化，但一直在起主要作用；勞動力轉移對經濟增長協(xié)調性的擾動逐漸上升，從第13期開始就超過了20%，在第15期達到最大的24.4%，這表明隨著勞動力轉移的持續(xù)進行，在經濟增長協(xié)調性的提升中，勞動力轉移作用將會越來越大；勞動力轉移對經濟增長持續(xù)性的擾動也逐漸上升，在第15期為18.9%，在降低經濟增長持續(xù)性的作用中，勞動力轉移的貢獻將會越來越大；與前兩個變量不同，盡管勞動力轉移對經濟增長結果質量的拉動作用在響應期內為正值，但呈下降趨勢。

本文運用VAR模型的脈沖響應函數(shù)和方差分解法，對1978—2010年勞動力轉移對我國經濟增長質量的影響進行考察。結果表明：中國經濟增長質量總體呈上升趨勢，其中，經濟增長方式質量在最近幾年才出現(xiàn)明顯的提高，經濟增長過程質量（穩(wěn)定性）波動較大，經濟增長過程質量（協(xié)調性）具有上升的趨勢，經濟增長過程質量（持續(xù)性）一直較為穩(wěn)定，經濟增長結果質量是各指數(shù)中提高最為明顯的，從1978年開始就在持續(xù)上升。勞動力轉移與中國經濟增長方式質量以及經濟增長穩(wěn)定性不存在長期穩(wěn)定關系，而與中國經濟增長協(xié)調性、經濟增長持續(xù)性及經濟增長結果質量存在長期穩(wěn)定關系，其中，勞動力轉移會增強經濟增長協(xié)調性和經濟增長結果質量，會降低經濟增長持續(xù)性。勞動力轉移對經濟增長協(xié)調性提升的貢獻越來越大，勞動力轉移對經濟增長結果質量提升的貢獻越來越小，勞動力轉移對降低經濟增長持續(xù)性的作用越來越大。

實證結果基本符合前文假設，值得關注的是在抑制經濟增長持續(xù)性的作用中，勞動力轉移的貢獻將會越來越大，這意味著在增加勞動收入已成為社會普遍共識的情況下，勞動力投入相比資本投入仍具有相當吸引力，勞動力轉移能為企業(yè)輸送大量廉價勞動力，引起企業(yè)對廉價勞動力的過度依賴，進而削弱企業(yè)增加投資的動力，對此，一方面，我國應通過優(yōu)惠稅收、增加轉移支付、簡化審批程序等政策的扶持，降低企業(yè)增加投資的成本，增加進行資本投入的吸引力；另一方面，積極刺激消費，降低經濟增長的投資依賴性。此外，勞動力轉移對經濟增長結果質量的影響隨著時間的推移會越來越小，這可能反映了發(fā)展中國家的一個共同現(xiàn)象，即期初通過勞動力資源在城鄉(xiāng)兩部門的優(yōu)化配置推動了經濟快速增長，但隨著勞動力資源配置的逐漸合理，勞動力轉移對資源再配置的作用會越來越低。