会员登录
会员注册三、参数估计与校准
（一）参数校准
消费者个人偏好的设定。效用函数中α代表了消费者对农业和非农产品的相对偏好，决定了未来经济中农业劳动力的比例。随着农业和非农部门生产率的增加，农业劳动力的比例在长期中将收敛至α（Duarte&Restuccia，2010），本文设定α=0.03。②
γ与μ的设定。γ表示个人生存下去所需要的基本农业产品，同Restuccia et al.（2008）一样，我们通过对特别年份的校准来得到相应的参数。③对中国这样一个发展中国家而言，反贫困在很长一段时间内都是国家经济发展的主要目标。事实上，直到1984年中国才基本解决温饱问题。鉴于此，我们认为1984年中国生产的农业产品刚好与人们的生存需求相符。从《中国统计年鉴》可以知道1984年中国农业总产出为2001.10亿元（1980年不变价格计算），年末总人口为10.44亿人，由此可以推算维持生存所需的人均农业产品为191.72元。通过前文分析我们可以知道对任何年份（如1980年），公式（9）均应成立，由此推算μ=3685.20>0，符合模型部分的假定。④
计算劳动生产效率。2012年的《中国统计年鉴》，不仅给出了1978年至今三大产业以当年价计算的增加值，而且提供了以不同年份为基础的不变价格数据（如以1970、1980年为基准），我们选择1980年为基准年份，将其余各年份做相应的平减。同以往的研究相同，我们将第一产业（即农、林、牧和渔业）定义为农业部门，第二产业与第三产业之和定义为非农部门。结合当年的就业数据，我们即可获得各部门的劳动生产效率。从最终的数据看1980—2009年间，农业的人均产出由1980年的470.98元增长到2009年的1824.30元，年均增长4.78%；而非农部门人均产出则由1980年的2414.31元增长到2009年的18948.15元，年均增长率为7.36%，显著高于农业。
（二）劳动力市场扭曲的估计
设农业和非农部门的生产函数分别为规模报酬不变的C－D函数（若劳动力的产出弹性为1即为前文所设定的模型），即：
，其中
或M（14）同样地，假定两部门最终产品价格水平分别为pa和pm，则劳动力市场一体化水平可以转化为：
分别定义农业增加值在经济增加值中的比重为ya，农业劳动力占总劳动力的比例为la，见公式 （16）：
因此，劳动力市场扭曲可以进一步转化为公式（17）：
在前文的描述中我们均假定劳动力为同质，部门劳动力的工资差异仅仅来源于劳动力市场的扭曲。所以为了能够准确地衡量该扭曲，我们需要控制影响劳动力同质的因素，如人力资本（Kaboski，2009）。设人力资本h采用Bils&Klenow（2000）的方式进行生产，人力资本的回报具有R。y回报的特征：
也就是说受教育年限和教育的回报率共同决定了劳动力的人力资本。因此人力资本水平为hit的劳动力，其工资水平为单位有效劳动的工资与人力资本水平的乘积，即：
其中为在时间t，i部门单位有效劳动力所能获得的工资。而进一步从人力资本的生产函数看，部门间劳动力的人力资本差异由部门劳动力的受教育程度（si）和部门的教育回报率（ri）造成，劳动力市场扭曲最终可以表达为公式（20）：
至此，我们可以通过已有的数据来估算中国部门间劳动力市场的扭曲。
为了消除农业和非农部门劳动力在人力资本上的差异对劳动力市场扭曲的影响，我们需要两部门劳动力受教育年限sa，sm和教育收益率参数ra，rm。我们首先确定各部门的教育收益率。目前已有大量文献对中国的教育收益率进行了研究（李春玲，2003；Johnson&Chow，1997）⑤，但由于所选择的样本数据各不相同，实证中包含的控制变量各异，因此简单比较很难说明教育收益率的真实变动情况。相比而言，我们更需要在样本或调查方法相同的情况下，对中国教育收益率进行的持续研究。梁润（2011）基于中国健康与营养调查（China Health and Nutrition Survey，简称CHNS）1989—2009年的数据发现在此期间，无论是城镇劳动力的教育收益率还是农村劳动力的教育收益率均处在上升趋势中，但城乡教育收益率间的差异却随时间的变化而不断扩大。1989年中国城镇个人教育收益率为2.03%，到2009年则增加到8.69%，年均增长约0.33%；1989年中国农村的个人教育收益率为－0.54%且并不显著，2009年则增加到4.74%，年均增长约0.26%，略低于城镇的增长率。由于作者使用的是在同一时间点上基于同一调查方法下的调查数据，而且实证中所使用的方法也相同，因此对城乡间教育收益率的差异及其随时间的变化趋势具有较高的参考价值。Zhang et al.（2005）使用来源于国家统计局1988—2001年连续14年的住户调查数据，研究了中国城镇居民的教育收益率，同样发现了教育收益率在这14年间除个别年份外，整体呈上升趋势，在2001年达到10.20%。李实、丁赛（2003）则使用中国社会科学院经济研究所收入分配课题组和城镇贫困研究课题组的住户调查数据，同样发现在1990—1999年间中国城镇教育收益率的这种上升趋势。在以上几篇对教育收益率的变化趋势进行研究的文献中，梁润（2011）不仅研究的时间跨度最长（1989—2009年），而且还同时分析了农村和城镇两个部门的教育收益率，符合我们研究的需要，为此本文中农村和城镇的教育收益率将基于梁润（2011）来设定。⑥
在确定了城镇教育收益率以及城乡教育收益率间的差异后，需要进一步分别确定农业和非农部门的受教育年限。通过《中国人口和就业统计年鉴》分别计算出2002年后农业和非农部门劳动力的受教育程度。⑦但是由于年鉴中仅在2003年后提供了分行业的劳动力受教育程度分布，在此之前，我们无法获得详细的分部门劳动力的受教育程度指标。但《中国农村住户调查年鉴》提供了1985年至今农村居民家庭劳动力文化状况，能够获得农村劳动力的受教育年限。⑧如果能够建立起农业和农村劳动力间的关系，那么即可通过《中国农村住户调查年鉴》来估计农业劳动力的情况。通过比较可以发现2002—2010年间农村劳动力受教育程度较农业劳动力要高，在此期间二者差距基本保持不变，平均相差0.96年。农村劳动力的选择性向外转移是造成农业劳动力受教育程度低于农村劳动力的重要原因。拥有更高教育程度的劳动力能够更容易地外出打工，进入非农部门（Lee and Malin，2010），而低素质的农村劳动力则留在农村继续从事农业。我们假定从1990—2001年间这种差距也得以维持，即农村劳动力的受教育程度较农业劳动力高0.96年，由此推算1990—2001年间我国农业劳动力的受教育年限。对于部门劳动力受教育程度的差异，我们假设农业和非农部门的劳动力在连续时间内表现出相同的增长趋势，二者的教育程度之差保持稳定，因此假定在2002年前，非农部门劳动力的教育水平较农业部门要高2.37年，并基于此来估算非农劳动力的受教育程度。最终结果可见图1。
利用本文的框架来计算劳动力市场的扭曲程度时，还需要确定部门的劳动份额。我们与Brandt&Zhu（2010）和Bosworth&Collins（2008）相同，选择农业和非农部门的劳动力替代弹性相等，且均为0.5。另外，通过《中国统计年鉴》可以分别计算出农业部门和非农部门的劳动力就业比例la和1－la、农业和非农部门的产出结构ya和1－ya。至此我们可以通过宏观数据来估计中国劳动力市场的扭曲，具体结果可见图2。
图2分别给出了未考虑人力资本、控制教育收益率差异和人力资本差异后的劳动力市场扭曲。在相应的时段内（1978—2009），无论是原始数据还是考虑人力资本差异的劳动力市场扭曲均没有表现出很强的趋势性，而在不同的阶段内有不同的表现。1989—2000年间未经调整的扭曲与考虑人力资本差异后的走势基本相同。1993年陷入第一个谷点，在1996年达到阶段性的顶点，但在2000年后，二者的走势出现较大差异。原始的扭曲程度在2000—2009年间表现相对平稳，劳动力市场一体化程度未有明显的提升，低于1978—2009年间的平均水平。进一步分析，这种差异很大程度上是由部门劳动力间的人力资本水平引起（在此期间，部门劳动力的教育收益率和教育年限均有快速增长）。2000年后劳动力市场的一体化程度出现了明显的上升趋势，并在2009年达到最高点，农业与非农部门间工资差异缩小到0.30。从具体阶段看，1978—1984年，得益于农村家庭联产承包责任制的实施，农业劳动生产率的快速提高极大地增加了农户的收入，并缩小了同城镇居民间的收入差异（Lin，1992），使得劳动力市场扭曲程度得到缓解。1985—1993年虽有起伏，但劳动力市场扭曲呈恶化的趋势，这与该段时间内中国农业生产发展缓慢密切相关。农业相对于非农部门发展滞后，使得农业部门的工资水平相对下降，进而恶化了劳动力市场一体化程度。在经历了1994—1996年间的短暂反弹后，1996年后劳动力市场一体化程度又陷入新一轮下降通道。这主要是源自于1994年以后，随着国有企业改革深入和城市职工下岗的出现，一些城市开始对农村劳动力转移进行限制以保护城市下岗职工就业，加上1998年遭遇亚洲金融危机更使这种状况进一步恶化（袁志刚、解栋栋，2011），使得劳动力市场化改革再度陷入困境。2000年后，尤其是2003年以来，劳动力市场的一体化程度得到了快速提高。这主要受益于2001年中国加入WTO，外资的大量涌入对劳动力形成的强大需求，并促使政府改变了对劳动力转移的政策限制。中共十六大提出了“改善农村富余劳动力转移就业的环境”的要求，各级政府逐渐落实了建立健全农村劳动力的培训机制，取消对农民进城就业的限制性规定，深化户籍制度改革等改革措施的实施，使农业劳动力转移机制得到进一步优化。这些政策也反映在地方政府对户籍管理等的改革上。孙文凯等（2011）总结了1998—2006年间各省户籍制度改革的历程，从中可以看出2001—2003年是各省改革的密集期，这有助于解释本文发现的2003年后中国劳动力市场扭曲减小这一现象。
四、劳动力市场扭曲的影响
从前文的分析可以知道，劳动力市场的扭曲阻碍了农业劳动力的顺利转移，使剩余劳动力大量滞留于农业，而劳动力市场一体化程度的提高则有利于劳动力的向外转移。当农业和非农部门的劳动力市场分割彻底取消的时候（即τ=1），劳动力在不同市场间可以自由转移，资源实现了最优配置。基于公式（9），我们估计了劳动力市场的扭曲对中国经济结构调整（此处指农业和非农的比例）的影响。
Δt表示第t年劳动力市场扭曲对经济结构调整的影响，图3分别给出了在劳动力市场不存在扭曲以及劳动力市场扭曲对中国劳动力就业结构的影响。
从图3可以看出，在所有的年份，劳动力市场的扭曲都使农业劳动力的就业比例高于最优配置，并长时间保持在较高水平，年均达到26.38%。2002年劳动力市场的扭曲使实际农业劳动力的比例较最优配置提高了28.36%，之后虽然随着劳动力市场的发展，有所回落，但并不明显。在劳动力优化配置的情况下，理论预计2009年仅需13.68%的劳动力从事农业生产，而实际配置则高达38.10%，劳动力市场扭曲使农业劳动力的比例提高了24.42%。劳动力市场的这种扭曲最终将大量的劳动力配置在劳动生产率相对较低的农业部门，而这将降低整个经济的劳动生产效率（公式（13））。我们将劳动力生产效率的潜在损失程度定义为：
θ越大，劳动力市场扭曲所带来的潜在效率损失就越大，具体结果见图4。
从图4可以看出，劳动力市场的扭曲造成了显著的效率损失，1980—2009年间年均潜在损失达到16.34%，若消除劳动力市场扭曲，中国劳均产出可以增加19.53%。1990年前，劳动力市场扭曲所带来的生产效率损失波动较为剧烈，在1984年达到第一个峰值，为16.72%，1981年的损失最小约为5.46%，要明显低于其他年份。对中国经济进行分析可以看出，1981年中国农业的人均产出为492.79元，较上年增长4.63%，非农的人均产出为2394.63元，较上年增长－0.82%，农业的快速发展缩小了部门间的生产效率差异，这有效降低了劳动力市场扭曲所造成的效率损失。1990年后，劳动力市场扭曲所带来的效率损失一直维持在较高的水平，具体来看大致可以划分为三个阶段：1991—1996年效率损失呈逐渐增大的趋势，从1990年的13.54%逐步攀升至18.61%，上升了4.07个百分点，1997—2004年效率损失基本保持在18%左右，其中2003年最低为17.44%，2004年最高为18.51%，而2004年后效率损失逐渐下降，至2009年下降到只有14.70%，五年间下降了3.8个百分点。2004年后，劳动力市场扭曲逐渐减弱，一体化程度重新进入上升趋势，从2004年的0.24上升到2009年的0.30。劳动力市场的转变使生产结构进一步优化，劳动力生产效率损失有所缩小，2009年下降到12.21%。这一趋势同袁志刚、解栋栋（2011）的结果相似。他们的估计结果显示2003—2007年间，以增加值劳动力份额衡量的中国全要素生产率损失从14.7%下降到10.20%，下降了4.5个百分点。由于劳动力流动障碍导致的劳动力在部门之间的错配对经济增长造成的平均效率损失大约在8%左右。
（作者单位： 上海交通大学安泰经济与管理学院）