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会员注册内容提要：在中国二元经济结构下，从事非农业劳务的劳动力供给具有二元特性，即农村居民既从事农业劳务又从事非农业劳务，而城镇居民一般仅从事非农业劳务。文章基于新凯恩斯菲利普斯曲线模型，构建了二元劳动力结构下的通货膨胀方程，并通过时间序列数据检验了相关关系后发现，城镇居民劳务收入变动是影响通货膨胀的显著正相关因素，但农村居民劳务收入变动与通货膨胀之间没有显著的相关关系。文章在一定程度上也验证了刘易斯关于二元经济结构下劳动力工资水平决定的设想，这有益于深入理解中国通货膨胀的成本推动形成机制。
关键词：二元劳动力结构，通货膨胀，新凯恩斯菲利普斯曲线
作者简介：巩师恩(1979-)，男，江苏徐州人，南京大学经济学院博士研究生；范从来(1962-)，男，江苏南通人，南京大学商学院教授，博士生导师。
一、引言
1978年改革开放以来，中国经历了经济增长的奇迹，年均经济增长率近10%。现有的经济学研究充分关注了二元经济结构下农业劳动人口向非农业劳动的转移对经济增长的作用。而在信用货币制度社会中，与经济增长时常伴随的通货膨胀现象在二元经济结构特征下却没有得到应有的足够重视。现有对通货膨胀问题的研究主要是基于一元经济情形的分析，理论逻辑主要是依据菲利普斯曲线及由此展开的相关拓展研究。其中，推动通货膨胀的劳动力成本因素分析是以一元劳动力供给情形为基础的，劳动力供给弹性较低，工资水平主要由劳动力市场的供求关系所决定。
在二元经济结构下，对非农业经济而言，在劳动力供给上存在城镇中的劳动力供给和农村中的非农业劳动力供给，因此，劳动力市场是二元结构。当非农业经济繁荣引发大量的就业需求时，农村劳动力就会转移到城市，而从事非农业劳动；当经济处于经济周期的低谷时，在城市从事非农劳务的农村劳动力又会恢复其农民身份。如图1所示，在1978—2011年间，以国内生产总值(GDP)为代表的国内经济周期的变动并没有显示出与城镇居民登记失业率相对应的变动特征。这在一定程度上表明：在二元经济结构下，中国城镇劳动力市场的供需特征并不能反映经济周期的变动情况，中国农村劳动力在城乡之间的流动无疑影响了非农业劳动力市场的供求平衡。除此之外，相对于农村居民，城镇居民一般具有较高的劳动技能，也往往在劳动力市场上受到“城镇居民身份”等制度层面的保护(蔡昉等，2001)。因此，在二元劳动力供给结构下，农村劳动力发挥了劳动力储备的作用，其供给弹性相对较高，城镇劳动力的供给弹性往往适中，从而二元劳动力供给结构下劳动力市场的供需特征必然不同于一元劳动力供给下的情形。当劳动力需求变动时，二元劳动力结构下劳动力工资的变动幅度必然小于一元劳动力情形下劳动力工资的变动幅度，从而导致企业产生不同的成本变动幅度。由此可知，二元劳动力供给结构下成本推动型通货膨胀的形成机制必然不同于一元劳动力供给下的情形。
图1 城镇失业率与经济增长率变动
从现有通货膨胀研究的文献看，为工资和价格粘性提供微观基础的新凯恩斯主义经济学具有显著的现实解释力，基于理性预期和动态优化决策的新凯恩斯菲利普斯曲线理论框架已经成为研究通货膨胀动态机制的具有里程碑意义的重大突破(张成思，2010)。然而，传统的新凯恩斯菲利普斯曲线是基于一元经济情形下的分析，其理论基础是建立在统一的劳动力市场假设上，与我国的实际情形并不相符。因此，将一元经济情形的理论应用于二元经济情形下的中国，相关研究难以得到令人信服的结论，提出的政策建议也可能有失偏颇。对此，本文拟拓展新凯恩斯菲利普斯曲线框架，在我国二元劳动力结构下研究我国的通货膨胀形成机制，使研究设计更加符合我国的现实情形，为深刻把握中国通货膨胀的形成机制提供新视角。
二、文献综述
Phillips(1958)利用英国1861—1913年的时间序列数据研究发现，英国每年的货币工资变化百分比与劳动力失业之间存在负相关关系。这一现象背后的理论逻辑在于：凯恩斯主义的需求管理政策在引致产品需求增加的同时也能引起要素市场上劳动力需求的增加，与此对应，产品市场需求增加所引致的产品价格上升也会进一步传导至劳动力需求，从而引发劳动力价格上升。因此对需求管理政策的制定，不仅要关注产品市场需求的变动，而且要关注劳动力市场供求变化引起的劳动力价格变化，即需要重视劳动力市场的动态特征。而20世纪60年代末期出现的滞涨现象给菲利普斯曲线增加了新的理论阐释：由于人们理性预期的存在，政府的需求管理政策在导致产品市场价格发生变化的同时也会引起工资水平的同步变化。因此，通货膨胀水平的变化并不会引致失业水平的变化，这对传统的凯恩斯主义思想提出了严峻的挑战。
凯恩斯主义者在接受理性预期思想的同时，从微观机制视角研究了影响通货膨胀的成本因素。以Dixit和Stiglitz的垄断竞争市场假设为基础，Calvo(1983)建立了厂商交错定价的理论模型，在每一期可以调整价格的厂商是随机抽取的，有一部分厂商可以调整价格。定价决策时厂商首先考虑的是企业成本的最小化问题，在最优化决策下推导出企业的实际边际成本变动是通货膨胀的直接推动因素。Gali和Gertler(1999)及Sbordone(2002)的实证研究也都支持了同样的观点。国内比较有代表性的研究有陈彦斌(2008)、杨继生(2009)、耿强等(2011)，他们发现使用劳动力边际成本与均衡值的偏离作为通货膨胀的影响因素对中国的通货膨胀具有一定的解释力。
现有基于菲利普斯曲线框架对通货膨胀形成机制的研究大多是建立在一元劳动力市场体系下的，由于劳动力供给总量受人口自然增长率的影响，劳动力供给弹性往往较低，劳动力需求上升一般会导致劳动力工资上升，通过企业的生产成本传导，劳动力工资上升成为影响通货膨胀的重要因素。刘易斯(1989)对二元经济体系下劳动力工资水平的决定进行了分析，认为相对于资本和自然资源，人口数量较多的国家，劳动的边际生产力很小，因而存在劳动的无限供给。在二元经济条件下，农业部门的收入水平是由农业的平均产量决定的，而在非农业部门发展的状况下，非农业部门的劳动力需求使农业部门人口承担非农业部门的工作。由于农民从事非农业工作可能具有较高的生产力水平，同时也面临较高的生活费用支出，因此，非农业部门的工资水平一般要高于农业部门的收入水平。刘易斯的上述分析表明，劳动力无限供给情形下的劳动力工资决定机制与一元经济情形下的劳动力工资决定机制是不同的。
刘易斯(1963)将二元经济条件下的工资决定理论进行了扩展，将美国的经济部门分为工会势力强和工会势力弱两个部门，实证分析了美国经济中集体议价导致的相对工资效应。皮尔森(1968)通过对“工会化”和“工会外化”部门使用不同的菲利普斯曲线拟合，发现在经济繁荣时“工会化”的集体议价会带来通货膨胀。有少数学者研究了劳动力跨国流动对通货膨胀的影响，其基本的理论逻辑是：当本国经济繁荣引发产出增长和劳动力需求增加时，国外劳动力会移向本国，这种劳动力的流动减少了本国工资上涨的压力，导致企业边际成本上升幅度减小以及相对较低的通货膨胀。Benttolila等(2007)构造了一个不同身份劳动力供给模型，实证研究了1995—2006年西班牙移民和本土劳动力供给情形下劳动力成本对通货膨胀的影响，发现移民有效降低了西班牙每年2.2%的通货膨胀率。Razin和Binyamini(2007)通过构建理论模型分析了贸易自由化、金融开放度提高和劳动力跨国流动情形下通货膨胀的影响因素，发现劳动力跨国流动提高了劳动力市场的供需弹性，导致菲利普斯曲线的平坦化。Engler(2007)研究了开放经济条件下新凯恩斯商业周期模型，发现劳动力的流动减少了工资、边际成本和通货膨胀的压力，菲利普斯曲线趋于平坦。
从当前我国研究通货膨胀问题的主流文献看，大多是基于一元经济情形下的研究(杨继生，2009;杨小军，2011)，没有考虑我国的二元劳动力供给特征。部分学者虽然关注了二元劳动力结构可能对通货膨胀产生的影响，如陈彦斌(2008)和耿强等(2011)认为由于我国存在二元经济结构，需要采用非农部门的劳动力成本作为考察变量；黎德福(2005)和曾利飞等(2006)分析了农村大量剩余劳动力向城市转移对通货膨胀的影响。但他们均未能深刻阐述二元劳动力供给结构下通货膨胀的形成机制，也没有就不同性质劳动力成本因素对通货膨胀的影响程度进行实证检验。因此，我们的研究致力于：第一，基于我国二元劳动力结构的现实，对新凯恩斯菲利普斯曲线理论模型进行拓展研究；第二，从城镇居民和农村居民的收入来源角度分别测算城镇居民和农村居民劳动力从事非农业劳动的工资水平，并实证检验了不同性质劳动力因素对通货膨胀的影响程度。
三、数理经济模型的构建
基于上述分析，假定社会中存在城镇和农村两种不同身份的劳动力供给，城镇居民和农村居民内部是同质的，但他们之间具有不同的性质。厂商的决策是最小化其成本，由于本文研究的对象主要是劳动力问题，为了使问题分析简单化，本文在生产函数中省去了资本因素，假定生产函数为劳动投入产出函数，也即：
Qt=AtNt (1)
其中，Qt表示产出水平，At表示生产的技术条件，Nt表示劳动投入。由于城镇居民和农村居民在劳动投入产出中具有不同性质(获得的劳动报酬也不同)，本文借鉴Benttolila(2007)的方法，假定整体劳动投入是城镇居民和农村居民的复合函数，也即：
Ntρ=δ1N1tρ+δ2N2tρ (2)
其中，δ1+δ2=1，劳动投入分为身份为城镇居民的劳动投入Ni和身份为农村居民的劳动投入N2，(1-ρ)-1表示城镇居民和农村居民劳动投入之间的替代弹性。那么相应的总工资指数W满足如下等式：
(3)其中，W1表示城镇居民的工资指数，W2表示农村居民的工资指数。对式(2)和式(3)围绕稳态取对数线性近似，得到平均就业数量和工资水平：
n=λn1+(1-λ)n2 (4)
W=λWi+(1-λ)W2 (5)
其中，
，
为全部劳动投入中农村居民的投入比重。厂商的最优决策行为是在生产函数约束下劳动投入的成本最小化问题。企业的成本最小化即为在上述生产函数式(1)约束下的劳动投入成本的最小化：
(6)其中φt表示厂商的实际边际成本，对式(6)中Nt求导，一阶最优条件表明：
(7)除了对成本优化外，假定厂商在产品市场上处于垄断竞争地位，厂商的定价决策是选择一定的价格水平使收益最大化。
(8)其中，pj为商品j的价格，cj为商品j的数量，ωi表示商品价格刚性，βi表示商品价格折现因子，(Ct+i/Ct)-6表示商品数量折现因子。消费者最小化购买成本决定了对商品j的需求为：
(9)其中，θ表示对商品j需求的价格弹性。虽然垄断竞争的厂商生产具有差异的商品，但本文假定个人对商品的需求曲线具有相同且固定不变的需求弹性，那么厂商在销售商品时需要进行价格的最优决策。将(9)中cj,t代入(8)式，并对(8)中厂商的价格求导，得到：
(10)pt*即为在时期t进行价格调整的厂商所选择的最优价格。按照Calvo(1983)的交错定价思想，假定在每一期所有厂商中比例为1-ω的厂商可以调整价格，比例为ω的厂商不能调整价格，那么时期t的平均价格水平为：
Pt(1-θ)=(1-ω)(pt*)1-θ+ωPt-11-θ (11)
Gali和Gertler(1999)对卡尔沃的思想进行了扩展，认为在可以调整价格的厂商中有比例为α的厂商是根据上一期最优价格水平Pt-1*加上本期和上一期之间的通货膨胀率进行定价，比例为1-α的厂商是根据本期的最优定价决策进行定价，则式(11)可拓展为：
Pt1-θ=(1-ω)[(1-α)pt *+α(1+πt)pt *-1]1-θ+ωPt-11-θ (12)
对式(12)围绕平均通货膨胀为零的稳定状态做近似，得到：
(13)其中，β、ζ和κ均为待定的回归系数，式(13)表明通货膨胀水平受到当期对下一期通货膨胀的预期、滞后一期的通货膨胀和实际边际成本的影响，
表示实际边际成本对于稳态值的偏离。那么，对实际边际成本和不同劳动者类型所决定的工资水平对稳态值进行对数线性近似，并代入式(13)可得：
(14)其中，κ1，κ2均为待定的回归系数，v表示劳动力成本占总成本的比重，
表示农村劳动力成本占总劳动力成本的比重，(1-)表示城镇劳动力成本占总劳动力成本的比重，
和
分别表示农村劳动力成本变动和城镇劳动力成本变动相对于均衡状态的偏离值。式(14)即为二元劳动力结构情形下新凯恩斯菲利普斯曲线的表达式，从中可以看出，当期通货膨胀除了受到通货膨胀预期和通货膨胀滞后性的影响外，劳动力成本占企业全部成本的比重、劳动力中农村居民从事非农业劳动的比重、城镇劳动力的比重以及各类劳动力成本的变动等都是影响通货膨胀的相关因素。四、经验分析
(一)变量选取及数据处理
城镇居民的不同来源收入自1985年起方有完整的时间序列数据，受数据所限，我们选择1985—2010年的相关收入数据。本文的数据来源主要为《中国统计年鉴》和中经网数据库，部分数据来源于《中国农村统计年鉴》。另外如公式(14)所示，在本文的回归方程中存在预期和滞后变量，因此，关于通货膨胀时期的选择实际上扩展到1984—2011年。
1.通货膨胀率
本文选择国内生产总值平减指数作为通货膨胀的代理变量。国家统计局公布的国内生产总值有两种，一种是按当年价格计算，另一种是按基年价格计算，通过当年和基年价格的比较计算出国内生产总值的平减指数。
在本文的回归分析中，需要使用通货膨胀的预期值数据。从理论上看，获得预期值的最好办法是实际调查，但从实际操作看，连续序列的微观调查数据难以获得。因此，本文采用较为广泛的理性预期方法来计算预期值，即使用t+1期实际值作为t期对t+1期的预期值。
2.非农业劳务居民平均收入的计算
对劳动力成本的计算是研究中的一个难点。本文按照国家统计局公布的城镇居民收入和农村居民收入中的不同来源收入结构分类来计算劳动力成本。居民收入共分为工资性收入、经营性收入、转移性收入和财产性收入四类。对于农村居民，由于我国从1983年起在全国范围内基本实现了家庭联产承包的农村经营制度，在农业经营中较少存在雇佣，主要以家庭式经营为主，农业收入主要以农业的经营性收入为主，本文认为农村居民的工资性收入主要来自非农产业的务工所得。我国农村居民收入的统计有三类，分别是现金收入、总收入和纯收入。本文通过比较这三类数据后发现，在三类数据的组成结构中工资性收入的年度数值几乎是相等的，除此之外，在农村居民经营性收入中存在非农业性(指农林牧渔)经营收入，而在三种收入统计中只有纯收入的统计数据中含有非农业经营收入的数据年度值。因此，本文使用工资性收入与非农业经营性收入之和表示农村居民从事非农业劳动的总收入；对于城镇居民，工资性收入和经营性收入共同构成了非农业产出部门的成本。
然而，上述计算结果仅仅是农村居民和城镇居民平均的非农业劳务收入，对于农村居民，除了从事非农业生产经营外，他们主要还是要从事农业经营。另外，由于失业、丧失劳动能力及未成年人口等因素的影响，在农村和城镇中从业人员的数量远远小于居民的数量，因此，需要通过从业人口和居民人口数量的折算，从而得出从业人口的单位收入水平。在《中国统计年鉴》中有农村劳动力从业人员和第一产业从业人员的相关数据，本文假定第一产业从业人员全部来自农村人口，那么使用农村劳动力从业人员数量减去第一产业从业人员数量就能得到从事非农业劳动的农村劳动力数量。最终，从事非农业劳务的农村居民单位劳动力成本计算公式如式(15)所示，城镇居民单位劳动力成本计算公式如式(16)所示。
3.劳动力成本因素的计算
按照上述分析，本文以农村居民工资性收入与非农业经营性收入之和乘以农村居民人口数量，得出农村居民非农业劳务总收入；城镇居民人口数量乘以工资性收入与经营性收入之和，得出城镇居民劳务总收入。与农民工资性收入主要来自非农业所得相对应，使用国内生产总值减去农业增加值得出非农业增加值。农村居民非农业劳务总收入除以非农业增加值、城镇居民劳务总收入除以非农业增加值分别表示各自的边际成本。
对于单位劳动力成本，使用对数值表示其变动情况，然后用HP滤波法计算单位劳动力成本变动的均衡值，使用实际值减去均衡值得到单位劳动力成本变动的偏离值，然后乘以其对应的边际成本分别表示影响通货膨胀的农村居民劳务收入因素和城镇居民劳务收入因素。
(二)实证分析与结果
本文使用相关变量的年度数据验证变量之间的相关关系，由于模型中包含预期和滞后的通货膨胀变量，本文的模型估计采用GMM方法。在此类计量分析中，寻找合适的工具变量是研究中的难点，工具变量既要与内生变量相关，又要与被解释变量的扰动项不相关。在工具变量的选择方法上，通常使用解释变量的滞后变量，而本文在计算中发现滞后变量并不满足工具变量的相关要求，因此，必须选择其他合适的工具变量。从理论和实践的角度看，通货膨胀和名义利率水平一般呈现较为一致的关系，选择名义利率作为工具变量，满足与内生解释变量相关的要求；同时，本文认为在我们这样一个利率市场化程度较低的国家，由于名义利率是由央行决定的，所以满足工具变量外生性的要求。本文选择一年期基准贷款利率(取年末值)作为名义利率的代理变量，使用一年期基准贷款利率作为同期通货膨胀的工具变量。
在进行时间序列回归分析时，为了避免出现变量间的伪回归现象，首先要对相关变量进行平稳性检验，检验结果如表1所示。
表1 变量的平稳性检验
| 变量 | πt+1 | πt-1 | π | v   | v(1- ) |
| ADF检验 | -2.96 | -2.80 | -2.92 | -4.29 | -3.94 |
| (0.053) | (0.074) | (0.057) | (0.004) | (0.007) |
在选择常数项和施瓦茨准则的情况下，上述变量的平稳性检验结果显示，通货膨胀的各期变量均在10%的水平上为平稳序列，收入变量均在1%的水平上为平稳序列。因此，本文认为各变量在时间序列上是平稳的，可以直接进行回归分析。我们分别进行了混合型(方程1)和前瞻型(方程2)的新凯恩斯菲利普斯曲线估计，估计结果如表2所示。
表2 回归分析
| 变量 | πt+1 | πt-1 | v | v(1- ) | J统计值 | R2 |
| 方程1 | (0.000) | 0.37 | 0.07 | 0.18** | -5.47E-46 | 0.75 |
| (0.000) | (0.005) | (0.470) | (0.014) | |||
| 方程2 | 0.76*** | | -0.12 | 0.42*** | 0.042 | 0.53 |
| (0.000) | | (0.121) | (0.000) |
注：***和**分别表示在1%和5%的水平上显著，括号内为P值。
表2中回归分析结果显示，方程1的可决系数高于方程2的可决系数，表明加入滞后性通货膨胀因素后对当期通货膨胀的解释能力有所增强。在两个方程中，预期一期的通货膨胀都与当期通货膨胀呈现显著性较强的相关关系，充分反映了厂商基于预期进行相应的优化决策行为，这说明新凯恩斯主义的理性预期假设是合理的。除此之外，在方程1中滞后一期的通货膨胀也与当期通货膨胀存在显著的正相关关系，反映了厂商的决策行为具有一定的后顾性，这验证了Calvo(1983)关于垄断竞争厂商交错定价假设的合理性。从对当期通货膨胀的影响效果看，预期一期的通货膨胀影响系数为0.74，滞后一期的通货膨胀影响系数为0.37，预期通货膨胀对当期通货膨胀的影响远远高于滞后通货膨胀对当期通货膨胀的影响，表明厂商在做价格决策时主要依据对未来价格水平的预期。本文的这一实证结论与陈彦斌(2008)、杨小军(2011)、耿强等(2011)对国内通货膨胀形成机制的研究结论基本一致。
在影响通货膨胀的实际成本因素中，具有城镇居民身份的劳动力成本因素与通货膨胀之间呈现显著的正相关关系。在其他条件不变的情况下，混合型新凯恩斯菲利普斯情形下城镇居民劳动力成本因素变动会导致0.18个单位的通货膨胀变动，前瞻型新凯恩斯菲利普斯情形下城镇居民劳动力成本因素变动会导致0.42个单位的通货膨胀变动，说明城镇居民劳动力成本变动是影响我国通货膨胀的重要因素。由于城镇居民身份的稳定性，主要从事非农业性质的劳动，城镇居民劳动力市场的供求关系影响了城镇居民劳动力的价格水平，从而导致企业生产成本的变动，引发成本推动型通货膨胀。而具有农民身份的非农业务工劳动力成本因素与通货膨胀之间不具有统计上的显著相关关系，且实际影响系数较小，表明本文的理论假设是合理的。基于具有农民身份的劳动力在农业劳动和非农业劳动之间的流动性，在非农业劳动力就业市场上具有农民身份的劳动力供给弹性较高，劳动力市场的需求变动对具有农民身份的劳动力工资水平的影响较小，从而对企业成本变动的影响较小，难以形成对通货膨胀的成本推动。
五、总结
自20世纪70年代以来，信用货币体系下的通货膨胀已经成为经济发展过程中的常见现象。在对凯恩斯主义经济学反思的过程中，新凯恩斯主义者为通货膨胀的形成机制建立了微观基础，基于厂商垄断竞争情形的新凯恩斯菲利普斯曲线成为研究通货膨胀及其相关问题的标准范式。然而，这种范式是基于一元经济下的情形，存在统一的劳动力供需市场，劳动力的供给弹性往往是适中的，劳动力需求的增加能够导致劳动力工资的上升，从而引发成本推动型通货膨胀。而在我国二元劳动力结构情形下，城镇居民和农村居民劳动力具有不同的供给弹性，由于大量存在农村剩余劳动力，农村居民劳动力的供给弹性较高，而城镇居民劳动力的供给弹性相对较低，从而劳动力需求的增加会导致农村居民劳动力和城镇居民劳动力不同的工资变化，因此，与一元经济情形下通货膨胀的形成机制有所不同。
基于我国二元劳动力结构的现实情况，本文对新凯恩斯菲利普斯曲线理论模型进行了扩展，并使用我国1984—2011年相关数据进行了实证检验，主要结论为：第一，我国通货膨胀的形成表现出较为显著的动态特征，通货膨胀预期项与滞后项都与当期通货膨胀有显著的相关关系，且预期因素的影响效应高于滞后因素。当前我国对通货膨胀的治理广泛使用管理通胀预期的方法，本文的研究结论验证了我国相关政策的合理性。第二，城镇居民劳务收入变动是影响通货膨胀的显著正相关因素，但农村居民劳务收入变动与通货膨胀之间没有显著的相关关系，这一研究结论在一定程度上验证了刘易斯关于二元经济结构下的劳动力工资水平决定的设想。在二元劳动力结构下，具有城镇居民身份的劳动力工资水平变动主要由劳动力市场的供求关系变动所决定，而具有农民身份的劳动力工资水平取决于“生存工资”①及其加成，所以农村居民劳动力需求的变动并不会引起其工资上升，从而不会导致企业成本的上升而引发通货膨胀。
根据本文的研究可以推论，在一定意义上农业剩余劳动力的存在实际上降低了非农业经济中的通货膨胀程度。但由于经济增长、人口出生率下降和城镇化率提高等共同作用，当前我国农村剩余劳动力正处于逐渐减少的状态，可以预见农村劳动力市场的供给弹性会逐渐减小，农村居民劳动力的工资水平则会不断上涨，农村居民也会和城镇居民劳动力的工资水平变动一样成为影响通货膨胀的重要因素，这可能对未来一段时期中国的通货膨胀形成较显著的压力。因此在相关政策制定中，要充分关注上述现象，对农村剩余劳动力数量和农村居民从事非农业劳动的工资水平变动进行准确的估算和有效的预判，并采取提高农业生产经营的集约他程度、不断释放农业劳动力等政策措施，尽可能降低成本推动型通货膨胀的程度。
作者真诚感谢匿名审稿人严谨且富有建设性的修改建议，当然文责自负。
注释：
①古典经济学家通常认为工资水平决定于维持基本生活消费等的需要。在农业经济中，工资水平决定于农业平均产量。
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主要参考文献：