要素豐裕度、技術(shù)進(jìn)步偏向性與中國農(nóng)業(yè)部門要素收入分配結(jié)構(gòu)

王林輝，袁　禮

(1.華東師范大學(xué) 商學(xué)院，上海 200241；2.東北師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，吉林 長春 130117)

要素豐裕度、技術(shù)進(jìn)步偏向性與中國農(nóng)業(yè)部門要素收入分配結(jié)構(gòu)

王林輝1，袁禮2

(1.華東師范大學(xué) 商學(xué)院，上海 200241；2.東北師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，吉林 長春 130117)

筆者構(gòu)建包含土地與勞動要素的CES生產(chǎn)函數(shù)，考察農(nóng)業(yè)要素豐裕度與技術(shù)進(jìn)步偏向性對要素邊際產(chǎn)出與收入分配結(jié)構(gòu)的影響。通過三方程標(biāo)準(zhǔn)化供給面系統(tǒng)，利用中國1952—2011年農(nóng)業(yè)部門的時間序列數(shù)據(jù)估計生產(chǎn)函數(shù)中的各參數(shù)，得到如下結(jié)論：(1)我國農(nóng)業(yè)部門土地與勞動的要素替代彈性小于1，技術(shù)進(jìn)步整體偏向于豐裕要素勞動；技術(shù)進(jìn)步偏向性和要素豐裕度變化共同作用于要素相對收入份額，多數(shù)年份二者作用方向相反，但技術(shù)進(jìn)步偏向性主導(dǎo)要素相對邊際產(chǎn)出和收入份額變化。(2)我國農(nóng)業(yè)部門要素豐裕度和技術(shù)進(jìn)步偏向性對要素收入份額的作用呈較強(qiáng)的階段性：1952—1983年，我國農(nóng)業(yè)勞動要素豐裕度提高，使勞動收入份額下降1.5%，而技術(shù)進(jìn)步勞動偏向性帶動勞動收入份額上升6.3%。自1984年至今，我國農(nóng)業(yè)部門勞動要素豐裕度持續(xù)下降，引致勞動收入份額上升2.4%，而土地偏向型技術(shù)進(jìn)步使勞動要素收入份額下降5%。因此，為提高我國農(nóng)業(yè)部門的勞動收入份額，應(yīng)重視技術(shù)進(jìn)步偏向性的作用。

要素收入分配結(jié)構(gòu)；技術(shù)進(jìn)步偏向性；要素豐裕度

一、引　言

近年來我國勞動收入份額下降引起學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注，如圖1所示1978年至今我國勞動收入份額波動下滑；自80年代中期至2004年，勞動收入份額由最初的0.55下降至0.43，降幅達(dá)21%。初次分配向資本過度傾斜不僅影響收入分配格局導(dǎo)致居民收入差距擴(kuò)大，也是加劇我國消費(fèi)與投資結(jié)構(gòu)失衡的誘因之一。因自2004年國家統(tǒng)計局統(tǒng)計口徑的改變，關(guān)于三次產(chǎn)業(yè)勞動收入份額的變化我們只列到2003年。90年代中期到2003年三次產(chǎn)業(yè)勞動收入份額均有所下滑，且第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比的下降加劇了我國整體勞動收入份額的下降。同時，第二和第三產(chǎn)業(yè)與全國勞動收入份額的水平值及變化趨勢趨同，而第一產(chǎn)業(yè)勞動收入份額遠(yuǎn)高于其他產(chǎn)業(yè)，但也有明顯的下降趨勢。國家統(tǒng)計局在統(tǒng)計第一產(chǎn)業(yè)要素收入時，“考慮到農(nóng)戶從事的各種農(nóng)林牧漁活動很難分清勞動報酬和營業(yè)盈余，其收入全部計為勞動者報酬?！蔽覀冋J(rèn)為將營業(yè)盈余計入勞動報酬，勢必造成勞動收入份額的高估。基于此，我們根據(jù)實際數(shù)據(jù)重新測算農(nóng)業(yè)部門的勞動收入份額*農(nóng)業(yè)部門勞動報酬選用農(nóng)村居民家庭人均工資性收入和家庭經(jīng)營收入之和，農(nóng)業(yè)勞動投入以歷年農(nóng)業(yè)占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值比重為權(quán)重，并根據(jù)第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)確定。產(chǎn)值使用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值扣除政府稅收收入及固定資產(chǎn)折舊。。圖2顯示的是重新測算的農(nóng)業(yè)勞動收入份額及全國勞動收入份額對比圖。農(nóng)業(yè)勞動收入份額的變化呈較強(qiáng)的階段性，1978年至80年代末勞動收入份額持續(xù)上升，1990年占比達(dá)到62%，與全國勞動收入份額相近。而自90年代初起農(nóng)業(yè)部門勞動收入份額波動下降，與全國勞動收入份額的下降趨勢相一致，雖然在2000年后有小幅上升，但自2004年起持續(xù)下降，在2011年降至40%左右。

圖1　全國及三次產(chǎn)業(yè)勞動收入份額變化趨勢

圖2　全國和農(nóng)業(yè)勞動收入份額變化趨勢

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料1952-1995》、《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料1952-2004》整理所得，勞動收入份額=勞動者報酬/GDP。

當(dāng)前，有很多學(xué)者對我國整體和單個產(chǎn)業(yè)部門勞動收入份額變化的原因進(jìn)行了深入研究，主要集中于以下幾個方面：首先，較多研究認(rèn)為我國勞動收入份額下降是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷所致，即隨著我國工業(yè)化程度加深，發(fā)展重心逐漸由農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)向工業(yè)。而由于工業(yè)的勞動收入份額遠(yuǎn)低于第一產(chǎn)業(yè)，故勞動收入份額下降。白重恩和錢震杰(2009)在剔除統(tǒng)計核算偏差對要素收入份額的影響后，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷和各產(chǎn)業(yè)自身勞動收入份額變化對我國整體勞動收入份額下降的貢獻(xiàn)分別為61.3%和38.7%[1]。同樣，羅長遠(yuǎn)和張軍(2009)也基于產(chǎn)業(yè)視角分析勞動收入占比，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷和產(chǎn)業(yè)內(nèi)勞動收入份額變化呈正相關(guān)性，并導(dǎo)致了整體勞動收入份額的波動[2]。李稻葵等(2009)則從微觀視角解釋了工業(yè)化過程中的勞動收入份額先下降后上升的現(xiàn)象，認(rèn)為隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展勞動力由第一產(chǎn)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，勞動力轉(zhuǎn)移的摩擦力大于資本，因而勞動力的轉(zhuǎn)移速度低于資本，勞動報酬低于其邊際產(chǎn)出，故勞動收入份額在轉(zhuǎn)移之初下降，隨著轉(zhuǎn)移完成逐漸上升而呈U型趨勢[3]。其次，前沿文獻(xiàn)開始關(guān)注有偏型技術(shù)進(jìn)步對要素相對邊際產(chǎn)出和要素收入分配格局的影響。黃先海和徐圣(2009)將勞動收入份額的變化分解成乘數(shù)效應(yīng)、資本深化及有偏型技術(shù)進(jìn)步三部分，并將我國制造業(yè)分成資本和勞動密集型兩類部門，均驗證技術(shù)進(jìn)步過程中的資本偏向性即勞動節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步是兩部門勞動收入份額下降的主要原因[4]。但白重恩等(2008)認(rèn)為工業(yè)部門資本與勞動的替代彈性為1，要素收入份額不隨技術(shù)因素和資本產(chǎn)出比變化，技術(shù)進(jìn)步偏向性并非是勞動收入份額變化的主要原因，我國工業(yè)部門勞動收入份額下降源于產(chǎn)品市場壟斷程度的增加和國企改制[5]。而陳宇峰等(2013)則認(rèn)為對工業(yè)部門而言壟斷利潤是勞動收入份額變化的短期原因，而逆資源稟賦的技術(shù)進(jìn)步偏向性則是主導(dǎo)其長期水平的主要因素[6]?？梢姡瑢W(xué)者們關(guān)注到技術(shù)進(jìn)步偏向性和壟斷對工業(yè)部門勞動收入份額下降的解釋[7-9]，但還存在一些爭論。一方面技術(shù)進(jìn)步偏向性是否為要素收入分配的重要影響因素取決于要素替代彈性的大小，若工業(yè)部門要素替代彈性為1，則技術(shù)進(jìn)步不存在偏向特征，技術(shù)進(jìn)步對要素的邊際產(chǎn)出和勞動收入份額的作用為中性；另一方面，部分歐美國家勞動收入份額也呈下降趨勢，但這些國家并不存在國企壟斷市場的情形，使得壟斷解釋工業(yè)部門勞動收入變化的普適性遭到質(zhì)疑[10-11]。第三，研究也認(rèn)為開放經(jīng)濟(jì)條件下，外商直接投資誘致發(fā)展中國家技術(shù)進(jìn)步呈資本偏向性是勞動收入份額下降的主要原因，張莉等(2012)引入FDI和勞動談判能力等變量后，發(fā)現(xiàn)有偏型技術(shù)進(jìn)步對勞動收入份額有顯著的正向作用[12]。邵敏和黃玖立(2010)以工業(yè)部門為例，認(rèn)為外資進(jìn)入對我國勞動收入份額有負(fù)向的“工資溢出”效應(yīng)，同時資本密集度和資本報酬的提高亦是勞動收入份額下降的主要原因[13]。羅長遠(yuǎn)(2011)則從比較優(yōu)勢的視角，結(jié)合產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和勞動力流動解釋了勞動收入份額下降的現(xiàn)象，與勞動密集型的傳統(tǒng)加工業(yè)相比資本密集型的現(xiàn)代加工業(yè)更具有比較優(yōu)勢，出口增加提高了資本密集型現(xiàn)代加工業(yè)的產(chǎn)品價格，促使勞動力向現(xiàn)代加工業(yè)流動進(jìn)而改善該部門資本收入份額，惡化傳統(tǒng)加工業(yè)資本收入份額，而隨著現(xiàn)代加工業(yè)占比增加，整個工業(yè)部門勞動收入份額下降[14]。第四，稅收、最終需求結(jié)構(gòu)和工會力量等因素也是影響要素收入分配格局的重要原因。呂冰洋和郭慶旺(2012)認(rèn)為稅后的資本和勞動收入份額均低于稅前水平，而1994年分稅制改革后政府部門收入分配份額持續(xù)上升[15]。孫文杰(2012)認(rèn)為最終需求結(jié)構(gòu)和技術(shù)效率的變化是我國1978—2007年勞動收入份額下降的重要原因[16]。而魏下海等(2013)則認(rèn)為工會力量將提高勞動生產(chǎn)率和工資率，但對工資率的提升幅度更大，且不同要素密集型行業(yè)工會對勞動收入份額的影響程度不同[17]。

可以說，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對我國整體勞動收入份額的變化趨勢具有較強(qiáng)的解釋力，這也已達(dá)成共識，而單一產(chǎn)業(yè)部門勞動收入份額變化是否可以歸因于技術(shù)進(jìn)步的偏向性、壟斷和國際貿(mào)易？目前仍存在較大爭議，且多數(shù)文獻(xiàn)主要關(guān)注工業(yè)部門的勞動收入變化。我國農(nóng)業(yè)部門結(jié)構(gòu)和生產(chǎn)方式均與工業(yè)部門迥異。我國農(nóng)業(yè)部門勞動收入份額變化的主要影響因素是什么?不同于工業(yè)部門國有大型壟斷企業(yè)占主導(dǎo)地位的生產(chǎn)模式，受土地制度的約束我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)仍然停留在分散化的小農(nóng)生產(chǎn)模式，顯然壟斷對工業(yè)部門要素收入分配的解釋在此無法應(yīng)用。而外商直接投資也更多地集中在工業(yè)行業(yè)，農(nóng)業(yè)部門引入的資本相對匱乏。因此我們認(rèn)為壟斷程度和外商直接投資不應(yīng)是影響農(nóng)業(yè)部門勞動收入份額變化的主要原因。而技術(shù)進(jìn)步偏向性是否有助于解釋農(nóng)業(yè)部門要素收入分配變化規(guī)律？正是本文研究的重要內(nèi)容。

Hicks(1963)最早提出技術(shù)進(jìn)步偏向性的概念，認(rèn)為要素相對價格的變化將誘致技術(shù)進(jìn)步偏向于節(jié)約昂貴要素，并在多國農(nóng)業(yè)發(fā)展的技術(shù)進(jìn)步路徑中得到驗證[18-21]；而Acemoglu(2002)在技術(shù)進(jìn)步內(nèi)生的框架下發(fā)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步的偏向性受市場規(guī)模效應(yīng)和價格效應(yīng)二者共同作用，前者使其偏向于豐裕要素而后者使其偏向于稀缺要素，在均衡增長路徑下技術(shù)進(jìn)步偏向于豐裕要素，即豐裕要素的相對邊際產(chǎn)出增長程度大于稀缺要素，相對邊際產(chǎn)出的變化最終作用于要素相對收入份額[22]789。Blanchard(1997)認(rèn)為上世紀(jì)60年代末歐洲經(jīng)濟(jì)體失業(yè)率和勞動收入份額同時急劇上升是源于工資推動，而80年代起這些國家的失業(yè)率上升而勞動收入份額出現(xiàn)反向變化，他將其歸因于制度變革誘致偏向型技術(shù)進(jìn)步[10]。Acemoglu(2003)通過在模型中設(shè)定最低工資水平來解釋要素收入份額的變化，認(rèn)為勞動力市場的制度改革短期內(nèi)引起工資和勞動收入份額的上漲，但其誘致的資本偏向型技術(shù)進(jìn)步將提高資本收入份額，最終使要素收入份額回歸到均衡水平。在經(jīng)濟(jì)向均衡路徑收斂的過程中，會出現(xiàn)資本增進(jìn)型技術(shù)進(jìn)步，因而要素收入份額并不穩(wěn)定；但從長期來看，均衡增長路徑下技術(shù)進(jìn)步應(yīng)當(dāng)呈勞動增進(jìn)型，要素收入份額趨于穩(wěn)定[23]。Zuleta(2008)在要素節(jié)約型技術(shù)創(chuàng)新內(nèi)生的經(jīng)濟(jì)增長框架下，技術(shù)創(chuàng)新的偏向性在要素豐裕度變化的誘導(dǎo)下轉(zhuǎn)向，資本相對豐裕度的提高催生勞動節(jié)約型技術(shù)創(chuàng)新，因此不可再生要素的收入份額下降而可再生要素收入提高[24]。

本文構(gòu)建包含勞動和土地資本農(nóng)業(yè)部門的CES生產(chǎn)函數(shù)，考察技術(shù)進(jìn)步偏向性和要素豐裕度對我國農(nóng)業(yè)勞動報酬及勞動收入份額的影響機(jī)制，運(yùn)用標(biāo)準(zhǔn)化供給面系統(tǒng)估計方程參數(shù)。余下部分的內(nèi)容安排如下：第二部分是技術(shù)進(jìn)步偏向性和要素豐裕度對要素收入份額的影響機(jī)制；第三部分是實證檢驗方法和數(shù)據(jù)來源說明；第四部分是分析偏向型技術(shù)進(jìn)步對我國農(nóng)業(yè)要素收入分配的影響；最后是基本結(jié)論及政策建議。

二、技術(shù)進(jìn)步偏向性、要素豐裕度對要素收入份額影響機(jī)制

在農(nóng)業(yè)部門的相關(guān)研究中，往往關(guān)注土地和勞動兩類生產(chǎn)要素[25]。我們也將生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為使用土地資本和勞動兩類生產(chǎn)要素的CES生產(chǎn)函數(shù)，以土地資本表征除勞動外的其他生產(chǎn)要素，而將機(jī)器設(shè)備投資蘊(yùn)含在技術(shù)進(jìn)步中。根據(jù)David，Van de Klundert(1965)，農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為附加要素生產(chǎn)效率的CES型生產(chǎn)函數(shù)[26]：

(1)

(2)

(3)

由(3)式可知，若農(nóng)業(yè)呈勞動增進(jìn)型技術(shù)進(jìn)步即AL/AT增加，當(dāng)σ>1土地和勞動相互替代，則技術(shù)進(jìn)步更有利于提高勞動的邊際產(chǎn)出，呈勞動偏向型技術(shù)進(jìn)步，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中將節(jié)約土地多使用勞動；而當(dāng)0<σ<1時，土地與勞動互補(bǔ)，技術(shù)進(jìn)步將更有利于提高土地的邊際產(chǎn)出，農(nóng)業(yè)呈土地偏向型技術(shù)進(jìn)步，節(jié)約勞動同時多使用土地。原因在于，當(dāng)0<σ<1，若勞動生產(chǎn)效率提高時，由于土地與勞動呈互補(bǔ)關(guān)系，在增加勞動需求時，也形成了對土地的超額需求，因而土地邊際產(chǎn)出的增加幅度大于勞動，技術(shù)進(jìn)步偏向于土地。

(3)式顯示了技術(shù)進(jìn)步偏向性和要素相對豐裕度對要素相對邊際產(chǎn)出的影響，為研究二者對要素相對邊際產(chǎn)出變化率的影響，(3)式左右兩邊關(guān)于時間t求導(dǎo)，可得：

(4)

等式(4)右邊分為兩項：第一項稱之為技術(shù)進(jìn)步偏向性效應(yīng)TCE，第二項為要素豐裕度效應(yīng)FAE。結(jié)合式(3)和(4)可知，技術(shù)進(jìn)步偏向性效應(yīng)TCE度量的是由相對增進(jìn)型技術(shù)進(jìn)步AL/AT引發(fā)的要素相對邊際產(chǎn)出wL/wT變動，但其作用方向取決于要素替代彈性σ。若TCEt>0時，表示當(dāng)期技術(shù)進(jìn)步更有利于提高勞動的邊際產(chǎn)出；若TCEt<0時，表示技術(shù)進(jìn)步更有利于提高土地的邊際產(chǎn)出；若TCEt=0則技術(shù)進(jìn)步為無偏中性。技術(shù)進(jìn)步偏向效應(yīng)越大則偏向程度越高。而要素豐裕度效應(yīng)FAE則直接表現(xiàn)為降低豐裕要素的相對邊際產(chǎn)出。當(dāng)要素的相對豐裕度增加時，該要素的相對報酬降低，反之則反之。

結(jié)論1：要素相對邊際產(chǎn)出的變化方向受技術(shù)進(jìn)步偏向性效應(yīng)和要素豐裕度效應(yīng)共同作用，當(dāng)技術(shù)進(jìn)步偏向于豐裕要素時，二者作用方向相反，要素相對邊際產(chǎn)出的變化取決于兩種作用效應(yīng)的相對強(qiáng)弱；當(dāng)技術(shù)進(jìn)步偏向于稀缺要素時，二者作用方向相同，稀缺要素相對邊際產(chǎn)出提高。

由于技術(shù)進(jìn)步偏向性和要素豐裕度共同引發(fā)要素相對邊際產(chǎn)出的變化，必然引發(fā)土地與勞動的要素收入份額的變動，由(3)可得勞動與土地的相對要素收入份額：

(5)

如(5)所示，要素相對豐裕度變化對要素相對收入份額影響與要素替代彈性相關(guān)。當(dāng)σ>1時，若勞動相對于土地豐裕度增加，此時技術(shù)進(jìn)步也呈現(xiàn)勞動增進(jìn)型，即技術(shù)進(jìn)步偏向于勞動，則二者共同作用，將有助于提高勞動的相對收入份額；而若此時技術(shù)進(jìn)步呈現(xiàn)土地增進(jìn)型，即技術(shù)進(jìn)步偏向于土地，由于二者作用方向相反，故結(jié)果取決于二者的作用強(qiáng)度。若土地相對于勞動要素豐裕度的增加，而此時技術(shù)進(jìn)步也呈現(xiàn)土地增進(jìn)型技術(shù)進(jìn)步，即技術(shù)進(jìn)步偏向于土地，有助于提高土地的相對報酬，二者共同作用提高豐裕要素土地的相對收入份額；而若技術(shù)進(jìn)步呈現(xiàn)勞動增進(jìn)型，即偏向于勞動，技術(shù)進(jìn)步偏向性與要素豐裕度的作用相反，其最終結(jié)果將取決于二者作用的強(qiáng)度對比。

當(dāng)0<σ<1時，若勞動相對于土地的豐裕度增加，由公式(3)可知，勞動豐裕度增加降低勞動的相對邊際產(chǎn)出，若此時技術(shù)進(jìn)步呈現(xiàn)勞動增進(jìn)型，即技術(shù)進(jìn)步偏向于土地，土地的相對報酬提高而勞動的相對報酬下降，二者共同作用將降低豐裕要素勞動的相對收入份額而提高稀缺要素土地的相對收入份額；而若此時技術(shù)進(jìn)步呈現(xiàn)土地增進(jìn)型，即偏向于勞動，二者的作用方向相反，結(jié)果不確定。若土地相對于勞動的豐裕度增加，由公式(3)可知，土地豐裕度增加降低土地的相對報酬，若此時技術(shù)進(jìn)步呈現(xiàn)土地增進(jìn)型，即技術(shù)進(jìn)步偏向于勞動，將有助于提高勞動的相對報酬，二者共同作用將降低豐裕要素土地的相對收入份額而提高稀缺要素勞動的相對收入份額；而若此時技術(shù)進(jìn)步呈現(xiàn)勞動增進(jìn)型，即偏向于土地，二者的作用方向相反，結(jié)果不確定。當(dāng)σ=1時，土地與勞動要素豐裕度的變化不影響要素相對收入份額。

結(jié)論2：要素收入份額受要素豐裕度和技術(shù)進(jìn)步偏向性作用，但要素替代彈性不同，其作用效果存在差異。當(dāng)要素替代彈性大于1時，要素越豐裕其收入份額越大，若技術(shù)進(jìn)步也偏向于該豐裕要素，則二者共同提高豐裕要素的收入份額，若技術(shù)進(jìn)步偏向于稀缺要素，則二者作用方向相反。當(dāng)要素替代彈性小于1時，要素越豐裕其收入份額越小，若技術(shù)進(jìn)步偏向于該豐裕要素，則二者作用方向相反，若技術(shù)進(jìn)步偏向于稀缺要素，則二者共同提高稀缺要素的收入份額。

根據(jù)(5)式，我們將農(nóng)業(yè)勞動相對于土地收入份額的增長率分解為：

(6)

我們將式(6)右邊第一項作為農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向性對勞動收入份額的貢獻(xiàn)TCC，第二項作為要素豐裕度變化對要素收入份額的貢獻(xiàn)FAC。在實證部分，我們借鑒黃先海和徐圣(2009)的測算思路，以技術(shù)進(jìn)步偏向性與要素豐裕度對勞動收入份額貢獻(xiàn)的數(shù)值比這兩項的絕對值之和作為該項貢獻(xiàn)率，量化技術(shù)進(jìn)步偏向性及要素豐裕度對要素收入份額變化率的影響。綜上所述，可按照生產(chǎn)要素替代彈性的大小，歸納技術(shù)進(jìn)步偏向性、要素豐裕度二者對要素邊際產(chǎn)出的影響方向，對要素收入份額變化的貢獻(xiàn)如表1所示。在實證時，我們將據(jù)此檢驗技術(shù)進(jìn)步偏向性與要素豐裕度的內(nèi)在聯(lián)系，及二者對要素邊際產(chǎn)出的影響方向及要素相對收入份額的貢獻(xiàn)。

表1　技術(shù)進(jìn)步偏向性、要素豐裕度對要素相對邊際產(chǎn)出、收入份額的影響

三、實證檢驗方法和數(shù)據(jù)來源說明

本文所使用的數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料》(1952—1995，1952—2004)、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》。具體數(shù)據(jù)的處理方法如下：(1)因我們定義的農(nóng)業(yè)總收入為土地資本和勞動收入，根據(jù)Klump et al.(2007)使用扣除稅收后的產(chǎn)值，故產(chǎn)值Yt使用1952—2011年農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值扣除政府稅收收入及固定資產(chǎn)折舊，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值按該行業(yè)生產(chǎn)總值指數(shù)折算得到以1952年為不變價格的歷年產(chǎn)值[27]187。其中1978—2004年農(nóng)業(yè)稅收收入和固定資產(chǎn)折舊直接使用收入法統(tǒng)計的農(nóng)林牧漁業(yè)生產(chǎn)總值下的構(gòu)成項目生產(chǎn)稅凈額和固定資產(chǎn)折舊，以農(nóng)業(yè)占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值比重折算所得，其余年份的農(nóng)業(yè)稅收收入通過農(nóng)業(yè)各稅扣去牧業(yè)稅獲得。而剩余年份的固定資產(chǎn)折舊，我們根據(jù)折舊率及固定資本存量確定，1952—1980年我國實行集體所有制，因此1978年以前年份的固定資產(chǎn)折舊率以1979—1980年均值代替，而2004年后的折舊率以1996—2004年均值代替。1952年農(nóng)業(yè)固定資本存量則結(jié)合張軍、章元(2003)和徐現(xiàn)祥等(2007)測算全國和三次產(chǎn)業(yè)的固定資本存量數(shù)據(jù)確定[28-29]。(2)農(nóng)業(yè)勞動投入Lt則以歷年農(nóng)業(yè)占農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值比重為權(quán)重，并根據(jù)第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)確定。(3)因我國農(nóng)作物存在一年多季重復(fù)耕作的現(xiàn)象，因此農(nóng)業(yè)土地要素投入Tt使用農(nóng)作物總播種面積。(4)關(guān)于勞動報酬wL，t數(shù)據(jù)的選擇，1978—2011年選用農(nóng)村居民家庭人均工資性收入和家庭經(jīng)營收入之和，1952—1977年根據(jù)人均農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值擬合所得。(5)對于農(nóng)地租金wT，t數(shù)據(jù)的搜集存在一定困難，現(xiàn)有統(tǒng)計資料基本沒有關(guān)于農(nóng)地租金的相關(guān)數(shù)據(jù)，我們只能利用國務(wù)院發(fā)展研究中心課題組覆蓋25省(市、區(qū))的669個農(nóng)戶關(guān)于我國農(nóng)地流轉(zhuǎn)問題2010年實地調(diào)研數(shù)據(jù)，根據(jù)農(nóng)戶耕地轉(zhuǎn)出實物租金(折算貨幣)和貨幣租金的均值確定當(dāng)年農(nóng)地租金539元/畝[30]，同時我們發(fā)現(xiàn)當(dāng)年耕地每畝產(chǎn)值的調(diào)研數(shù)據(jù)為1 999.7元/畝，每畝耕地租金約占產(chǎn)值的27%左右。因此，我們利用1995年、1998—2011年各類農(nóng)業(yè)產(chǎn)品每畝產(chǎn)值的均值以27%的比率確定當(dāng)年租金，剩余年份則根據(jù)當(dāng)年每畝播種面積產(chǎn)值擬合所得。以上數(shù)據(jù)中農(nóng)業(yè)產(chǎn)值Yt、勞動收入wL，tLt和土地收入wT，tTt均為經(jīng)過農(nóng)業(yè)GDP平減指數(shù)處理的真實值。

四、實證檢驗與結(jié)果評價

表2　參數(shù)估計結(jié)果

首先，除了γL在10%的水平顯著外，其他參數(shù)都在1%的水平上顯著，標(biāo)準(zhǔn)化供給面系統(tǒng)的log determinant值約為-68.05，達(dá)到統(tǒng)計檢驗要求，表明模型擬合程度較好。土地與勞動的要素替代彈性σ約為0.5，說明在我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中土地與勞動表現(xiàn)出相互補(bǔ)充而非替代關(guān)系。根據(jù)Klump et al.(2007)，勞動增進(jìn)型和土地增進(jìn)型技術(shù)進(jìn)步率參數(shù)γL，γT可表征兩類增進(jìn)型技術(shù)進(jìn)步速率，γL，γT分別為0.6%和3.7%說明土地增進(jìn)型技術(shù)進(jìn)步的增速大于勞動增進(jìn)型技術(shù)進(jìn)步；同時土地增進(jìn)型技術(shù)進(jìn)步的曲率λT非常接近于1，表明我國土地增進(jìn)型技術(shù)進(jìn)步近似呈線性增長。估計的土地收入份額約為0.43，與實際土地收入份額的樣本均值接近。綜上可知，我國農(nóng)業(yè)1952—2011年間整體呈相對土地增進(jìn)型技術(shù)進(jìn)步，即土地要素的技術(shù)進(jìn)步率相較于勞動提高速度更快。而土地與勞動要素替代彈性σ=0.5，可知農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向于勞動，即更加有利于提高勞動的邊際產(chǎn)出，技術(shù)進(jìn)步朝向多使用勞動而節(jié)約土地的方向發(fā)展，這有別于我國工業(yè)行業(yè)技術(shù)進(jìn)步的資本偏向性。主要原因在于，土地與勞動在生產(chǎn)過程中呈互補(bǔ)而非替代關(guān)系，土地生產(chǎn)技術(shù)效率相對提高，也促進(jìn)對勞動的需求，而這一超額需求大于對土地的需求，故勞動比土地的邊際產(chǎn)出增加更快。而技術(shù)進(jìn)步偏向于節(jié)約土地，也與我國農(nóng)業(yè)勞動豐裕而土地相對稀缺基本國情相符。當(dāng)然，這只能反映1952年以來我國農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步的整體偏向性，故我們還要考察技術(shù)進(jìn)步偏向和要素豐裕度對要素相對邊際產(chǎn)出和要素收入份額的影響程度與方向。

表3　我國農(nóng)業(yè)1953—2011年技術(shù)進(jìn)步偏向性效應(yīng)及要素豐裕度變化

利用標(biāo)準(zhǔn)化供給面系統(tǒng)估計各參數(shù)，經(jīng)過測算得到我國農(nóng)業(yè)部門1952—2011年勞動和土地增進(jìn)型技術(shù)效率AL和AT，并根據(jù)(3)式和(4)式測算我國相對邊際產(chǎn)出變化wL/wT、技術(shù)進(jìn)步偏向性效應(yīng)TCE和要素豐裕度效應(yīng)FAE，依此來判定要素豐裕度變化與技術(shù)進(jìn)步偏向性的內(nèi)在聯(lián)系，探究技術(shù)進(jìn)步偏向性和要素豐裕度對要素相對邊際產(chǎn)出的影響方向和相對強(qiáng)弱，如表3所示。

1953—2011年，多數(shù)年份技術(shù)進(jìn)步偏向性效應(yīng)為正值，即農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步朝向更加有利于提高勞動邊際產(chǎn)出的方向發(fā)展，總體偏向于多使用勞動而節(jié)約土地，這與參數(shù)估計的結(jié)論一致，并與我國農(nóng)業(yè)部門勞動力豐裕而土地稀缺的特征相符，即技術(shù)進(jìn)步偏向于提高豐裕要素的相對邊際產(chǎn)出。但同時技術(shù)進(jìn)步的偏向性也表現(xiàn)出較強(qiáng)的階段性。1953—1983年31年間我國農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向性效應(yīng)有22年為正值，勞動相對于土地的豐裕度年均上升0.14%，使技術(shù)進(jìn)步整體偏向于豐裕要素勞動，均值為0.4437，農(nóng)業(yè)部門的技術(shù)朝向節(jié)約稀缺要素的方向發(fā)展，使勞動的相對邊際產(chǎn)出年均提升4.02%。但該時期的技術(shù)進(jìn)步偏向性也表現(xiàn)出了一些特殊性，1978—1979年期間，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向性指數(shù)轉(zhuǎn)為負(fù)，這是因家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制在全國范圍的推行，有效提高了勞動力的生產(chǎn)效率，而由于土地與勞動力在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中表現(xiàn)出互補(bǔ)，故產(chǎn)生了對土地的超額需求，在此期間土地邊際產(chǎn)出的提高程度甚至大于勞動力。1984—2011年由于勞動相對于土地的豐裕度年均下降0.2%，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步朝向有利于提高土地邊際產(chǎn)出的方向發(fā)展，且呈現(xiàn)出明顯的階段性特征。其中1984—1988、1991—1994及2003年以來，技術(shù)進(jìn)步方向都為負(fù)值，即為土地偏向性。農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步方向何以由勞動偏向性而轉(zhuǎn)向土地？那是何種因素誘致技術(shù)進(jìn)步的轉(zhuǎn)向？我們發(fā)現(xiàn)，這三個階段要素豐裕度的變化與技術(shù)進(jìn)步偏向性變化呈現(xiàn)高度一致性。我們翻閱中國農(nóng)業(yè)發(fā)展歷史，發(fā)現(xiàn)恰好在這三個階段農(nóng)業(yè)政策或制度出現(xiàn)了調(diào)整。其中1984—1988年期間，國家提出在堅持家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制的基礎(chǔ)上，隨著農(nóng)業(yè)勞動力向非農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移，鼓勵原有土地向種田能手轉(zhuǎn)移，有利于土地流動提高土地利用率。而1993—1995年國家加強(qiáng)了對農(nóng)村耕地轉(zhuǎn)建設(shè)用地的管理，農(nóng)村耕地變得相對豐裕。而自2003年起，中央政府決定取消農(nóng)業(yè)稅，并開始在全國范圍內(nèi)推行農(nóng)業(yè)稅改革，這項改革短期內(nèi)提高了勞動力的邊際產(chǎn)出和報酬，收入效應(yīng)使農(nóng)業(yè)實際勞動供給減少，同時農(nóng)業(yè)勞動力向第二和第三產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移也使得土地相對于勞動的豐裕度提高?？梢姡呋蛑贫鹊恼{(diào)整誘致了要素豐裕度的變化而引發(fā)技術(shù)進(jìn)步的轉(zhuǎn)向，且技術(shù)進(jìn)步總體偏向豐裕要素。

根據(jù)(4)式我們將要素豐裕度和技術(shù)進(jìn)步偏向性對要素相對邊際產(chǎn)出的作用效應(yīng)分解，并對比相對強(qiáng)弱，如圖3所示。首先，要素相對邊際產(chǎn)出變化的趨勢線(DwL/wT)在絕大多數(shù)年份位于偏向性效應(yīng)趨勢線TCE和要素豐裕度效應(yīng)趨勢線FAE之間，這說明技術(shù)進(jìn)步偏向性和要素豐裕度對要素相對邊際產(chǎn)出的作用方向是相反的，且大部分年份要素相對邊際產(chǎn)出的變化方向都由偏向性效應(yīng)主導(dǎo)，即技術(shù)進(jìn)步偏向性是決定要素相對邊際產(chǎn)出變化的主要原因。圖4為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)過程中勞動與土地相對豐裕度的變化趨勢及由此引致的要素相對邊際產(chǎn)出變化即豐裕度效應(yīng)。由圖4可知，要素相對豐裕度與其引發(fā)的相對邊際產(chǎn)出的變化方向基本相反，即要素供給的增加將降低其要素報酬。而我國農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向性總體上偏向于勞動，朝向多使用勞動而節(jié)約土地的方向發(fā)展。但我國不同發(fā)展階段的制度變革也將使農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步路徑偏離原來的軌道，且制度變革往往是通過改變要素豐裕度誘致技術(shù)進(jìn)步偏向土地。綜合上述分析，可知技術(shù)進(jìn)步在多數(shù)年份朝向提高豐裕要素邊際產(chǎn)出的方向發(fā)展，且與要素豐裕度效應(yīng)的作用方向相反，技術(shù)進(jìn)步偏向性效應(yīng)略大于要素豐裕度效應(yīng)。

圖3　要素相對邊際產(chǎn)出變化的分解

圖4　農(nóng)業(yè)要素相對豐裕度變化與豐裕度效應(yīng)

表4　農(nóng)業(yè)勞動相對收入份額的分解貢獻(xiàn)率單位：%

我們根據(jù)(6)式將要素收入份額的變化率分解，如表4所示，土地與勞動相對收入份額的變化率被分解成技術(shù)進(jìn)步偏向性和要素豐裕度的貢獻(xiàn)兩項。由表4可知：自1952—2011年，大部分年份農(nóng)業(yè)勞動力相對于土地收入份額的變化率是提升的；但近年來農(nóng)業(yè)勞動力收入份額持續(xù)下降。由技術(shù)進(jìn)步偏向性及要素豐裕度對要素收入份額變化的貢獻(xiàn)率結(jié)果來看，技術(shù)進(jìn)步偏向性主導(dǎo)要素收入份額變化，由于我國農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步整體呈勞動偏向型，有效提升了我國農(nóng)業(yè)勞動力的要素收入份額。1953—1983年期間，我國農(nóng)業(yè)的發(fā)展無論是政策層面上還是技術(shù)層面上均朝向有利于提高勞動收入的方向發(fā)展，農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步呈勞動偏向性，勞動收入份額不斷提升。但自1984年至今，制度變遷誘致了土地偏向型技術(shù)進(jìn)步，抑制了勞動收入份額的提升。受制度變革的影響部分年份如1984—1988年、1993—1995年及2003年起農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步呈土地偏向性，由此提高了土地的收入份額，也抑制了勞動收入份額的提升。

綜合1953—2011年技術(shù)進(jìn)步偏向性和要素豐裕度對我國勞動收入份額貢獻(xiàn)，見表5。1953—1983年期間我國農(nóng)業(yè)部門勞動的相對豐裕度上升，要素豐裕度效應(yīng)使勞動的相對收入份額年均下降0.015，貢獻(xiàn)率達(dá)19.3%，同時技術(shù)進(jìn)步偏向于豐裕要素勞動使勞動收入份額年均上升0.063，貢獻(xiàn)率達(dá)80.7%。因而，要素豐裕度與技術(shù)進(jìn)步偏向性共同作用使勞動的相對收入份額以年均0.048的速率上升。1984—2011年因農(nóng)業(yè)部門勞動力向第二三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，勞動相對于土地的豐裕度下降，要素豐裕度效應(yīng)將惡化土地收入而使勞動相對收入份額提高0.024，貢獻(xiàn)率約達(dá)32.9%，但農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向于豐裕要素土地，使勞動的相對收入份額年均下降0.050，貢獻(xiàn)率達(dá)67.1%，綜合作用使勞動相對收入份額以年均0.025的速率下滑。這些結(jié)論也與我們的理論分析及經(jīng)濟(jì)事實相一致。

表5　我國農(nóng)業(yè)部門要素豐裕度、技術(shù)進(jìn)步偏向性對要素收入份額的綜合作用

五、基本結(jié)論

本文在包含土地與勞動要素的CES生產(chǎn)函數(shù)中，考察農(nóng)業(yè)要素豐裕度與技術(shù)進(jìn)步偏向性對要素邊際產(chǎn)出和收入份額的作用效應(yīng)。通過三方程標(biāo)準(zhǔn)化供給面系統(tǒng)，利用可行廣義非線性最小二乘法估計了生產(chǎn)函數(shù)中的各參數(shù)，并分解出技術(shù)進(jìn)步偏向性和要素豐裕度效應(yīng)，得到如下結(jié)論：(1)我國農(nóng)業(yè)部門土地與勞動的要素替代彈性小于1，技術(shù)進(jìn)步整體偏向于豐裕要素勞動，而我國農(nóng)業(yè)制度的變革通過改變要素豐裕度而使技術(shù)進(jìn)步發(fā)生轉(zhuǎn)向。(2)技術(shù)進(jìn)步偏向性和要素豐裕度變化共同作用于要素相對收入份額，技術(shù)進(jìn)步在多數(shù)年份朝向提高豐裕要素邊際產(chǎn)出的方向發(fā)展，且與要素豐裕度效應(yīng)的作用方向相反，技術(shù)進(jìn)步偏向性效應(yīng)略大于要素豐裕度效應(yīng)，即技術(shù)進(jìn)步偏向性是決定要素相對邊際產(chǎn)出和要素收入份額變化的主要原因。(3)我國農(nóng)業(yè)部門要素豐裕度、技術(shù)進(jìn)步偏向性及二者對要素相對邊際產(chǎn)出和要素收入份額的作用呈較強(qiáng)的階段性：1952-1983年我國農(nóng)業(yè)部門勞動要素豐裕度提高，使勞動收入份額每年下降1.5%，但技術(shù)進(jìn)步勞動偏向性使其相對邊際產(chǎn)出提高約4.02%，并帶動勞動收入份額年均上升6.3%，二者共同作用下我國勞動相對收入份額年均提高4.8%。自1984年至今，我國農(nóng)業(yè)部門勞動要素豐裕度持續(xù)下滑，使勞動收入份額每年上升2.4%，但同時誘致的土地偏向型技術(shù)進(jìn)步使勞動邊際產(chǎn)出下降6.57%，以每年5%的速率惡化勞動要素收入份額，在二者共同作用下我國勞動相對收入份額以年均2.5%的速度下滑。

根據(jù)上述結(jié)論，可知我國農(nóng)業(yè)部門的勞動收入份額一直被高估，實際勞動收入份額近年來持續(xù)下降。隨著農(nóng)業(yè)部門的勞動力不斷向工業(yè)部門以及服務(wù)業(yè)部門轉(zhuǎn)移，由此造成了農(nóng)業(yè)部門土地相對于勞動的要素豐裕度上升，將使勞動的要素收入份額上升。但由于技術(shù)進(jìn)步土地偏向性使勞動的收入份額下降，故我們應(yīng)當(dāng)重視偏向型技術(shù)進(jìn)步的作用。在從傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)向現(xiàn)代農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)變過程中，應(yīng)通過提升勞動者素質(zhì)和推廣先進(jìn)技術(shù)等方式提高勞動邊際生產(chǎn)率，使勞動相對報酬與勞動生產(chǎn)率相一致，有效改善我國農(nóng)業(yè)部門的勞動收入份額。

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Factor Abundance，Directed Technical Change and the Factor Income Distribution Structure of Agriculture in China

WANG Lin-hui1，YUAN Li2

(1.School of Business，East China Normal University，Shanghai 200241，China；2.School of Economy，Northeast Normal University of China，Changchun 130117，China)

Based on the importance and specificity of agricultural sector in the distribution of factor income，this paper analyzes the effect of factor abundance and directed technical change on relative marginal product and factor income structure in agriculture，under the CES function of land and labor.Applying the three-equation normalized supply-side system，we estimate the parameters of production function with the SUR model and the results show that：(1)The elasticity of substitution between land and labor is less than 1 in agriculture.Technical change is biased to labor，which is relative abundant，while the institutional change induces the shift in direction of technical change.(2)The factor relative marginal product and income shares are shaped by directed technical change and factor abundance，and effects of the two are in reverse for most of the years.The directed technical change is the main cause of relative marginal product and income shares.Hence the labor-biased technical change improved the marginal product and income shares of labor.(3)The effects in agriculture show phased features：during the period of 1952—1983，an increase in relative abundance of labor in agriculture reduce the factor shares by 1.5%，but the labor-biased technical change raise the labor share by 6.3%.From 1984 to now，the relative abundance of labor in agriculture descend continuously，inducing the labor share rise by 2.4%.But the land-biased technical change lower the shares by 5%.Therefore，we should pay more attention to the role of technical change to raise the labor income shares in agricultural sector.

Factor Income Distribution Structure；Directed Technical Change；Factor Abundance

2014-09-23

國家社會科學(xué)基金項目(14BJL031)；教育部新世紀(jì)優(yōu)秀人才項目(NCET-12-0818)；教育部人文社科基金項目(13YJA790012)；中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項資金(14ZZ1204)。

王林輝(1973-)，女，吉林長春人，華東師范大學(xué)商學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師；袁禮(1989-)，女，湖南株洲人，東北師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生。

F126.2

A

1001-6201(2015)01-0070-11

[責(zé)任編輯：秦衛(wèi)波]

[DOI]10.16164/j.cnki.22-1062/c.2015.01.014