勞動要素價格扭曲的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)
——理論分析與實證檢驗

孫 哲

（首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100071）

一、引言

經(jīng)過改革開放40 余年的努力，目前我國人均GDP 水平已經(jīng)接近高收入國家門檻，經(jīng)濟(jì)發(fā)展成就舉世矚目，但長期積累的結(jié)構(gòu)性矛盾也進(jìn)一步凸顯，特別是勞動要素價格扭曲對宏觀經(jīng)濟(jì)運行產(chǎn)生的影響日益嚴(yán)重。這種影響雖然在短期內(nèi)可能對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出具有一些正向效果，但長期勢必導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡，抵消前期發(fā)展所積累的成果。同時，近年來我國所面臨的國際環(huán)境趨于復(fù)雜，貿(mào)易保護(hù)主義抬頭，美國圍繞產(chǎn)業(yè)鏈、供應(yīng)鏈高端環(huán)節(jié)對我國圍堵加劇，成為制約我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定高質(zhì)量發(fā)展的不利因素。為此，黨的十九屆五中全會提出要加快構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局，明確了國內(nèi)大循環(huán)的主體地位。然而，長期以來勞動要素在收入分配中價格偏低且與實際貢獻(xiàn)不符，導(dǎo)致以居民為主體的消費動力不足，不僅影響到消費升級進(jìn)程，還客觀上延緩了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)迭代，成為我國潛在增長水平下移的原因之一。因此有必要對勞動要素價格扭曲的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)展開深入分析，摸清勞動要素價格扭曲對產(chǎn)業(yè)升級、結(jié)構(gòu)優(yōu)化的影響路徑，為相關(guān)部門制定更有針對性的產(chǎn)業(yè)政策及分配政策提供研究支撐，以更好地維護(hù)合理的收入分配秩序、提高居民收入水平、擴(kuò)大居民消費、增強(qiáng)內(nèi)需動力，實現(xiàn)構(gòu)建以內(nèi)循環(huán)為主的雙循環(huán)發(fā)展格局和共同富裕的發(fā)展目標(biāo)。

二、文獻(xiàn)評述

關(guān)于要素價格扭曲經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的研究，早期主要圍繞對就業(yè)市場的影響展開。盛仕斌和徐海（1999）[1]最早研究了企業(yè)層面要素價格扭曲對就業(yè)市場的影響?？抵居拢?012）[2]研究顯示，勞動要素價格扭曲的就業(yè)效應(yīng)存在一定的結(jié)構(gòu)差異性，非公部門更為顯著。趙新宇和鄭國強(qiáng)（2020）[3]研究顯示，勞動力市場扭曲雖然會顯著提高居民非正規(guī)就業(yè)的概率，但從結(jié)構(gòu)上看對農(nóng)村居民和低學(xué)歷居民非正規(guī)就業(yè)的促進(jìn)作用更為明顯，對于城鎮(zhèn)居民和高學(xué)歷居民的影響不顯著。對產(chǎn)出的影響效應(yīng)也是這一領(lǐng)域的研究重點。這些研究一方面肯定了價格扭曲對經(jīng)濟(jì)成長的帶動作用，例如李言（2020）[4]認(rèn)為，要素價格扭曲通過影響市場供給端和市場需求端推動經(jīng)濟(jì)增長；另一方面也關(guān)注到這種扭曲可能造成的生產(chǎn)效率損失。Hsieh 和 Klenow（2009）[5]、Brandt 等（2013）[6]研究顯示，要素市場扭曲導(dǎo)致生產(chǎn)效率損失，并進(jìn)一步指出若完全消除要素市場扭曲，中國制造業(yè)的全要素生產(chǎn)率可以提高6.6%～115%。廖顯春和耿偉（2015）[7]認(rèn)為，雖然要素價格扭曲顯著推動出口增長，但客觀上導(dǎo)致國內(nèi)要素的部分應(yīng)得收入向國外消費者轉(zhuǎn)移。Ryzhenkov（2016）[8]、Dias 等（2016）[9]利用 Hsieh 和 Klenow（2009）[5]的研究框架分別對烏克蘭和葡萄牙要素錯配導(dǎo)致的生產(chǎn)效率損失進(jìn)行了研究。張興龍和沈坤榮（2016）[10]研究表明，若能夠改善資本配置狀況，提升配置效率，那么在保持現(xiàn)有資本存量和勞動投入的情況下，可以提升經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出水平15%～20%。除了全國層面的研究外，也有學(xué)者考察了要素價格扭曲對地方經(jīng)濟(jì)的影響。姚惠澤和石磊（2019）[11]研究顯示，江蘇省要素價格存在一定程度的負(fù)向扭曲，要素價格扭曲降低了江蘇的經(jīng)濟(jì)增速。近年來，關(guān)于要素價格扭曲對經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)影響效應(yīng)的研究被廣泛開展，特別是針對我國發(fā)展過程中出現(xiàn)的需求動力結(jié)構(gòu)失衡和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡等問題，眾多學(xué)者從要素價格角度進(jìn)行了大量研究。對需求結(jié)構(gòu)影響方面，丁建勛（2015）[12]發(fā)現(xiàn)，要素價格扭曲使各經(jīng)濟(jì)部門偏向選擇資本密集型技術(shù)，這是導(dǎo)致中國資本深化進(jìn)而降低消費率的顯著因素。闞大學(xué)和呂連菊（2016）[13]研究表明，生產(chǎn)要素市場扭曲程度越高，企業(yè)對外直接投資傾向及其強(qiáng)度越高。對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響方面，夏曉華和李進(jìn)一（2012）[14]認(rèn)為，要素價格扭曲對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響主要體現(xiàn)在降低資源配置效率、抑制產(chǎn)業(yè)調(diào)整升級和阻礙企業(yè)創(chuàng)新動力等方面。陳曉暾和程姣姣（2019）[15]認(rèn)為由于勞動力要素市場扭曲的存在，導(dǎo)致第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)能過剩，阻礙了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級。趙新宇等（2019）[16]進(jìn)一步認(rèn)為，政府行為和要素市場扭曲對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在協(xié)同作用機(jī)制。張國建等（2021）[17]的研究顯示，我國服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的滯后是由土地財政通過要素錯配路徑導(dǎo)致的。除此之外，還有學(xué)者從生產(chǎn)方式等角度展開了研究。張杰等（2011）[18]研究了生產(chǎn)要素市場扭曲對企業(yè)R&D 投入的影響。王衛(wèi)和綦良群（2018）[19]發(fā)現(xiàn)要素錯配是我國多個行業(yè)技術(shù)進(jìn)步偏向加劇的主要原因。Danzer 和Grundke（2020）[20]考察了發(fā)展中國家勞動力市場扭曲對棉花市場生產(chǎn)模式的影響，認(rèn)為這種扭曲可能導(dǎo)致農(nóng)業(yè)生產(chǎn)向勞動密集型模式轉(zhuǎn)變。

總體來看，現(xiàn)有文獻(xiàn)多認(rèn)為短期內(nèi)勞動要素價格扭曲會對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出產(chǎn)生正向激勵效果，但勢必引起價格信號失靈，弱化市場的資源配置效率，造成以過度投資為特征的需求結(jié)構(gòu)失衡和以低端產(chǎn)業(yè)畸形發(fā)展為特征的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡，并對就業(yè)市場產(chǎn)生負(fù)向影響，長期將導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的損失。通過對現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行梳理，本文認(rèn)為現(xiàn)有研究可能在兩方面需要改進(jìn)。一是以往研究主要針對全樣本區(qū)間，但要素價格扭曲所帶來的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)可能會隨著不同經(jīng)濟(jì)周期階段的變化而變化，特別是我國改革開放以來經(jīng)歷了若干個發(fā)展階段，每一階段所經(jīng)歷的經(jīng)濟(jì)體制、所面臨的主要內(nèi)外部矛盾均存在很大差異，如果僅對全樣本空間進(jìn)行分析可能無法捕捉到不同發(fā)展階段勞動要素價格扭曲對經(jīng)濟(jì)影響的連續(xù)動態(tài)特征。二是現(xiàn)有文獻(xiàn)盡管涉及領(lǐng)域豐富，但多數(shù)文獻(xiàn)僅從某一視角出發(fā)考察勞動要素價格扭曲所帶來的影響，如經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、就業(yè)、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)等，當(dāng)前建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系已經(jīng)成為我國發(fā)展的戰(zhàn)略目標(biāo)，而現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系是由多個體系構(gòu)成的有機(jī)統(tǒng)一整體，既要兼顧發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，也要充分考慮經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和增長動力轉(zhuǎn)換，這就對研究視角提出了更高要求，有必要更為綜合地考察勞動要素價格扭曲對經(jīng)濟(jì)增長、動力結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。

本文可能的創(chuàng)新主要體現(xiàn)在：一是擬對研究區(qū)間進(jìn)一步細(xì)化，力求更為深入和準(zhǔn)確地把握不同時期勞動要素價格扭曲經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的變化規(guī)律和特征；二是擬將經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)一步細(xì)分為經(jīng)濟(jì)增長、動力結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)三個方面，力求更為準(zhǔn)確、全面地把握勞動要素價格的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，這可能突破以往僅對經(jīng)濟(jì)增長或產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)某一領(lǐng)域影響進(jìn)行研究的局限性。

三、理論分析

（一）兩部門勞動力遷移行為描述

本部分借鑒王少國和王鎮(zhèn)（2009）[21]的分析框架，引入錢納里工業(yè)發(fā)展階段理論，假設(shè)一個封閉經(jīng)濟(jì)，經(jīng)歷了由不發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)階段向工業(yè)化初期階段邁進(jìn)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，以及由工業(yè)化初期階段向工業(yè)化中后期階段邁進(jìn)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中后期兩個階段。其中，在向工業(yè)化初期階段過渡的過程中，該封閉經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)較為明顯的劉易斯二元經(jīng)濟(jì)特征，例如，勞動生產(chǎn)效率較低，農(nóng)業(yè)部門擁有眾多剩余勞動力，以及工業(yè)與服務(wù)業(yè)部門勞動生產(chǎn)效率更高。假設(shè)：農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)效率保持不變，全體經(jīng)濟(jì)的生產(chǎn)效率提升主要依靠工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門；農(nóng)業(yè)部門主要生產(chǎn)農(nóng)產(chǎn)品等初級產(chǎn)品，工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門主要生產(chǎn)和提供制造業(yè)產(chǎn)品或服務(wù)。農(nóng)業(yè)部門大量剩余勞動力向生產(chǎn)效率更高的工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門轉(zhuǎn)移，直至工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門的邊際生產(chǎn)成本和邊際產(chǎn)品價值相等，農(nóng)業(yè)部門勞動力將停止向工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門流動。伴隨著勞動力在兩部門間的流動，該經(jīng)濟(jì)體將從傳統(tǒng)社會逐步邁進(jìn)到工業(yè)化初期階段，當(dāng)最終實現(xiàn)工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門的工資率與農(nóng)業(yè)部門的轉(zhuǎn)移成本（包括農(nóng)業(yè)部門的工資率和勞動力遷移到工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門所面臨的遷移成本等）相等時，農(nóng)業(yè)部門的過剩勞動力得到完全吸納，勞動力市場趨于一體化，二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)特征消失。在向工業(yè)化初期階段躍升過程中，整個經(jīng)濟(jì)效率的提高依賴于工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門的生產(chǎn)率提升。

同時，在這種二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中，假設(shè)兩部門均遵循C-D 生產(chǎn)函數(shù)形式，僅投入勞動力和資本兩種要素，且要素在兩部門之間可以相互流動。農(nóng)業(yè)的總產(chǎn)出，At為農(nóng)業(yè)部門的生產(chǎn)率，Kt為農(nóng)業(yè)部門的資本存量，Lt為農(nóng)業(yè)部門的勞動力數(shù)量，α1為農(nóng)業(yè)部門的資本—產(chǎn)出彈性系數(shù)，β1為農(nóng)業(yè)部門的勞動—產(chǎn)出彈性系數(shù)。工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門的生產(chǎn)函數(shù)產(chǎn)出，Am為工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門的生產(chǎn)率，Km為工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門的資本存量，Lm為工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門的勞動力數(shù)量，α2為工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門的資本—產(chǎn)出彈性系數(shù)，β2為工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門的勞動—產(chǎn)出彈性系數(shù)。

工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門產(chǎn)出Ym是制造業(yè)等行業(yè)中所有企業(yè)的產(chǎn)出之和，工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門的工資率和租金率分別為：

這里，wm和rm分別表示工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門的工資率和租金率。

農(nóng)業(yè)部門的產(chǎn)出Yt是農(nóng)業(yè)的產(chǎn)出之和，農(nóng)業(yè)部門的工資率和租金率分別為：

這里，wt和rt分別表示農(nóng)業(yè)部門的工資率和租金率。

農(nóng)業(yè)部門勞動力個體的遷移決策模型可以表示為：

其中，y 為兩值型決策變量，它代表傳統(tǒng)部門的勞動力是否進(jìn)行轉(zhuǎn)移，y=0 代表勞動力選擇不遷移至工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門，y=1 代表勞動力選擇遷移至工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門。c 為農(nóng)業(yè)部門勞動力向工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門遷移的成本，它由自然遷移成本c0與外生的政府決策控制c（g）兩部分組成，即：

農(nóng)業(yè)部門通過綜合比較工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門工資、農(nóng)業(yè)部門工資與遷移成本之和的大小，來確定自己的遷移決策行為。在這一行為模式下，農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移的最低工資水平為：

從式（9）可以看出，農(nóng)業(yè)部門勞動力是否向工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門遷移的決策取決于遷移成本c0、政府決策控制c（g）、工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門勞動要素價格wm。進(jìn)一步，本文考察在不同的發(fā)展階段，勞動要素價格扭曲的變化對整個經(jīng)濟(jì)總量和產(chǎn)業(yè)升級的影響。

（二）向工業(yè)化初期躍進(jìn)階段勞動要素價格扭曲的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)

考察在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，一國經(jīng)濟(jì)在由傳統(tǒng)社會向工業(yè)化初級階段躍進(jìn)的過程中，兩部門勞動力分配、勞動要素價格確定、工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門勞動要素價格扭曲對整體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。

假設(shè)工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門企業(yè)的勞動要素反供給函數(shù)為W=w0+π（l），勞動要素的邊際成本曲線為mc=C′=w0+π′（l）*l+π（l）。假設(shè)產(chǎn)品市場完全競爭，則vmp=mrp=pm*mpm，其中pm為工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門產(chǎn)品（服務(wù)）的價格，則工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門企業(yè)的邊際收益產(chǎn)品mrp（等于邊際產(chǎn)品價值曲線vmp）與邊際成本曲線mc 相交于A 點，對應(yīng)的勞動力投入水平為l*。該勞動力投入水平l*與勞動要素反供給曲線W=w0+π（l）相交于 B 點，對應(yīng)的均衡工資率為 w*m。進(jìn)一步，當(dāng)勞動要素價格存在扭曲的情況下產(chǎn)出和產(chǎn)業(yè)升級的變化路徑如圖1 所示。

圖1 向工業(yè)化初期邁進(jìn)階段工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門勞動要素價格扭曲對產(chǎn)出和產(chǎn)業(yè)升級的影響

第一，B→B1的調(diào)整過程。假設(shè)工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門勞動要素價格存在扭曲，扭曲度為τ，則勞動力反供給曲線由W 下移至τW，均衡就業(yè)水平l*與勞動力反供給曲線的交點由B 調(diào)整至B1，工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門均衡工資率則由w*m下調(diào)至wm1，但wm1仍高于農(nóng)村勞動力遷移決策下的最低工資w*a，農(nóng)業(yè)部門勞動力將繼續(xù)向工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門轉(zhuǎn)移。

第二，A→A1的調(diào)整過程。邊際成本曲線mc=C′=（Wl）′=w0+π′（l）*l+π（l），由于勞動力反供給曲線出現(xiàn)調(diào)整，因此mc 曲線也將相應(yīng)下移至mc1，工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門vmpm曲線與mc 曲線的交點由A 調(diào)整至A1，新的工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門勞動力雇傭水平由l*調(diào)整至l1，同時，新的均衡工資率也將出現(xiàn)變化。

第三，B1→B2的調(diào)整過程。由于勞動力雇傭水平出現(xiàn)變化，相應(yīng)的工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門均衡勞動力雇傭量由oml*增加至oml1，工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門的均衡工資進(jìn)一步調(diào)整至wm2。農(nóng)業(yè)部門的勞動力數(shù)量由otl*減少至otl1，但由于農(nóng)村仍存在大量剩余勞動力，所以相應(yīng)的農(nóng)村部門轉(zhuǎn)移至工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門的均衡工資仍為w*a（即農(nóng)業(yè)部門勞動力遷移成本與政府調(diào)整變量之和），且仍高于農(nóng)村部門實際的工資率wa。農(nóng)業(yè)部門勞動力仍然存在進(jìn)一步遷移至工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門的意愿。

第四，整體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出規(guī)模的調(diào)整過程。工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門的產(chǎn)出由勞動要素價格扭曲前的面積dl，農(nóng)業(yè)部門的產(chǎn)出由工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門勞動要素

第五，產(chǎn)業(yè)升級過程。從兩部門就業(yè)人口比重變化看，工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門吸納勞動力占總勞動力的趨勢。

通過以上分析，本文發(fā)現(xiàn)在由不發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)階段向工業(yè)化初期階段邁進(jìn)的過程中，由于農(nóng)業(yè)部門存在大量剩余勞動力，以及兩部門之間生產(chǎn)效率存在差異（工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門生產(chǎn)效率更高、農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)效率保持不變），因此當(dāng)政府對產(chǎn)業(yè)發(fā)展進(jìn)行干預(yù)，造成要素配置出現(xiàn)扭曲時，工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門的勞動要素價格扭曲將帶來更高的產(chǎn)出規(guī)模，且就業(yè)比重將會提升，帶動經(jīng)濟(jì)邁進(jìn)工業(yè)化發(fā)展階段。

（三）向工業(yè)化中后期邁進(jìn)階段勞動要素價格扭曲的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)

在完成由不發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)階段向工業(yè)化初期階段躍進(jìn)之后，工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門不能繼續(xù)從農(nóng)業(yè)部門吸納剩余勞動力，二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)終結(jié)。但是，在繼續(xù)向工業(yè)化中期和后期階段邁進(jìn)的過程中，工業(yè)及服務(wù)業(yè)內(nèi)部也出現(xiàn)分化，出現(xiàn)了生產(chǎn)效率更高、環(huán)境更友好、附加價值更大的現(xiàn)代行業(yè)，并開始從傳統(tǒng)行業(yè)中吸收勞動力，但由于現(xiàn)代行業(yè)發(fā)展在短期內(nèi)還難以扭曲后經(jīng)濟(jì)整體（工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門、農(nóng)業(yè)部門）的彌補(bǔ)傳統(tǒng)行業(yè)所貢獻(xiàn)的稅收及利潤，因此，地方政府在短期績效的考量下可能會加大對傳統(tǒng)行業(yè)的扶持，導(dǎo)致其可以通過要素價格扭曲配置更多的資源。假設(shè)農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)值和從業(yè)人員規(guī)模忽略不計，僅考慮工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門。工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門的內(nèi)部行業(yè)將共同分配全部勞動力omot，則一國經(jīng)濟(jì)在向工業(yè)化中后期邁進(jìn)的過程中，工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門中傳統(tǒng)行業(yè)與現(xiàn)代行業(yè)的勞動力分配和勞動要素價格確定過程，以及在傳統(tǒng)行業(yè)勞動要素價格扭曲狀態(tài)下整體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出和產(chǎn)業(yè)升級的變化過程如圖2 所示。

圖2 向工業(yè)化中后期邁進(jìn)階段工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門勞動要素價格扭曲對產(chǎn)出和產(chǎn)業(yè)升級的影響

第一，B→B1的調(diào)整過程。受發(fā)展路徑依賴以及地方政府追求短期目標(biāo)的影響，工業(yè)及服務(wù)業(yè)部門內(nèi)的傳統(tǒng)行業(yè)獲得更多的政策傾斜，導(dǎo)致傳統(tǒng)行業(yè)在要素配置過程中處于更加有利的地位，假設(shè)在這一情況下傳統(tǒng)行業(yè)存在要素價格扭曲，扭曲度為τ，則勞動力反供給曲線將由W 下移至τW，在均衡就業(yè)水平l*下與勞動力反供給曲線的交點由B 調(diào)整至B1，傳統(tǒng)行業(yè)均衡工資率則由w*t下調(diào)至wt1，在這一工資水平下更多的資本進(jìn)入到傳統(tǒng)行業(yè)。

第二，A→A1的調(diào)整過程。mc=C′=（Wl）′=w0+π′（l）*l+π（l），由于勞動力反供給曲線調(diào)整，則 mc 曲線也相應(yīng)地下移至mc1，傳統(tǒng)行業(yè)vmpt曲線與mc 曲線的交點調(diào)整至A1，新的傳統(tǒng)行業(yè)勞動力雇傭水平由l*調(diào)整至l1。同時，新的均衡工資率也將發(fā)生變化。

第三，B1→B2的調(diào)整過程。相應(yīng)地，傳統(tǒng)行業(yè)均衡勞動力雇傭量由otl*增加至otl1，傳統(tǒng)行業(yè)的均衡工資進(jìn)一步調(diào)整至wt2；現(xiàn)代行業(yè)的勞動力數(shù)量由oml*減少至oml1，現(xiàn)代行業(yè)均衡工資率由w*m提升至 wm1。

第五，產(chǎn)業(yè)升級過程。相應(yīng)地，現(xiàn)代行業(yè)吸納勞動力數(shù)量占勞動力總量的比重也由oml*/omot降低至oml1/omot，產(chǎn)業(yè)升級受到抑制。

綜上，在由工業(yè)化初級階段向工業(yè)化中后期階段邁進(jìn)過程中，由于得到政府政策傾斜，傳統(tǒng)行業(yè)在資源配置過程中可以用低于合理水平的工資率雇傭更多勞動力，要素市場出現(xiàn)錯配，傳統(tǒng)行業(yè)雇主獲得更多的壟斷利益，促進(jìn)了更多資本進(jìn)入到傳統(tǒng)行業(yè)，導(dǎo)致企業(yè)出現(xiàn)過度投資（李沙沙和鄒濤，2021；韓文龍等，2016；趙巖和陳金龍，2014；Thurow，1968）[22-25]。同時，造成資源配置效率低效，對現(xiàn)代行業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生擠壓，最終造成經(jīng)濟(jì)整體產(chǎn)出的損失和產(chǎn)業(yè)升級的抑制。

四、實證檢驗

（一）分析方法與數(shù)據(jù)

本文擬采用VAR（向量自回歸）模型來測算勞動要素價格扭曲的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，基本形式如下：

其中，c 為常數(shù)項矩陣，Yt為模型所有內(nèi)生變量構(gòu)成的列向量，j 為滯后階數(shù)，Aj為待估計參數(shù)矩陣，εt為隨機(jī)擾動項。

在向量自回歸模型的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解對勞動要素價格扭曲的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行動態(tài)分析。

本研究的時間跨度為1978—2018 年，結(jié)合理論分析部分，實證研究重點考察了勞動要素價格扭曲對經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和動力結(jié)構(gòu)的影響效應(yīng)。反映要素價格扭曲的指標(biāo)采用勞動要素價格扭曲度（dl），反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)采用GDP 增長率（gr），反映動力結(jié)構(gòu)的指標(biāo)采用居民消費率（cc），①反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)采用第三產(chǎn)業(yè)增加值占比（is）。勞動要素價格扭曲度（dl）數(shù)據(jù)來自王少國和孫哲（2021）[26]的研究成果，計算公式為dl=mpl/w，進(jìn)一步采用以C-D生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)的時變彈性生產(chǎn)函數(shù)對勞動要素的邊際產(chǎn)出mp1進(jìn)行測算，w 為勞動要素實際報酬。其余指標(biāo)均來自相關(guān)年份《中國統(tǒng)計年鑒》。

（二）分析區(qū)間劃分

基于VAR 模型對經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行實證檢驗時按照平穩(wěn)性檢驗、格蘭杰因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)分析和方差分析的流程展開。考慮到改革開放至今，我國經(jīng)濟(jì)體制結(jié)構(gòu)和內(nèi)外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境都經(jīng)歷了多次重大變化，為更加準(zhǔn)確地把握變量之間的相互影響關(guān)系，結(jié)合我國經(jīng)濟(jì)周期的變化特征和改革開放以后我國現(xiàn)代化建設(shè)的進(jìn)程，本研究將按全樣本以及分時期樣本進(jìn)行考察，每一時期至少要經(jīng)歷2 個完整的五年計劃（或規(guī)劃）。一是1978—2018 年全樣本期間；二是1978—1990 年，包括“五五”計劃的一部分，及“六五”“七五”計劃時期；三是1991—2004 年，這一時期我國的主要任務(wù)是使人民生活達(dá)到小康水平，包括“八五”“九五”“十五”計劃時期；四是 2005—2018 年，包括“十一五”“十二五”規(guī)劃時期和“十三五”規(guī)劃的一部分。這種劃分方法一方面兼顧了我國工業(yè)發(fā)展階段，②另一方面也充分考慮了分析區(qū)間經(jīng)濟(jì)制度的穩(wěn)定性和延續(xù)性。

（三）平穩(wěn)性檢驗

由于存在區(qū)間樣本跨度較小等情況，為避免變量不平穩(wěn)造成模型出現(xiàn)偽回歸問題，本研究在構(gòu)建VAR 模型之前，首先通過ADF 檢驗（Augmented Dickey-Fuller test）來驗證各指標(biāo)是否穩(wěn)定。滯后階數(shù)設(shè)為固定的一階。如果原變量不平穩(wěn)，則對其一階差分進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，以此類推。從檢驗結(jié)果看，如表1 所示，在全樣本區(qū)間勞動要素價格扭曲度dl 和GDP 增長率gr 是無階平穩(wěn)過程，居民消費率cc 和第三產(chǎn)業(yè)占比is 的一階差分變量是平穩(wěn)過程。在1978—1990 年樣本區(qū)間，勞動要素價格扭曲度dl 是無階平穩(wěn)過程，GDP 增長率gr、居民消費率cc 和第三產(chǎn)業(yè)占比is 的一階差分變量是平穩(wěn)過程。在1991—2004 年樣本區(qū)間，GDP 增長率 gr 是無階平穩(wěn)過程，勞動要素價格扭曲度dl、居民消費率cc 和第三產(chǎn)業(yè)占比is 的一階差分變量是平穩(wěn)過程。在2005—2018 年樣本區(qū)間，勞動要素價格扭曲度dl 是無階平穩(wěn)過程，GDP 增長率gr、居民消費率cc 和第三產(chǎn)業(yè)占比is 的一階差分變量是平穩(wěn)過程。

表1 平穩(wěn)性檢驗

（四）模型估計

本研究依據(jù)軟件Eviews10.0 對不同研究區(qū)間的向量自回歸模型進(jìn)行了估計。

1.對于全樣本研究區(qū)間，綜合信息準(zhǔn)則、似然比（LR）等方法結(jié)果，認(rèn)為模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為1。VAR 模型參數(shù)的估計結(jié)果如下：

（續(xù)表2）

從回歸結(jié)果看，對于全樣本區(qū)間，勞動要素價格扭曲度dl 的波動對下一期GDP 增長率gr 具有很大的影響，影響系數(shù)達(dá)到1.828，但對居民消費率cc 和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)is 影響相對較弱，影響系數(shù)分別只有0.642 和 0.018。GDP 增長率 gr、居民消費率 cc 和服務(wù)業(yè)增加值占比is 對下一期勞動要素價格扭曲度dl 影響較弱，影響系數(shù)僅為-0.025 和 0.007、-0.012。

從表2 模型主要檢驗結(jié)果來看，四個方程的決定系數(shù)分別為 0.461、0.400、0.967、0.986，dl 方程解釋力高于gr 方程，但較cc 和is 方程較弱。進(jìn)一步，整個系統(tǒng)的決定性殘差協(xié)方差為1.32E-13，對數(shù)似然值為 366.088，AIC 準(zhǔn)則值為-17.304，SC 準(zhǔn)則值為-16.460，總體來看，VAR 模型系統(tǒng)穩(wěn)定且符合各項計量統(tǒng)計標(biāo)準(zhǔn)。

表2 模型的主要檢驗結(jié)果（全樣本）

2.對于1978—1990 年研究區(qū)間，綜合信息準(zhǔn)則、似然比（LR）等方法結(jié)果，顯示模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為1。VAR 模型參數(shù)的估計結(jié)果如下：

從回歸結(jié)果看，對于1978—1990 年研究區(qū)間，勞動要素價格扭曲度dl 的波動對下一期GDP 增長率gr、居民消費率cc、第三產(chǎn)業(yè)增加值占比is 具有很大的影響，影響系數(shù)分別達(dá)到2.887、-1.005、1.460。GDP 增長率gr、居民消費率cc 和第三產(chǎn)業(yè)增加值占比is 對下一期勞動要素價格扭曲度dl 的影響依然較弱，影響系數(shù)分別僅為-0.025、-0.019、-0.050。

從表3 模型主要檢驗結(jié)果看，四個方程的決定系數(shù)分別為 0.923、0.593、0.660、0.968，dl 方程解釋力顯著提高。進(jìn)一步，整個系統(tǒng)的決定性殘差協(xié)方差為1.02E-15，對數(shù)似然值為139.010，AIC 準(zhǔn)則值為-19.835，SC 準(zhǔn)則值為-19.027，總體來看 VAR 模型系統(tǒng)穩(wěn)定且符合各項計量統(tǒng)計標(biāo)準(zhǔn)。

表3 模型的主要檢驗結(jié)果（1978—1990 年）

3.對于1991—2004 年研究區(qū)間，綜合信息準(zhǔn)則、似然比（LR）等方法結(jié)果，顯示模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2。VAR 模型參數(shù)的估計結(jié)果如下：

從回歸結(jié)果看，對于1991—2004 年研究區(qū)間，勞動要素價格扭曲度dl 的波動對下一期GDP增長率gr、居民消費率cc、第三產(chǎn)業(yè)增加值占比is具有明顯的影響，影響系數(shù)分別達(dá)到 0.850、16.122、-5.094。GDP 增長率gr、居民消費率cc 和第三產(chǎn)業(yè)增加值占比is 對下一期勞動要素價格扭曲度dl 影響依然較弱，影響系數(shù)分別僅為-0.011、-0.008、0.011。

從表4 模型主要檢驗結(jié)果看，四個方程的決定系數(shù)分別為 0.724、0.786、0.927、0.989，dl 方程仍表現(xiàn)出較好的解釋力。進(jìn)一步，整個系統(tǒng)的決定性殘差協(xié)方差為3.66E-16，對數(shù)似然值為169.346，AIC 準(zhǔn)則值為-19.049，SC 準(zhǔn)則值為-17.406，總體來看，VAR 模型系統(tǒng)穩(wěn)定且符合各項計量統(tǒng)計標(biāo)準(zhǔn)。

表4 模型的主要檢驗結(jié)果（1991—2004 年）

4.對于2005—2018 年研究區(qū)間模型，綜合信息準(zhǔn)則、似然比（LR）檢驗等方法結(jié)果，顯示模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2。VAR 模型參數(shù)的估計結(jié)果如下：

從回歸結(jié)果看，對于2005—2018 年研究區(qū)間，勞動要素價格扭曲度dl 的波動對下一期GDP增長率gr、居民消費率cc、第三產(chǎn)業(yè)增加值占比is具有較為明顯的影響，影響系數(shù)分別達(dá)到1.483、-4.187、2.977。GDP 增長率 gr、居民消費率 cc 和第三產(chǎn)業(yè)增加值占比is 對下一期勞動要素價格扭曲度dl 影響依然較弱，影響系數(shù)分別僅為-0.081、0.059、0.007。

從表5 模型主要檢驗結(jié)果看，四個方程的決定系數(shù)分別為 0.979、0.897、0.959、0.986，dl 方程表現(xiàn)出很好的解釋力。進(jìn)一步，整個系統(tǒng)的決定性殘差協(xié)方差為4.08E-19，對數(shù)似然值為216.932，AIC 準(zhǔn)則值為-25.847，SC 準(zhǔn)則值為-24.204，總體來看VAR模型系統(tǒng)穩(wěn)定且符合各項計量統(tǒng)計標(biāo)準(zhǔn)。

表5 模型的主要檢驗結(jié)果（2005—2018 年）

（五）格蘭杰因果關(guān)系檢驗

在進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗之前，本文先對所構(gòu)建的不同時期的向量自回歸模型的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，各模型的殘差服從正態(tài)分布且無自相關(guān)，模型中各個方程及所有方程的各階系數(shù)較顯著。如圖3 所示，所有單位根均在單位圓內(nèi)，模型總體平穩(wěn)。

圖3 向量自回歸模型穩(wěn)定性判別圖

表6 檢驗結(jié)果顯示，勞動要素價格扭曲對經(jīng)濟(jì)的影響隨時間呈現(xiàn)由弱到強(qiáng)的變化趨勢。在1978—2018 年全樣本區(qū)間，勞動要素價格扭曲度dl 均不是GDP 增長率gr、居民消費率cc 和第三產(chǎn)業(yè)增加值占比is 的強(qiáng)格蘭杰因果關(guān)系。在1978—1990 年研究區(qū)間，勞動要素價格扭曲度dl 也不是GDP 增長率gr、居民消費率cc 和第三產(chǎn)業(yè)增加值占比is 的強(qiáng)格蘭杰因果關(guān)系。但是隨著時間推移，勞動要素價格扭曲度對經(jīng)濟(jì)變化的影響越來越顯著。在1991—2004 年研究區(qū)間，勞動要素價格扭曲度dl 已經(jīng)在0.1 的顯著水平下是居民消費率cc 的格蘭杰因果關(guān)系了。進(jìn)一步，在2005—2018 年研究區(qū)間，勞動要素價格扭曲度dl 在0.05 的顯著水平下為GDP 增長率gr、居民消費率cc 和第三產(chǎn)業(yè)增加值占比is 的強(qiáng)格蘭杰因果關(guān)系。對于以上現(xiàn)象可能的解釋是，由于改革開放初期我國市場化機(jī)制尚不成熟，國民經(jīng)濟(jì)運行感知勞動要素扭曲的敏感程度較低。隨著我國市場經(jīng)濟(jì)體制不斷健全，要素價格扭曲對宏觀經(jīng)濟(jì)的雙向傳導(dǎo)路徑逐漸打通，價格扭曲或修正可以較為迅速地對經(jīng)濟(jì)增長、動力轉(zhuǎn)換和結(jié)構(gòu)變化產(chǎn)生影響。

表6 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

（六）脈沖響應(yīng)分析

基于穩(wěn)定性檢驗和格蘭杰因果關(guān)系檢驗，可以進(jìn)一步進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析和方差分解。針對不同研究區(qū)間，本文利用脈沖響應(yīng)函數(shù)分別刻畫各個解釋變量變化的沖擊對反映經(jīng)濟(jì)變化的主要指標(biāo)的動態(tài)影響。

如圖4 所示，對于全樣本區(qū)間，在受到來自勞動要素價格扭曲度dl 一個正向沖擊后，各變量變化為：反映經(jīng)濟(jì)增長的GDP 增長率gr 呈現(xiàn)“當(dāng)期上升，隨后降至負(fù)值，再上升并轉(zhuǎn)正，趨于平穩(wěn)”的走勢；反映動力結(jié)構(gòu)的居民消費率cc 呈現(xiàn)“當(dāng)期上升，隨后降至負(fù)值，之后上升但未能轉(zhuǎn)正”的走勢；反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的第三產(chǎn)業(yè)增加值占比is 同樣呈現(xiàn)“當(dāng)期上升，隨后降至負(fù)值，之后波動但未能轉(zhuǎn)正”的走勢?？傮w來看，在全樣本研究區(qū)間，勞動要素價格扭曲的擴(kuò)大在當(dāng)期對國民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生正面影響，但這種影響持續(xù)的時間較短。

圖4 各時期勞動要素價格扭曲度的脈沖響應(yīng)圖

在1978—1990 年研究區(qū)間，受到來自勞動要素價格扭曲度dl 一個正向沖擊后，各變量變化為：反映經(jīng)濟(jì)增長的GDP 增長率gr 呈現(xiàn)“前三期上升，隨后沿著橫軸波動，最終降至負(fù)值”的走勢；反映動力結(jié)構(gòu)的居民消費率cc 呈現(xiàn)“初期下降，隨后沿橫軸波動，最終回升至正值”的走勢；反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的第三產(chǎn)業(yè)增加值占比is 走勢與居民消費率cc 相似，也呈現(xiàn)“初期下降，隨后沿橫軸波動，最終回升至正值”的走勢?？傮w來看，改革開放初期，勞動要素價格扭曲的擴(kuò)大在中短期對經(jīng)濟(jì)成長帶來正向作用，同時也對消費結(jié)構(gòu)和動力結(jié)構(gòu)的升級產(chǎn)生了負(fù)向影響。

在1991—2004 年研究區(qū)間，受到來自勞動要素價格扭曲度dl 一個正向沖擊后，各變量變化為：反映經(jīng)濟(jì)增長的GDP 增長率gr 呈現(xiàn)“前三期上升，隨后下降并沿橫軸波動”的走勢；反映動力結(jié)構(gòu)的居民消費率cc 呈現(xiàn)“當(dāng)期雖略有上升，但隨即下降，之后雖又回升轉(zhuǎn)正，但最終調(diào)整至負(fù)值”的走勢；反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的第三產(chǎn)業(yè)增加值占比is 呈現(xiàn)“前四期下降，隨后雖回升轉(zhuǎn)正，但最終調(diào)整至負(fù)值”的走勢?？傮w來看，進(jìn)入改革開放中期之后，要素價格扭曲對經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和動力結(jié)構(gòu)的影響基本延續(xù)了上期走勢，只是對中短期經(jīng)濟(jì)增長的正向作用和對消費結(jié)構(gòu)、動力結(jié)構(gòu)的負(fù)向作用都更為顯著了。

在2005—2018 年研究區(qū)間，受到來自勞動要素價格扭曲度dl 一個正向沖擊后，各變量變化為：反映經(jīng)濟(jì)增長的GDP 增長率gr 呈現(xiàn)“當(dāng)期即降至負(fù)值，隨后回升且沿橫軸波動，最終調(diào)整至正值”的走勢；反映動力結(jié)構(gòu)的居民消費率cc 呈現(xiàn)“當(dāng)期降至負(fù)值，隨后波動且未能轉(zhuǎn)正”的走勢；反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的第三產(chǎn)業(yè)增加值占比is 走勢與居民消費率cc 相似，也呈現(xiàn)“當(dāng)期即降至負(fù)值，隨后波動，最終調(diào)整至負(fù)值”的走勢?？傮w來看，2005 年之后隨著改革開放不斷推進(jìn)，社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制更加健全，勞動要素價格扭曲不僅在中短期內(nèi)拖累經(jīng)濟(jì)成長，還更加顯著地影響了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和動力結(jié)構(gòu)的升級。。

（七）方差分析

方差分解的主要思想是將系統(tǒng)的均方差（Mean Square Error）分解成各個變量沖擊所做的貢獻(xiàn)?；痉椒ㄊ菍AR 系統(tǒng)中的各個內(nèi)生變量的波動按其成因分解為與方程隨機(jī)擾動項相關(guān)聯(lián)的幾個組成部分，分析各組成部分對相應(yīng)內(nèi)生變量變動的相對貢獻(xiàn)率，以此評價每個內(nèi)生變量的重要程度。

如表7 所示，在1978—2018 年全樣本區(qū)間，勞動要素價格扭曲dl 對經(jīng)濟(jì)增長gr 的影響各期均較為平穩(wěn)，貢獻(xiàn)度在1%～1.6%之間；對居民消費率cc的影響則基本呈現(xiàn)逐期上升的走勢，貢獻(xiàn)度由第1期的3.3%升至第10 期的5.8%；對第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)is的影響也呈現(xiàn)逐期上升走勢，由第1 期的無影響提升至第10 期的2%。結(jié)合上文脈沖響應(yīng)分析結(jié)果可知，在全樣本期間，勞動要素價格扭曲雖然對經(jīng)濟(jì)增長有一定促進(jìn)作用，但力度有限，隨著時間推移對經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的影響逐漸增強(qiáng)。

表7 各期方差分解結(jié)果（%）

在1978—1990 年研究區(qū)間，勞動要素價格扭曲dl 對經(jīng)濟(jì)增長gr 的影響顯著，貢獻(xiàn)度由第1 期的23.8%快速攀升至第3 期的50.3%，此后穩(wěn)定在43%左右；對居民消費率cc 的影響顯著，各期貢獻(xiàn)度保持在50%～70%之間；對第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)is 的貢獻(xiàn)度第1 期雖然只有16.8%，但隨后迅速上升至第2 期的56.5%，此后貢獻(xiàn)度一直保持在56%左右。結(jié)合上文脈沖響應(yīng)分析結(jié)果可知，改革開放初期，勞動要素價格扭曲對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用明顯，可能是由于要素價格扭曲導(dǎo)致資本過度擠占了勞動報酬份額，進(jìn)一步刺激了資本的再投入，對經(jīng)濟(jì)增長形成了輪動推進(jìn)效果，但資本的過度投入和勞動收入份額的相對低下同時也對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和動力結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生了負(fù)向影響。

在1991—2004 年研究區(qū)間，勞動要素價格扭曲dl 對經(jīng)濟(jì)增長gr 的最初影響強(qiáng)于改革開放初期，貢獻(xiàn)度在第1、2 期分別達(dá)到49.8%和64.4%，但隨后逐步減弱，第10 期為36.9%；對居民消費率cc 的影響是逐期增強(qiáng)的，貢獻(xiàn)度由第1 期的0.2%提高至第10 期的11.9%；對第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)is 的影響也較為顯著，貢獻(xiàn)度第1 期便達(dá)到39.7%，此后有所下降，第10 期為24.1%。結(jié)合之前的脈沖響應(yīng)分析結(jié)果可知，進(jìn)入改革開放中期之后，勞動要素價格扭曲對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用初期雖然仍比較明顯，但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、動力結(jié)構(gòu)升級的滯后效應(yīng)不斷累積，導(dǎo)致勞動要素價格扭曲對經(jīng)濟(jì)增長的正向影響進(jìn)一步減弱。

在2005—2018 年研究區(qū)間，勞動要素價格扭曲dl 對經(jīng)濟(jì)增長gr 的影響已經(jīng)不如改革開放初、中期顯著，第1 期貢獻(xiàn)度只有29.4%，此后各期也基本維持在這一水平，第10 期調(diào)整至33.1%，小于改革開放初、中期的同期水平；對居民消費率cc 的影響較上期有所加強(qiáng)，貢獻(xiàn)度升至5.6%，此后各期基本維持在12%左右；對第三產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)is 的影響較為平穩(wěn)，第1 期貢獻(xiàn)度雖然下降至17.2%，但以后各期總體平穩(wěn)且有所回升，第10 期為19.6%。結(jié)合之前的脈沖響應(yīng)分析結(jié)果可知，勞動要素價格扭曲對經(jīng)濟(jì)增長的帶動效果進(jìn)一步弱化。

五、結(jié)論和建議

在測算我國勞動要素價格扭曲度的基礎(chǔ)上，本文通過勞動要素價格扭曲度與GDP 增長率、居民消費率、第三產(chǎn)業(yè)增加值占比之間的脈沖響應(yīng)分析和方差分析，考察了改革開放以來勞動要素價格扭曲對經(jīng)濟(jì)增長和結(jié)構(gòu)的影響。格蘭杰因果分析顯示，勞動要素價格扭曲整體上對GDP 增長率、居民消費率和第三產(chǎn)業(yè)增加值占比的變化具有較高的解釋力，且隨著時間變化解釋力有逐步增強(qiáng)的趨勢。脈沖響應(yīng)分析和方差分析顯示：改革開放初期、中期，勞動要素扭曲對經(jīng)濟(jì)增長的帶動作用顯著，但對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、動力結(jié)構(gòu)升級的負(fù)向影響逐漸加強(qiáng)；2005 年以后，勞動要素價格扭曲不僅在中短期內(nèi)拖累經(jīng)濟(jì)增長，而且對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和動力結(jié)構(gòu)升級的負(fù)向影響愈加顯著?？傮w來看，勞動要素價格扭曲短期雖然對經(jīng)濟(jì)增長有一定促進(jìn)作用，但中長期勢必導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和動力結(jié)構(gòu)升級的滯后，從而對經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型帶來不利影響。

根據(jù)上述結(jié)論，圍繞改善勞動要素價格和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)扭曲程度、實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的目標(biāo)，本文在借鑒主要發(fā)達(dá)國家經(jīng)驗的基礎(chǔ)上，從促進(jìn)勞動要素流動、保護(hù)勞動者權(quán)益、提升勞動要素質(zhì)量、改善勞動要素議價能力等方面提出相應(yīng)的對策建議。

一是構(gòu)建勞動力市場供需調(diào)節(jié)體系。完善的勞動力市場供需調(diào)節(jié)體系可以更好地促進(jìn)勞動要素流動，有效避免結(jié)構(gòu)性問題出現(xiàn)。發(fā)達(dá)國家（如日本）建立了由公共職業(yè)安定服務(wù)、勞務(wù)派遣服務(wù)等職能組成的勞動力市場工序調(diào)節(jié)體系，能夠較好地承擔(dān)勞動力市場調(diào)控和政策引導(dǎo)職能，為政府實現(xiàn)跨地區(qū)勞動力余缺調(diào)劑、促進(jìn)就業(yè)、完善勞動者技能培訓(xùn)提供支撐。強(qiáng)化能力培養(yǎng)和職業(yè)養(yǎng)成支援體系，能力培養(yǎng)和職業(yè)養(yǎng)成支援是提高勞動者素質(zhì)以及在要素價格形成中議價能力的重要手段。發(fā)達(dá)國家基本已經(jīng)建立起來多元主體有效參與的職業(yè)養(yǎng)成支援體系，有效調(diào)動學(xué)校、行業(yè)協(xié)會、企業(yè)等多方的積極性和自主性，達(dá)到了較好的政策效果。本文建議借鑒法國經(jīng)驗，在繼續(xù)職業(yè)培訓(xùn)階段完善職業(yè)培訓(xùn)個人權(quán)利制度、職業(yè)培訓(xùn)個人休假制度，在保障勞動者培訓(xùn)權(quán)益的基礎(chǔ)上，充分調(diào)動員工參與職業(yè)培訓(xùn)的積極性。

二是完善解雇法規(guī)體系。解雇法規(guī)是保障勞動者工作權(quán)利最有效的手段，完善的解雇法規(guī)體系在一定程度上增加了資方隨意解雇勞動者的難度和成本，提高了企業(yè)處理勞資問題的謹(jǐn)慎度。豐富雇傭和失業(yè)對策體系，雇傭和失業(yè)對策是保障勞動者權(quán)益的底線。發(fā)達(dá)國家的雇傭和失業(yè)對策體系較為完善，主要包括失業(yè)保險制度、補(bǔ)充失業(yè)補(bǔ)助制度、高齡者勞動保障措施、殘疾人勞動保障措施、女性就業(yè)支援制度等主要內(nèi)容，其中補(bǔ)充失業(yè)補(bǔ)助制度是目前我國政策的薄弱環(huán)節(jié)。為此，本文建議借鑒日本經(jīng)驗，建立求職者支援制度，支援對象為沒能加入雇傭保險或失業(yè)保險的人員。

三是建立勞動爭議處理系統(tǒng)。勞動爭議處理系統(tǒng)是有效糾正勞資力量不平衡的制度保障。發(fā)達(dá)國家已經(jīng)建立了分別針對個人和集體的糾紛處理系統(tǒng)，有效調(diào)動了勞動者、企業(yè)與政府三方力量，起到了保障勞動者權(quán)益、調(diào)整勞資關(guān)系、提供救濟(jì)手段的作用?？紤]到我國工會在介入職工與企業(yè)糾紛過程中發(fā)揮的作用有限，本文建議借鑒美國經(jīng)驗，建立人事顧問制度，當(dāng)職工與企業(yè)發(fā)生糾紛（如集體解雇）時，可利用人事顧問與企業(yè)進(jìn)行交涉。

四是強(qiáng)化全社會對職場特殊群體的保護(hù)力度。典型國家對勞動者工作權(quán)益的保障還體現(xiàn)在對特殊群體的保護(hù)上，代表性的案例包括：日本的求職者支援制度，支援（給付）對象為沒能加入雇傭保險的人員，可領(lǐng)取職業(yè)培訓(xùn)聽課補(bǔ)貼，標(biāo)準(zhǔn)為每月10 萬日元；德國的失業(yè)補(bǔ)貼Ⅱ（ALGⅡ），對雖然能夠工作但自由資金少且生活貧困的人給予必要的補(bǔ)助，保障其最低生活水平。在我國人口形勢顯著變化的背景下，為配合國家“三孩”政策的實施，社會各界應(yīng)努力健全子女撫養(yǎng)保育支持體系，有效提高育兒階段婦女的職業(yè)參與度。典型國家中，日本經(jīng)驗值得參考，該國的育兒休假制度主要基于1995 年頒布的《育兒·介護(hù)休業(yè)法》，該制度適用于養(yǎng)育未滿1 歲的所有男女勞動者（日雇傭者除外）。申請人需要滿足被該企業(yè)雇傭一年以上，子女在滿一歲六個月時勞動契約尚未到期。休假期間為子女一歲之前，若滿足一定條件期限可放寬至一歲兩個月。若子女一歲六個月仍不能進(jìn)入保育所，則可進(jìn)一步放寬至兩歲。休假模式為全日休假。值得注意的是，該制度規(guī)定雇主有義務(wù)禁止和防止不利待遇的發(fā)生，如解雇（包括損害工作環(huán)境）。針對育兒家庭生活的經(jīng)濟(jì)幫扶措施，日本主要采取兒童津貼、撫養(yǎng)扣除（所得稅與居民稅）等做法。

注釋：

①居民消費率計算公式為：GDP 中的居民消費/GDP。與消費率（GDP 中的最終消費/GDP）相比扣除了政府消費部分，可以更為準(zhǔn)確地反映民間消費動能的變化趨勢。這里GDP 以支出法計算。

②國內(nèi)外對工業(yè)發(fā)展階段的劃分標(biāo)準(zhǔn)尚未統(tǒng)一。國外較有代表性的錢納里工業(yè)發(fā)展階段理論、羅斯托經(jīng)濟(jì)成長階段論等，主要從經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、工業(yè)部門各細(xì)分領(lǐng)域變化情況、就業(yè)結(jié)構(gòu)等方面進(jìn)行判斷。