???核心觀點

我們在2022年11月發(fā)布的《中國潛在經(jīng)濟增速初探》中，采用C-D生產(chǎn)函數(shù)模型，帶入1978-2021年數(shù)據(jù)，測算的勞動彈性系數(shù)β（即勞動收入份額）與收入法GDP中勞動收入份額差距較大，也比部分研究機構(gòu)測算結(jié)果更低。我們認(rèn)為主要可能是采用了“全社會就業(yè)人員數(shù)”大致代替勞動投入量，這一點可能會導(dǎo)致測算結(jié)果低估勞動投入對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)。

本文我們參考盛來運等（2018）中的做法，使用收入水平作為勞動時間的替代變量，以“就業(yè)人員數(shù)量x勞動收入因子”代替勞動投入量，測算出勞動收入份額β大幅升至0.50，與收入法GDP中的勞動者報酬占比（1992-2020年平均約為0.51）較為接近。值得一提的是，這一勞動投入量增長明顯快于勞動人數(shù)增長，很大程度上是因為勞動收入因子中已經(jīng)含有就業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變、勞動效率乃至技術(shù)因素等的影響。我們認(rèn)為盡管用此法能夠測得一個較為合理的勞動收入份額β，但同時也可能干擾對全要素生產(chǎn)率（TFP）的估計。因此，選擇非農(nóng)產(chǎn)業(yè)勞動人數(shù)作為勞動投入量可能是一個較好的方式。

另外，在處理勞動收入數(shù)據(jù)的同時，我們注意到1978年至今，農(nóng)業(yè)收入水平和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入水平的實際增速都有較明顯的分段，指向2002-2004年間，我國跨過劉易斯拐點。1978年-2001年農(nóng)業(yè)與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入增速波動較大，且均值相對較低；2002年后兩者趨于穩(wěn)定，且中樞上行，表現(xiàn)出劉易斯轉(zhuǎn)折點到來的典型特征。實際上從2004年開始，沿海地區(qū)出現(xiàn)“民工荒”現(xiàn)象，隨后更在全國范圍內(nèi)蔓延開來，演變?yōu)槠毡樾缘膭趧恿Χ倘?。而這啟示我們，在分析勞動、資本對經(jīng)濟增長貢獻(xiàn)的時候應(yīng)該分時段考慮。

我們以平滑處理后的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)勞動人數(shù)作為勞動投入，其余核心假設(shè)基本不變；同時以2004年為界，將1978年至2022年的數(shù)據(jù)分成兩階段，帶入模型測算各階段的資本收入份額α與勞動收入份額β。結(jié)果顯示2004至今的階段β明顯提升，進(jìn)一步表明2004年以后隨著農(nóng)村剩余勞動基本全部轉(zhuǎn)移到非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，我國經(jīng)濟增長中的勞動收入份額已明顯提高。

我們結(jié)合2004-1978年的α、β值，重新測算得出2022-2030年潛在經(jīng)濟增長率。預(yù)測結(jié)果顯示，“十四五”期間，我國潛在經(jīng)濟增長率可能在4.7%-5.2%，2023年、2024年分別約為5.1%和4.9%，這一潛在增速偏低。

我們認(rèn)為要維持經(jīng)濟較高速增長，一個重要的條件就是維持TFP高速增長。但反觀過去幾年，我國TFP一直處于相對較低速度。當(dāng)前中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型進(jìn)入關(guān)鍵時期，面臨著從粗放到精細(xì)，從債務(wù)推動到技術(shù)推動的重大轉(zhuǎn)變。我們認(rèn)為當(dāng)務(wù)之急就是加快改革步伐，在制度層面釋放更多生產(chǎn)率。

1重新確定勞動收入份額

1.1.初測勞動收入份額偏低

我們在2022年11月發(fā)布的《中國潛在經(jīng)濟增速初探》中，采用C-D生產(chǎn)函數(shù)模型，帶入1978-2021年數(shù)據(jù)，大致測算資本的產(chǎn)出彈性（即資本收入份額）α為0.81，勞動的產(chǎn)出彈性（即勞動收入份額或勞動報酬占比）β為0.19。但我們注意到，這一結(jié)果與資金流量表和投入產(chǎn)出表以及各省匯總計算出的勞動/資本收入份額差距較大，也與部分研究機構(gòu)測算結(jié)果不同，我們測算的資本彈性系數(shù)（即資本收入份額）明顯偏高，換言之勞動彈性系數(shù)（即勞動收入份額）偏低。

實際上測算過程中樣本時間區(qū)間不同、指標(biāo)核心假設(shè)與統(tǒng)計方式不同等原因，都可能導(dǎo)致最終模型系數(shù)不同。回看《中國潛在經(jīng)濟增速初探》，出于簡化數(shù)據(jù)獲取和處理的考量，我們采用了“全社會就業(yè)人員數(shù)”大致代替勞動投入量，這一點可能會導(dǎo)致測算結(jié)果低估勞動投入對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)。

《OECD 生產(chǎn)率測算手冊》指出，從生產(chǎn)分析的觀點看，忽略短期勞動質(zhì)量的差異，總工時數(shù)是最合適的勞動投入量，簡單用就業(yè)人員數(shù)測度勞動投入反映不出工時數(shù)的變化。另外改革開放以來中國農(nóng)村勞動力大量轉(zhuǎn)移、就業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，從這個角度看測算勞動投入也應(yīng)考慮勞動時間或勞動強度的變化。

當(dāng)然，《OECD 生產(chǎn)率測算手冊》也指出實際工時數(shù)會產(chǎn)生一系列統(tǒng)計問題。問題之一是如何才能恰當(dāng)?shù)乩眯┛色@得的統(tǒng)計資料，尤其是企業(yè)和家庭調(diào)查?！妒謨浴诽岬娇梢圆捎弥Ц秷蟪甑墓r數(shù)或相當(dāng)于全日制的就業(yè)人員數(shù)作為其合理替代。因此我們下一部分將重點探究如何對勞動投入量的數(shù)據(jù)重新處理。

1.2.數(shù)據(jù)處理與重測

根據(jù)（盛來運等，2018），“就業(yè)人員數(shù)量x勞動時間”是西方國家在測算勞動投入中通用的算法。但其同時指出，我國勞動時間統(tǒng)計數(shù)據(jù)基礎(chǔ)較薄弱，無法直接套用。而勞動力投入的勞動時間與其獲得的勞動報酬具有較高的相關(guān)性，雖然收入水平的變化可能有技術(shù)進(jìn)步因素的存在，但在數(shù)據(jù)可得性限制下，這仍是一個較為合理的替代變量。因此（盛來運等，2018）使用收入水平作為勞動時間的替代變量，具體而言使用農(nóng)村居民從事農(nóng)、林、牧、漁業(yè)的人均經(jīng)營純收人表示農(nóng)業(yè)收人水平，使用城鎮(zhèn)居民人均工資性收人與經(jīng)營凈收人合計表示非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收人水平，通過相應(yīng)處理代替勞動時間。

就業(yè)人員數(shù)量數(shù)據(jù)較為易得，在此不再贅述，我們重點介紹收入水平的數(shù)據(jù)處理。對于農(nóng)業(yè)收入水平，國家統(tǒng)計局自1978年公布“農(nóng)村居民家庭:人均年純收入:家庭經(jīng)營收入”這一指標(biāo)，2012年后改為“農(nóng)村居民人均可支配收入:經(jīng)營凈收入”, 這可以視作農(nóng)業(yè)勞動人員的名義收入，數(shù)據(jù)也相對充足，但其在個別年份變化較大，不排除價格的影響。另外我們發(fā)現(xiàn)“農(nóng)村居民家庭:人均純收入:實際增長指數(shù)”也可以較好地表現(xiàn)農(nóng)村居民人均經(jīng)營純收入的實際增速。因此我們將其指數(shù)化（1978年=1）后，乘以對應(yīng)年份的第一產(chǎn)業(yè)勞動人數(shù)，來代表農(nóng)業(yè)勞動投入量。

對于非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收人水平，國家統(tǒng)計年鑒2002年以后公布城鎮(zhèn)居民人均家庭收入（按來源劃分），其中包含工資性收入與經(jīng)營性收入，數(shù)據(jù)獲取較為簡便，加總后即可認(rèn)為是非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入水平。難點在于1978年-2002年數(shù)據(jù)統(tǒng)計。

一是2002年前統(tǒng)計年鑒中并未按來源劃分城鎮(zhèn)居民人均收入，僅有按所有制分類的城鎮(zhèn)居民人均收入情況。我們大致將（國有單位職工工資+集體及其它經(jīng)濟類型單位職工工資+職工從工作單位得到的其他收入）作為工資性收入，個體經(jīng)營勞動者收入作為經(jīng)營性收入進(jìn)行統(tǒng)計。

二是統(tǒng)計局官網(wǎng)公布的國家統(tǒng)計年鑒最早截至1999年。這意味著前述方法僅適用于1985年、1990年以及1997年-2001年。我們發(fā)現(xiàn)國家統(tǒng)計年鑒自1978年開始公布“職工平均貨幣工資”，（時間涵蓋1978/1980/1985,1986-1998年），盡管平均貨幣工資與城鎮(zhèn)居民人均工資性收入+經(jīng)營性收入并不一致，但根據(jù)已知的數(shù)據(jù)對比來看，兩者之間存在一定的比例關(guān)系。我們按此關(guān)系大致推算工資性+經(jīng)營性收入。最后再將少數(shù)空缺值利用趨勢差值法進(jìn)行填補。最終得到1978-2022年非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的名義收入水平及其同比的時間序列。剔除價格因素（CPI）后將此數(shù)據(jù)指數(shù)化（1978年=1），乘以對應(yīng)年份的第二、第三產(chǎn)業(yè)勞動人數(shù)，來代表非農(nóng)產(chǎn)業(yè)勞動投入量。農(nóng)業(yè)、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)勞動投入量加總即可視為總勞動投入量。

我們測算的結(jié)果顯示，我國勞動投入總量從1978 年的 4.0億人員當(dāng)量[1]提升至 2022年的128.0億人員當(dāng)量,復(fù)合年均增速達(dá)8.2%,增速明顯快于就業(yè)人員數(shù)量的平均增速（1.4%）。而盛來運等（2018）測算的中國勞動投入總量從1978年的3.6億人員當(dāng)量提升至2017年的10.3億人員當(dāng)量，平均每年增長2.7%，明顯低于我們的測算。這可能是因為調(diào)整方法存在差異：盛文是基于農(nóng)村和城鎮(zhèn)時間的差異而在原有勞動人數(shù)基礎(chǔ)上調(diào)整，而我們是把收入當(dāng)做勞動時間強度，直接與勞動人數(shù)相乘。我們按照盛文的調(diào)整方法得出的勞動收入份額β是0.24，明顯低于收入法GDP中勞動者報酬的占比（基于實物交易資金流量表）。

按照我們統(tǒng)計的勞動投入總量[2]，測算出勞動收入份額β大幅升至0.50。這一勞動收入份額與收入法GDP中的勞動者報酬占比較為接近——1992年-2020年，我國收入法勞動者報酬占GDP比重（基于實物交易資金流量表）平均約在51.2%；根據(jù)格羅寧根大學(xué)測算的數(shù)據(jù)，我國的勞動收入份額約為57.6%。或許盛來運等（2018）的方法沒有把生產(chǎn)率算入勞動投入中。

實際上，勞動收入（報酬）與勞動投入，可以說是收入法GDP和要素生產(chǎn)函數(shù)GDP的“一體兩面”。我們統(tǒng)計的勞動投入量名義同比（非農(nóng)產(chǎn)業(yè)和農(nóng)業(yè)人均名義收入與對應(yīng)產(chǎn)業(yè)勞動人數(shù)乘積之和），與GDP收入法中的勞動者報酬的同比增速基本一致，一定程度表明用我們統(tǒng)計名義勞動投入量，剔除價格后作為實際勞動投入量帶入C-D生產(chǎn)函數(shù)，是較為合理的。

值得一提的是，以收入水平代替勞動時間來統(tǒng)計的勞動投入量，盡管勞動人數(shù)增長相對較慢，但勞動投入還是在快速增長，這很大程度上是因為勞動收入中已經(jīng)含有就業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變、勞動效率乃至技術(shù)因素等的影響。一個數(shù)據(jù)層面的證據(jù)就是全要素生產(chǎn)率（TFP）的測算。我們在《中國潛在經(jīng)濟增速初探》中以勞動人數(shù)代替勞動投入量，測算的TFP增速與國家統(tǒng)計局公布的“國家全員勞動生產(chǎn)率同比”走勢較為一致。而當(dāng)我們將勞動收入因子x勞動人數(shù)作為勞動投入量，測算的TFP與國家全員勞動生產(chǎn)率同比走勢出現(xiàn)較大差異。這就說明勞動收入中含有一部分勞動生產(chǎn)率的信息。也就是說，盡管以勞動收入因子x勞動人數(shù)代替勞動投入量，能夠測得一個較為合理的勞動收入份額β，但這種方法可能干擾對全要素生產(chǎn)率（TFP）的估計。因此，綜合來看選擇非農(nóng)產(chǎn)業(yè)勞動人數(shù)作為勞動投入量可能是一個較好的方式。

2劉易斯拐點在中國

我們在重測勞動收入份額的同時，注意到農(nóng)業(yè)收入水平和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入水平的實際增速都有較明顯的分段。1978-2001年農(nóng)業(yè)收入同比增速平均約為7.4%，并且波動幅度較大，2002年后農(nóng)業(yè)收入增速回穩(wěn)，2002-2022年均增速提升至7.9%并且波動幅度明顯變??；類似的，1978-2001年非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入水平增速的波動性較強，且整體增速偏低，年均增長5.7%；2002-2022年非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入水平增長趨于穩(wěn)定，增速中樞提升至7.8%。

1978年-2002年農(nóng)業(yè)與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入的震蕩一定程度折射了農(nóng)業(yè)勞動人口與非農(nóng)勞動人口頻繁的相互轉(zhuǎn)移。1991年后農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)就已開始明顯下降，一定程度體現(xiàn)了開放條件下高速工業(yè)化對轉(zhuǎn)移勞動力的大規(guī)模吸納，農(nóng)業(yè)剩余勞動力趨于不斷減少。1997年-2002年非農(nóng)就業(yè)人員和農(nóng)業(yè)就業(yè)人員人數(shù)基本打平。

2002年后農(nóng)業(yè)與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入增速均趨于穩(wěn)定，且整體中樞有所上行，一定程度已經(jīng)是劉易斯拐點的特征。實際上2002年之后，我國的非農(nóng)就業(yè)人數(shù)徹底超過農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)并且不斷增長，而農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)快速減少，就業(yè)結(jié)構(gòu)持續(xù)改善。另一方面快速的人口轉(zhuǎn)變也使得勞動年齡人口的增長接近尾聲，勞動力供給能力漸趨羸弱。從2004年開始，沿海地區(qū)出現(xiàn)“民工荒”現(xiàn)象，隨后更在全國范圍內(nèi)蔓延開來，演變?yōu)槠毡樾缘膭趧恿Χ倘薄０凑斩?jīng)濟發(fā)展理論，當(dāng)勞動力轉(zhuǎn)移到達(dá)這樣的階段，雖然勞動力并沒有出現(xiàn)絕對的不足，但是雇主開始通過提高工資水平來吸引工人，因而引起普通勞動者工資的普遍和持續(xù)上漲，這就是劉易斯轉(zhuǎn)折點到來的典型表現(xiàn)（蔡昉，2022）。

總的來看，劉易斯拐點在國內(nèi)的出現(xiàn)大致在2004年前后，表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)剩余勞動力基本全部轉(zhuǎn)移入非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，全部勞動工資普遍穩(wěn)定上漲。而這也啟示我們，在分析勞動、資本對經(jīng)濟增長貢獻(xiàn)的時候應(yīng)該分時段考慮。

2.1分階段測算勞動收入份額

我們以2004年為界，將1978年至今的數(shù)據(jù)分成兩階段，繼續(xù)用C-D函數(shù)模型測算各階段的資本收入份額α與勞動收入份額β。

對于資本投入K，我們依然維持《中國潛在經(jīng)濟增速初探》核心假設(shè)，僅將折舊率5%小幅調(diào)升至7.5%。

對于勞動投入L，我們采用國家統(tǒng)計局公布的第二、第三產(chǎn)業(yè)勞動力人數(shù)之和（即非農(nóng)就業(yè)人數(shù)）作為勞動投入量，并且對1980-1989年就業(yè)數(shù)據(jù)做平滑處理。

測算結(jié)果如下：

1978-2003年：α=0.89，β=0.11，R2=0.9967，D.W.=0.8530

2004-2022年：α=0.63，β=0.37，R2=0.9952，D.W.=0.5801

（1978-2022年：α=0.74，β=0.26，R2=0.9992，D.W.=1.0333）

在兩階段增長模型下，我們測算的全要素生產(chǎn)率在走勢上與國家統(tǒng)計局公布的國家全員勞動生產(chǎn)率同比較為接近，而數(shù)值上與荷蘭格羅寧根大學(xué)測算的較為接近。我們認(rèn)為可以較好地衡量1978年以來我國全要素生產(chǎn)率的增長。

同時這一結(jié)果表明，2004年以后隨著農(nóng)村剩余勞動基本全部轉(zhuǎn)移到非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，我國經(jīng)濟增長中的勞動收入份額已經(jīng)明顯提高。這也在提示我們，若將1978-2022年的平均資本/勞動收入份額作為參數(shù)，預(yù)測未來的經(jīng)濟潛在增長速度并不合理。采用2004-2022年的資本/勞動收入份額進(jìn)行未來一段時間的預(yù)測應(yīng)是較為理想的方式。

2.2潛在經(jīng)濟增速測算

對于資本投入、勞動投入和全要素生產(chǎn)率的預(yù)測，我們基本維持《中國潛在經(jīng)濟增速初探》的方法。并且結(jié)合2004-1978年的α、β值，計算得出2022-2030年潛在經(jīng)濟增長率。未來一段時間，資本存量增長將仍是經(jīng)濟增長的重要貢獻(xiàn)力量；關(guān)于勞動力投入增長，整體全國勞動人口數(shù)量增速放緩趨勢仍將主導(dǎo)。雖然二孩政策全面放開，但在沒有轉(zhuǎn)化為實際勞動力前，勞動力增長對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)會持續(xù)減弱。預(yù)測結(jié)果顯示，“十四五”期間，我國潛在經(jīng)濟增長率可能在4.7%-5.2%之間，2023年、2024年分別為5.1%和4.9%。

劉哲希、陳彥斌在《“十四五”時期中國經(jīng)濟潛在增速測算》中提到，中國要到2035年基本實現(xiàn)社會主義現(xiàn)代化，那么2020—2035年年均 GDP 實際增速要保持在4.8%左右，“十四五”時期中國經(jīng)濟增速至少要在 5%以上，理想情況下應(yīng)保持在 5.5%左右。我們認(rèn)為，要維持較高速增長，就勢必要求TFP增速維持較高水平。

反觀過去幾年，我國TFP一直處于相對較低速度。當(dāng)前中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型進(jìn)入關(guān)鍵時期，面臨著從粗放到精細(xì)，從債務(wù)推動到技術(shù)推動的重大轉(zhuǎn)變。我們認(rèn)為當(dāng)務(wù)之急就是加快改革步伐，在制度層面釋放更多生產(chǎn)率。我們在2023年9月發(fā)布的《中美分化，政策相背——四季度經(jīng)濟展望》指出，推動高質(zhì)量發(fā)展、穩(wěn)住潛在經(jīng)濟增速需要進(jìn)一步掃清“障礙”，更廣泛的改革亟待鋪開，高水平對外開放也值得期待。提示關(guān)注新型城鎮(zhèn)化、央地財權(quán)事權(quán)改革在內(nèi)的“更廣泛的改革”，以制度型開放為重點的高水平對外開放。

風(fēng)險提示

潛在經(jīng)濟增速測算可能存在誤差；未來經(jīng)濟潛在增速的測算存在較多假設(shè)變量，假設(shè)變量可能與實際數(shù)值不符的風(fēng)險；國內(nèi)宏觀經(jīng)濟政策不及預(yù)期；信用事件集中爆發(fā)。

腳注：

[1]勞動人數(shù)單位為億人，勞動收入因子取1978年=1，本文我們將勞動人數(shù)x勞動收入因子單位定為“億人員當(dāng)量”。

[2] 對于資本投入，我們將《中國潛在經(jīng)濟增速初探》中選取的折舊率5%小幅調(diào)升至7.5%，其余核心假設(shè)維持不變，將1978-2022年經(jīng)濟產(chǎn)出、資本投入量、勞動投入量數(shù)據(jù)代入原模型，測算資本收入份額α和勞動收入份額β。

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