要素丰裕度、技术进步偏向性与中国农业部门要素收入分配结构

王林辉，袁　礼

(1.华东师范大学 商学院，上海 200241；2.东北师范大学 经济学院，吉林 长春 130117)

要素丰裕度、技术进步偏向性与中国农业部门要素收入分配结构

王林辉1，袁礼2

(1.华东师范大学 商学院，上海 200241；2.东北师范大学 经济学院，吉林 长春 130117)

笔者构建包含土地与劳动要素的CES生产函数，考察农业要素丰裕度与技术进步偏向性对要素边际产出与收入分配结构的影响。通过三方程标准化供给面系统，利用中国1952—2011年农业部门的时间序列数据估计生产函数中的各参数，得到如下结论：(1)我国农业部门土地与劳动的要素替代弹性小于1，技术进步整体偏向于丰裕要素劳动；技术进步偏向性和要素丰裕度变化共同作用于要素相对收入份额，多数年份二者作用方向相反，但技术进步偏向性主导要素相对边际产出和收入份额变化。(2)我国农业部门要素丰裕度和技术进步偏向性对要素收入份额的作用呈较强的阶段性：1952—1983年，我国农业劳动要素丰裕度提高，使劳动收入份额下降1.5%，而技术进步劳动偏向性带动劳动收入份额上升6.3%。自1984年至今，我国农业部门劳动要素丰裕度持续下降，引致劳动收入份额上升2.4%，而土地偏向型技术进步使劳动要素收入份额下降5%。因此，为提高我国农业部门的劳动收入份额，应重视技术进步偏向性的作用。

要素收入分配结构；技术进步偏向性；要素丰裕度

一、引　言

近年来我国劳动收入份额下降引起学术界的广泛关注，如图1所示1978年至今我国劳动收入份额波动下滑；自80年代中期至2004年，劳动收入份额由最初的0.55下降至0.43，降幅达21%。初次分配向资本过度倾斜不仅影响收入分配格局导致居民收入差距扩大，也是加剧我国消费与投资结构失衡的诱因之一。因自2004年国家统计局统计口径的改变，关于三次产业劳动收入份额的变化我们只列到2003年。90年代中期到2003年三次产业劳动收入份额均有所下滑，且第一产业产值占比的下降加剧了我国整体劳动收入份额的下降。同时，第二和第三产业与全国劳动收入份额的水平值及变化趋势趋同，而第一产业劳动收入份额远高于其他产业，但也有明显的下降趋势。国家统计局在统计第一产业要素收入时，“考虑到农户从事的各种农林牧渔活动很难分清劳动报酬和营业盈余，其收入全部计为劳动者报酬。”我们认为将营业盈余计入劳动报酬，势必造成劳动收入份额的高估。基于此，我们根据实际数据重新测算农业部门的劳动收入份额*农业部门劳动报酬选用农村居民家庭人均工资性收入和家庭经营收入之和，农业劳动投入以历年农业占农林牧渔业总产值比重为权重，并根据第一产业就业人数确定。产值使用农业生产总值扣除政府税收收入及固定资产折旧。。图2显示的是重新测算的农业劳动收入份额及全国劳动收入份额对比图。农业劳动收入份额的变化呈较强的阶段性，1978年至80年代末劳动收入份额持续上升，1990年占比达到62%，与全国劳动收入份额相近。而自90年代初起农业部门劳动收入份额波动下降，与全国劳动收入份额的下降趋势相一致，虽然在2000年后有小幅上升，但自2004年起持续下降，在2011年降至40%左右。

图1　全国及三次产业劳动收入份额变化趋势

图2　全国和农业劳动收入份额变化趋势

数据来源：根据《中国统计年鉴》、《中国国内生产总值核算历史资料1952-1995》、《中国国内生产总值核算历史资料1952-2004》整理所得，劳动收入份额=劳动者报酬/GDP。

当前，有很多学者对我国整体和单个产业部门劳动收入份额变化的原因进行了深入研究，主要集中于以下几个方面：首先，较多研究认为我国劳动收入份额下降是产业结构变迁所致，即随着我国工业化程度加深，发展重心逐渐由农业转向工业。而由于工业的劳动收入份额远低于第一产业，故劳动收入份额下降。白重恩和钱震杰(2009)在剔除统计核算偏差对要素收入份额的影响后，发现产业结构变迁和各产业自身劳动收入份额变化对我国整体劳动收入份额下降的贡献分别为61.3%和38.7%[1]。同样，罗长远和张军(2009)也基于产业视角分析劳动收入占比，发现产业结构变迁和产业内劳动收入份额变化呈正相关性，并导致了整体劳动收入份额的波动[2]。李稻葵等(2009)则从微观视角解释了工业化过程中的劳动收入份额先下降后上升的现象，认为随着经济发展劳动力由第一产业向第二产业转移，劳动力转移的摩擦力大于资本，因而劳动力的转移速度低于资本，劳动报酬低于其边际产出，故劳动收入份额在转移之初下降，随着转移完成逐渐上升而呈U型趋势[3]。其次，前沿文献开始关注有偏型技术进步对要素相对边际产出和要素收入分配格局的影响。黄先海和徐圣(2009)将劳动收入份额的变化分解成乘数效应、资本深化及有偏型技术进步三部分，并将我国制造业分成资本和劳动密集型两类部门，均验证技术进步过程中的资本偏向性即劳动节约型技术进步是两部门劳动收入份额下降的主要原因[4]。但白重恩等(2008)认为工业部门资本与劳动的替代弹性为1，要素收入份额不随技术因素和资本产出比变化，技术进步偏向性并非是劳动收入份额变化的主要原因，我国工业部门劳动收入份额下降源于产品市场垄断程度的增加和国企改制[5]。而陈宇峰等(2013)则认为对工业部门而言垄断利润是劳动收入份额变化的短期原因，而逆资源禀赋的技术进步偏向性则是主导其长期水平的主要因素[6]。可见，学者们关注到技术进步偏向性和垄断对工业部门劳动收入份额下降的解释[7-9]，但还存在一些争论。一方面技术进步偏向性是否为要素收入分配的重要影响因素取决于要素替代弹性的大小，若工业部门要素替代弹性为1，则技术进步不存在偏向特征，技术进步对要素的边际产出和劳动收入份额的作用为中性；另一方面，部分欧美国家劳动收入份额也呈下降趋势，但这些国家并不存在国企垄断市场的情形，使得垄断解释工业部门劳动收入变化的普适性遭到质疑[10-11]。第三，研究也认为开放经济条件下，外商直接投资诱致发展中国家技术进步呈资本偏向性是劳动收入份额下降的主要原因，张莉等(2012)引入FDI和劳动谈判能力等变量后，发现有偏型技术进步对劳动收入份额有显著的正向作用[12]。邵敏和黄玖立(2010)以工业部门为例，认为外资进入对我国劳动收入份额有负向的“工资溢出”效应，同时资本密集度和资本报酬的提高亦是劳动收入份额下降的主要原因[13]。罗长远(2011)则从比较优势的视角，结合产业结构调整和劳动力流动解释了劳动收入份额下降的现象，与劳动密集型的传统加工业相比资本密集型的现代加工业更具有比较优势，出口增加提高了资本密集型现代加工业的产品价格，促使劳动力向现代加工业流动进而改善该部门资本收入份额，恶化传统加工业资本收入份额，而随着现代加工业占比增加，整个工业部门劳动收入份额下降[14]。第四，税收、最终需求结构和工会力量等因素也是影响要素收入分配格局的重要原因。吕冰洋和郭庆旺(2012)认为税后的资本和劳动收入份额均低于税前水平，而1994年分税制改革后政府部门收入分配份额持续上升[15]。孙文杰(2012)认为最终需求结构和技术效率的变化是我国1978—2007年劳动收入份额下降的重要原因[16]。而魏下海等(2013)则认为工会力量将提高劳动生产率和工资率，但对工资率的提升幅度更大，且不同要素密集型行业工会对劳动收入份额的影响程度不同[17]。

可以说，产业结构变迁对我国整体劳动收入份额的变化趋势具有较强的解释力，这也已达成共识，而单一产业部门劳动收入份额变化是否可以归因于技术进步的偏向性、垄断和国际贸易？目前仍存在较大争议，且多数文献主要关注工业部门的劳动收入变化。我国农业部门结构和生产方式均与工业部门迥异。我国农业部门劳动收入份额变化的主要影响因素是什么?不同于工业部门国有大型垄断企业占主导地位的生产模式，受土地制度的约束我国农业生产仍然停留在分散化的小农生产模式，显然垄断对工业部门要素收入分配的解释在此无法应用。而外商直接投资也更多地集中在工业行业，农业部门引入的资本相对匮乏。因此我们认为垄断程度和外商直接投资不应是影响农业部门劳动收入份额变化的主要原因。而技术进步偏向性是否有助于解释农业部门要素收入分配变化规律？正是本文研究的重要内容。

Hicks(1963)最早提出技术进步偏向性的概念，认为要素相对价格的变化将诱致技术进步偏向于节约昂贵要素，并在多国农业发展的技术进步路径中得到验证[18-21]；而Acemoglu(2002)在技术进步内生的框架下发现技术进步的偏向性受市场规模效应和价格效应二者共同作用，前者使其偏向于丰裕要素而后者使其偏向于稀缺要素，在均衡增长路径下技术进步偏向于丰裕要素，即丰裕要素的相对边际产出增长程度大于稀缺要素，相对边际产出的变化最终作用于要素相对收入份额[22]789。Blanchard(1997)认为上世纪60年代末欧洲经济体失业率和劳动收入份额同时急剧上升是源于工资推动，而80年代起这些国家的失业率上升而劳动收入份额出现反向变化，他将其归因于制度变革诱致偏向型技术进步[10]。Acemoglu(2003)通过在模型中设定最低工资水平来解释要素收入份额的变化，认为劳动力市场的制度改革短期内引起工资和劳动收入份额的上涨，但其诱致的资本偏向型技术进步将提高资本收入份额，最终使要素收入份额回归到均衡水平。在经济向均衡路径收敛的过程中，会出现资本增进型技术进步，因而要素收入份额并不稳定；但从长期来看，均衡增长路径下技术进步应当呈劳动增进型，要素收入份额趋于稳定[23]。Zuleta(2008)在要素节约型技术创新内生的经济增长框架下，技术创新的偏向性在要素丰裕度变化的诱导下转向，资本相对丰裕度的提高催生劳动节约型技术创新，因此不可再生要素的收入份额下降而可再生要素收入提高[24]。

本文构建包含劳动和土地资本农业部门的CES生产函数，考察技术进步偏向性和要素丰裕度对我国农业劳动报酬及劳动收入份额的影响机制，运用标准化供给面系统估计方程参数。余下部分的内容安排如下：第二部分是技术进步偏向性和要素丰裕度对要素收入份额的影响机制；第三部分是实证检验方法和数据来源说明；第四部分是分析偏向型技术进步对我国农业要素收入分配的影响；最后是基本结论及政策建议。

二、技术进步偏向性、要素丰裕度对要素收入份额影响机制

在农业部门的相关研究中，往往关注土地和劳动两类生产要素[25]。我们也将生产函数设定为使用土地资本和劳动两类生产要素的CES生产函数，以土地资本表征除劳动外的其他生产要素，而将机器设备投资蕴含在技术进步中。根据David，Van de Klundert(1965)，农业部门的生产函数设定为附加要素生产效率的CES型生产函数[26]：

(1)

(2)

(3)

由(3)式可知，若农业呈劳动增进型技术进步即AL/AT增加，当σ>1土地和劳动相互替代，则技术进步更有利于提高劳动的边际产出，呈劳动偏向型技术进步，农业生产过程中将节约土地多使用劳动；而当0<σ<1时，土地与劳动互补，技术进步将更有利于提高土地的边际产出，农业呈土地偏向型技术进步，节约劳动同时多使用土地。原因在于，当0<σ<1，若劳动生产效率提高时，由于土地与劳动呈互补关系，在增加劳动需求时，也形成了对土地的超额需求，因而土地边际产出的增加幅度大于劳动，技术进步偏向于土地。

(3)式显示了技术进步偏向性和要素相对丰裕度对要素相对边际产出的影响，为研究二者对要素相对边际产出变化率的影响，(3)式左右两边关于时间t求导，可得：

(4)

等式(4)右边分为两项：第一项称之为技术进步偏向性效应TCE，第二项为要素丰裕度效应FAE。结合式(3)和(4)可知，技术进步偏向性效应TCE度量的是由相对增进型技术进步AL/AT引发的要素相对边际产出wL/wT变动，但其作用方向取决于要素替代弹性σ。若TCEt>0时，表示当期技术进步更有利于提高劳动的边际产出；若TCEt<0时，表示技术进步更有利于提高土地的边际产出；若TCEt=0则技术进步为无偏中性。技术进步偏向效应越大则偏向程度越高。而要素丰裕度效应FAE则直接表现为降低丰裕要素的相对边际产出。当要素的相对丰裕度增加时，该要素的相对报酬降低，反之则反之。

结论1：要素相对边际产出的变化方向受技术进步偏向性效应和要素丰裕度效应共同作用，当技术进步偏向于丰裕要素时，二者作用方向相反，要素相对边际产出的变化取决于两种作用效应的相对强弱；当技术进步偏向于稀缺要素时，二者作用方向相同，稀缺要素相对边际产出提高。

由于技术进步偏向性和要素丰裕度共同引发要素相对边际产出的变化，必然引发土地与劳动的要素收入份额的变动，由(3)可得劳动与土地的相对要素收入份额：

(5)

如(5)所示，要素相对丰裕度变化对要素相对收入份额影响与要素替代弹性相关。当σ>1时，若劳动相对于土地丰裕度增加，此时技术进步也呈现劳动增进型，即技术进步偏向于劳动，则二者共同作用，将有助于提高劳动的相对收入份额；而若此时技术进步呈现土地增进型，即技术进步偏向于土地，由于二者作用方向相反，故结果取决于二者的作用强度。若土地相对于劳动要素丰裕度的增加，而此时技术进步也呈现土地增进型技术进步，即技术进步偏向于土地，有助于提高土地的相对报酬，二者共同作用提高丰裕要素土地的相对收入份额；而若技术进步呈现劳动增进型，即偏向于劳动，技术进步偏向性与要素丰裕度的作用相反，其最终结果将取决于二者作用的强度对比。

当0<σ<1时，若劳动相对于土地的丰裕度增加，由公式(3)可知，劳动丰裕度增加降低劳动的相对边际产出，若此时技术进步呈现劳动增进型，即技术进步偏向于土地，土地的相对报酬提高而劳动的相对报酬下降，二者共同作用将降低丰裕要素劳动的相对收入份额而提高稀缺要素土地的相对收入份额；而若此时技术进步呈现土地增进型，即偏向于劳动，二者的作用方向相反，结果不确定。若土地相对于劳动的丰裕度增加，由公式(3)可知，土地丰裕度增加降低土地的相对报酬，若此时技术进步呈现土地增进型，即技术进步偏向于劳动，将有助于提高劳动的相对报酬，二者共同作用将降低丰裕要素土地的相对收入份额而提高稀缺要素劳动的相对收入份额；而若此时技术进步呈现劳动增进型，即偏向于土地，二者的作用方向相反，结果不确定。当σ=1时，土地与劳动要素丰裕度的变化不影响要素相对收入份额。

结论2：要素收入份额受要素丰裕度和技术进步偏向性作用，但要素替代弹性不同，其作用效果存在差异。当要素替代弹性大于1时，要素越丰裕其收入份额越大，若技术进步也偏向于该丰裕要素，则二者共同提高丰裕要素的收入份额，若技术进步偏向于稀缺要素，则二者作用方向相反。当要素替代弹性小于1时，要素越丰裕其收入份额越小，若技术进步偏向于该丰裕要素，则二者作用方向相反，若技术进步偏向于稀缺要素，则二者共同提高稀缺要素的收入份额。

根据(5)式，我们将农业劳动相对于土地收入份额的增长率分解为：

(6)

我们将式(6)右边第一项作为农业技术进步偏向性对劳动收入份额的贡献TCC，第二项作为要素丰裕度变化对要素收入份额的贡献FAC。在实证部分，我们借鉴黄先海和徐圣(2009)的测算思路，以技术进步偏向性与要素丰裕度对劳动收入份额贡献的数值比这两项的绝对值之和作为该项贡献率，量化技术进步偏向性及要素丰裕度对要素收入份额变化率的影响。综上所述，可按照生产要素替代弹性的大小，归纳技术进步偏向性、要素丰裕度二者对要素边际产出的影响方向，对要素收入份额变化的贡献如表1所示。在实证时，我们将据此检验技术进步偏向性与要素丰裕度的内在联系，及二者对要素边际产出的影响方向及要素相对收入份额的贡献。

表1　技术进步偏向性、要素丰裕度对要素相对边际产出、收入份额的影响

三、实证检验方法和数据来源说明

本文所使用的数据均来源于历年《中国统计年鉴》、《中国国内生产总值核算历史资料》(1952—1995，1952—2004)、《中国农村统计年鉴》、《新中国六十年统计资料汇编》。具体数据的处理方法如下：(1)因我们定义的农业总收入为土地资本和劳动收入，根据Klump et al.(2007)使用扣除税收后的产值，故产值Yt使用1952—2011年农业生产总值扣除政府税收收入及固定资产折旧，农业生产总值按该行业生产总值指数折算得到以1952年为不变价格的历年产值[27]187。其中1978—2004年农业税收收入和固定资产折旧直接使用收入法统计的农林牧渔业生产总值下的构成项目生产税净额和固定资产折旧，以农业占农林牧渔业总产值比重折算所得，其余年份的农业税收收入通过农业各税扣去牧业税获得。而剩余年份的固定资产折旧，我们根据折旧率及固定资本存量确定，1952—1980年我国实行集体所有制，因此1978年以前年份的固定资产折旧率以1979—1980年均值代替，而2004年后的折旧率以1996—2004年均值代替。1952年农业固定资本存量则结合张军、章元(2003)和徐现祥等(2007)测算全国和三次产业的固定资本存量数据确定[28-29]。(2)农业劳动投入Lt则以历年农业占农林牧渔业总产值比重为权重，并根据第一产业就业人数确定。(3)因我国农作物存在一年多季重复耕作的现象，因此农业土地要素投入Tt使用农作物总播种面积。(4)关于劳动报酬wL，t数据的选择，1978—2011年选用农村居民家庭人均工资性收入和家庭经营收入之和，1952—1977年根据人均农业总产值拟合所得。(5)对于农地租金wT，t数据的搜集存在一定困难，现有统计资料基本没有关于农地租金的相关数据，我们只能利用国务院发展研究中心课题组覆盖25省(市、区)的669个农户关于我国农地流转问题2010年实地调研数据，根据农户耕地转出实物租金(折算货币)和货币租金的均值确定当年农地租金539元/亩[30]，同时我们发现当年耕地每亩产值的调研数据为1 999.7元/亩，每亩耕地租金约占产值的27%左右。因此，我们利用1995年、1998—2011年各类农业产品每亩产值的均值以27%的比率确定当年租金，剩余年份则根据当年每亩播种面积产值拟合所得。以上数据中农业产值Yt、劳动收入wL，tLt和土地收入wT，tTt均为经过农业GDP平减指数处理的真实值。

四、实证检验与结果评价

表2　参数估计结果

首先，除了γL在10%的水平显著外，其他参数都在1%的水平上显著，标准化供给面系统的log determinant值约为-68.05，达到统计检验要求，表明模型拟合程度较好。土地与劳动的要素替代弹性σ约为0.5，说明在我国农业生产过程中土地与劳动表现出相互补充而非替代关系。根据Klump et al.(2007)，劳动增进型和土地增进型技术进步率参数γL，γT可表征两类增进型技术进步速率，γL，γT分别为0.6%和3.7%说明土地增进型技术进步的增速大于劳动增进型技术进步；同时土地增进型技术进步的曲率λT非常接近于1，表明我国土地增进型技术进步近似呈线性增长。估计的土地收入份额约为0.43，与实际土地收入份额的样本均值接近。综上可知，我国农业1952—2011年间整体呈相对土地增进型技术进步，即土地要素的技术进步率相较于劳动提高速度更快。而土地与劳动要素替代弹性σ=0.5，可知农业技术进步偏向于劳动，即更加有利于提高劳动的边际产出，技术进步朝向多使用劳动而节约土地的方向发展，这有别于我国工业行业技术进步的资本偏向性。主要原因在于，土地与劳动在生产过程中呈互补而非替代关系，土地生产技术效率相对提高，也促进对劳动的需求，而这一超额需求大于对土地的需求，故劳动比土地的边际产出增加更快。而技术进步偏向于节约土地，也与我国农业劳动丰裕而土地相对稀缺基本国情相符。当然，这只能反映1952年以来我国农业技术进步的整体偏向性，故我们还要考察技术进步偏向和要素丰裕度对要素相对边际产出和要素收入份额的影响程度与方向。

表3　我国农业1953—2011年技术进步偏向性效应及要素丰裕度变化

利用标准化供给面系统估计各参数，经过测算得到我国农业部门1952—2011年劳动和土地增进型技术效率AL和AT，并根据(3)式和(4)式测算我国相对边际产出变化wL/wT、技术进步偏向性效应TCE和要素丰裕度效应FAE，依此来判定要素丰裕度变化与技术进步偏向性的内在联系，探究技术进步偏向性和要素丰裕度对要素相对边际产出的影响方向和相对强弱，如表3所示。

1953—2011年，多数年份技术进步偏向性效应为正值，即农业技术进步朝向更加有利于提高劳动边际产出的方向发展，总体偏向于多使用劳动而节约土地，这与参数估计的结论一致，并与我国农业部门劳动力丰裕而土地稀缺的特征相符，即技术进步偏向于提高丰裕要素的相对边际产出。但同时技术进步的偏向性也表现出较强的阶段性。1953—1983年31年间我国农业技术进步偏向性效应有22年为正值，劳动相对于土地的丰裕度年均上升0.14%，使技术进步整体偏向于丰裕要素劳动，均值为0.4437，农业部门的技术朝向节约稀缺要素的方向发展，使劳动的相对边际产出年均提升4.02%。但该时期的技术进步偏向性也表现出了一些特殊性，1978—1979年期间，农业技术进步偏向性指数转为负，这是因家庭联产承包责任制在全国范围的推行，有效提高了劳动力的生产效率，而由于土地与劳动力在农业生产过程中表现出互补，故产生了对土地的超额需求，在此期间土地边际产出的提高程度甚至大于劳动力。1984—2011年由于劳动相对于土地的丰裕度年均下降0.2%，农业技术进步朝向有利于提高土地边际产出的方向发展，且呈现出明显的阶段性特征。其中1984—1988、1991—1994及2003年以来，技术进步方向都为负值，即为土地偏向性。农业技术进步方向何以由劳动偏向性而转向土地？那是何种因素诱致技术进步的转向？我们发现，这三个阶段要素丰裕度的变化与技术进步偏向性变化呈现高度一致性。我们翻阅中国农业发展历史，发现恰好在这三个阶段农业政策或制度出现了调整。其中1984—1988年期间，国家提出在坚持家庭联产承包责任制的基础上，随着农业劳动力向非农业转移，鼓励原有土地向种田能手转移，有利于土地流动提高土地利用率。而1993—1995年国家加强了对农村耕地转建设用地的管理，农村耕地变得相对丰裕。而自2003年起，中央政府决定取消农业税，并开始在全国范围内推行农业税改革，这项改革短期内提高了劳动力的边际产出和报酬，收入效应使农业实际劳动供给减少，同时农业劳动力向第二和第三产业的转移也使得土地相对于劳动的丰裕度提高。可见，政策或制度的调整诱致了要素丰裕度的变化而引发技术进步的转向，且技术进步总体偏向丰裕要素。

根据(4)式我们将要素丰裕度和技术进步偏向性对要素相对边际产出的作用效应分解，并对比相对强弱，如图3所示。首先，要素相对边际产出变化的趋势线(DwL/wT)在绝大多数年份位于偏向性效应趋势线TCE和要素丰裕度效应趋势线FAE之间，这说明技术进步偏向性和要素丰裕度对要素相对边际产出的作用方向是相反的，且大部分年份要素相对边际产出的变化方向都由偏向性效应主导，即技术进步偏向性是决定要素相对边际产出变化的主要原因。图4为农业生产过程中劳动与土地相对丰裕度的变化趋势及由此引致的要素相对边际产出变化即丰裕度效应。由图4可知，要素相对丰裕度与其引发的相对边际产出的变化方向基本相反，即要素供给的增加将降低其要素报酬。而我国农业技术进步偏向性总体上偏向于劳动，朝向多使用劳动而节约土地的方向发展。但我国不同发展阶段的制度变革也将使农业技术进步路径偏离原来的轨道，且制度变革往往是通过改变要素丰裕度诱致技术进步偏向土地。综合上述分析，可知技术进步在多数年份朝向提高丰裕要素边际产出的方向发展，且与要素丰裕度效应的作用方向相反，技术进步偏向性效应略大于要素丰裕度效应。

图3　要素相对边际产出变化的分解

图4　农业要素相对丰裕度变化与丰裕度效应

表4　农业劳动相对收入份额的分解贡献率单位：%

我们根据(6)式将要素收入份额的变化率分解，如表4所示，土地与劳动相对收入份额的变化率被分解成技术进步偏向性和要素丰裕度的贡献两项。由表4可知：自1952—2011年，大部分年份农业劳动力相对于土地收入份额的变化率是提升的；但近年来农业劳动力收入份额持续下降。由技术进步偏向性及要素丰裕度对要素收入份额变化的贡献率结果来看，技术进步偏向性主导要素收入份额变化，由于我国农业技术进步整体呈劳动偏向型，有效提升了我国农业劳动力的要素收入份额。1953—1983年期间，我国农业的发展无论是政策层面上还是技术层面上均朝向有利于提高劳动收入的方向发展，农业技术进步呈劳动偏向性，劳动收入份额不断提升。但自1984年至今，制度变迁诱致了土地偏向型技术进步，抑制了劳动收入份额的提升。受制度变革的影响部分年份如1984—1988年、1993—1995年及2003年起农业技术进步呈土地偏向性，由此提高了土地的收入份额，也抑制了劳动收入份额的提升。

综合1953—2011年技术进步偏向性和要素丰裕度对我国劳动收入份额贡献，见表5。1953—1983年期间我国农业部门劳动的相对丰裕度上升，要素丰裕度效应使劳动的相对收入份额年均下降0.015，贡献率达19.3%，同时技术进步偏向于丰裕要素劳动使劳动收入份额年均上升0.063，贡献率达80.7%。因而，要素丰裕度与技术进步偏向性共同作用使劳动的相对收入份额以年均0.048的速率上升。1984—2011年因农业部门劳动力向第二三产业转移，劳动相对于土地的丰裕度下降，要素丰裕度效应将恶化土地收入而使劳动相对收入份额提高0.024，贡献率约达32.9%，但农业技术进步偏向于丰裕要素土地，使劳动的相对收入份额年均下降0.050，贡献率达67.1%，综合作用使劳动相对收入份额以年均0.025的速率下滑。这些结论也与我们的理论分析及经济事实相一致。

表5　我国农业部门要素丰裕度、技术进步偏向性对要素收入份额的综合作用

五、基本结论

本文在包含土地与劳动要素的CES生产函数中，考察农业要素丰裕度与技术进步偏向性对要素边际产出和收入份额的作用效应。通过三方程标准化供给面系统，利用可行广义非线性最小二乘法估计了生产函数中的各参数，并分解出技术进步偏向性和要素丰裕度效应，得到如下结论：(1)我国农业部门土地与劳动的要素替代弹性小于1，技术进步整体偏向于丰裕要素劳动，而我国农业制度的变革通过改变要素丰裕度而使技术进步发生转向。(2)技术进步偏向性和要素丰裕度变化共同作用于要素相对收入份额，技术进步在多数年份朝向提高丰裕要素边际产出的方向发展，且与要素丰裕度效应的作用方向相反，技术进步偏向性效应略大于要素丰裕度效应，即技术进步偏向性是决定要素相对边际产出和要素收入份额变化的主要原因。(3)我国农业部门要素丰裕度、技术进步偏向性及二者对要素相对边际产出和要素收入份额的作用呈较强的阶段性：1952-1983年我国农业部门劳动要素丰裕度提高，使劳动收入份额每年下降1.5%，但技术进步劳动偏向性使其相对边际产出提高约4.02%，并带动劳动收入份额年均上升6.3%，二者共同作用下我国劳动相对收入份额年均提高4.8%。自1984年至今，我国农业部门劳动要素丰裕度持续下滑，使劳动收入份额每年上升2.4%，但同时诱致的土地偏向型技术进步使劳动边际产出下降6.57%，以每年5%的速率恶化劳动要素收入份额，在二者共同作用下我国劳动相对收入份额以年均2.5%的速度下滑。

根据上述结论，可知我国农业部门的劳动收入份额一直被高估，实际劳动收入份额近年来持续下降。随着农业部门的劳动力不断向工业部门以及服务业部门转移，由此造成了农业部门土地相对于劳动的要素丰裕度上升，将使劳动的要素收入份额上升。但由于技术进步土地偏向性使劳动的收入份额下降，故我们应当重视偏向型技术进步的作用。在从传统农业向现代农业转变过程中，应通过提升劳动者素质和推广先进技术等方式提高劳动边际生产率，使劳动相对报酬与劳动生产率相一致，有效改善我国农业部门的劳动收入份额。

[1] 白重恩，钱震杰.国民收入的要素分配：统计数据背后的故事[J].经济研究，2009(3)：27-41.

[2] 罗长远，张军.经济发展中的劳动收入占比：基于中国产业数据的实证研究[J].中国社会科学，2009(4)：65-79.

[3] 李稻葵，刘霖林，王红领.GDP中劳动份额演变的U型规律[J].经济研究，2009(1)：70-82.

[4] 黄先海，徐圣.中国劳动收入比重下降成因分析——基于劳动节约型技术进步的视角[J].经济研究，2009(7)：34-44.

[5] 白重恩，钱震杰，武康平.中国工业部门要素分配份额决定因素研究[J].经济研究，2008(8)：16-28.

[6] 陈宇峰，贵斌威，陈启清.技术偏向与中国劳动收入份额的再考察[J].经济研究，2013(6)：113-126.

[7] 董直庆，王林辉.劳动力市场需求分化和技能溢价源于技术进步吗[J].经济学家，2011(8)：75-82.

[8] 王林辉，韩丽娜.技术进步偏向性及其要素收入分配效应[J].求是学刊，2012(1)：56-62.

[9] 王林辉，董直庆，刘宇清.劳动收入份额与技术进步偏向性[J].东北师大学报：哲学社会科学版，2013(3)：33-39.

[10] O.J.Blanchard，W.D.Nordhaus，E.S.Phelps.The medium run[J].Brookings Papers on Economic Activity，1997(2)：94-138.

[11] G.C.Ruiz.Are factor shares constant? An empirical assessment from a new perspective[R/OL].Working paper available at http：//www.eco.uc3m.es，2005.

[12] 张莉，李捷瑜，徐现祥.国际贸易、偏向型技术进步与要素收入分配[J].经济学(季刊)，2012，11(2)：409-428.

[13] 邵敏，黄玖立.外资与我国劳动收入分配——基于工业行业的经验研究[J].经济学(季刊)，2010，9(4)：1189-1210.

[14] 罗长远.比较优势、要素流动性与劳动收入占比：对工业部门的一个数值模拟[J].世界经济文汇，2011(5)：35-49.

[15] 吕冰洋，郭庆旺.中国要素收入分配的测算[J]，经济研究，2012(10)：27-40.

[16] 孙文杰.中国劳动报酬份额的演变趋势及其原因——基于最终需求和技术效率的视角[J].经济研究，2012(5)：120-131.

[17] 魏下海，董志强，黄玖立.工会是否改善劳动收入份额——理论分析与来自中国民营企业的经验证据[J].经济研究，2013(8)：16-28.

[18] J.R.Hicks.，The theory of wages[M].London：Macmillan，1963：1-388.

[19] Y.Hayami，V.W.Ruttan.Agricultural productivity differences among countries[J].The American Economic Review，1970，60(5)：895-911.

[20] H.P.Binswanger，V.W.Ruttan.Induced innovation：technology，institutions，and development[M].Baltimore：Johns Hopkins University Press，1978：1-423.

[21] J.Y.Lin.Prohibition of factor market exchanges and technological choice in Chinese agriculture[J].The Journal of Development Studies，1991，27(4)：1-15.

[22] D.Acemoglu.Directed technical change[J].The Review of Economic Studies，2002，69(4).

[23] D.Acemoglu.Labor‐and capital‐augmenting technical change[J].Journal of the European Economic Association，2003，1(1)：1-37.

[24] H.Zuleta.Factor saving innovations and factor income shares[J].Review of Economic Dynamics，2008，11(4)：836-851.

[25] 林毅夫.制度、技术与中国农业发展[M].上海：上海人民出版社，2008：145-166.

[26]P.A.David，T.Van de Klundert.Biased efficiency growth and capital-labor substitution in the US，1899-1960[J].The American Economic Review，1965：357-394.

[27] R.Klump，P.McAdam，A.Willman.Factor substitution and factor-augmenting technical progress in the United States：a normalized supply-side system approach[J].The Review of Economics and Statistics，2007，89(1).

[28] 张军，章元.对中国资本存量K的再估计[J].经济研究，2003(7)：35-43.

[29] 徐现祥，周吉梅，舒元.中国省区三次产业资本存量估计[J].统计研究，2007(6)：6-13.

[30] 张云华，等.中国农地流转问题调查[M].上海：上海远东出版社，2012：144-156.

[31] León-Ledesma M A，McAdam P，Willman A. Identifying the elasticity of substitution with biased technical change[J]. The American Economic Review，2010，100(4)：1330-1357.

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

国家社会科学基金项目(14BJL031)；教育部新世纪优秀人才项目(NCET-12-0818)；教育部人文社科基金项目(13YJA790012)；中央高校基本科研业务费专项资金(14ZZ1204)。

王林辉(1973-)，女，吉林长春人，华东师范大学商学院教授，博士生导师；袁礼(1989-)，女，湖南株洲人，东北师范大学经济学院博士研究生。

F126.2

A

1001-6201(2015)01-0070-11

[责任编辑：秦卫波]

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