中国的刘易斯转折点是否到来
———理论辨析与国际经验
汪 进 钟笑寒
摘 要：各国农业劳动力占劳动力总量的比重随着其人均ＧＤＰ增长呈现先加速下降而后减速
下降的趋势，分界点就是刘易斯转折点。跨国平行数据的回归结果表明，刘易斯转折点在人均
ＧＤＰ为３０００美元至４０００美元 （购买力平价２０００年国际美元）之间出现。中国的人均ＧＤＰ已经
超越了这一水平，但农业劳动力比重远高于该经济发展水平下的世界平均水平，这很可能意味着
中国的农业劳动力转移仍有较大潜力。
关键词：刘易斯转折点 劳动力转移 跨国平行数据
作者汪进，经济学博士，国泰君安证券股份有限公司 （上海 ２００１２０）；钟笑寒，经济学博士，
清华大学经济管理学院副教授 （北京 １０００８４）。
本文是国家社会科学基金重大项目 （２０１０５０１０１１８）的阶段性研究成果。感谢清华大学中国与世界经济
研究中心的资助，感谢匿名评审专家提出的建设性意见，感谢白重恩、迟巍、吴斌珍、乔雪、朱晓冬
及清华大学经济系学术研讨会的其他参加者所提出的意见。文责自负。
① Ｗ．Ａ．Ｌｅｗｉｓ，Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ ｗｉｔｈ Ｕｎｌｉｍｉｔｅｄ Ｓｕｐｐｌｉｅｓ ｏｆ Ｌａｂｏｒ，＂Ｔｈｅ Ｍａｎｃｈｅｓｔｅｒ Ｓｃｈｏｏｌ ｏｆ
Ｅｃｏｎｏｍｉｃ ａｎｄ Ｓｏｃｉａｌ Ｓｔｕｄｉｅｓ，ｖｏｌ．２２，ｎｏ．２，１９５４，ｐｐ．１３９－１９１；Ｇ．Ｒａｎｉｓ ａｎｄ Ｊ．Ｆｅｉ，Ａ Ｔｈｅｏｒｙ ｏｆ
Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ，＂Ｔｈｅ Ａｍｅｒｉｃａｎ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｒｅｖｉｅｗ，ｖｏｌ．５１，ｎｏ．４，１９６１，ｐｐ．５３３－５６５．
一、引 论
刘易斯转折点 （Ｌｅｗｉｓｉａｎ Ｔｕｒｎｉｎｇ Ｐｏｉｎｔ）由刘易斯最早提出，由费景汉、拉尼斯等人加以
完善。①他们提出，传统 （农业）部门的劳动力转移将为现代 （工业）部门提供过剩劳动力，使
之维持不变的劳动力成本，直到某一点，过剩劳动力开始消失，劳动力成本迅速上升，这一点
被称为刘易斯转折点。
刘易斯转折点到来的检验标准主要有两条：一是数量标准，即农业剩余劳动力趋于枯竭，
剩余劳动力被界定为边际产出等于零的农业劳动力。二是价格标准，即现代部门的实际工资水
平显著上升。南亮进 （Ｍｉｎａｍｉ）的研究最早识别出了日本的刘易斯转折点，认为大约是在１９６０
·２２·
年前后。① 白暮凯 （Ｍｏｏ－ｋｉ Ｂａｉ）的研究认为，韩国的刘易斯转折点大约在１９７０年前后。② 值得
一提的是，他们都倾向于采用价格而非数量标准作为识别方法。此外，李月的研究验证了中国
台湾的刘易斯转折点大约在１９６０年代后半期。③ 不过，总的来说，对于刘易斯转折点的经验研
究还很少。正如蔡昉的文章所总结的，“二元经济理论模型长期以来并没有被广泛地应用来解释
经济发展现象，关于从劳动力无限供给向劳动力短缺的转折点的研究更是善乏可陈。”④
刘易斯转折点对于发展中国家 （或二元经济）的经济发展具有重要的指导意义。在转折点
到来之前，这些国家，尤其是其现代经济部门，容易获得较快的经济增长，但熟练工人和非熟
练工人的收入差距也会扩大。而在刘易斯转折点到来之后的情况则恰好相反。中国改革以来的
经济发展似乎符合对刘易斯转折点到来之前的理论描述。一方面，经济持续高速增长，而农业
劳动力转移对此做出了重要的贡献。⑤ 另一方面，和经典市场理论相悖但和刘易斯模型一致，农
业劳动力转移也伴随着城乡收入差距不断扩大。⑥ 不过，如果刘易斯模型适用于中国的话，刘易
斯转折点则迟早会到来。在中国经济经历了长期快速增长、农村劳动力转移也已具备相当规模
的今天，人们自然会问：刘易斯转折点到来了吗？
蔡昉等人最早提出了这一问题，并给出了肯定的回答。⑦ 作为数量标准，他估算得出２００５
年 （４０岁以下）农村剩余劳动力约为５０００万，而不是通常认为的超过１亿，仅占农村全部劳动
力的十分之一。作为价格标准，他根据官方数据，将农民工就业集中行业平均工资的加速上涨
作为证据。同时，其对五个城市的调查显示，２００１—２００５年间，外来工小时工资上涨速度比本
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中国的刘易斯转折点是否到来
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南亮进提出通过考察传统部门工资变动、传统部门工资与劳动边际生产率的关系、工资差别、现代部
门劳动供给弹性等若干标准识别转折点。Ｒｙｏｓｈｉｎ Ｍｉｎａｍｉ，Ｔｈｅ Ｔｕｒｎｉｎｇ Ｐｏｉｎｔ ｉｎ ｔｈｅ Ｊａｐａｎｅｓｅ
Ｅｃｏｎｏｍｙ，＂Ｑｕａｒｔｅｒｌｙ Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，ｖｏｌ．８２，ｎｏ．３，１９６８，ｐｐ．３８０－４０２；Ｒｙｏｓｈｉｎ Ｍｉｎａｍｉ，Ｔｈｅ
Ｔｕｒｎｉｎｇ Ｐｏｉｎｔ ｉｎ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ：Ｊａｐａｎｓ Ｅｘｐｅｒｉｅｎｃｅ，＂Ｔｏｋｙｏ：Ｋｉｎｏｋｕｎｉｙａ Ｂｏｏｋｓｔｏｒｅ Ｃｏ．，１９７３．
南亮进：《经济发展的转折点：日本经验》，关权译，北京：社会科学文献出版社，２００８年。
Ｍｏｏ－ｋｉ Ｂａｉ，Ｔｈｅ Ｔｕｒｎｉｎｇ Ｐｏｉｎｔ ｉｎ ｔｈｅ Ｋｏｒｅａｎ Ｅｃｏｎｏｍｙ，＂Ｔｈｅ Ｄｅｖｅｌｏｐｉｎｇ Ｅｃｏｎｏｍｉｅｓ，ｖｏｌ．２０，ｎｏ．２，
１９８２，ｐｐ．１１７－１４０．
李月：《刘易斯转折点的跨越与挑战———对台湾２０世纪６０—７０年代经济政策的分析及借鉴》，《财经问
题研究》２００８年第９期。
蔡昉：《中国经济发展的刘易斯转折点》，蔡昉主编：《中国人口与劳动问题报告 （第８期）：刘易斯转
折点及其政策挑战》第６章，北京：社会科学文献出版社，２００７年。
胡永泰：《中国全要素生产率：来自农业部门劳动力再配置的首要作用》，《经济研究》１９９８年第３期；
潘文卿：《中国农业剩余劳动力转移效益测评》，《统计研究》１９９９年第４期；蔡昉、王德文：《中国经
济增长可持续性与劳动贡献》，《经济研究》１９９９年第１０期；盛来运：《农村劳动力流动的经济影响和
效果》，《统计研究》２００７年第１０期。
陈宗胜、周云波：《再论改革与发展中的收入分配———中国发生两级分化了吗》，北京：经济科学出版
社，２００２年；李实：《中国农村劳动力流动与收入增长和分配》，《中国社会科学》１９９９年第２期；程
永宏：《改革以来全国总体基尼系数的演变及其城乡分解》，《中国社会科学》２００７年第４期。
不过，刘易斯模型只是对于农村劳动力流动导致收入差距扩大这一矛盾现象的一种解释。钟笑寒
在其文章中提出了完全不同的解释。此外，他还提出，即使按照经典市场理论，以基尼系数衡量的收
入不平等仍然有可能随劳动力转移而扩大。钟笑寒：《劳动力流动与工资差异》，《中国社会科学》２００６
年第１期；钟笑寒：《城乡移民与收入不平等：基于基尼系数的理论分析》，《数量经济技术经济研究》
２００８年第８期。
较早提出者还包括王诚、包小忠等学者。王诚：《劳动力供求 “拐点”与中国二元经济转型》，《中国人
口科学》２００５年第６期；包小忠：《刘易斯模型与 “民工荒”》，《经济学家》２００５年第４期。
地工快６０％。①
蔡昉等人的研究引发了学术界的争论。在支持的一方中，吴要武的研究利用劳动与社会保
障部企业用工需求调查数据发现，较之２００２年，２００３年和２００６年的企业工资支付水平都有明
显提高，其中２００６年提高了约３０％。从数量标准来看，他发现城市正规就业有所增加，而非正
规就业有所减少。② 王德文的研究通过农业部数据说明，农业长期雇工日工资在２００５年以来大
幅度上升。③ 黎煦的研究归纳了英美日等发达国家已经经历过的转移点特征发现，人均ＧＤＰ在
３００—５００美元、农业劳动力比重为４０％—５０％时会出现转折点，据此认为中国已经进入刘易斯
转折点。④ 在反对的一方中，韩俊等利用一手调查数据，认为中国农村仍有约１亿—１．２亿的剩
余劳动力，但也认为从结构上看，熟练和青壮年劳动力已经全面出现供不应求。⑤ 宋世方研究认
为，近期非农部门工资加速上涨主要是由于劳动生产率提高引起的，且农业部门工资并未同步
上涨，因此刘易斯转折点尚未到来。⑥ 此外，刘建进、刘伟、孙自铎、耿元等学者在其研究中也
都持反对意见。⑦
国内关于刘易斯转折点经验研究的不足之处，首先是对农村剩余劳动力的估计难以达成一
致，目前的估计从５０００万到接近２亿，无法据此做出确定的判断。其次是农民工工资上涨尚缺
乏长时间的观察和足够大的样本做出判断，一些学者认为工资上涨和 “民工荒”现象更有可能
是周期性或结构性因素导致的。⑧
本文尝试从一个新的角度来识别刘易斯转折点。首先，从跨国比较研究的角度，使用世界
银行世界发展指数数据库 （Ｗｏｒｌｄ Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ Ｉｎｄｉｃａｔｏｒｓ，简称 ＷＤＩ）１９８０—２００４年１００余个
国家的数据来识别刘易斯转折点。如果刘易斯转折点成立，则有理由假定，在世界各国的经济
发展中，应该普遍地 （即统计上显著地）存在刘易斯转折点。通过较大样本量的平行数据来识
别转折点，区别于目前仅就个别国家进行研究的方法，具有更为稳健的经济统计意义。其次，
研究中采用了数量标准，考察农业劳动力在劳动力总量中的比重随经济发展如何变化。通过考
察劳动力总量 （所占比重），避开了所谓剩余劳动力衡量的复杂问题。同时，将经济发展 （以人
均ＧＤＰ衡量）而非时间作为主要的解释变量，符合刘易斯模型对于工业化 （或现代化）进程是
农业劳动力转移的原动力的想法，也有利于利用不同国家收入差别的较大变异做出更精确的估
计。再次，我们将刘易斯转折点界定为随国民收入的提高，农业劳动力转移由逐渐加快向逐渐
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蔡昉：《劳动力短缺：我们是否应该未雨绸缪》，《中国人口科学》２００５年第６期；蔡昉：《中国经济发
展的刘易斯转折点》，蔡昉主编：《中国人口与劳动问题报告 （第８期）：刘易斯转折点及其政策挑战》
第６章；蔡昉：《中国劳动力市场发育与就业变化》，《经济研究》２００７年第７期。
吴要武：《“刘易斯转折点”来临：我国劳动力市场调整的机遇》，《开放导报》２００７年第６期。
王德文：《刘易斯转折点与中国经验》，蔡昉主编：《中国人口与劳动问题报告 （第９期）：刘易斯转折
点如何与库兹涅茨转折点会合》第２章，北京：社会科学文献出版社，２００８年。
黎煦：《刘易斯转折点与劳动力保护》，《首都经济贸易大学学报》２００７年第４期。
韩俊、崔传义、范皑皑：《农村剩余劳动力微观调查》，蔡昉主编： 《中国人口与劳动问题报告 （第８
期）：刘易斯转折点及其政策挑战》第４章。
宋世方：《刘易斯转折点：理论与检验》，《经济学家》２００９年第２期。
刘建进：《中国经济发展是否已经走到 “刘易斯转折点”》，《中国社会科学院院报》２００７年２月２７日；
刘伟：《刘易斯拐点的再认识》，《理论月刊》２００８年第２期；孙自铎：《中国进入 “刘易斯转折点”了
吗？———兼论经济增长人口红利说》，《经济学家》２００８年第１期；耿元、林玳玳：《中国的刘易斯转折
点到来了吗———质疑２００７年人口与劳动问题报告》，《经济问题研究探索》２００８年第９期。
《人口研究》编辑部：《从 “民工荒”到 “返乡潮”：中国的刘易斯拐点到来了吗？》，《人口研究》２００９
年第２期。
减慢变化的转折点。与通常认为的转折点是瞬间到来的看法相反，我们把农业劳动力转移看成
是一个不断发生的相对平滑的过程，而刘易斯转折点只是转移速度的变动，是一场 “静悄悄的
革命”。为此，我们引入人均ＧＤＰ （对数值）的三次多项式来回归农业劳动力比重并估计这一转
折点。三次多项式是可以得出连续变动的农业劳动力转移速度的最简函数形式。① 最后，我们还
引入了一些影响刘易斯转折点前移或后移的自然禀赋和政府政策变量，从而能够评估影响转折
点变动的其他一些重要因素。②
经验分析表明，无论是无条件转折点 （即不加任何控制变量）还是有条件转折点 （加入控制变
量），都显著地存在，其大致的范围在人均ＧＤＰ３０００美元至４０００美元 （购买力平价２０００年国际美
元）之间。而中国的人均收入至迟在２００２年时已经进入了这一转折区间。③ 不过，据此认为中国
的刘易斯转折点已经到来、劳动力转移即将枯竭则为时尚早。经验分析也表明，中国的农业劳动力
比重还显著高于同等收入下的世界平均水平约１０个百分点，近年还有逐步扩大的趋势。这又表明
中国的农业劳动力转移还不能跟上经济高速发展的步伐，农业劳动力转移仍然有潜力可挖。
在经验分析之前，本文还试图对刘易斯转折点的理论加以辨析。实际上，自从刘易斯模型
提出以来，关于其理论含义的争论从来没有停止过。刘易斯模型至少部分是对传统经济进行刻
画，而对于这类非竞争性市场的刻画并没有标准的理论可以借鉴，必然引起很大争议。这些争
议也影响到了对于刘易斯转折点的经验研究。例如，费景汉和拉尼斯就认为，所谓的转折点并
不是瞬间完成，在欠发达国家，这个过程可能需要几十年时间。④ 本文试图通过一个简单但不失
一般性的示意模型，归纳和整理刘易斯转折点存在及其变动的诸多前提条件。刘易斯本人提到
的一个基本假设，是农业存在相当数量的过剩劳动力 （即边际产出为零的劳动力）。但除此之
外，许多其他条件也对转折点产生影响，包括最低工资 （或保留效用）、工农产品相对价格以及
农业技术进步等。在归纳整理的基础上，本文提出一个包含更为严格但基本合理假设的工作母
机模型 （ｗｏｒｋｈｏｒｓｅ ｍｏｄｅｌ），为经验分析和今后可能的政策讨论提供一个简单明了的基础。特别
的，这一模型表明，刘易斯转折点有可能是农业过剩劳动力从加速转移到减速转移的转折点。
本文余下内容安排如下：第二部分是理论辨析，运用一个示意性的图形模型来讨论刘易斯
转折点存在及移动的若干条件，在此基础上提出工作模型以论证本文主要观点。第三部分是经
验分析，介绍经验分析所使用的数据与模型，详细讨论其结果。最后一部分是结论。
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中国的刘易斯转折点是否到来
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二次多项式也可以得出，但无法同时保证农业劳动力比重几乎总是随收入下降。
本文采用的经验分析方法是钱纳里和塞尔昆 （Ｃｈｅｎｅｒｙ ａｎｄ Ｓｙｒｑｕｉｎ）研究的延续。钱、塞二人利用世界
银行１００个国家１９５０—１９７０年的数据，从经验上归纳了经济发展过程中包括劳动力结构在内的诸多结
构转型的普遍规律。本文与他们的不同有几个方面：（１）钱塞模型只得出了农业劳动力比重随人均收
入下降的结果，但没有细致刻画这一下降先加速后减速的特征。 （２）他们所使用的模型只是简单的
ＯＬＳ模型，而本文同时利用了ＯＬＳ模型和固定影响模型，结果更加稳健。 （３）本文的数据是１９８０—
２００４年的数据，而他们是１９５０—１９７０年的数据。Ｈｏｌｌｉｓ Ｃｈｅｎｅｒｙ ａｎｄ Ｍｏｉｓｅｓ Ｓｙｒｑｕｉｎ，Ｐａｔｔｅｒｎｓ ｏｆ
Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ １９５０－１９７０，Ｌｏｎｄｏｎ：Ｏｘｆｏｒｄ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ Ｐｒｅｓｓ，１９７５．
在本文所使用的 ＷＤＩ数据库数据中，中国购买力平价人均ＧＤＰ在１９９７年超过３０００美元，在２００４年
已达到５４００美元。在２００８年发布的数据中调低了中国购买力平价ＧＤＰ，使得中国在２００２年人均ＧＤＰ
超过３０００美元。
Ｆｅｉ ａｎｄ Ｇ．Ｒａｎｉｓ，Ｇｒｏｗｔｈ ａｎｄ Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ ｆｒｏｍ ａｎ Ｅｖｏｌｕｔｉｏｎａｒｙ Ｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅ，Ｍａｌｄｅｎ，ＭＡ：Ｂｌａｃｋｗｅｌｌ
Ｐｕｂｌｉｓｈｅｒ，１９９９．此外，早期的争论可见：Ｒｏｎａｌｄ Ｆｉｎｄｌａｙ，Ｏｎ Ｗ．Ａｒｔｈｕｒ ＬｅｗｉｓＣｏｎｔｒｉｂｕｔｉｏｎｓ ｔｏ
Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，＂Ｓｃａｎｄｉｎａｖｉａｎ Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，ｖｏｌ．８２，ｎｏ．１１０，１９８０，ｐｐ．６２－７９．刘易斯本人对此
也几度撰文加以解释，文章均收入其文集：Ｍａｒｋ Ｇｅｒｓｏｖｉｔｚ，ｅｄ．，Ｓｅｌｅｃｔｅｄ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｗｒｉｔｉｎｇｓ ｏｆ Ｗ．
Ａｒｔｈｕｒ Ｌｅｗｉｓ，Ｎｅｗ Ｙｏｒｋ：Ｎｅｗ Ｙｏｒｋ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ Ｐｒｅｓｓ，１９８３．
二、理论辨析
我们通过一个图形模型来演示刘易斯转折点这一概念 （如图１）。模型本质上与刘易斯等人
的原始表述一致。图形纵坐标表示价值量 （用货币符号代表），横坐标表示劳动力数量，长度固
定为劳动力总量珚Ｌ，不考虑人口和劳动力增长。从左端点开始的数量表示农业部门配置的劳动力
数量，从右端点开始的数量表示工业部门配置的数量。图中两条曲线分别表示农业部门劳动力
的边际产出 （或产值）ＭＰＬａ和工业部门的边际产出 （或产值）ＭＰＬｍ，这里隐含假定农业和工
业产品的相对价格不变。ＭＰＬａ与横坐标交点珚Ｌａ代表农业部门边际产出为零的点。
图１ 刘易斯转折点
随着经济发展，工业部门兴起 （这在刘易斯模型中是外生的），ＭＰＬｍ 逐渐向左移动，在与
ＭＰＬａ相交之前，工业部门吸纳的都是农业部门的过剩劳动力———边际产出为零的劳动力。如果
农业部门是竞争性的，即按边际产出支付工资，在一段时间内，工业部门将以零工资吸收这些
过剩劳动力。这一过程持续到两条曲线相交，也就是工业部门吸收的劳动力大于珚Ｌ－珚Ｌａ 时，此
后工业部门工资开始上升，并保持与农业部门工资一致，劳动力在两条曲线交点处进行配置。
珚Ｌａ有时被称为刘易斯第一转折点 （同时用符号ＬＴ１ 表示）。
（一）最低工资
不过，刘易斯并不认为在第一转折点时，工业部门工资就开始上升，这是因为农业部门的
工资并不是按照边际产出来支付的，特别的，为了保证农业工人的生存，农业部门一开始就必
须支付一个最低工资 （有时又称制度工资、生存工资等）。在一个家庭农场中，这一工资等于劳
动的平均产出。我们暂时假定这一最低工资是外生的 （用符号 珨Ｗ 表示），如图１中虚线。则工业
部门也必须在开始时支付这一工资，根据类似的推理，此时的刘易斯转折点将是 珨Ｗ 水平线与
ＭＰＬａ的交点，通常被称为刘易斯第二转折点 （图中ＬＴ２ 点）。① 显然，刘易斯第二转折点晚于
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中国社会科学 ２０１１年第５期
① 第一、第二转折点的划分是由前述的拉尼斯和费景汉文章提出的，他们又把这两个点分别称为短缺点
和商业化点。
第一转折点。也就是说，如果最低工资显著存在的话，实际的转折点将比预想的来得更晚。①
最低工资的引入使得刘易斯模型更为贴近农业部门的现实，但也为其理论阐释带来了麻烦。
这缘于最低工资可能的内生性。刘易斯假定最低工资等于农业劳动力的平均产出，则当农业劳
动力转移开始后，留在农业中劳动力的平均产出会发生变动———通常会上升。如果农业部门必
须按照这一变动的平均产出支付工资的话，工业部门也必须如此。也就是说，工业部门的工资
从一开始就是上升的，刘易斯转折点就根本不存在了。一种解决方法是认为最低工资根据转移
开始时的平均产出来支付，在转移进行到一定阶段才进行调整，例如通过农业的商业化进程，
如拉尼斯与费景汉的模型。不过这需要假定商业化过程与理论上的刘易斯转折点到来时间基本
吻合。另一种可能的解决方法是始终认为农业部门是一个盈利性部门，但需要向工人支付一个
固定的维持其生存的效率工资，刘易斯本人也认可这一解释，但这很难解释在这一工资之上失
业的劳动力如何生存。
（二）相对价格
刘易斯模型存在的另一个问题是工农业产品的相对价格问题。上面的分析假设工业和农业
两个部门产品的相对价格不变 （因而边际产出和边际产值等价）。而实际上，工业化的过程通常
伴随相对价格变动。一方面，工业品相对价格可能上升。例如，农业的技术进步导致其供给增
加和价格下降；随着人均收入上升，农产品相对需求下降等。另一方面，工业品相对价格也可
能下降，例如工业的技术进步 （包括规模经济）、企业进入导致竞争加剧等。此外，政府的产业
政策 （如税收政策）也将引起相对价格变动。
不妨考虑工业部门的相对价格下降。此时有两种效应。一种是直接效应。显而易见的，相
对价格的变动将导致工业和农业部门的边际产值曲线 ＭＰＬａ和ＭＰＬｍ （此时不等价于边际产出曲
线，但仍用相同符号表示）的相对变动。即当工业部门相对价格下降时，工业的边际产值曲线
ＭＰＬｍ 左移减少，将减缓刘易斯 （第一、第二）转折点的到来，即使转折点对应的劳动力数量
不变。
另一种效应是间接效应，即相对价格的变动对于最低工资的影响。② 值得注意，最低工资变
动的方向取决于计价物的选择。当以农产品为计价物时，最低工资会下降，最低工资水平线变
得向左下方倾斜 （图中未画出），这使得第二转折点 （ＬＴ２）前移 （从右往左看）。同时，在转折
点到来之前，工业部门的劳动力成本是下降而非不变。而当以工业品为计价物时，最低工资会
上升，使得第二转折点 （ＬＴ２）后移 （从右向左看）。同时，在转折点到来之前，工业部门的劳
动力成本已经有所上升，但不如转折点到来时上升快。
（三）技术进步
刘易斯转折点假设在劳动力转移过程中，农业部门不存在技术进步———农业劳动边际产量
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中国的刘易斯转折点是否到来
①
②
不过也存在两个转折点重合的极端情况。例如，农产品的最大产量刚好满足全部劳动力的生存需要
（即最低工资等于人均农业产出），此时任何超过珚Ｌａ的劳动力转移都是不可能的。
这里需要假定消费者的保留效用取决于两种物品的数量，即认为工业品和农业品之间存在一定的替代
性，最低工资定义为使得消费者达到保留效用的收入水平。严格的，可以建立以下的消费者选择模型
来分析。消费者选择工业品和农业品消费量ｃａ 和ｃｍ，以最大化效用函数ｕ （ｃａ，ｃｍ），满足预算约束：
ｃａ＋Ｐｍ ×ｃｍ＝Ｉ。此处Ｐｍ 为工业品价格，农产品作为计价物，Ｉ为收入。由此推出消费者的间接效用函
数Ｖ （Ｐｍ，Ｉ），则消费者得到的最低工资Ｉ通过等式Ｖ （Ｐｍ，Ｉ）＝Ｖ０ 求得，其中 Ｖ０ 为外生的保留效
用 （可以等于工业化开始前农业劳均产出和零工业产出决定的效用水平）。
不变。但事实上，工业部门与农业部门的交换为农业部门引入了新的生产要素或者技术，同时，
政府也可能采取鼓励农业技术进步的政策。
图２ 农业技术进步
技术进步对农业边际产出的影响依技术进步的类型而定。考虑三种典型的 （广义）技术进
步：劳动节约、劳动扩张和劳动中性的技术进步 （图２）。① 当农业技术进步是劳动节约型的
（图２ａ），例如农机的普遍使用，将使得少量劳动的边际产出上升，但随着劳动增加，其边际产
出下降更快，最终增加农业剩余劳动力。当技术进步是劳动扩充型的 （图２ｂ），例如化肥和良种
的使用，将使得既定劳动数量下的边际产出都增加，最终减少了农业剩余劳动力。当技术进步
是劳动中性的 （图２ｃ），则农业剩余劳动力数量不变，但劳动边际产出仍然增加。不难看出，在
劳动节约的技术进步下，刘易斯第一转折点后移；只要最低工资足够低，则第二转折点也后移。
而在劳动扩充的技术进步下，第一和第二转折点都前移。在劳动中性的技术进步下，第一转折
点不变，第二转折点后移。此外，所有的技术进步都增加了在两个转折点处的农业产出。
（四）工作模型
以上的简单分析已经表明，刘易斯转折点的移动 （甚至存在与否）依赖于许多因素———最
低工资、相对价格和技术进步等这些因素，有的因素影响方向不明确 （如技术进步），有的因素
相互影响 （如最低工资与相对价格），使得我们难以做出准确的理论预测。为此，我们需要对这
些影响因素做出某种 “精炼”，即提出更为严格但现实中合理的假定，从而得到一个能做出清晰
预测的工作模型。
正如上述分析所指出的，相对价格的变动会影响农业和工业部门的边际产值曲线。进一步
的，我们可以认为，农业部门的相对价格总体上会趋于下降，这一论断是基于农产品的需求收
入和价格弹性相对于工业品而言都较小的一般事实。为了凸显这一一般的事实，我们不妨引入
如下假定———农产品的需求存在上限，且这个上限大于或等于农业在工业化进程开始时的总产
出；同时假定当农产品产量小于该需求上限时，农产品与工业品的相对价格不变，此后，农产
品的相对价格急剧下降到零。上述假设改变了农业边际产值曲线ＭＰＬａ （图１，点划线）。当农业
劳动力的投入使得总产出超过需求上限时，多余产出将没有任何价值，使得农业的边际产值曲
线在此处是垂直的，垂直处同时是刘易斯第一和第二转折点。虽然这一假设比较极端，但其经
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中国社会科学 ２０１１年第５期
① 用生产函数来表示，劳动节约、扩充和中性技术进步分别表示在如下生产函数中 Ａ的增加：ｆ（ＡＬ，
ｚ），ｆ（Ｌ，Ａｚ）以及ｆ（ＡＬ，Ａｚ），其中ｚ表示其他生产投入。
济学意义是一般的：即在农业部门配置的劳动力增加到边际产值 （量）为零 （即刘易斯第一转
折点）之前，由于技术进步等因素导致的农产品产量提高，已经使得农产品的相对价格下降，
从而迫使更多的劳动力进行转移。① 同时，这一假设还带来分析上的简便，由于两个转折点重
合，本文所讨论的第一个影响刘易斯转折点的因素———最低工资———就不会带来影响。
此外，我们假定技术进步是劳动中性的。这一假设的好处是它避免了直接假定随着技术进
步，刘易斯第一转折点会自动后移这样一个过强的假设。不过，注意到这一技术进步 （实际上
无论上述哪一类技术进步）都增加了给定农业劳动力下的农产品产量，在上述农产品需求上限
（或更一般的，农产品需求弹性下降）的假定下，仍然意味着更少的劳动力会满足这一需求上限
（或带来需求弹性下降）。因此，我们仍然可以得出，技术进步将向左上方移动边际产值曲线，
使得刘易斯 （第一和第二）转折点不断后移。
最后，一般来说，工业化进程可能快于农业技术进步 （毕竟，农业技术进步可能只是工业
化进程的某种 “溢出”效应）。因此，短期来看，农业部门边际产值曲线 （也即刘易斯转折点）
的后移速度仍然会低于工业部门边际产值曲线的前移速度，当后者 “赶上”前者的时候，刘易
斯转折点就出现了：农业劳动力转移放慢甚至停滞，同时经济中工人工资水平急剧上升。不过，
长期来看，随着农业技术进步的逐步 “跟进”，刘易斯转折点会持续后移，农业剩余劳动力也将
持续产生，但这一进程可能相对缓慢。② 同时考虑上述两个过程，农业劳动力转移就有可能出现
一个从逐渐加速到逐渐减速的过程。逐渐加速的过程对应理论上给定农业技术水平下，工业化
进程吸收了无限弹性的农业劳动力供给。③ 而逐渐减速 （但并非停止）的过程，则对应农业技术
进步缓慢释放的剩余劳动力。刘易斯转折点恰好就是这两个过程的分界点。④
我们将上述的理论分析总结为以下供经验检验的假说：
假说 （刘易斯转折点）：随着一国经济的持续增长，农业劳动力占劳动力总量的比重将
经历先加速下降然后减速下降的过程。也就是说，存在一个经济发展水平 （人均收入）下
的刘易斯转折点，此时农业劳动力转移从加速过程转变为减速过程。
三、经验分析
下面我们将通过经验分析，验证是否存在刘易斯转折点。我们将使用跨国多年的平行数据
来进行验证。具体来说，我们的回归方程是：
ａｇｒｅｍｐｉｔ＝∑
３
ｋ＝１βｋ ｌｎｇｄｐｐｃ［ ］ｉｔ
ｋ
＋∑
ｌ
γｌＸｌｉｔ＋ｙｅａｒｔ＋ｃｏｕｎｔｒｙｉ＋εｉｔ
其中，ａｇｒｅｍｐ表示农业劳动力占劳动力总量的比重，为被解释变量。解释变量中，ｇｄｐｐｃ
·９２·
中国的刘易斯转折点是否到来
①
②
③
④
一个更为一般的假设可能是：随着农业部门配置劳动力及产出的增加，农业边际产值曲线 （由于相对
价格下降）加速递减。
这与费景汉和拉尼斯在前述１９９９年著作中提出的观点是吻合的。
当然，根据刘易斯模型，这个过程可能是匀速的。不过，考虑到工业化的规模效应、市场化进程的深
入，以及传统社会的社会规范的逐步改变，现实当中这个过程应该是加速的。
有意思的是，钱纳里、塞尔昆在其前述１９７５年的著作中也提出了这一 “Ｓ型曲线”假说：“在过去５０
年中有切实增长的不发达国家之间，经常可以发现一个周期，在这个周期内，伴随着前期小的结构变
化，有一个加速的变化率。总之，这些考察解释了一个以上线渐近线为特征的Ｓ型曲线，他可以对结
构转换作一般性描述。”但他们没有在对劳动力结构的经验分析中检验这一假说。
代表人均ＧＤＰ，ｌｎ代表取对数，Ｘ代表其他控制变量，ｙｅａｒ和ｃｏｕｎｔｒｙ代表年份和国别固定效
应，ε是随机误差项。下标ｉ代表国家，ｔ代表年份。模型的关键是引入了人均ＧＤＰ （对数值）
的三次多项式，用以刻画农业劳动力比重随人均ＧＤＰ变化而可能呈现的先加速下降后减速下降
的规律。如果β１＞０，β２＜０，β３＞０，则该规律成立。农业劳动力转移速度 （即人均ＧＤＰ每增加
１％导 致 的 农 业 劳 动 力 下 降 的 百 分 数）为：① △ａｇｒｅｍｐ／△ｌｎｇｄｐｐｃ＝β１ ＋２β２ｌｎｇｄｐｐｃ＋
３β３ｌｎｇｄｐｐｃ
２，刘易斯转折点就是从加速下降到减速下降的转折点，也即该三次多项式二阶导数
为零的点，满足ｌｎｇｄｐｐｃ＝－β２／３β３。此外，该三次函数一阶导数等于零的两个点，可以分别看
成是农业劳动力转移开始和结束的两个点。②
我们将分别考虑不加入任何控制变量和加入各种控制变量的情况。前者可以称为是在寻找
无条件转折点。根据理论分析，刘易斯转折点可能根据其他条件而改变，因此，加入其他控制
变量是必要的。那么为什么仍然要考虑无条件转折点呢？首先，虽然许多其他变量会影响转折
点，但这些变量中的一些有可能本身就是经济发展 （人均ＧＤＰ增加的结果），如果控制了这样
的变量，就削弱了经济发展本身应有的解释力，出现所谓的 “过度控制”。其次，如果这些变量
本身可能与经济发展相关度不大的话，忽略它们也不会影响刘易斯转折点的估计准确性。最后，
因为数据的可得性使得完美的控制变量集不存在，我们有必要检查有无控制变量两种情况下结
果的稳健性。
我们考虑了两类控制变量，其回归结果可以称为是寻找 “有条件转折点”。一类是显性的控
制变量，包括各国的自然禀赋和政府政策。自然禀赋是各国在工业化进程开始之前的农业生产
的自然条件，是一种不随时间改变的变量。本文使用的反映自然禀赋控制变量主要为灌溉面积
占总耕地面积比重、人均耕地面积等。这些因素影响到一国农业投入要素的相对充裕程度。可
以想象，对于一个人均占有耕地较多的国家，其他条件不变 （如农业机械化程度），劳动的边际
产量会更大，劳动力的容纳程度会更高。而灌溉条件的改善则有可能是节约劳动的。政府政策
包括财政政策 （公共品提供）、市场开放政策等，政府政策可以随时间改变。本文使用的政策控
制变量为人均电话拥有量、开放程度、人均财政支出、人均教育支出等。人均电话拥有量反映
一国在信息基础设施上的投资，人均拥有电话越多越有助于信息交流，从而促进劳动力向外转
移；同时这一变量也与一国其他基础设施相关，可以间接反映一国在其他基础设施上的投资。
开放程度影响一国比较优势发挥，可能提高或降低一国农产品的相对价格，或改变其产品结构。
人均教育支出反映国民受教育程度，对于农业劳动力来说，受教育程度越高，其流动性可能越
大。人均财政支出则是普遍反映一国基础设施、教育等公共品投入的变量。
另一类是隐性的控制变量，即时间 （年份）和国别的哑变量。时间哑变量可以反映技术进
步、全球气候等影响所有国家的随时间改变的因素。国别哑变量可以反映各国不同的、不随时
间改变的自然、社会 （包括政府）特征。值得注意的是，国别变量和上述显性控制变量中的自
然禀赋变量有可能是相关的，为此，在引入国别哑变量时，我们将分别考虑引入和不引入自然
禀赋变量的回归，以考察结果的稳健性。此外，回归中采用固定影响模型来引入国别哑变量，
而年份哑变量则是直接引入的。
·０３·
中国社会科学 ２０１１年第５期
①
②
本文所指的劳动力转移速度是针对人均ＧＤＰ增长速度而非时间定义的，当人均ＧＤＰ以一个相对稳定
的速度增长时，二者是一致的。
可以求得：ｌｎｇｄｐｐｃ＝－（β２／β１）－（２／β１）（β２
２－３β１β３）
０．５和ｌｎｇｄｐｐｃ＝－（β２／β１）＋（２／β１）（β２
２－３β１β３）
０．５。
理论上，开始点之前和结束点之后，农业劳动力比重是上升的，不符合现实。但后面的经验分析将表
明，这两个点都在我们考虑的收入区间的近乎端点处，对我们发现的经验规律没有实质影响。
经验研究使用的数据是 ＷＤＩ数据库 （２００６年发布），包含的数据为１９８０年至２００４年共２５
年、１１８个国家的数据。① 该数据库提供了世界上２００余个国家最早自１９６０年的８００余个发展
指标的数据，涵盖人口、经济、社会、环境等各个方面，每年发布１次 （但不是所有指标都更
新，也不是所有国家在所有指标上都有数据）。
主要变量的统计特征如表１。
表１ 主要变量统计特征
变 量 单 位 样本数 均 值 中位数 标准差 最小值 最大值
农业劳动力占
劳动力总量比重
百分数 １５２８ ２０．１２ １４ １８．４５ ０ ９３
ｌｎ人均ＧＤＰ
购买力平价，
２０００年国际美元／人
２６８７ ８．７２ ８．７４ １．０７ ６．１８ １１．０７
灌溉面积占
总耕地面积比重
百分数 ２２２３ １９．７１ １１．７ ２５．４３ ０．１ １００
人均耕地面积 公顷／人 ２４８８ ０．２７ ０．１８ ０．３６ ０．００ ３．２２
人均电话拥有量 部／千人 ２８３２ ２６９．６４ １２５．６９ ３４４．８６ ０．２９ １９９８．１２
经济开放程度
（进出口总额／ＧＤＰ）
百分数 ２５８８ ８２．４８ ７１．０１ ４７．１７ ６．３２ ３７６．２２
人均财政支出
（人均ＧＤＰ×财政支出
占ＧＤＰ比重）
购买力平价，２０００年
国际美元／人
２５６５ １７９２．８９ ９６１．３６ １８８５．８９ ３８．９４ １１７９４．８９
人均教育支出
（人均ＧＤＰ×教育支出
占ＧＤＰ比重）
购买力平价，２０００年
国际美元／人
２３５９ ４７１．７６ ２６７．７６ ５０４．８５ ７．５０ ２４８５．４２
（一）刘易斯转折点
回归结果见表２。其中，第１列是无条件转折点的回归结果，除了加入人均ＧＤＰ对数值的
三次多项式外，未加入任何控制变量。人均ＧＤＰ对数值的各次方项的估计系数βｉ都符合理论预
期，且都是高度显著的。其中，β１＝２０６．６，β２＝－２８．２８，β３＝１．１６９。则农业劳动力转移的刘
易斯转折点在ｇｄｐｐｃ＝ｅｘｐ ［－β２／２β３］＝３１７８美元 （对数值８．０６）处。此时的劳动力转移速度
根据公式可求得为人均ＧＤＰ每增加百分之一，农业劳动力比重下降０．２１个百分点。还可求得
农业劳动力的开始转移点为２６８美元，结束转移点为３７６７６美元。结果直观地显示在图３中。②
·１３·
中国的刘易斯转折点是否到来
①
②
在全部１１８个国家中，按２００６年世界银行拟定的收入分类标准，低收入国家２７个 （如印度、越南
等），中低收入国家２７个 （如中国、伊朗等），中高收入国家２７个 （如墨西哥、波兰等），高收入国家
３７个 （如美国、日本、新加坡等）。按大洲来看，欧洲３８个，亚洲３５个，非洲１７个，北美洲１５个，
大洋洲８个，南美洲５个。按人口规模来看，１０亿以上人口国家２个，１亿至１０亿８个，１千万至１
亿４６个，人口低于１千万的国家为６２个。
为了检验本文设定的人均ＧＤＰ （对数）三次多项式形式是否稳健，我们还尝试分别引入一、二、四次
多项式、同时针对ＯＬＳ回归与固定影响模型来回归。结果发现，四次多项式各项系数非常不显著，不
宜采用。一、二次多项式各项系数显著，但与三次多项式结果不矛盾，而是抓住了三次多项式所刻画
规律的一部分，如整体的向下趋势、后半段的减速趋势等。
第２、３列是加入隐性控制变量的结果。第２列是加入年份哑变量而不加入国别哑变量 （即
混合数据模型）结果，结果和无条件转折点差别不大，转折点为３３０１美元。第３列是同时加入
年份哑变量和国别哑变量 （即固定影响模型）结果，结果和无条件转折点差别较大 （统计检验
也显示二者差别显著），刘易斯转折点上升到４３０１美元。
表２ 刘易斯转折点 （回归结果）
被解释变量：农业劳动力占劳动力总量比重
（１） （２） （３） （４） （５） （６）
组Ａ：解释变量
Ａ１：经济发展
ｌｎ人均ＧＤＰ
２０６．６
＊＊＊ ２３３．７＊＊＊ ２６０．７＊＊＊ ２４３．９＊＊＊ ３８６．１＊＊＊ ４２９．３＊＊＊
（７６．２１） （７８．７３） （８６．５１） （８５．０７） （９２．１４） （８７．０５）
（ｌｎ人均ＧＤＰ）２
－２８．２８＊＊＊ －３１．５５＊＊＊ －３２．５８＊＊＊ －３３．１３＊＊＊ －４７．６５＊＊＊ －５３．４２＊＊＊
（８．５９２） （８．８９７） （９．５８８） （９．７７４） （１０．１９） （１０．０４）
（ｌｎ人均ＧＤＰ）３
１．１６９＊＊＊ １．２９８＊＊＊ １．２９８＊＊＊ １．３８５＊＊＊ １．９０４＊＊＊ ２．１５４＊＊＊
（０．３２１） （０．３３３） （０．３５３） （０．３７２） （０．３７４） （０．３８４）
Ａ２：控制变量
之一：自然禀赋
灌溉面积占
总耕地面积比重
－０．０５４９＊＊＊ ０．０４４８
（０．０１６５） （０．０４８９）
人均耕地面积
－１．４３７＊＊＊ －７．７１０＊＊＊
（０．４６９） （２．７７８）
Ａ３：控制变量
之二：政府政策
人均电话拥有量
０．０００５９８ ０．０００６８７ －０．０００７６０
（０．００２０３） （０．００１３８） （０．００１４２）
开放程度
－０．０６１７＊＊＊ －０．０１７２＊ －０．０１２８
（０．００８８７） （０．００９３４） （０．０１０１）
人均财政支出
２．２３ｅ－０６ －１．８０ｅ－０５＊＊＊ －１．１１ｅ－０５＊＊
（３．２９ｅ－０６） （４．３６ｅ－０６） （５．２６ｅ－０６）
人均教育支出
－７．０５ｅ－０５＊＊＊ －５．０９ｅ－０６ －１．９８ｅ－０５＊＊＊
（１．５２ｅ－０５） （６．８１ｅ－０６） （７．６０ｅ－０６）
Ａ４：固定效应
国别 否 否 是 否 是 是
年份 否 是 是 是 是 是
组Ｂ：转折点
刘易斯转折点
（转移最快点）
３１７７．５７１ ３３０１．７５２ ４３０１．４９５ ２９０３．０７５ ４１９６．８３９ ３８９２．４３６
开始转移点 ２６７．９９３３ ３０７．７７４５ ７４９．５６０１ ３１８．９９９２ １０２１．８１２ ９７８．９３９８
结束转移点 ３７６７６．１５ ３５４２０．６３ ２４６８４．９６ ２６４１９．６５ １７２３７．４８ １５４７７．０１
组Ｃ：统计特征
Ｆ值 ８１３．３１ ９６．１５ １６８７７．５８ ８９．０６ ２３２２７６．４６ ２９２４９２．５８
样本数 １４７５ １４７５ １４７５ １１４９ １２８８ １１４９
注：括号中为回归系数估计量经序列相关 （滞后１阶）与异方差修正的标准差，＊＊＊表示在１％水平下显著，＊＊表示在５％水
平下显著，＊表示在１０％水平下显著。
·２３·
中国社会科学 ２０１１年第５期
第４列是加入显性控制变量的结果，因为技术进步不在显性控制变量当中，因此仍加入年
份哑变量。但不加入国别哑变量。人均ＧＤＰ的三次多项式各项系数变化不大，刘易斯转折点为
２９０３美元。就控制变量而言，在自然禀赋中，灌溉程度 （灌溉面积在总耕地面积中的比重）显
著地降低了农业劳动力的比重，显示这一自然条件是劳动节约型的。人均耕地面积越大，农业
劳动力比重越低。这可能是因为在人均耕地面积越大的地区，长期以来形成的农业生产技术是
有利于节约劳动的，比如更多使用畜力、实行休耕制度等。在政府政策中，开放程度增加减少
了农业劳动力的比重。理论上讲，开放程度扩大有可能增加具有农业比较优势国家的农业劳动
力比重，也可能通过引进有利于工业化的技术和资金而加速劳动力转移，经验研究的结果似乎
说明后者更重要。人均教育支出增加有利于减少农业劳动力，可能是因为教育水平提高有利于
农业劳动力更容易获取现代技能，从而帮助他们离开传统产业。
图３ 刘易斯转折点 （散点图）
第５列用国别固定效应替代了显性控制变量中的自然禀赋。目的是尽可能多地控制国别差
异，但同时，也可能带来了过度控制问题：因为国别差异的很大一部分就是人均收入及其相关
因素的差异。主要变量的系数和显著性不受影响，刘易斯转折点显著增加到４１９７美元。在政策
控制变量中，开放程度系数依然为负且显著，人均教育支出系数依然为负但变得不显著，人均
财政支出系数变得显著为负。由于涉及教育支出和财政支出的两个变量可能相关，因此显著性
改变背后的经济含义可能并未改变。第６列同时考虑固定效应与自然禀赋变量，主要变量的结
果仍然不变，刘易斯转折点为３８９２美元。不过，与混合数据模型 （第４列相比），灌溉程度的系
数由显著为负变为了不显著为正。这可能反映灌溉程度的初始禀赋和灌溉程度的改进对于劳动
力转移影响的不同：虽然灌溉程度的初始禀赋较高是节约劳动的，但灌溉程度的改进需要投入
劳动力，导致其延缓了劳动力转移。人均耕地面积的系数 （绝对值）进一步变大，说明无论是
人均耕地面积的初始禀赋较高，还是其随时间的增加都有利于劳动力转移，后者可能是制度
·３３·
中国的刘易斯转折点是否到来
（如鼓励土地流转）或技术进步的结果。①
总结上述的回归结果，可以发现，农业劳动力在劳动力总量中的比重的确存在随着经济发
展水平 （以人均ＧＤＰ的对数值来衡量）先加速下降而后减速下降的趋势，二者的分界点———即
刘易斯转折点———大致在３０００—４０００美元之间。这一结果在不同的回归模型设定下都是稳健
的。根据这一标准，在２００４年的样本国家中，已越过转折点 （人均ＧＤＰ在４０００美元以上）的
国家为８１个，其中包括中国 （人均ＧＤＰ为５４１９美元）。正在跨越刘易斯转折点 （３０００—４０００
美元之间）的国家有９个。② 尚未进入转移区间的为２８个，其中印度即将进入转移点 （２８８５美
元）。③
（二）对中国的预测
除了发掘农业劳动力转移的世界规律之外，我们还希望确定中国在这一世界平均规律之中
的位置。中国的人均ＧＤＰ在１９９７年超过了３０００美元，在２００４年已经达到了５４００美元，已经
进入了估计的刘易斯转折点范围。那么，这是否意味着中国的刘易斯转折点已经到来，剩余的
农业劳动力开始枯竭了呢？这还需要考察中国农业劳动力比重相对于世界平均水平的位置。
表３ 中国的农业劳动力比重与世界平均水平的差距
年
人均ＧＤＰ
（２０００年国际美元，
购买力平价）
实际值
（％）
预测值
（％）
差 值
（％）
预测值９５％置信区间
（％）
１９８０ ７６２．６ ６８．７ ６６．１ ２．６ ６２．３—７０．０
１９８７ １３９５．２ ６０．０ ５７．２ ２．８ ５３．３—５９．１
１９８８ １５２７．６ ５９．４ ５５．６ ３．８ ５１．６—５７．４
１９８９ １５６４．２ ６０．０ ５６．２ ３．８ ５１．１—５６．９
１９９０ １５９６．３ ５３．４ ５４．５ －１．１ ５０．８—５６．５
１９９１ １７２０．８ ５３．９ ５１．１ ２．８ ４９．２—５５．０
１９９２ １９４４．４ ５３．１ ４８．９ ４．２ ４６．８—５２．５
·４３·
中国社会科学 ２０１１年第５期
①
②
③
我们还考虑了加入或改变其他控制变量的回归。特别的，我们引入了产业结构变量。产业结构反映了
非农产业发展规模和速度，构成对于农业劳动力转移的需求力量。回归结果表明，在混合数据模型
（表２第４列）和固定效应模型 （表２第６列）中引入产业结构变量，对于其他变量影响不大。刘易斯
转折点分别为４３８７美元和４０７５美元。第二、第三产业占ＧＤＰ比重的两个变量系数都显著为负，证明
了这种需求力量是存在的。但是，产业结构变量可能存在内生性问题。此外，还考虑了以财政支出占
ＧＤＰ比重和教育支出占ＧＮＩ比重这两个变量替代人均财政支出与人均教育支出变量。结果基本不变，
刘易斯转折点在混合数据模型与固定效应模型下分别为２６０５美元和４９７３美元。
这些国家是：危地马拉 （３９６４美元）、摩洛哥 （３９６０美元）、埃及 （３８７０美元）、牙买加 （３８２６美元）、
阿塞拜疆 （３８１７美元）、亚美尼亚 （３７６９美元）、尼加拉瓜 （３３４０美元）、叙利亚 （３３１７美元）、印度
尼西亚 （３３１６美元）。
此外，韩国在１９７１年 （３０３０美元）—１９７６年 （４０７６美元）之间跨过转移点，和前述白暮凯的研究结
论 （１９７０年前后）是基本吻合的。日本１９６１年 （５６２１美元）已超过转折点 （更早的数据不可得），与
前述南亮进的研究结论 （１９６０年前后）也不矛盾。
续表３
年
人均ＧＤＰ
（２０００年国际美元，
购买力平价）
实际值
（％）
预测值
（％）
差 值
（％）
预测值９５％置信区间
（％）
１９９３ ２１９９．０ ５０．８ ４５．６ ５．２１ ４２．２—４９．９
１９９４ ２４５６．５ ４９．５ ４３．６ ５．９ ４１．９—４７．５
１９９５ ２７３４．１ ４８．５ ４０．５ ８．０ ２９．６—４５．２
１９９６ ２９７１．２ ４７．７ ３８．８ ８．９ ３７．８—４３．４
１９９７ ３２０４．８ ４７．４ ３７．１ １０．３ ３６．１—４１．７
１９９８ ３４３８．３ ４７．０ ３５．８ １１．２ ３４．６—４０．２
１９９９ ３６５３．８ ４６．９ ３３．９ １３．０ ３３．３—３８．９
２０００ ３９２８．３ ４６．３ ３４．０ １２．３ ３１．７—３７．３
２００１ ４２３３．２ ４５．２ ３１．９ １３．３ ３０．１—３５．７
２００２ ４５６８．１ ４４．１ ３０．０ １４．１ ２８．５—３４．０
首先，我们计算了在中国历年的人均ＧＤＰ水平下，按照世界规律应该达到的农业劳动力比
重 （即回归方程的预测值）。使用表２回归结果 （２） （使用其他回归结果得出的结论类似），即
仅加入年份控制变量的混合数据结果，代入中国历年的人均ＧＤＰ，就可以得到农业劳动力比重
的预测值。① 与数据中的中国农业劳动力比重的实际值比较，可以看出中国农业劳动力比重与世
界平均水平的差距 （表３，另见图３，其中中国位置用 “＋”表示）。在改革以来，中国农业劳动
力的比重有了明显下降，从接近７０％下降到了４０％。但在绝大多数年份，中国农业劳动力比重
都高于世界同等收入国家的平均水平，在近年还有扩大的趋势，达到了１０个百分点以上，且远
远超出了预测均值９５％的置信区间。
我们再来考虑在固定影响的回归模型中中国的固定影响的大小 （可以由ｓｔａｔａ回归程序直接
输出），它等于是在加入国别哑变量的ＯＬＳ回归中，中国的哑变量系数减去世界各国哑变量系数
平均值的差值。直观来说，相当于中国离世界平均回归线的垂直距离。如果固定影响为正，则
说明中国的劳动力比重偏高。使用表２回归结果 （３），即不加入显性控制变量的固定影响模型，
得出若干主要国家的固定影响大小见表４。中国的固定影响为１９．３，即高出 （其他条件不变的）
世界平均水平１９个百分点。特别的，在所谓的 “金砖四国”中，只比发展水平落后的印度相对
比重更低；比业已完成转折点的日本和韩国的相对水平高很多；与发达国家差距更大。可见，
中国农业劳动力数量高于世界平均水平的结论是稳健的。②
·５３·
中国的刘易斯转折点是否到来
①
②
ＷＤＩ数据库中中国农业劳动力数据可得年份为１９８０年、１９８７—２００２年。
使用回归结果 （５），即加入政策控制变量的固定影响模型，得出的结果没有本质差异，中国的固定影
响大小为１６．５。
表４ 若干国家农业劳动力比重与世界平均水平的差距
国 家 与世界平均水平的差距
越 南 ３２．２５
印 度 ３１．７４
中 国 １９．２９
巴 西 ３．８３
韩 国 ０．２０
俄罗斯 －６．０６
日 本 －６．１９
法 国 －７．５５
德 国 －８．５６
加拿大 －８．８５
美 国 －１０．４１
英 国 －１１．１４
新加坡 －１４．２２
至此，我们得出了对于中国两个看似矛盾的预测。根据中国所处的人均收入区间，刘易斯
转折点已经到来。但中国的农业劳动力比重高于同等收入国家的平均水平，似乎还有较多的剩
余劳动力。这里面应该有两种可能存在。一种可能是中国确实已经进入了刘易斯转折点，但相
对于其他国家来说，中国潜在的可转移劳动力较少，也就是说，中国会在更高的农业劳动力比
重下就进入这一阶段。在回归分析中，自然禀赋控制变量的显著性就说明了这种可能性的存在
———各国由于自然条件等差异，导致能够容纳的农业劳动力数量不同。另一种可能性是，中国
的潜在可转移劳动力和世界平均水平是一致的，中国最终应该收敛到同等收入国家的农业劳动
力比重的平均水平，目前的比重过高是由于政策和制度限制导致的，则按照这一分析，中国的
刘易斯转折点尚未到来。在回归分析中，政策控制变量至少部分是显著的，说明这种可能性也
是存在的。
本文作者倾向于后一种观点，即鉴于中国远高于同等收入水平国家的农业劳动力比重，虽
然中国的人均收入水平已进入了刘易斯转折区间，但尚不能说明刘易斯转折点已经来临。理由
有几点：首先，从数据中 （图３）不难看出，中国农业劳动力的比重偏离世界平均水平的程度在
改革开放以来几乎总是上升的———从接近世界平均水平的程度逐渐拉大差距。这更倾向于支持
后一种观点。其次，考虑到中国的特殊国情，即在改革开放后虽然经济发展速度很快，但并未
随之相应拆除城乡之间的劳动力市场壁垒。① 认为刘易斯转折点到来的观点，往往只看到了改革
开放以来劳动力大规模转移的事实，而忽略了随着经济的高速发展，劳动力转移本来就是世界
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中国社会科学 ２０１１年第５期
① 赵忠：《中国的城乡移民———我们知道什么，我们还应该知道什么？》， 《经济学 （季刊）》第３卷第３
期，２００４年。
性的规律，特别是在中国所经历的发展阶段，正是劳动力加速转移的时期。相对于世界平均规
律来说，就中国所经历的快速发展阶段而言，中国的劳动力转移不是太快而是太慢了。这也提
醒我们，经济发展固然是推进农业劳动力转移的最终动力，但政策同样重要。特别是在中国，
经历了长期计划经济下的城乡分割格局，在改革开放过程中，对农业劳动力转移仍然存在不少
制度性障碍。由于本文数据所限，难以衡量到一些重要的影响劳动力转移的政策和制度因素，
如土地制度、医疗与收入保障制度、税收制度和就业政策等，而这些因素有可能解释中国农业
劳动力比重偏高。
四、结 论
刘易斯转折点 （或刘易斯模型）是对于农业劳动力转移受经济发展影响的简单有力的理论
预测。理论上讲，刘易斯转折点必然受到除经济发展水平之外包括技术进步等各种因素的影响。
同时，它的若干理论假设也值得进一步关注，如对于最低工资的设定和对于相对价格的忽略。
这些都对我们运用这一概念来观察现实问题，提出政策建议给出了必要的提醒。
尽管如此，在本文利用多年跨国数据所进行的经验分析中，农业劳动力比重随经济发展的
变动呈现出符合刘易斯模型的特征，即随经济发展，农业劳动力比重先加速下降，而后减速下
降，二者的分界点就可以视作刘易斯转折点。这一转折点大致在人均收入３０００美元至４０００美元
之间。中国的人均收入水平已经进入了这一区间，但是，与同等收入国家的平均水平相比，中
国的农业劳动力比重偏高。这暗示中国仍有可能通过政策手段来进一步释放农业劳动力，推迟
刘易斯转折点的到来。
本文研究还存在进一步改进和扩展的余地。通过在跨国数据中引入更多劳动力市场政策的
变量，可以进一步分析政策的影响，从而提出更有针对性的政策建议。刘易斯转折点意味着与
劳动力市场相关的一些变量 （例如工资水平）存在时间序列上的某些特征，也可以尝试通过对
跨国的较长 （年度甚至季度、月度）时间序列分析来加以验证。
〔责任编辑：梁 华 责任编审：林跃勤〕
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中国的刘易斯转折点是否到来
Ｓｏｃｉａｌ Ｓｃｉｅｎｃｅｓ ｉｎ Ｃｈｉｎａ
Ａ ｂｉｍｏｎｔｈｌｙ
Ｎｏ．５
Ｓｅｐ
ｔｅｍｂｅｒ２０１１
ＡＢＳＴＲＡＣＴＳ
（１）Ｉｎｓｕｆｆｉｃｉｅｎｔ Ｌａｂｏｒ Ｓｕｐｐｌｙ ａｎｄ Ｗａｇｅ Ｉｎｃｒｅａｓｅｓ ｕｎｄｅｒ Ｌａｂｏｒ Ｓｕｒｐｌｕｓ Ｃｏｎｄｉｔｉｏｎｓ：Ｆｒｏｍ ｔｈｅ
Ｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅ ｏｆ Ｉｎｔｒａ－ｈｏｕｓｅｈｏｌｄ Ｌａｂｏｒ Ｄｉｖｉｓｉｏｎ Ｄｉｎｇ Ｓｈｏｕｈａｉ· ４ ·
Ｏｎ ｔｈｅ ｂａｓｉｓ ｏｆ ｆａｍｉｌｙ ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ａｎｄ ｔｈｅ ｔｈｅｏｒｙ ｏｆ ｔｉｍｅ ａｌｌｏｃａｔｉｏｎ，ｉｔ ｃａｎ ｂｅ ｐｒｏｖｅｄ ｔｈａｔ
ｌａｂｏｒ ｓｕｐｐｌｙ ｕｎｄｅｒ ｌａｂｏｒ ｓｕｒｐｌｕｓ ｃｏｎｄｉｔｉｏｎｓ ｉｓ ｎｏｔ ｌｉｍｉｔｌｅｓｓ．Ｓｕｂｊｅｃｔ ｔｏ ｔｈｅ ｃｏｎｓｔｒａｉｎｔ ｏｆ ｉｎｔｒａ－
ｈｏｕｓｅｈｏｌｄ ｌａｂｏｒ ｄｉｖｉｓｉｏｎ，ｔｈｅ ｓｕｐｐｌｙ ｃｕｒｖｅ ｔａｋｅｓ ｏｎ ａ ｓｐｅｃｉａｌ ｓｔａｉｒｃａｓｅ ｆｏｒｍ：ｗｉｔｈ ｔｈｅ ｉｎｃｒｅａｓｅ ｉｎ
ｌａｂｏｒ ｓｕｐｐｌｙ，ｔｈｅ ｒｅｓｅｒｖａｔｉｏｎ ｗａｇｅ ｏｆ ｒｕｒａｌ ｌａｂｏｒ ｒｉｓｅｓ ｃｏｎｓｔａｎｔｌｙ ｂｙ ａｎ ｉｎｃｒｅａｓｉｎｇ ｍａｒｇｉｎ．Ｔｈｅ
ｒｅｓｐｏｎｓｅ ｏｆ ｌａｂｏｒ ｓｕｐｐｌｙ ｔｏ ｗａｇｅ ｉｓ ｎｏｔ ｃｏｎｔｉｎｕｏｕｓ：ｌａｂｏｒ ｓｕｐｐｌｙ ｗｉｌｌ ｉｎｃｒｅａｓｅ ｏｎｌｙ ｗｈｅｎ ｔｈｅ ｗａｇｅ
ｒｉｓｅｓ ｔｏ ｔｈｅ ｎｅｗ ｌｅｖｅｌ ｏｆ ｒｅｓｅｒｖａｔｉｏｎ ｗａｇｅ；ｏｔｈｅｒｗｉｓｅ ｗａｇｅ ｉｎｃｒｅａｓｅｓ ｗｉｌｌ ｎｏｔ ｌｅａｄ ｔｏ ｔｈｅ ｉｎｃｒｅａｓｅ
ｉｎ ｌａｂｏｒ ｓｕｐｐｌｙ．Ｃｏｒｒｅｓｐｏｎｄｉｎｇ ｔｏ ｔｈｉｓ ｓｐｅｃｉａｌ ｓｕｐｐｌｙ ｃｏｎｄｉｔｉｏｎ，ｔｈｅ ｄｅｍａｎｄ ｆｏｒ ｉｎｄｕｓｔｒｉａｌ ｌａｂｏｒ
ｉｎｓｔｅａｄ ｏｆ ａｇｒｉｃｕｌｔｕｒａｌ ｉｎｃｏｍｅ ｂｅｃｏｍｅｓ ｔｈｅ ｍａｊｏｒ ｄｒｉｖｉｎｇ ｆｏｒｃｅ ｆｏｒ ｗａｇｅ ｉｎｃｒｅａｓｅｓ．Ｓｕｒｖｅｙ ｄａｔａ ｏｎ
１，５００ｒｕｒａｌ ｈｏｕｓｅｈｏｌｄｓ ｉｎ Ｇａｎｓｕ ａｎｄ Ｉｎｎｅｒ Ｍｏｎｇｏｌｉａ ｂｅａｒ ｏｕｔ ｔｈｅ ａｂｏｖｅ ｐｒｏｐｏｓｉｔｉｏｎ．Ｗｈｅｎ ｌａｂｏｒ
ｄｅｍａｎｄ ｅｘｐａｎｄｓ ｗｈｉｌｅ ｔｈｅ ｓｌｉｇｈｔ ｒａｉｓｅ ｏｆ ｗａｇｅ ｃａｎｎｏｔ ｂｒｉｎｇ ｃｏｒｒｅｓｐｏｎｄｉｎｇ ｉｎｃｒｅａｓｅ ｉｎ ｌａｂｏｒ
ｓｕｐｐｌｙ，ｌａｂｏｒ－ｍａｒｋｅｔ ｃｌｅａｒｉｎｇ ｗｉｌｌ ｎｏｔ ｂｅ ｒｅａｌｉｚｅｄ ｆｏｒ ａ ｌｏｎｇ ｐｅｒｉｏｄ ｏｆ ｔｉｍｅ．Ｔｈｉｓ ｒｅｍｉｎｄｓ ｕｓ ｔｈａｔ
ｔｈｅ ｃｏｅｘｉｓｔｅｎｃｅ ｏｆ ｗａｇｅ ｉｎｃｒｅａｓｅｓ ａｎｄ ｓｕｐｐｌｙ ｓｈｏｒｔａｇｅ ｏｆ ｒｕｒａｌ ｌａｂｏｒ ｍａｙ ｖｅｒｙ ｌｉｋｅｌｙ ｄｅｒｉｖｅ ｆｒｏｍ
ｉｎｓｕｆｆｉｃｉｅｎｔ ｌａｂｏｒ ｓｕｐｐｌｙ ｕｎｄｅｒ ｌａｂｏｒ ｓｕｒｐｌｕｓ ｃｏｎｄｉｔｉｏｎｓ．Ｉｔ ｄｏｅｓ ｎｏｔ ｎｅｃｅｓｓａｒｉｌｙ ｉｍｐｌｙ ｔｈｅ
ｅｘｈａｕｓｔｉｏｎ ｏｆ ｌａｂｏｒ ｓｕｒｐｌｕｓ ａｎｄ ｃａｎｎｏｔ ｐｒｏｖｅ ｔｈｅ ａｒｒｉｖａｌ ｏｆ ｔｈｅ Ｌｅｗｉｓｉａｎ ｔｕｒｎｉｎｇ ｐｏｉｎｔ．
（２）Ｉｓ ｔｈｅ Ｌｅｗｉｓｉａｎ Ｔｕｒｎｉｎｇ Ｐｏｉｎｔ Ａｐｐｒｏａｃｈｉｎｇ ｉｎ Ｃｈｉｎａ？—Ｔｈｅｏｒｅｔｉｃａｌ Ａｎａｌｙｓｉｓ ａｎｄ Ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ
Ｅｘｐｅｒｉｅｎｃｅ Ｗａｎｇ Ｊｉｎ ａｎｄ Ｚｈｏｎｇ Ｘｉａｏｈａｎ·２２·
Ｕｓｉｎｇ Ｗｏｒｌｄ Ｂａｎｋ ｃｒｏｓｓ－ｎａｔｉｏｎａｌ ｐａｒａｌｌｅｌ ｄａｔａ ｔｏ ｅｓｔｉｍａｔｅ ｔｈｅ ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ ｌｅｖｅｌ
ｔｈａｔ ｃｏｒｒｅｓｐｏｎｄｓ ｔｏ ｔｈｅ Ｌｅｗｉｓｉａｎ ｔｕｒｎｉｎｇ ｐｏｉｎｔ，ｗｅ ｆｉｎｄ ｔｈａｔ ａｓ ＧＤＰ ｐｅｒ ｃａｐｉｔａ ｉｎｃｒｅａｓｅｓ，ｔｈｅ
ｐｒｏｐｏｒｔｉｏｎ ｏｆ ｒｕｒａｌ ｌａｂｏｒ ｔｏ ｔｈｅ ｔｏｔａｌ ｌａｂｏｒ ｆｏｒｃｅ ｔｅｎｄｓ ｔｏ ｄｅｃｒｅａｓｅ ｆｉｒｓｔ ａｔ ａｎ ａｃｃｅｌｅｒａｔｅｄ ｒａｔｅ ａｎｄ
ｔｈｅｎ，ａｆｔｅｒ ｐａｓｓｉｎｇ ｔｈｅ Ｌｅｗｉｓｉａｎ ｔｕｒｎｉｎｇ ｐｏｉｎｔ，ａｔ ａ ｒｅｄｕｃｅｄ ｒａｔｅ．Ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ ａｎａｌｙｓｉｓ ｏｆ ｃｒｏｓｓ－
ｎａｔｉｏｎａｌ ｐａｒａｌｌｅｌ ｄａｔａ ｓｈｏｗｓ ｔｈａｔ ｔｈｅ Ｌｅｗｉｓｉａｎ ｔｕｒｎｉｎｇ ｐｏｉｎｔ ｅｍｅｒｇｅｓ ｗｈｅｎ ＧＤＰ ｐｅｒ ｃａｐｉｔａ ｒｅａｃｈｅｓ
ｓｏｍｅｗｈｅｒｅ ｂｅｔｗｅｅｎ ３，０００ａｎｄ ４，０００ｄｏｌｌａｒｓ（ＰＰＰ，ｃｏｎｓｔａｎｔ ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ ＵＳ ｄｏｌｌａｒｓ ｆｏｒ ｔｈｅ ｙｅａｒ
２０００）．ＧＤＰ ｐｅｒ ｃａｐｉｔａ ｉｎ Ｃｈｉｎａ ｈａｓ ｅｘｃｅｅｄｅｄ ｔｈｉｓ ｌｅｖｅｌ，ｂｕｔ ｔｈｅ ｐｒｏｐｏｒｔｉｏｎ ｏｆ ｒｕｒａｌ ｌａｂｏｒ ｒｅｍａｉｎｓ
ｍｕｃｈ ｈｉｇｈｅｒ ｔｈａｎ ｔｈｅ ａｖｅｒａｇｅ ｆｏｒ ｃｏｕｎｔｒｉｅｓ ａｔ ｔｈｅ ｓａｍｅ ｌｅｖｅｌ ｏｆ ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ．Ｔｈｉｓ
ｓｔｒｏｎｇｌｙ ｉｍｐｌｉｅｓ ｇｒｅａｔ ｐｏｔｅｎｔｉａｌ ｆｏｒ ｒｕｒａｌ ｌａｂｏｒ ｔｒａｎｓｆｅｒ ｉｎ Ｃｈｉｎａ．
（３）Ｓｈａｒｅｄ Ｎｏｒｍｓ ａｎｄ Ａｕｔｏｎｏｍｏｕｓ Ｄｉｓｃｏｕｒｓｅ ｃｏｎｃｅｒｎｉｎｇ Ｉｎｔｅｌｌｅｃｔｕａｌ Ｐｒｏｐｅｒｔｙ
Ｗｕ Ｈａｎｄｏｎｇ，ＸｕＸｕａｎ ａｎｄ Ｚｈａｎｇ Ｙａｏｈｕｉ·３９·
Ｔｈｅ ＴＲＩＰＳ ａｇｒｅｅｍｅｎｔ ｐｒｏｖｉｄｅｓ ｓｈａｒｅｄ ｎｏｒｍｓ ｆｏｒ ｉｎｔｅｌｌｅｃｔｕａｌ ｐｒｏｐｅｒｔｙ ｐｒｏｔｅｃｔｉｏｎ ａｒｏｕｎｄ ｔｈｅ
ｗｏｒｌｄ，ｂｕｔ ｃｏｕｎｔｒｉｅｓ ａｔ ｄｉｆｆｅｒｅｎｔ ｓｔａｇｅｓ ｏｆ ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ ｈａｖｅ ｔｈｅｉｒ ｏｗｎ ａｕｔｏｎｏｍｏｕｓ ｄｉｓｃｏｕｒｓｅ ｉｎ
·９１２·
