一、 引言

过去三十年, 中国经济保持了高速增长。但与此同时, 诸多结构性问题也在不断积累, 这其中就包括收入分配问题。进入经济增长“换挡期”, 收入分配问题已经不仅关系到发展成果如何分配, 更关系到经济增长何以持续(钞小静和沈坤荣, 2014)。因此, 收入分配问题已到了必须要加以解决的阶段。这其中首先要应对的就是两极分化和增长放缓趋势。由于当前研究收入分配问题, 正处在产业结构转变的大背景中。而收入分配问题在很大程度上是与产业结构高度相关的(Kuznets, 1955; Adelman和Morris, 1973)。因此, 本文以产业结构转变为切入点, 展开对收入分配的影响研究。需要说明的是:首先, 鉴于国内东部与中西部地区产业结构上的巨大差异^①, 本研究建立在地区比较之上。其次, 由于目前情况类似于欧美国家上世纪六十年代末、七十年代初, 以及日本八十年代初的局面, 因此本文主要聚焦于制造业向服务业转变。那么, 中国当前正在经历的由制造业转向服务业的产业结构转变, 是否会对收入分配造成影响？进一步而言, 如果有影响, 这种转变是否会有利于延缓国内收入分配中的两极分化和增长放缓趋势？这正是本文所要研究的问题。

① 以国家统计局编纂的《中国统计年鉴2013》数据计算发现, 2012年上海、江苏、浙江、广东四省(直辖市)合计第三产业增加值占地区国民生产总值比重为46.9%; 安徽、河南、湖北、四川、重庆五省(直辖市)仅为34.2%。

发达国家产业结构转变启动于上世纪六、七十年代交际前后^②。受益于当时后工业化促成的禀赋优势重构、全球化引起的产业链国际分工, 以及新兴产业推动的跨行业技术进步, 发达国家在市场机制的自动支配下陆续进入到符合比较效率的产业结构演进路径当中(张平等, 2011)。由于处在具有比较效率的路径当中, 发达国家曾经历的产业结构转变在引起收入分配两极分化同时, 也推动了内部平均工资的持续增长。审视当前国内由制造业向服务业转变的普遍进程, 由于国内并不完全具备发达国家产业结构转变之初的有利条件, 因此‘调结构’究竟会给国内收入分配带来怎样的影响, 还应立足国情展开具体研究。已有学者就上述问题得到了一定的研究成果。冯素杰(2008) 认为当前我国产业结构的转变与收入分配差距扩大之间存在着内在累积循环效应。当然, 也有学者持不同立场。林毅夫和陈斌开(2013) 认为产业结构转变本身不会使得收入分配差距拉大, 收入分配不合理的根本原因是政府不当的发展战略。在前人研究基础上, 本文利用中国家庭收入调查(CHIP2007) 数据, 对上述问题进行了实证研究。

② 一个不容忽视的时代背景是, 进入上世纪七十年代初, 特别是1973年石油危机发生之后, 西方国家陆续放弃了之前坚守多年的凯恩斯主义, 新自由主义开始大行其道。此外, 还应注意到的是, 产业结构转变前的六十年代, 正好是西方经济学有关人力资本研究的高潮阶段, 如西奥多·舒尔茨(Thodore W. Schults, 1960)、加里·贝克尔(Gary S. Becker, 1964)的经典文献, 都是在此时期出现的。

研究发现:随着制造业向服务业转变, 收入分配的两极分化倾向有加剧之势, 这在国内东部地区和中西部地区均被发现; 此外, 人力资本比较优势在不同地区产业间的迥然分化, 有可能使得西部地区陷入产业结构转变的“无效率”通道当中(中国经济增长前沿课题组, 2012), 从而难以改善甚至会恶化当地平均工资增长放缓趋势。从实证角度得到的上述结论, 是本文对上述问题做出的边际贡献。最后, 全文写作结构如下:第一部分为引言; 第二部分为文献综述, 沿着“产业结构与收入分配的关系研究-发达国家产业结构转变对收入分配的影响研究-国内产业结构转变对收入分配的影响研究-人力资本在产业结构转变与收入分配问题之间的作用研究”依次展开; 第三部分是对国内各地区产业间收入差距的实证度量; 第四部分对国内各地区制造业和服务业工资收入进行了分位数回归, 以刻画人力资本各要素对制造业(服务业)不同收入群体的影响程度; 第五部分是在分位数回归基础上, 进行的反事实分解及分解差异比较, 以显示各地区产业间工资差异, 分别由产业本身回报差异和产业之间人力资本差异贡献的程度; 第六部分为结论和政策建议。

二、 文献综述

在产业结构与收入分配的关系研究方面, 做出开创性贡献的当属库兹涅茨(S. S. Kuznets)。Kuznets(1955) 提出的“倒U型理论”, 揭示了产业结构变动与收入分配差距间的一般关系, 从而奠定了该领域研究的逻辑起点。此后, Adelman和Morris(1973) 进一步发现:“经济结构(主要指产业结构)是决定收入分配形式的基本要素”。国内学者毕先萍和简新华(2002) 曾就国内情况进行过早期研究, 研究发现:“我国经济转型期, 所有制结构和产业结构在改革和发展中结构性反差的存在, 是导致收入差距扩大的重要原因”。

有关发达国家产业结构转变对收入分配的影响研究, 多见于上世纪八十年代。以美国城市为例, Glickman和Glasmeier(1989) 发现, 七十至八十年代美国经济虽然呈较快增长, 但大部分制造业岗位收入增长缓慢。Harrison和Bluestone(1988) 则发现, 上世纪八十年代, 美国城市中众多制造业岗位的实际收入水平甚至低于六十年代。Sheets等(1987) 还发现, 美国经济较快增长的70~80年代, 多个服务行业的扩张反而扩大了处于贫困工资水平以下的就业规模。此外, Sonobe(1993) 通过对日本城市居民收入分配的研究指出, 在八十年代, 当日本东京向新经济转变时, 城市中心的高薪群体和低薪群体呈现出共同扩张态势, 然而中间收入群体却持续收缩。对上述现象背后机制的研究, 有学者认为应主要归因于产业结构转变前后社会经济形态和生产组织方式的巨大转换(Sassen, 2012)。Sassen认为, 上世纪七十年代之前, 发达国家制造业的发展之所以能够有效削弱收入分配不平等趋势, 得益于建立了以大宗生产和大众消费为主体的经济制度。这种经济制度内在的需要庞大中产阶层的崛起, 进而促进向大宗生产和大众消费方式的循环集中, 并最终推动国民经济增长。但随着七十年代之后以专业服务业为代表的城市服务经济崛起, 先前的经济制度逐步为灵活生产和个性消费所取代。城市中新型社会分工的出现, 使得就业机会的两极分化愈发明显。随之造成的是, 先前庞大的中产阶层要么成功跻身为前者, 要么逐步沦落为后者。新的经济制度在推动新一轮国民经济增长同时, 也迅速恶化了居民收入分配的不平等程度。该趋势在八十年代发达国家相继完成后工业化改造之后尤其明显。

由于国内服务经济发展起步较晚, 就产业结构转变对收入分配影响的研究成果还相对较少。综合已有的研究成果来看, 对该问题尚无清晰定论。除了引言中提到的冯素杰(2008) 、林毅夫和陈斌开(2013) 等学者的研究成果外, 丁元等(2014) 发现:“就全国而言, 静态分析表明第二、第三产业就业人员的增加将分别缩小、拉大收入分配差距, 而脉冲-响应分析表明二、三产就业人员增加在未来都将缩小收入分配差距”。对这一问题的研究, 还可参考罗军(2008) 、陈娟和李文辉(2014) 。由于相对土地、劳动力、实物资本等传统要素禀赋比较优势而言, 人力资本比较优势已成为当今全球经济新趋势背景下, 各国或地区产业结构转变的基础条件。因此, 进行产业结构转变对收入分配的影响研究, 就不能忽视人力资本在两者之间的作用机制。

与人力资本有关的经济思想, 最早可以追溯到法国重农学派创始人弗朗斯瓦·魁奈(Francois Quesnay)。魁奈在1759年前后曾指出, ‘构成国家强大的因素是人, 人类本身就成为自己财富的第一创造因素’。进入二十一世纪之后, 委内瑞拉经济学家里卡多·霍斯曼等学者研究认为, 在由低附加值制造环节向高附加值服务环节转变过程中, 人力资本是产业结构转变的重要基础, 也是经济增长的核心决定因素(R.Hausman et al., 2007)。国内学者靳卫东(2010) 认为, 产业结构转变是一个动态过程, 而人力资本是产业结构转变的基础, 两者在数量、结构和类型上的不匹配, 是造成收入差距扩大的重要原因。钞小静和沈坤荣(2014) 的研究, 则在产业结构、人力资本、收入差距之间建立起一个基本的逻辑关系, 并对这一逻辑关系进行了实证检验。本文将在上述研究基础上, 对当前国内各地区制造业向服务业转变, 将给收入分配带来的影响展开研究。

三、 中国收入差距的实证度量

本文研究基于中国家庭收入调查CHIP(2007) 数据。CHIP(2007) 可以分为两大部分, 第一部分来源于国家统计局跟踪调查, 第二部分则来源于项目组问卷调查。鉴于1988年^①开始, 城市中流动人口急剧增加^②, 为了对产业结构转变影响下的城市收入分配趋势做出全面反映, 本文在上述第二部分数据范围内^③, 将城镇住户样本和农村-城镇住户样本进行了合并。两部分样本共包含有效样本量13563个^④。

① 1988年开始, 中国各级政府逐渐放松了对农村人口进城务工、经商的各种限制, 这成为中国劳动力要素市场化改革的重要转折年。

② 来自国家卫计委发布的《中国流动人口发展报告2013》显示, 至2012年中国流动人口已达2.36亿人。

③ 需要说明的是, 目前可以公开的数据只限于第二部分。

④ 其中东部城市有效样本量为7044, 中西部城市为6519。

(一) 产业间收入差距

在收入分配研究领域中, 分位数方法的好处是, 可以对低收入群体到高收入群体的收入特征进行连续跟踪, 从而解决了平均意义下不同收入群体可能出现的收入异质性问题。借助分位数比较的方法, 本文对产业间(制造业与服务业), 不同收入群体的平均工资差异进行了研究。图 1显示:在低收入群体和中间收入群体中, 服务业劳动者的工资收入明显低于制造业, 且收入水平越低, 这种差距越是明显; 而在高收入群体中, 不同于发达国家当初呈现出的特点, 国内服务业劳动者获得的工资优势并不明显。上述产业间的工资差异, 不论是对国内东部沿海城市而言, 还是对中西部内陆城市而言, 都同时存在。

(二) 区域内与产业内收入差距

分位数比较的方法, 虽然可以对产业间各个收入群体的工资差异进行直观显示, 但要对产业内收入差距进行准确度量, 还应借助基尼系数。

1. 计算过程

文中定义的基尼系数计算公式, 可表示为:

$\begin{align} & G=\frac{{{S}_{A}}}{{{S}_{A+B}}}=\frac{{{S}_{A+B}}-{{S}_{B}}}{{{S}_{A+B}}}=\frac{\frac{1}{2}-\sum\limits_{i=1}^{n}{{}}\frac{1}{2}\cdot ({{w}_{i}}+{{w}_{i-1}})\cdot ({{p}_{i}}-{{p}_{i-1}})}{\frac{1}{2}} \\ & =1-\frac{1}{n}\cdot \sum\limits_{i=1}^{n}{{}}({{w}_{i}}+{{w}_{i-1}}) \\ \end{align}$

(1)

其中, S_A+B表示由绝对公平线和右下边框围成的面积, S_B表示由洛伦兹曲线和绝对公平线围成的面积, S_B表示由洛伦兹曲线和右下边框围成的面积。w_i表示将劳动人口按照工资收入由低到高排列后, 累积到第i个个体总收入占全体劳动人口总收入的比重, p_i表示累积到第i个个体人口总数占全体劳动人口总量的比重。

2. 计算结果

表 1显示, 从产业内收入差距的纵向比较来看, 地区内基尼系数呈现出交叉错位现象:服务业基尼系数, 东部城市大于中西部城市, 且差距明显; 而制造业基尼系数, 东部城市则小于中西部城市, 但差距甚微。关于数据的可靠性, 夏庆杰等(2012) 曾在CHIP数据基础上测算过2007年城镇职工工资收入基尼系数为0.439。比较该数据, 由于本文所研究的劳动群体剔除了农业人口应该使得结果偏低, 但又加入了流动人口应该使得结果偏高, 方向各异的两个因素最后的综合结果, 使得样本城市‘非农总体’数据小于前者0.024。

四、 分位数回归:模型构建及结果报告 (一) 计量模型构建

本文对工资收入的实证建立在Mincer(1973)^①‘工资收入-人力资本’经典方程基础之上。基于明赛尔的人力资本理论^②, 教育和工作经验成为文中刻画人力资本水平的核心指标。而在后文进行的反事实分解中, 之所以能够将‘变量差异’作为描述人力资本比较优势的指标, 也正是因为方程构建在上述理论之上。Mincer经典方程如下:

① Mincer, J., 1974/1993, Schooling, Experience and Earnings. Published by Columbia University Press, and then by Gregg Revivals Press.

② 雅各布·明赛尔著, 张凤林译, 2001, 《人力资本研究》, 中国经济出版社2001年9月第一版。

$\text{ln}{{\left( wage \right)}_{i}}={{\beta }_{i0}}+{{\beta }_{i1}}\cdot ed{{u}_{i}}+{{\beta }_{i2}}\cdot \text{ex}{{\text{p}}_{i}}+{{\beta }_{i3}}\cdot sq{{u}_{i}}+X{{\prime }_{i}}\cdot {{\alpha }_{i}}$

(2)

按照Koenker和Bassett^③的思想, 文中的工资收入分位数回归模型可进一步表示为:

Koenker和Bassett于1978年首次提出了分位数回归思想, 见Koenker, R., and G. Bassett, 1978, “Regression Quantiles, ”Econometrica, 46(1) , pp.33-50.

$\begin{array}{*{35}{l}} {{Q}_{q}}\left[ \text{ln}{{\left( wage \right)}_{i}}|{{X}_{i}} \right]={{\beta }_{0}}\left( q \right)+{{\beta }_{1}}\left( q \right)\cdot ed{{u}_{i}}+{{\beta }_{2}}\left( q \right)\cdot \text{ex}{{\text{p}}_{i}}+{{\beta }_{3}}\left( q \right)\cdot sq{{u}_{i}} \\ +\sum {{\beta }_{j}}\left( q \right)\cdot {{Z}_{i}}+{{\varepsilon }_{i}}\left( q \right) \\ \end{array}$

(3)

上式中Z_i代表研究工资收入时需引入的系列控制变量, ∑β_j(q)Z_i可进一步展开为:

$\begin{align} & \sum {{\beta }_{j}}\left( q \right)\cdot {{Z}_{i}}={{\beta }_{4}}\left( q \right)\cdot se{{x}_{i}}+{{\beta }_{5}}\left( q \right)\cdot wel{{l}_{i}}+{{\beta }_{6}}\left( q \right)\cdot hig{{h}_{i}}+{{\beta }_{7}}\left( q \right)\cdot publi{{c}_{i}} \\ & +{{\beta }_{8}}\left( q \right)\cdot registe{{r}_{i}} \\ \end{align}$

(4)

公式(2) 、公式(3) 和公式(4) 中, edu代表受教育程度, exp代表潜在工作经验, squ代表潜在工作经验的平方, sex代表性别(虚拟变量, 男性=0) , well代表健康状况(虚拟状况, 身体不适=0) , high代表职业状况(虚拟变量, 普通职业=0) , public代表所有制属性(虚拟变量, 非公有制=0) , register代表户籍状况(虚拟变量, 流动人口=0) 。

(二) 回归结果报告

基于分位数回归方法得到的产业间工资收入回归结果, 见表 2(限于篇幅, 以东部城市服务业为例进行报告)。从结果来看, 受教育程度、潜在工作经验、潜在工作经验的平方、性别、健康状况、职业状况、户籍状况等变量的回归结果与经验事实高度吻合。其中, ‘潜在工作经验的平方’系数为负, 说明‘潜在工作经验’对工资的拉动作用呈现边际递减。此外, ‘所有制属性’对东部城市服务业两组高收入群体的回归结果不显著(不考虑显著性前提下, 最高一组前的回归系数甚至为负), 说明对服务业中的高收入群体而言, 公有制带来的工资溢价已不明显, 甚至呈现出某种抑制作用。需要说明的是, 上述结果与本地区制造业得到的回归结果存在一定差异, 而同一产业在不同地区的回归结果也有所差异(限于研究的重点和篇幅, 对回归结果的经济分析将另文撰述)。大部分变量回归系数均能较好得通过显著性检验, 截面数据的拟合优度也较为理想, 回归结果可以用于接下来的反事实分解。

五、 反事实分解及分解差异比较

上文提到的分位数回归方法, 虽然可以全面揭示解释变量对被解释变量在各个枚举分位点上的影响, 但是该方法却只能反映前者对后者条件分布的整体效应, 而不能反映前者变动对后者变动的边际效应。反事实分解方法的出现, 很好地弥补了该缺陷。在收入分配问题研究中, 要想观察协变量X数量分布对因变量Y工资分布的边际影响, 需要将分位数回归得出的工资条件分布转换为无条件分布或者边缘密度函数。在此基础上, 再通过构造所需要的反事实分布进行相关研究。本文中的反事实分解^①, 采用的是MM2005方法^②。 该方法在本文中又是基于R语言实现的。R编程的关键是加载并调用‘quantreg’包, 目前CRAN(Comprehensive R Archive Network, “泛R档案网络”)面向中国大陆共开放4个镜像站点, 均支持对quantreg的加载。

对反事实分解方法的总结, 见“郭继强、姜俪、陆利丽, 2011, 《工资差异分解方法述评》, 《经济学(季刊)》第2期363-414页。”

② Machado, J., and J. Mata, 2005, “Counterfactual Decomposition of Changes in Wage Distributions Using Quintile Regression, ” Journal of Applied Econometrics, 20(4) , pp.445-465.

(一) 模拟方程说明

按照研究的需要, 这里基于MM2005方法所构建的反事实分解方程可表示为:

$yq(3)-yq(2)=[yq(3)-{{{\hat{y}}}^{q}}(\text{*})]+[{{{\hat{y}}}^{q}}(\text{*})-{{y}_{q}}(2)]$

(5)

其中, y_q(3) 、y_q(2) 、${\hat{y}}$_q(*)分别表示q分位点下服务业、制造业和反事实平均工资。

各分位点下制造业、服务业和反事实平均工资模拟方程分别为(这里仅以东部城市为例做出说明):

服务业平均工资:

${{{\hat{y}}}^{q}}{{(3)}^{ES}}=1{{u}^{ES}}\sum\limits_{i=1}^{{{u}^{ES}}}{{}}[{{{{X}'}}_{i}}(3)_{m\times 1}^{ES}\cdot {{{\hat{\beta }}}_{q}}(3)_{m\times 1}^{ES}]$

(6)

其中, u表示服务业样本中的观察值个数; X′_i(3) 表示服务业样本中第i观察值的解释变量矩阵; ${\hat{\beta }}$_q(3) 表示q分位点下的服务业系数向量矩阵。

制造业平均工资:

${{{\hat{y}}}^{q}}{{(3)}^{EM}}=1{{u}^{EM}}\sum\limits_{i=1}^{{{v}^{EM}}}{{}}[{{{{X}'}}_{i}}(3)_{m\times 1}^{EM}\cdot {{{\hat{\beta }}}_{q}}(3)_{m\times 1}^{EM}]$

(7)

其中, v表示制造业样本中的观察值个数; X′_i(2) 表示制造业样本中第i观察值的解释变量矩阵;${\hat{\beta }}$_q(2) 表示q分位点下的制造业系数向量矩阵。

反事实平均工资:

${{{\hat{y}}}^{q}}{{(*)}^{ECF}}=[{{{\hat{y}}}^{q}}{{(3)}^{ES}}|{{{\hat{\beta }}}^{q}}{{(2)}^{EM}}]=\frac{1}{{{u}^{ES}}}\sum\limits_{i=1}^{{{u}^{ES}}}{{}}[{{{{X}'}}_{i}}(3)_{m\times 1}^{ES}\cdot {{{\hat{\beta }}}^{q}}(2)_{m\times 1}^{EM}]$

(8)

文中反事实平均工资, 是以制造业系数向量矩阵作用于服务业解释变量矩阵得到的。例如在q分位点下:第一步, 基于制造业截面数据, 经分位数回归拟合得到相应分位点下的制造业系数向量矩阵${\hat{\beta }}$_q(2) _m×1^EM; 第二步, 将${\hat{\beta }}$_q(2) _m×1^EM分别作用于服务业解释变量矩阵中的各行数据并加总, 得到服务业u个样本反事实工资的加总数据$\sum\limits_{i=1}^{{{u}^{ES}}}{{}}[X{{\prime }_{i}}\left( 3 \right)_{m\times 1}^{ES}\cdot {{{\hat{\beta }}}_{q}}\left( 2 \right)~_{m\times 1}^{EM}]$; 第三步, 在上述加总数据基础上, 计算得到的算术平均值, 即为q分位点下的反事实平均工资。其中, m代表包含常数项在内的解释变量个数。

(二) 计算结果报告

通过上述模拟过程, 借助R语言, 本文得到了产业间平均工资差异的反事实计算结果, 如表 3所示(限于篇幅, 这里仅对奇数分位点进行了报告)。

(三) 分解差异比较 1. 总差异比较

数据显示, 东部沿海城市服务业部门比较制造业部门的工资总差异平衡点, 出现在第0.8～0.9分位点之间, 而中西部内陆城市则出现在第0.9～0.95分位点之间。通过城市间的对比, 可以推测:如果国内产业结构转变处在符合比较效率的产业结构演进路径当中, 那么随着未来制造业不断向服务业转变, 服务业比较制造业的工资收入总差异曲线将整体上移。结果将有助于缩小中低收入阶层服务业劳动者与制造业劳动者间的平均工资差距, 并同时推动工资总差异的产业平衡点向较低分位点移动(参考图 2)。

2. 回报差异比较

‘回报差异’反映了不同产业工资总差异中, 可以由产业本身回报不同得以解释的部分(参考图 3)。需要指出的是, 0.5分位点以后, 中西部内陆城市服务业比较制造业的负效应能够迅速消失, 并不能说明该分位点区间内中西部城市服务业获得了较快发展, 更为合理的解释应当是中西部城市先进制造业发展的滞后(原磊和王加胜, 2011; 金碚等, 2011)。而相同分位段内, 东部沿海城市负效应消失的迟缓, 则可能源于东部城市先进专业服务业发育的不足(程大中, 2008; 吴福象和朱蕾, 2014)。

3. 变量差异比较

‘变量差异’反映了不同产业工资总差异中, 可以由产业间人力资本比较优势得以解释的部分(参考图 4)。为避免引起歧义, 需要再次说明的是, 这里之所以能够将‘变量差异’用‘人力资本比较优势’解释, 是因为前文对工资收入的实证建立在Mincer(1973) ‘工资收入-人力资本’经典方程基础之上。图例说明, 在转型升级伊始, 产业间人力资本比较优势已在国内不同地区城市间显著分化。其中, 东部沿海城市服务业中的人力资本水平已然全面超越制造业, 而中西部内陆城市制造业仍然具有明显优势。这便提醒我们, 鉴于东部城市与中西部城市面对着截然不同的产业间人力资本比较优势, 为确保未来城市内部的平均工资收入能够获得稳定持续增长, 不同地区应走向适合自身的差异化产业结构转变之路。

六、 结论与政策建议

来到产业结构转变窗口期的国内城市, 内部产业结构转变对收入分配的影响, 与发达国家曾经的历史进程显著不同。发达国家产业结构转变, 得益于当初后工业化促成的人力资本比较优势重构、全球化引起的产业链国际分工, 以及新兴产业推动的跨行业技术进步。在上述条件下, 发达国家产业结构转变可被视为是市场机制的自发结果。服务业与制造业间的比较效率在造成收入分配两极分化同时, 也推动了城市内部平均工资的持续增长。而对处于转变窗口期的国内城市而言, 显然并不完全具备上述有利条件。后发劣势^①甚至使得上述条件转化为当前中国经济转型无可回避的不利条件。这就提出对当前国内城市产业结构转变将给收入分配带来的影响, 要有准确掌握和判断。

考虑到这个概念曾掀起过巨大争论(Jeffrey Sachs、胡永泰和杨小凯, 2003; 林毅夫, 2003), 这里在使用时, 严格限定在人力资本、社会分工和技术创新的范畴之内。

读者也许会自然联想到, 未来产业结构中服务业比重的提升, 是否会给国内东部城市和中西部城市面临的收入分配问题带来差异化的影响？结合前文对国内各地区产业间人力资本比较优势的测算, 本文认为:东部沿海城市由于已来到服务业人力资本比较优势显现的新阶段, 在此基础上推进的服务化产业结构转变战略, 在造成未来城市内部劳动者收入差距扩大同时, 也将推动劳动者平均工资水平的提升; 而中西部城市由于还普遍处在制造业人力资本比较优势凸显的工业化中期, 若在此阶段片面追求产业结构中服务业占比的提升, 将不仅会造成城市内部收入差距扩大, 甚至会严重拖累劳动者平均工资增长, 从而陷入“产业结构转变陷阱”^①。

① 产业结构转变陷阱, 是指全球经济新趋势下, 一国或地区忽视自身人力资本比较优势, 盲目追求产业结构高级化而常常造成经济增长滞缓和人民福祉下降的现象。与“中等收入陷阱”侧重于对人均GDP结果的考察不同, 产业结构转变陷阱侧重于对结果出现之前产业过程的评析。

在上述结论基础上, 为确保产业结构转变过程中, 国内城市劳动者工资收入能够持续较快增长。本文建议, 各地区应以准确把握当地产业间人力资本比较优势为前提, 顺势寻找适合本地区的有效产业结构转变路径。具体而言, 在分工演进和人力资本进步基础上:东部沿海城市可积极选择专业服务业或先进制造业, 作为转方式调结构的产业抓手, 但要对自主发展和融合发展给予足够重视; 中西部内陆城市还应继续倚重制造业内部的挖潜改造, 从而为将来势必迎来的服务化结构转变打下坚实的产业基础。此外, 在转变过程中, 政府应扮演因势利导而非强行主导的角色。建议政府应在以下两方面发挥积极作用:一、破除收入分配不合理秩序、完善社会保障救助机制, 做好应对未来城市贫困人口规模扩大的必要准备; 二、推动有质量的教育为全体学童享有, 提升职业培训、医疗保健、人口迁移等方面的服务水平, 适时将人力资本强国战略上升为国家顶层设计, 以有效解决产业结构转变过程中出现的前述收入分配问题。