一、问题的提出

针对发展中国家城乡二元经济社会现实提出的刘易斯二元经济理论被不断用来解释中国城乡经济差距以及探寻二元经济转型的路径。近些年，沿海以及部分内陆地区出现了“民工荒”现象，研究者对于是否出现了剩余劳动力已经完全转移的“刘易斯拐点”命题进行了广泛争论，得出了截然相反的研究结论。

支持“刘易斯拐点”已经到来的观点是基于农村剩余劳动力数量不断减少以及工资率上升的判断。蔡昉(2010)认为根据2005年统计数据可推断我国40岁以下的农村劳动力仅有5800万人，无限供给假设已经被打破，能为未来经济发展提供的剩余劳动力已很有限。大塚启二郎(2006)等根据多个行业实际平均工资不断上涨的现象，认为制造业实际工资的变化表明中国已经跨越了“刘易斯拐点”。而樊纲等(2013)认为中国依然存在2.5～3亿农民，农业就业比重远远高于其GDP占比，目前出现的“民工荒”仅是短期的劳动力供给结构性失衡现象，中国仍将长期处于劳动力过剩阶段，劳动力无限供给会持续很长时间，而且城乡劳动者收入上升是二元经济结构形成伊始持续发生的，同样不能作为判定拐点出现的依据(Ryoshin et al，2010)。

由于拐点识别的标准以及劳动力、工资水平统计口径不一致，导致以剩余劳动力数量和劳动工资率上涨作为“刘易斯拐点”出现的判断标准解释力不足。李文溥等(2015)认为在考虑产品市场的基础上，实际工资保持不变无法实现，从理论上论证了刘易斯模型收入不变的假设是伪命题。李勇(2016)引入资本非农化倾向，利用资本非农化倾向与二元经济差距的正反向关系判断“刘易斯拐点”。薛继亮(2016)从资本劳动配比的视角，通过分析产业转移与劳动力之间的协调性，认为“刘易斯拐点”在区域间并非同时出现。屈满学(2016)利用东西部地区分别代表工农业部门分析要素边际生产力的差距，认为中国在2000—2010年间已经到达拐点，其研究方法简单明了但是理论支持不足。这些研究为分析城乡二元经济转型提供了不同的视角和方向，一些研究遵循Ranis等(1961)对刘易斯模型的扩展，认为“刘易斯拐点”的实现还要考虑农业部门发展的视角值得借鉴。由于现代部门与传统部门要素收益率存在差距，跨越“刘易斯拐点”的因素为工农部门要素收益率差距的拉力与传统农业升级发展释放劳动力的推力所共同决定。透过农业剩余劳动力及工资上涨等表面现象，研究农业发展对劳动力的推力影响，以要素收益率的变动为视角，将要素收益率与要素真实收入对比作为判断“刘易斯拐点”是否出现的一个标准是本文的研究思路。

二、“刘易斯拐点”与农业发展的理论基础

刘易斯二元经济结构建立在工农两个部门不同要素禀赋的基础上。二元结构转化的过程就是现代工业部门不断吸收边际生产率基本为零的农业过剩劳动力的过程。根据劳动力数量以及工资的变化，这一过程会出现两个拐点。拐点Ⅰ之前为劳动力无限供给阶段，劳动力不断转移并不会引起边际生产率上升；拐点Ⅱ之后表现为工农业一元的经济发展模式，工资率由劳动市场的竞争机制决定；两个拐点之间为刘易斯转折区间，剩余劳动力与工资上升并存。农业劳动力追求更高的收益而进行的工业化配置，改变了传统农业劳动过密的要素结构，使农业生产的土地-劳动比、资本-劳动比逐渐提高，从而开启了传统农业的现代化进程。二元经济结构的转化过程同农业发展阶段结合起来，两个拐点基本将农业发展划分为传统农业、工业化农业、现代农业三个阶段。分析过渡阶段需要满足的条件，尤其是工业化农业向现代农业过渡的条件，是判定“刘易斯拐点”①的一个视角。

绿色会计、审计制度在企业中的运用能够为我国绿色GDP的实施奠定微观核算基础。绿色会计制度即在企业的财务核算过程中运用会计方法将企业对环境的影响进行量化，以此确定企业对生态环境造成的损失，计算企业的绿色利润。绿色审计制度是通过对企业的审核，确保企业绿色利润核算的合法性、真实性、公允性，确保企业履行社会环境责任。通过建立和实施绿色会计、绿色审计制度，能够将我国企业的经济及对环境的影响更好地计入到我国现行的会计核算体系中去，为我国绿色GDP核算的实施提供有利的条件。

第一，跨越拐点Ⅰ的关键在于打破农业生产的“马尔萨斯均衡”状态。劳动和土地等禀赋性资源是传统农业的基本投入。由于农业生产中存在大量剩余劳动力，劳动密集型技术进步的空间狭小且效率较低，有限技术进步带来的人均产出增加仅转化为人口的增长，人均收入长期处于“马尔萨斯均衡”稳态，其边际收益率在跨越之前为零甚至为负。打破该均衡状态的一个外部因素就是工农部门间过大的要素收益率差距所引发的劳动力的套利行为而进行乡城转移。当城镇对劳动力的吸收率大于农村人口(劳动)增长率时，有利于引发资本大规模进入农业生产，资本收益率开始上升，农业生产函数转变为索洛模型。

西北地区白榆发芽后，也就是4月中旬就可开始嫁接。把粗度达到0.5 cm以上的白榆砧木，在离地面15 cm处平剪，把剪断的砧木用嫁接刀在剪口处从下向上削3 cm长的马耳形削口，在砧木马耳形削口1.2 cm处斜向下横切0.3 cm的切口。再将选取的粗度相近的接穗在下方从上向下削3 cm长的马耳形削口，在削口1.2 cm处斜向上横切深度0.3 cm的横切口，所有的切口都一刀削成，且平整光滑。然后把接穗插入砧木横切口，将接穗和砧木的皮层对齐嫁接在一起，并用嫁接专用塑料带包扎。砧木和接穗粗细不一致时只需对齐一个边的皮层即可。

第二，跨越拐点Ⅱ的关键在于从工业化农业阶段过渡到现代农业阶段。随着劳动力离开农业部门而资本大规模进入农业生产，农业生产函数发生改变，劳动的相对稀缺使得农业的边际产出不断上升直至等于劳动力的实际工资水平，导致以知识、技能为代表的人力资本报酬高于劳动边际收益率(郭磊磊 等，2017)。资本收益率经历了由低到高再到低的过程。前期由于资本相对稀缺，以机械、化肥等农业技术为代表的资本具有极高的收益率，它们取代劳动成为农业生产的关键性投入，而后期在边际收益递减规律影响下，它们无法成为农业生产持续增长的源泉，收益率出现下降。这样，资本-劳动比不断提高，倒逼劳动进行人力资本投资，以与高物质农业生产相匹配；而丰裕的资本投入会降低资本收益率，为以技术为代表的全要素提供宽阔的利润空间，促进农业升级，实现二元经济结构的最终转化。

基于农业要素收益率视角的“刘易斯拐点”判定问题的主要依据为农业生产过程中劳动力、资本以及全要素收益率的变化。判定条件有：(1)农业生产中劳动力不断下降，乃至实际收入等于农业部门中劳动力的边际产出；(2)农业部门资本收益率出现先增加后减少的过程，并不断与城镇工业部门资本收益率趋同；(3)以人力资本、科学技术为代表的全要素生产率不断提升。

三、模型建立、变量说明与数据来源

(一)理论框架分析

生产要素收益率的估计建立在经济增长核算方程的确定过程中，其微观经济基础是生产企业利润最大化目标下生产要素的选择。

60例患者中行单纯手术治疗的患者为57例,手术辅助其他治疗方式所有患者均采用气管内插管全身麻醉,手术中行气管切开1例,术后气管切开患者1例。60例甲状腺患者行腺叶切除术,其中行单侧腺叶+峡部切除术的患者为35例,行单侧腺叶+峡部+对侧部分切除患者13例,行联合根治术的患者为10例,行单侧腺叶+峡部切除+分期颈淋巴结清扫术2例,手术中无死亡病例。

我们应该坚信，只要老师能坚持不懈地对学生的预习进行指导和严格监督，日复一日，学生便能自觉养成较为良好的预习习惯，提高他们的自学能力。作为新时代的教师，我们必须教会学生如何预习，为他们的“终身学习”奠定扎实的基础。

假设2：劳动、资本等生产要素的投入符合边际产量递减规律，且其供给量等于需求量，长期市场均衡。

[46]《明英宗实录》（台北1962年影印本）卷二二四，《明史》，北京：中华书局，1974年，卷一六二，倪敬传。

市场中实际经济利润为：

赫芬顿邮报采用A/B测试，确立网站头条新闻标题的写法。读者的请求达到服务器后，服务器会通过自动分流技术，为不同的用户分配不同的版本。同一新闻内容的报道，读者会被随机分配到不同的标题版本，服务器会记录和收集读者的阅读行为数据，阅读行为数据优异的标题将成为这条新闻的最终标题。“进行A/B测试时，测试用户的选取是十分关键的环节，为保证试验结果的准确性，一是要保证一定的样本数量，二是要考虑用户细分”。[8]

首先，运用最小二乘法(OLS)作变量之间的回归，协整方程为LnY=a+αLnL+βLnK+μ，回归结果见下式：

LnYt、LnLt、LnKt均存在单位根，是非平稳序列；一阶差分序列在5%显著性水平下均为平稳的时间序列，没有伪回归。下面对回归方程进行协整检验。

在跨文化商务沟通中，人们总是试图成功而愉快地进行商务交流。不管买卖交易是否达成，中国文化中历来讲究买卖不成仁义在，所以在交易时与对方意见产生矛盾时，模糊限制语的使用使得交流能够和谐进行。

(1)

其中，F(L，K)表示投入要素为劳动和资本的生产函数；Π、L、K分别表示实际经济利润、劳动以及资本数量；ω=W/P表示实际工资率，是名义工资剔除价格因素后劳动力的收入；r=R/P表示资本的实际租赁价格，是资本的名义租赁价格与价格水平之比。在完全竞争市场条件下，实现利润最大化的要求在于资本、劳动力的边际产量等于其实际价格，故分别对利润函数(1)中的L、K求偏导，令其等于零，得到生产要素收益率为：

MPL=ω， MPK=r

(2)

(二)含有要素收益率的计量模型的建立

利用柯布-道格拉斯生产函数估算各种生产要素对总产出的贡献是研究经济增长普遍使用的方法。生产函数表示给定劳动、资本和技术等生产要素的产出函数。

 

(3)

其中，Yt表示t期的农业产出；Lt、Kt分别表示t期的劳动数量和资本存量；At为全要素，为t期劳动和资本投入之外的影响农业经济增长的因素，如生产技术、组织分工等，被称为“索洛余量”；α是劳动产出弹性系数，β是资本产出弹性系数，分别表示劳动及资本两种生产要素的份额；假定规模报酬不变，即α+β=1。

对(3)式两边取对数，再取关于t的全微分，则有：

 

(4)

其中，dYt/Yt为农业产出的增长率，记为G(Y)；dLt/Lt为劳动力的增长率，记为G(L)；dKt/Kt为资本存量的增长率，记为G(K)；dAt/At为全要素生产率的增长率，记为G(A)。生产要素的贡献率为要素份额与要素增长率的乘积；劳动、资本和全要素的贡献率分别为E(L)=αG(L)/G(Y)，E(K)=βG(K)/G(Y)，E(A)=G(A)/G(Y)。生产要素收益率在完全竞争市场中等于实际价格，等于农业产出中总产量与生产要素数量之比；劳动力的收益率MPL=α·Y/L，资本的收益率MPK=β·Y/K。

(三)变量说明与数据来源

1．农业产出

总之，用概念网络可以直观地显示出类比推理的始源和目标中对象的属性、关系和结构，这种表达细致、清晰、系统，从而比较容易发现这两个系统之间的相似性和对称性，使得在类比推理的过程中，类比访问更有效，类比映射更准确，类比迁移的结果也更可靠。概念网络理论也为在计算机上实现类比推理奠定了基础。当然，要对类比推理进行更深入的研究，除了依靠概念网络，还要运用其他逻辑工具，例如借助谓词逻辑进一步分析命题的结构和推理规则。可见，基于概念网络研究类比推理是从人工智能的视角研究类比推理的一个成功范例，尽管它还有待于进一步改进和发展，但是它开辟了类比推理研究的新方向，开拓了现代归纳逻辑研究的新思路。

农、林、牧、副、渔等农业类型的传统经济，其产出水平为历年第一产业产值，利用GDP价格指数平减为1986年不变价格水平的农业总产出。数据来源于《新中国农业60年统计资料》以及历年统计年鉴。

读后感：一个叫安的女孩收到这个厚厚的信封时,以为自己被录取了。可是打开一看，却有一封拒绝信在最上面，当即晕倒在地。

2．劳动

LnY=-6.2874+1.1363LnL+0.4783LnK+μ

3．资本

资本指的是投入到农业生产中的机器设备等固定资产以及存货。资本存量采用永续盘存法进行计算，即：

(-1.4681) (2.9352) (11.2391)

(5)

其中，Kt、Kt-1表示第t、t-1期期末资本存量；It表示t期实际发生的资本投资量，本文采用全社会固定资本投资核算；δ表示折旧率。在折旧率的选择上，一些文献(Perkins，1988；张军 等，2003)以及统计年鉴上的国有企业固定资产折旧都假定折旧率为5%，本文也采用δ=5%的折旧率进行测算。统计年鉴没有分列出农业固定资产投资额，但李仁君(2010)对1986—2007年三次产业的固定资产存量分别进行了测量，本文直接引用其数据；其余年份数据按照相应的假定、方法及数据计算。

四、实证分析

(一)参数估计

采用1986—2015年农业产出、劳动力、资本的时序数据，有必要对每组序列的平稳性进行检验。对LnYt、LnLt、LnKt采用常用的ADF单位根检验进行检验(结果见表1)。

 

表1 数据单位根的ADF检验结果

  

检验变量检验类型(c，t，k)ADF统计量临界值1%显著水平5%显著水平检验结果LnY(0，0，1)1．850-2．650-1．953非平稳D(LnY)(0，0，1)-2．257∗∗-2．650-1．953平稳LnL(0，0，1)-1．006-2．650-1．953非平稳D(LnL)(0，0，1)-2．655∗∗∗-2．650-1．953平稳LnK(0，0，1)1．704-2．650-1．953非平稳D(LnK)(c，t，1)-4．224∗∗-4．324-3．581平稳

注：*、**和***分别表示系数通过10%、5%和1%的显著性检验

以上我们以六部道经为例，纠正了《中华道藏》中存在的“正字误录”现象，并探讨了该现象产生的原因。本文的研究表明，点校道经，不仅需要一定的道学修养、审慎的治学态度，文献学、文字学的知识也是必不可少的。点校者须着眼于多方，这样才有利于点校本质量的提高，避免硬伤的存在。

原来杨秋香与杨力生谈恋爱时，虽能表现得温柔，而实际上，她的性格的确有些强势，凡事不占个上风，便觉得委屈极了。她又是一个脾气暴躁的人，稍不如意，就像酒精遇上火那样一触即爆。杨力生爱拉胡琴，闲来无事时，每当兴致上来，他便操起胡琴在媳妇面前显弄。而杨秋香却是一个没有音乐细胞的人，婚后一年的时间里，她还能耐住性子勉强听他拉，一年后，她便耐不住性子了。

假设1：完全竞争市场，市场参与者均属于价格的被动接受者，生产规模仅受外生的市场价格约束。

Π=F(L，K)-ωL-rK

指投入生产过程中的劳动力数量。该数据的衡量有乡村人数和第一产业从业人数两种方法。本文采用第一产业从业人数。数据来源于1987—2016年的《中国统计年鉴》。

Kt=It+(1-δ)Kt-1

(6)

 

其次，对残差序列进行平稳性检验。残差估计模型为表示回归系数的估计值)。对残差μ进行ADF单位根检验，得出残差的ADF统计值为-2.8849，均小于其在1%、5%、10%显著水平下的Mackinnon的临界值，表明残差序列间不存在单位根，是平稳序列，说明农业产出与农业劳动力和资本之间存在协整关系，即存在长期的均衡关系。

为表述几个变量之间的协整关系，构建误差修正模型DLnY=a+αLnL+βLnK-λecm-1+ε。ecm为误差修正项；λ用来反映相应变量对其长期稳定关系的偏离及调整程度。估计结果如下：

DLnY=-3.5063+0.8915DLnL+0.4476DLnK-

(-1.5443)(4.3665)(19.3393)(0.0917)

0.8552ecm(-1)

(7)

 

回归结果表明，误差修正模型拟合优度更高，变量之间的拟合程度较好，且回归方程的F检验和解释变量DLnY的系数的t检验均通过，说明回归方程显著，即短期内劳动和资本对农业产出有显著影响。劳动和资本的弹性系数分别为α=0.8915，β=0.4476；经过正规化处理后，得到劳动和资本的产出弹性分别为0.6657和0.3343，这与大多数研究结果基本一致。

(二)各要素投入的增长率对农业经济增长贡献率的估算

结合各要素投入的增长率以及要素产出弹性，分别计算出要素贡献率。表2列出了农业产出、生产要素增长率以及生产要素的贡献率。

 

表2 1987—2015年各生产要素的增长率及贡献率表

  

年份G(Y)G(L)G(K)G(A)E(L)E(K)E(A)198710．731．3112．76-3．348．1239．7652．12198816．641．8512．662．137．4025．4467．1619897．053．037．40-3．3828．5935．1136．30199010．5917．126．98-13．51107．6622．03-29．6919913．060．479．40-6．8110．29102．68-12．9719924．89-1．029．46-3．55-13．9164．7449．17199313．48-2．637．198．93-13．0017．8295．18199432．31-2．796．6628．44-5．756．8998．86199520．85-3．008．2415．62-9．5713．2096．3719969．99-2．0011．390．60-13．3238．1275．191997-0．350．0611．56-11．97-10．99-140．22272．061998-0．770．9714．90-16．64-83．33-80．77206．441999-2．941．6817．57-22．20-38．01-199．67337．682000-1．090．7717．41-19．27-46．84-2．06109．8120012．920．9917．09-15．1522．51195．55-118．0620022．030．6619．80-18．4321．71325．35-247．0720032．65-1．1932．47-28．64-29．91189．30-280．35200416．10-3．8025．65-5．75-15．6953．2562．452005-0．38-3．9824．51-20．91-72．35189．92-17．5820062．32-4．4922．63-15．83-129．00326．60-97．60200715．06-3．7921．84-2．99-16．7448．4968．26200811．91-2．6325．09-10．55-14．6970．4044．2920090．50-3．4528．54-24．59-18．0673．9844．08201010．32-3．3223．95-10．30-21．4377．5743．87201112．43-4．7919．22-2．00-25．6251．6773．9520125．54-3．0920．23-11．60-37．10122．0615．0320134．81-6．2220．65-9．62-86．02143．4842．5420141．44-5．7121．01-13．85-263．47486．44-122．9720150．64-3．8222．79-18．33-131．74243．22-61．49平均7．34-1．1317．21-8．74-30．70∗87．60∗31．14∗

注：*表示剔除异常值之后的平均贡献率。因为农业生产过程中物质资本变化比较频仍，故异常值较多。剔除异常值之前劳动、资本及技术的平均贡献率分别为-28.71%、89.25%和39.45%

可以看出，1987—2015年，中国农业部门GDP平均增长7.34%，低于同时段全国GDP平均增长速度；资本平均增长17.21%；劳动平均增长-1.13%；全要素平均增长-8.74%。资本对经济增长的贡献率平均为87.60%，劳动对经济增长的贡献率平均为-30.70%，技术进步对农业增长的贡献率平均为31.14%。

(三)农村要素收益率的估算与比较

根据生产要素的收益率公式，分别计算出劳动力收益率与资本收益率并与1986年不变价格的农业从业人员实际收入进行对比(见表3)。图1也表明了变化趋势。

 

表3 1987—2015年劳动收益率、资本收益率与劳动力不变价格收入对比表

  

年份MPL(元)INC(1986为基年，元)MPK1987649．19435．513．471988743．47436．663．591989772．48461．163．581990729．37386．553．701991748．15445．133．491992792．79470．493．341993924．01486．483．5419941257．62522．374．3919951566．85574．454．9019961758．52650．004．8419971751．39688．054．3219981721．21718．863．7319991642．96746．143．0820001612．67761．422．5920011643．54793．292．2820021665．92833．321．9420031730．57868．881．5020042088．58928．341．3920052166．901006．841．1120062321．311093．310．9320072775．971197．320．8820083190．511292．810．7820093321．181403．730．6120103789．931556．400．5520114475．281734．110．5120124873．671919．450．4520135446．662223．780．3920145860．112429．850．3320156131．922611．730．27平均2350．091023．322．29

  

图1 1987—2015年MPL、MPK与INC图

(四)结果与分析

通过计算劳动、资本及技术在农业生产过程中的贡献率、份额以及收益率，可以得到以下结论：

第一，参与农业生产的劳动力先增长再逐渐减少，劳动力的实际收益(工资)低于边际产出，表明农业中依然存在过剩劳动力。劳动力数量在1986—2015年间先增加后减少，平均增长率为-1.13%，而这种负的增长率并没有带来农业生产总量的降低，但其对农业生产的平均贡献份额为-28.71%。劳动力收益率(工资)从649.19元持续上升到6131.92元(1986年为基期)，劳动力真实收入同农业生产效率均持续增加，然而劳动力创造的农业收益要高于其获得的实际收入，从侧面反映出农业生产过程中依然存在过剩劳动力，二元经济结构转化的“刘易斯拐点”并没有到来。

第二，资本收益率先增长后下降，表明资本由相对稀缺到逐渐充裕，成为农业生产增长的核心动力。资本投入的增长除了1989—1995年间在个位数外，其他时段都保持在两位数，最高增长率在2003年达到32%，平均增长率为17.21%。另外，资本对经济增长的贡献率平均为87.60%；贡献率除了2000年以前个别年份为负值，2001年以后一直稳定为正值，而且与农业总产出呈现正相关关系，资本成为农业生产增长的核心动力。此外，资本的收益率也表现出先增加再不断降低的变化，最高时为1995年的4.90，远远高于同期全国平均资本收益率0.12的水平(张帆，2000)，甚至在2015年资本的收益率依然高于1995年全国资本收益率，反映出资本虽然在不断改造传统农业，投入增加不断提高农业生产效率，然而与全国平均水平相比，农业生产中资本的收益率还是相对较高，资本在农业中的收益空间依然较大，没有达到二元结构转化的资本丰裕要求。

第三，技术对农业生产的影响不稳定，极易受到劳动及资本投入的约束。2000年以前，技术要素的贡献为正，长时间高于劳动和资本的贡献率，而2000年以后，其贡献率介于劳动和资本之间，其变化趋势同劳动力贡献相似。因为负的劳动力增长率以及较高的资本增长率，技术增长率大多数年份为负值，仅1993—1996年间为正值，平均增长率为-8.74%，表明在改革开放初期，农业技术等资本投入对农业产出起到了很大的作用，实现了从传统的“马尔萨斯均衡”状态农业向工业化农业阶段的发展，但新世纪以来，农业过剩的劳动力禀赋和资本投入的路径依赖并没有实现工业化农业向现代农业的转变。

阶段3过弯分析：通过几何法分析可知，当导向轮全部夹着弯曲轨道时，轨道两侧导向轮之间的距离为定值，即导向轮A与B或C与D之间的距离不变，弹簧形变量保持不变；导向轮均与轨道处于压紧状态，即导向轮B与轨道之间的偏移距离恒为0，如图7。相比于阶段1弹簧的变形增量计算如下：

五、结论及建议

本文基于农业生产要素收益率变化的视角，实证分析了跨越“刘易斯拐点”需要满足的条件，认为跨越“刘易斯拐点”的本质在于完全释放农业过剩劳动力，进而实现城乡生产要素收益率趋同。我们发现：第一，劳动力的实际收益(工资)低于劳动力边际产出，农村依然存在过剩劳动力；第二，全国农业生产中的资本依然有较高的收益率，表明农业生产中资本依然是核心要素，与工业化农业阶段的特点一致；第三，以人力资本、新技术等为代表的全要素投入的有利性也没有完全出现，跨越“刘易斯拐点”的条件尚不满足。

跨越“刘易斯拐点”，实现二元经济结构向一元经济结构转型的关键在于整合优化生产要素，促进农业生产与技术、人力资本等现代生产要素相结合，提高全要素生产率，提高农业部门生产效率，实现农业生产由工业化农业阶段向现代农业阶段发展。农业部门效率的提高会进一步释放过剩劳动力，促进农村过剩劳动力的转移，也对人力资本、科学技术等全要素提出要求，增加面向农村居民的教育、培训和就业机会。为此，政府有必要采用政府采购等方式来降低农民人力资本投资的成本，为未来农业产业升级提供必要的动力支撑；促进农业生产过程中土地、资本、技术、劳动等要素自由流动，为农业由“索洛均衡”向可持续发展做好准备；促进要素收益率在非农与农业之间收敛，提高全要素收益率的有利空间，为跨越“刘易斯拐点”提供动力，实现城乡二元经济结构的转型发展。

①研究拐点Ⅱ更有意义，故本文提出的“刘易斯拐点”均指拐点Ⅱ，后文对其判断也仅指拐点Ⅱ。

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