結(jié)構(gòu)變遷與地區(qū)生產(chǎn)率收斂的實證分析

汪增洋

（1.安徽財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽蚌埠233041；2.上海財經(jīng)大學(xué)財經(jīng)研究所，上海200439）

結(jié)構(gòu)變遷與地區(qū)生產(chǎn)率收斂的實證分析

汪增洋1，2

（1.安徽財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽蚌埠233041；2.上海財經(jīng)大學(xué)財經(jīng)研究所，上海200439）

文章運用反事實法定量分析了我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的結(jié)構(gòu)變遷在地區(qū)生產(chǎn)率收斂中的作用。研究發(fā)現(xiàn)，我國地區(qū)生產(chǎn)率收斂不僅存在新古典理論資本深化收斂機(jī)制，而且存在二元經(jīng)濟(jì)理論結(jié)構(gòu)變遷收斂機(jī)制，結(jié)構(gòu)變遷收斂的作用遠(yuǎn)小于資本深化收斂的作用。

結(jié)構(gòu)變遷；反事實法；生產(chǎn)率；收斂

0 引言

二元經(jīng)濟(jì)理論表明勞動力流動會優(yōu)化資源配置效率，將產(chǎn)生顯著的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。Abramovitz（1986）進(jìn)一步認(rèn)為，在二元經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中農(nóng)業(yè)就業(yè)比重高的落后地區(qū)往往比農(nóng)業(yè)就業(yè)比重低的發(fā)達(dá)地區(qū)，有更多的農(nóng)業(yè)勞動力流向生產(chǎn)率高的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)部門，從而落后地區(qū)可獲得更多的“結(jié)構(gòu)紅利”，使得落后地區(qū)比發(fā)達(dá)地區(qū)獲得更快的經(jīng)濟(jì)增長。也就是說，經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的結(jié)構(gòu)變遷具有使得地區(qū)生產(chǎn)率收斂的機(jī)制。Paci和Pigliaru（1997）、O’leary（2003）指出二元經(jīng)濟(jì)理論結(jié)構(gòu)變遷收斂機(jī)制與新古典理論資本深化收斂機(jī)制不同。新古典理論收斂機(jī)制是由索洛單部門增長模型得出的，它假定經(jīng)濟(jì)體的部門結(jié)構(gòu)相同或部門間的要素邊際生產(chǎn)率相同，由于落后地區(qū)資本勞動比小于發(fā)達(dá)地區(qū)，受資本邊際報酬遞減規(guī)律的作用，落后地區(qū)要比發(fā)達(dá)地區(qū)增長的更快。

可以推測，結(jié)構(gòu)變遷收斂機(jī)制的作用與農(nóng)業(yè)就業(yè)比重正相關(guān)，因此，發(fā)揮結(jié)構(gòu)變遷收斂機(jī)制的作用對我國這樣一個二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)特征顯著的國家來說尤為重要。然而，對我國地區(qū)生產(chǎn)率收斂的現(xiàn)有研究很少涉及結(jié)構(gòu)變遷作用的分析，尤其是缺乏結(jié)構(gòu)變遷收斂作用的定量研究。潘文卿（1999）、劉秀梅和田維明（2005）研究了農(nóng)業(yè)勞動轉(zhuǎn)移的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，但沒有分析經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)背后的地區(qū)經(jīng)濟(jì)收斂效應(yīng)。本文將反事實法和收斂回歸模型結(jié)合起來，定量分析二元經(jīng)濟(jì)理論結(jié)構(gòu)變遷收斂機(jī)制對我國地區(qū)生產(chǎn)率收斂的作用，并比較與新古典理論資本深化收斂機(jī)制作用的大小。

1 計量模型構(gòu)建

1.1 模型

在Barro和Sala-i-Martin（1992）的收斂回歸模型中，為了考慮地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)差異對收斂的影響，將反事實勞動生產(chǎn)率增長率S作為收斂回歸方程中的控制變量，S的計算為：

yit-T為i地區(qū)t-T時的實際勞動生產(chǎn)率為i地區(qū)t時的反事實勞動生產(chǎn)率，的計算為：

lijt-T為i地區(qū)j部門t-T時的勞動就業(yè)份額，γi為T時期內(nèi)全國平均j部門的勞動生產(chǎn)率增長率。反事實勞動生產(chǎn)率增長率S的地區(qū)差異僅來源每個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)差異。如果T時期內(nèi)每個地區(qū)各部門就業(yè)份額不變，且每個地區(qū)各部門的勞動生產(chǎn)率增長率等于全國平均部門勞動生產(chǎn)率增長率，則反事實勞動生產(chǎn)率增長率S等于實際增長率。由于反事實增長率S假定每個地區(qū)各部門的生產(chǎn)率增長率是相同的，所以，S未包括新古典理論資本深化產(chǎn)生地區(qū)生產(chǎn)率增長率差異。但反事實勞動生產(chǎn)率增長率S僅考慮靜態(tài)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)對地區(qū)生產(chǎn)率增長影響，經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)動態(tài)變動對地區(qū)生產(chǎn)率增長的影響被遺漏了。因此，在Barro和Sala-i-Martin（1992）的收斂回歸模型中將S作為解釋變量，僅控制地區(qū)靜態(tài)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)差異對生產(chǎn)率收斂的影響。

通過引入新的反事實勞動生產(chǎn)率增長率M，可包含經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變動對生產(chǎn)率增長的影響，M的計算如下：

lijt為i地區(qū)j部門t時的就業(yè)份額，其它變量的含義與前文相同。反事實勞動生產(chǎn)率增長率S和M的差異是，前者僅考慮了靜態(tài)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)對地區(qū)生產(chǎn)率增長的影響，而后者不僅包括靜態(tài)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)對生產(chǎn)率增長的影響，還包括經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)動態(tài)變動過程對生產(chǎn)率增長的影響。因此，M-S測度了經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變遷對地區(qū)生產(chǎn)率增長的貢獻(xiàn)。

反事實勞動生產(chǎn)率增長率M和實際勞動生產(chǎn)率增長率的差異，來源于每個地區(qū)各部門的生產(chǎn)率和全國的差異，這種差異是由地區(qū)因素，如技術(shù)、自然條件、經(jīng)濟(jì)開放等，和新古典資本深化的收斂機(jī)制決定的，不包括經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)因素，因為經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)因素產(chǎn)生的生產(chǎn)率增長的地區(qū)差異已經(jīng)包含M中了。因而，將M作為收斂回歸模型的解釋變量不僅可控制地區(qū)靜態(tài)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)差異對生產(chǎn)率收斂的影響，而且可控制地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變動的差異對生產(chǎn)率收斂的影響。換句話說，這種方法分離出了結(jié)構(gòu)變遷對勞動生產(chǎn)率增長的貢獻(xiàn)，不僅可以更好的檢驗新古典理論資本深化收斂機(jī)制，而且可檢驗結(jié)構(gòu)變遷收斂機(jī)制是否存在及其收斂作用的大小。方程（5）為控制結(jié)構(gòu)變遷的收斂回歸模型。

X為投資率、有效勞動增長率、人力資本積累率、政府干預(yù)、經(jīng)濟(jì)開放等條件收斂控制變量，α、β、θ、ψ分別為常數(shù)項、初始生產(chǎn)率水平回歸系數(shù)、反事實增長M的回歸系數(shù)和其他控制變量系數(shù)向量，μ為隨機(jī)誤差項。如果控制了經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變遷后，回歸系數(shù)β的絕對值明顯降低或不顯著，則說明結(jié)構(gòu)變遷有利于地區(qū)生產(chǎn)率收斂。

1.2 估計方法

收斂經(jīng)驗研究通常采用截面回歸方法，其主要缺陷是不能考慮地區(qū)不觀測的異質(zhì)性，如地區(qū)初始技術(shù)水平。地區(qū)初始技術(shù)水平往往與收斂回歸方程一個或多個解釋變量具有相關(guān)性，這使得截面回歸結(jié)果是有偏的。面板回歸方法解決了這一問題，地區(qū)不觀測的異質(zhì)性即使與其他解釋變量之間具有相關(guān)性，也不會造成估計的偏誤。本文運用面板回歸方法估計收斂模型方程（5），采用面板固定效應(yīng)模型還是采用隨機(jī)效應(yīng)模型，用hausman檢驗完成，實證部分報告了hausman檢驗值和其p值。

1.3 變量選擇和數(shù)據(jù)來源

勞動生產(chǎn)率為增加值除以從業(yè)人數(shù)，增加值數(shù)據(jù)折算為1990年為基期的不變價格水平。投資率sk為固定資本形成額與GDP之比。有效勞動增長sn=n+η+g，其中n為從業(yè)人數(shù)增長率，η+g為技術(shù)進(jìn)步和折舊率之和，依照文獻(xiàn)中的通常做法設(shè)η+g=0.05。人力資本積累率sh用平均受教育年限代理，1987～2001年數(shù)據(jù)來源于陳釗等（2004）的計算，2001年以后的數(shù)據(jù)按同樣的方法補充。sk、sn、sh以對數(shù)形式進(jìn)入回歸方程。除了收斂研究中通?？刂频耐顿Y率、人力資本積累率、勞動增長率外，還控制了政府干預(yù)和經(jīng)濟(jì)開放度。政府干預(yù)gov用地方財政預(yù)算支出扣除科教文衛(wèi)后與GDP之比表示，經(jīng)濟(jì)開放度open用進(jìn)出口額與GDP之比表示，進(jìn)出額用每年美元和人民幣匯率的中間價折合為人民幣。

除人力資本水平外，以上指標(biāo)計算的原始數(shù)據(jù)均來源于《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》。由于該統(tǒng)計資料中缺失部分省份1978～1985年的從業(yè)人員數(shù)據(jù)缺失，和為了避免數(shù)據(jù)來源不同統(tǒng)計資料造成的誤差，沒有從其他統(tǒng)計資料補充2004年以后年份的相關(guān)數(shù)據(jù)，將研究時期選擇為1985～2004年。為了消除經(jīng)濟(jì)周期因素的影響和更好的測度結(jié)構(gòu)變遷的作用，將1985～2004年間劃分為4個子時段：1985～1990年、1990～1995年、1995～2000年和2000～2004年。收斂回歸模型方程中的yit-T為各子時段的初始值，sn為各子時段增長數(shù)值，sh、sk、gov、open為子時段的平均值。1985年和1986年人力資本水平缺失，1985～1990年子時段sh的均值用1987～1990年的均值替代。西藏、青海、重慶的部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失沒有包括，回歸數(shù)據(jù)是一個28×4面板數(shù)據(jù)集。

表1 回歸結(jié)果

2 實證分析

2.1 估計結(jié)果及穩(wěn)健性

為觀測不同因素對勞動生產(chǎn)率收斂的影響，采用逐步加入解釋變量法，表1中模型（1）～（4）逐步加入不同解釋變量的回歸結(jié)果。hausman檢驗表明模型（1）為隨機(jī)效應(yīng)模型，模型（2）～（4）為固定效應(yīng)模型。

從表1可以看出，模型（1）中初始生產(chǎn)率水平系數(shù)顯著為正，說明地區(qū)勞動生產(chǎn)率不存在絕對收斂。模型（2）中加入了投資率、人力資本積累率、勞動增長率后，擬合優(yōu)度大大提高，初始生產(chǎn)率水平系數(shù)顯著為負(fù)，且收斂速度達(dá)到了3%，高于通常收斂研究截面回歸2%的收斂速度，與多數(shù)面板回歸收斂研究文獻(xiàn)相一致。模型（3）在模型（2）的基礎(chǔ)加入控制了地區(qū)靜態(tài)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)差異S解釋后，地區(qū)生產(chǎn)率收斂速度提高到3.2%，模型（4）在模型（2）的基礎(chǔ)加入了控制地區(qū)靜態(tài)和動態(tài)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)差異M后，地區(qū)生產(chǎn)率收斂速度下降到2.8%?？紤]經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變遷后，收斂速度明顯降低了，說明地區(qū)生產(chǎn)率收斂除存在新古典收斂機(jī)制外，還存在結(jié)構(gòu)變遷收斂機(jī)制。

模型（1）～（4）中的投資率、有效勞動增長率、人力資本積累率、經(jīng)濟(jì)開放度等控制變量的估計系數(shù)具有較高的顯著性水平，對生產(chǎn)率增長的影響方向與預(yù)期完全一致。政府干預(yù)的估計系數(shù)不顯著，回歸中被剔除。

為了檢驗結(jié)構(gòu)變遷收斂作用的穩(wěn)健性，構(gòu)建新的反事實生產(chǎn)率增長率V，其計算為：（6）式右邊的wijt-T為i地區(qū)j部門t-T時的增加值比重，其余變量含義與前文為相同。反事實生產(chǎn)率增長率V由各部門的實際生產(chǎn)率增長率用初期部門增加值比重加權(quán)求和得到，V去除了經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變動對生產(chǎn)率增長的影響，將V作為收斂回歸方程的被解釋變量，可獨立檢驗新古典理論資本深化收斂機(jī)制。表1中的模型（5）為V作為被解釋變量估計結(jié)果，可以看出，初始生產(chǎn)率水平系數(shù)顯著為負(fù)，投資率、有效勞動增長率、人力資本積累率、經(jīng)濟(jì)開放度等控制變量的估計系數(shù)同樣具有較高的顯著性水平，對生產(chǎn)率增長的影響方向與預(yù)期一致。模型（5）的生產(chǎn)率收斂速度小于模型（3），和模型（4）相當(dāng)，說明經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變遷具有收斂機(jī)制，研究結(jié)論是具有穩(wěn)健性的。

2.2 結(jié)果分析

計量估計結(jié)果表明，我國地區(qū)生產(chǎn)率收斂同時存在資本深化收斂機(jī)制和結(jié)構(gòu)變遷收斂機(jī)制，但結(jié)構(gòu)變遷收斂的作用要遠(yuǎn)小于資本深化收斂的作用。造成這種現(xiàn)象的主要原因是：（1）在我國經(jīng)濟(jì)增長主要依賴投資驅(qū)動的背景下，由于地理位置、政策、基礎(chǔ)設(shè)施等原因，發(fā)達(dá)地區(qū)比落后地區(qū)獲得更多的資本投入，發(fā)達(dá)地區(qū)資本深化比較明顯，而落后地區(qū)卻因投資不足，資本深化不夠，導(dǎo)致控制了投資率、人力資本、勞動增長率等解釋變量后，地區(qū)生產(chǎn)率存在明顯的收斂；（2）在我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，農(nóng)業(yè)投入不足和土地制度、戶籍制度等原因造成就業(yè)結(jié)構(gòu)的非農(nóng)化進(jìn)程較慢，1985～2004年全國一產(chǎn)值比重從29.6%下降到12.6%，一產(chǎn)就業(yè)比重從62.4%下將到46.9%，就業(yè)結(jié)構(gòu)非農(nóng)業(yè)化速度遠(yuǎn)小于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的非農(nóng)化速度，導(dǎo)致了結(jié)構(gòu)變遷的生產(chǎn)率收斂作用較小。

3 結(jié)論和建議

本文運用面板收斂回歸模型和反事實法，分析了新古典理論資本深化收斂機(jī)制和二元經(jīng)濟(jì)理論結(jié)構(gòu)變遷收斂機(jī)制對我國地區(qū)生產(chǎn)率收斂的作用。研究結(jié)果表明，地區(qū)勞動生產(chǎn)率不存在絕對收斂，但存在明顯的條件收斂，收斂速度約為3%。控制了結(jié)構(gòu)變遷對生產(chǎn)率增長的影響后，生產(chǎn)率收斂速度明顯下降，說明結(jié)構(gòu)變遷有利于地區(qū)勞動生產(chǎn)率收斂。我國地區(qū)生產(chǎn)率收斂不僅存在新古典理論資本深化收斂機(jī)制，而且存在二元經(jīng)濟(jì)理論結(jié)構(gòu)變遷收斂機(jī)制，但結(jié)構(gòu)變遷收斂的作用遠(yuǎn)小于資本深化收斂的作用。

研究的政策建議：（1）增加落后地區(qū)教育、基礎(chǔ)設(shè)施等方面的公共支出，改善投資環(huán)境，并通過財稅、土地等政策支持發(fā)達(dá)地區(qū)資本向落后地區(qū)轉(zhuǎn)移，加速落后地區(qū)的資本深化，不僅可提高落后地區(qū)勞動生產(chǎn)率，而且可吸納農(nóng)業(yè)勞動力就近轉(zhuǎn)移；（2）我國落后地區(qū)農(nóng)業(yè)就業(yè)人口數(shù)量大、農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率低，通過農(nóng)業(yè)勞動力向非產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移加快經(jīng)濟(jì)增長潛力還很大，充分發(fā)揮結(jié)構(gòu)變遷收斂機(jī)制的作用是今后降低地區(qū)差距的重要方面。應(yīng)通過通過教育培訓(xùn)、改革土地制度、戶籍制度等措施加快農(nóng)業(yè)勞動人口向非農(nóng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，努力發(fā)揮就業(yè)結(jié)構(gòu)配置的持續(xù)變動對勞動生產(chǎn)率增長的貢獻(xiàn)。

[1]Abramovitz M.Catching Up,Forging Ahead and Falling Behind [J].The Journal of Econmic History,1986,46(2).

[2]Paci R,Pigliaru F.Structural Change And Convergence:An Italian Regional Perspective[J].Structural Change and Economic Dynamics,1997,8(3).

[3]O’Leary E.Aggregate and SectoralConvergence Among Irish Regions:The Role of Structural Change[J].International Regional Science Review,2003,26(4).

[4]潘文卿．中國農(nóng)業(yè)剩余勞動力轉(zhuǎn)移效應(yīng)測評[J]．統(tǒng)計研究，1999，(4)．

[5]劉秀梅，田維明．我國農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)分析[J]．管理世界，2005，(1)．

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[7]Islam,N.Growth Empirics:A Pane Data Approac[J].Quarterly Journal of Economics,1995,110(4).

[8]陳釗，陸銘金煜．中國人力資本和教育發(fā)展的區(qū)域差異[J]．世界經(jīng)濟(jì)，2004，（12）．

（責(zé)任編輯/浩天）

F061.5

A

1002－6487（2011）06－0113-03

上海市重點學(xué)科資助項目（B802）；安徽財經(jīng)大學(xué)青年科研資助項目（ACKYQ1028）