區(qū)域生產率增長的源泉及其特征——基于結構紅利假說的實證檢驗

楊 凌,李國平,于遠光

(1.西安交通大學經濟與金融學院,陜西 西安 710061;2.西安交通大學金禾經濟研究中心,陜西 西安 710049)

一、引 言

2008年席卷全球的金融危機突顯了我國國內需求不足和過度依賴出口的結構性矛盾,經濟危機最先沖擊的就是我國大量的低端產業(yè),2009年沿海地區(qū)遭遇了經濟增長的瓶頸。2010年,我國政府工作報告確定今年國內生產總值增長8%左右的目標,并指出這個目標的設定主要是強調好字當頭,引導各方面把工作重點放到轉變經濟發(fā)展方式、調整經濟結構上來。由此可見,經濟危機已促使我們清醒地認識到產業(yè)結構調整的必要性。當前,我國經濟已開始走向危機后的全面復蘇,并逐步邁出產業(yè)結構調整的步伐,在這一關鍵時期,我們有必要通過科學手段深入了解改革開放后結構調整對我國及各區(qū)域經濟增長做出的貢獻,這對指導未來經濟發(fā)展具有重要的現實意義和政策啟示。考慮到篇幅所限和研究的深入程度,本文主要探討產業(yè)間的結構調整問題。

Timmer and Szirmai(2000)提及結構紅利的概念,即結構變遷促進了生產率的增長[1],本文也將使用這一說法。國內關于結構紅利的研究已有諸多文獻涉及。例如,劉偉和張輝 (2008)從我國三大產業(yè)角度檢驗后發(fā)現結構紅利存在且前高后低[2];呂鐵 (2002)、劉富華和李國平 (2005)、李小平和盧現祥 (2007)的研究顯示并沒有結構紅利現象[3][4][5],Wang and Szirmai(2008)僅發(fā)現1980-1990年間結構因素顯著[6],而張軍等 (2009)發(fā)現工業(yè)結構變遷對生產率起到了實際推動作用,但這種影響逐年減弱[7]。這些研究多以我國整體為研究對象,僅有呂鐵 (2002)、劉富華和李國平 (2005)的研究了分區(qū)域的制造業(yè)情況。虞斌 (2010)研究了浙江產業(yè)結構調整對當地經濟增長的影響,發(fā)現第三產業(yè)變動在長期內對國民經濟的動態(tài)沖擊和貢獻度最大,第二產業(yè)則在短期內最大[8]。

鑒于上述情況,本文對現有文獻做出的貢獻是:

第一,本文將以全國31個省市自治區(qū)1978-2008年的生產率為主要研究對象,檢驗結構紅利在不同地區(qū)、不同階段的表現。我們主要研究三大產業(yè)的結構變遷,這基于兩個原因:首先,勞動力在一國的流動是跨越全部產業(yè)的。根據歷史經驗判斷,勞動力要素的重新配置主要體現在第一產業(yè)向第二、三產業(yè)的轉移,經濟發(fā)展初期尤其如此,因此不考慮第一產業(yè)是無法對各地區(qū)改革開放后的結構變遷獲得全面認識的;其次,鑒于我國統(tǒng)計數據的可得性,為全面了解各區(qū)域在長時期內的結構變遷效應,我們只能將部門分類限定在三大產業(yè)之間。

第二,本文采用了國際通用的偏離-份額法檢驗結構紅利假說,特別就農業(yè)部門中存在剩余勞動力的情況對模型進行了適當的調整,以往的許多研究忽視了這一點。

二、統(tǒng)計數據及研究方法

(一)數據選取

本文使用的數據均來自 《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》、《中國國內生產總值核算歷史資料(1955-2004)》和各年的 《中國統(tǒng)計年鑒》。在分析研究中,使用各省三大產業(yè)的名義生產總值及相應的國內生產總值指數推算出各省三大產業(yè)的隱含平減指數,基期為1978年,使用的數據涵蓋了1978-2008年。

(二)傳統(tǒng)的偏離-份額方法

其中j代表部門,y是勞動生產率,x是產出,e是就業(yè)人數,s是就業(yè)份額。T和0時期的勞動生產率之差為

類似地,我們可以推出另一種形式:

兩式相加后可以得到

因此,勞動生產率的變化可以分解為兩部分:(4)式右邊第一項代表的是部門內生產率變化對生產率增長的影響,稱為內部增長效應;第二項表示結構變遷對生產率增長的影響,它是我們驗證結構紅利假說的主要依據。

(三)考慮剩余勞動力情形時模型的調整

傳統(tǒng)的偏離-份額方法假設邊際生產率等于平均生產率,這顯然有悖于現實,因此受到了眾多學者的質疑[9][10][11]。當農業(yè)部門存在剩余勞動力時,其邊際生產率低于平均生產率,農業(yè)部門勞動力的減少自然會提高其勞動生產率。按照 (4)式的計算,這一部分貢獻就被計入內部增長效應中,但這其實是由結構變遷引起的,也就意味著使用傳統(tǒng)的偏離-份額方法會低估勞動力轉移帶來的結構效應。

為克服這一問題,我們按照Van Ark and Timmer(2003)中提出的方法對傳統(tǒng)的分解模型進行調整,而調整的關鍵在于計算出一個反事實的生產率。由于我們無法獲知邊際生產率與平均生產率之間的真實關系,因此需要作出一定的假設。我們用εA代表基期邊際生產率與平均生產率的比例,該值介于0和1之間;假設當農業(yè)部門勞動力減少時,剩余勞動力的生產率保持不變。根據上述假設,我們得出的反事實勞動生產率可見式 (5)。當εA=1時,其結果同傳統(tǒng)的偏離-份額模型一致,即農業(yè)部門每減少一個勞動力,總產出就相應地減少相當于平均生產率的數量;當εA＜1時,離開農業(yè)部門的勞動力的生產率低于留守的生產率;當εA=0時,這意味著那些離開農業(yè)部門的勞動力對該部門的產出并沒有貢獻。因此,農業(yè)部門的內部增長效應可以寫為,而傳統(tǒng)模型中原本包含內部增長效應的則被分配給了結構變遷效應。

Van ark and Timmer(2003)為更好地解釋結構效應,將部門轉移因素全部歸結于擴張部門,即抵消縮減部門的負面影響。最終,各部門對生產率變化的貢獻可寫為下式:

三、實證研究

按照我國經濟發(fā)展的歷史節(jié)點及時間跨度的可比性,本研究將改革開放后的時期劃分為1978-1985年、1985-1992年、1992-2000年和2000-2008年四個區(qū)間,表1是按照 (6)式對我國各區(qū)域2000-2008年勞動生產率變化的分解結果①限于篇幅,本文省略了前三個時期的表格,只將主要結果列于文中,有興趣的讀者可向作者索取。。

第一,全國各個區(qū)域的生產率在1978-2008年都有了較大提高,特別是1992年后年均生產率的增長均超過了10%。從各地區(qū)和全國來看,部門內生產率效應解釋了生產率增長的絕大部分,但結構變遷對生產率的相對貢獻程度也在逐年增大:1978-1985年平均只有3.6%,1985-1992年則增加到8.4%,1992-2000年突破了10%,而在2000-2008年急速增加,超出了20%。這說明低勞動生產率部門自改革開放以來在總體中的份額降低了,或者說勞動力重新配置到具有更高生產率的部門,這種趨勢在1992年后尤其顯著。雖然改革開放初期全國第一產業(yè)的就業(yè)份額已開始下降,但其勞動力絕對人數的降低是始于1992年,這主要是因為當時我國工業(yè)迅速發(fā)展,吸收了大量的富余勞動力。另一方面,勞動力流動限制的逐步減少也是一個重要原因。在1978-1983年間,由于城鄉(xiāng)戶籍制度的限制,農民進程務工的人數極少,1984-1991年間國家頒布了允許農民工進城的新政策,形成新移民的一個高潮,1992年嚴格限制人口流動的糧票制度的取消,極大地促進了農民工大規(guī)模的遷徙。另外,本文的研究結果同劉偉和張輝 (2008)對中國整體生產率的研究結論有所不同,他們的研究發(fā)現產業(yè)結構變遷對生產率的增長呈前高后低的趨勢。這兩者的差異表明,各地區(qū)的結構變動效應可能與我國總體的變動效應并不相同,同時也或多或少地反映出我國統(tǒng)計數據在地區(qū)和全國層面存在不一致的問題。另外,本文采用期初和期末的均值作為權重來考量結構變遷的貢獻程度,這同他們文中只考慮期初的做法不盡相同。

表1 我國2000-2008年間生產率變化分解

第二,細化到區(qū)域層面,結構變遷效應在區(qū)域間差異顯著。改革開放初期,結構變遷對生產率貢獻較大的地區(qū)主要集中在東部區(qū)域 (如北京、天津、河北、江蘇、廣東、上海),意味著這些地區(qū)率先開始產業(yè)結構調整。其中,北京和上海更是先行者,其產業(yè)發(fā)展已逐漸實現輕工業(yè)向重工業(yè)繼而向第三產業(yè)過渡,2000-2008年的結構變遷效應為負值,這主要是由于其就業(yè)結構已開始向服務業(yè)調整,但其生產率還有待提高。1985-1992年間,一些中西部省市的結構效應非常顯著,我們發(fā)現這些地區(qū) (如內蒙古、安徽、河南、湖北、廣西、四川、青海、西藏)的第一產業(yè)比重都達到了60%、70%以上,其中西藏的第一產業(yè)比重甚至超過了80%,大幅度的勞動力轉移是這些地區(qū)結構變遷效應顯著的主要原因。此外,除了第一產業(yè)就業(yè)份額較高的上述地區(qū),結構變遷效應還集中出現在廣東、江蘇、浙江、福建等經濟發(fā)達地區(qū)。在2000-2008年間,這四個省份第一產業(yè)的就業(yè)比重僅高于直轄市地區(qū),但它們的第二產業(yè)極為發(fā)達,其結構變遷對生產率增長的貢獻來自于其他內陸省份勞動力的跨區(qū)域轉移。2007年,北京、天津、上海、江蘇、浙江、福建、廣東和云南等8個省市凈流入的跨省農民工在100萬人以上,其中京津都市圈凈流入593萬人,長三角城市群凈流入1265萬人,珠三角城市群凈流入1373萬人[12]。

第三,同前所述,對處于發(fā)展初期階段的地區(qū)而言,農業(yè)的剩余勞動力 (隱性就業(yè))是一個不容忽視的重要問題。本文在傳統(tǒng)的偏離-份額分析基礎上對計算進行了調整,結果發(fā)現調整后的結構變遷效應都有了不同程度的提高,表1中的最后一列說明農業(yè)就業(yè)急速下降時結構效應被明顯低估了。例如,1992-2000年江西和四川低估的結構效應約為5%,較明顯的還有1985-1992年間的上海、1992-2000年間的浙江、湖北、海南、重慶等省市以及2000-2008年間的江蘇、浙江、安徽、山東、河南、湖北、重慶、四川、貴州等地區(qū),低估幅度約為2%-3%。

第四,從整體循環(huán)的視角出發(fā),本文全面分析了結構變遷在全國及各區(qū)域的貢獻,而以往的研究則較多地關注制造業(yè)內部,得出了結構紅利不存在或較小的結論。他們的做法蘊含著這樣一個假設,即制造業(yè)各行業(yè)的勞動力僅在制造業(yè)內部的各個行業(yè)間重新配置,而不是在經濟系統(tǒng)中的所有行業(yè)間流動,這顯然不符合現實情況,因此將制造業(yè)視為一個封閉的范圍不能準確地評估結構變遷對經濟增長的作用。

四、結論及政策建議

本文對全國及31個省、直轄市和自治區(qū)的勞動生產率進行了分解,結果顯示:1978-1985年全國及各區(qū)域的結構效應并不顯著,生產率的增長主要可以由區(qū)域生產率的增長解釋;而在1985-1992年、1992-2000年和2000-2008年這三個階段,結構變遷效應日益顯著,結構紅利假說得到證實。在區(qū)域層面上,北京、上海等地區(qū)率先開始產業(yè)結構調整,因此結構效應最早顯現;改革開放后期,中部和西部區(qū)域內的一些省份由于基期的第一產業(yè)比重較高,勞動力在部門間的轉移更為顯著,結構效應較大;廣東、江蘇、浙江、福建等地借助其發(fā)達的第二產業(yè),從內陸省份吸收了大量的勞動力,因而同樣具有較大的結構效應。此外,本研究還考慮了農業(yè)部門存在剩余勞動力(隱性就業(yè))的情況,調整后的結果顯示由傳統(tǒng)方法得到的結構效應都有不同程度的低估。

以上的實證研究證實了我國及區(qū)域的經濟增長存在著結構紅利,那么未來的結構變遷對經濟增長是否還會持續(xù)地做出貢獻呢?Van ark and Timmer(2003)的研究給了我們肯定的答復。他們對亞洲多個國家的研究發(fā)現,當農業(yè)比重低于30%時,路易斯效應 (即農業(yè)部門的勞動力向更高生產率的部門轉移)迅速消失。如果以30%作為一個參考的臨界點,那么到2008年時我國還有25個地區(qū)的第一產業(yè)比重超過這一臨界值,甚至還有8個地區(qū)的第一產業(yè)人口比重超過50%,這些地區(qū)主要集中在中西部區(qū)域。據此我們可以推斷,結構紅利還可能在較長時期內存在。但需要強調的是,當第一產業(yè)的就業(yè)比重越高時,結構變遷對生產率增長的貢獻度也越高,如Van Ark and Timmer(2003)對亞洲國家的經驗研究。但與我國各地區(qū)的研究結果似乎有所不同,即在第一產業(yè)就業(yè)比重最高的改革初期,結構變遷對經濟增長的貢獻并不明顯,這可能是由于早期的戶籍制度限制了勞動力流動,從這個角度講,未來我國應繼續(xù)出臺和完善包括戶籍及社會保障等在內的更多措施,鼓勵勞動力自由流動。

本文的研究還存在著不足。首先,鑒于資本數據和行業(yè)數據的缺乏,我們的研究僅考慮了勞動要素再配置對勞動生產率的貢獻情況,沒能向更多行業(yè)展開分析。其次,本研究僅從供給角度出發(fā),還缺乏需求視角的探討。這些都是我們后續(xù)研究的重點。

[1]Timmer M.P.and Szirmai A.Productivity growth in Asian manufacturing:the structural bonus hypothesis examined[J].Structural Change and Economic Dynamics,2000,11(4):371-392.

[2]劉偉,張輝.中國經濟增長中的產業(yè)結構變遷和技術進步 [J].經濟研究,2008,(11):4-15.

[3]呂鐵.制造業(yè)結構變化對生產率增長的影響研究[J].管理世界,2002,(2):87-94.

[4]劉富華,李國平.技術創(chuàng)新、產業(yè)結構與勞動生產率[J].科學學研究,2005,(4):555-560.

[5]李小平,盧現祥.中國制造業(yè)的結構變動與生產率增長[J].世界經濟,2007,(5):52-64.

[6]Wang L.and Szirmai A.Productivity Growth and Structural Change in Chinese Manufacturing 1980-2002[J].Industrial and Corporate Change,2008,(17):841-874.

[7]張軍,陳詩一,Jefferson G.H.結構改革與中國工業(yè)增長[J].經濟研究,2009,(7):4-19.

[8]虞斌.浙江省產業(yè)結構與經濟增長動態(tài)分析 [J].財經論叢,2010,(1):7-11.

[9]Denison E.F.Why Growth Rates Differ[M].Washington DC:Brookings,1967.

[10]McCombie J.S.L.and Thirlwall A.P.Economic Growth and the Balance-of-Payments Constraint[M].Macmillan London,1994.

[11]Van Ark B.and Timmer M.P.Asia's Productivity Performance and Potential:the Contribution of Sectors and Structural Change[EB/OL].University of Groningen and Conference Board:Groningen,the Netherlands,www.ggdc.net/databases/10-sector/2007/papers/asia-paper4.pdf,2003.

[12]發(fā)改委城市與小城鎮(zhèn)改革發(fā)展中心課題組,李鐵.我國城鎮(zhèn)化的現狀、障礙與推進策略(上)[J].中國黨政干部論壇,2010,(1):32-34.