結構變遷與地區生產率收斂的實證分析

汪增洋

（1.安徽財經大學經濟學院，安徽蚌埠233041；2.上海財經大學財經研究所，上海200439）

結構變遷與地區生產率收斂的實證分析

汪增洋1，2

（1.安徽財經大學經濟學院，安徽蚌埠233041；2.上海財經大學財經研究所，上海200439）

文章運用反事實法定量分析了我國經濟發展過程中的結構變遷在地區生產率收斂中的作用。研究發現，我國地區生產率收斂不僅存在新古典理論資本深化收斂機制，而且存在二元經濟理論結構變遷收斂機制，結構變遷收斂的作用遠小于資本深化收斂的作用。

結構變遷；反事實法；生產率；收斂

0 引言

二元經濟理論表明勞動力流動會優化資源配置效率，將產生顯著的經濟增長效應。Abramovitz（1986）進一步認為，在二元經濟體的經濟發展過程中農業就業比重高的落后地區往往比農業就業比重低的發達地區，有更多的農業勞動力流向生產率高的非農產業部門，從而落后地區可獲得更多的“結構紅利”，使得落后地區比發達地區獲得更快的經濟增長。也就是說，經濟發展過程中的結構變遷具有使得地區生產率收斂的機制。Paci和Pigliaru（1997）、O’leary（2003）指出二元經濟理論結構變遷收斂機制與新古典理論資本深化收斂機制不同。新古典理論收斂機制是由索洛單部門增長模型得出的，它假定經濟體的部門結構相同或部門間的要素邊際生產率相同，由于落后地區資本勞動比小于發達地區，受資本邊際報酬遞減規律的作用，落后地區要比發達地區增長的更快。

可以推測，結構變遷收斂機制的作用與農業就業比重正相關，因此，發揮結構變遷收斂機制的作用對我國這樣一個二元經濟結構特征顯著的國家來說尤為重要。然而，對我國地區生產率收斂的現有研究很少涉及結構變遷作用的分析，尤其是缺乏結構變遷收斂作用的定量研究。潘文卿（1999）、劉秀梅和田維明（2005）研究了農業勞動轉移的經濟增長效應，但沒有分析經濟增長效應背后的地區經濟收斂效應。本文將反事實法和收斂回歸模型結合起來，定量分析二元經濟理論結構變遷收斂機制對我國地區生產率收斂的作用，并比較與新古典理論資本深化收斂機制作用的大小。

1 計量模型構建

1.1 模型

在Barro和Sala-i-Martin（1992）的收斂回歸模型中，為了考慮地區經濟結構差異對收斂的影響，將反事實勞動生產率增長率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t-T時的實際勞動生產率為i地區t時的反事實勞動生產率，的計算為：

lijt-T為i地區j部門t-T時的勞動就業份額，γi為T時期內全國平均j部門的勞動生產率增長率。反事實勞動生產率增長率S的地區差異僅來源每個地區的經濟結構差異。如果T時期內每個地區各部門就業份額不變，且每個地區各部門的勞動生產率增長率等于全國平均部門勞動生產率增長率，則反事實勞動生產率增長率S等于實際增長率。由于反事實增長率S假定每個地區各部門的生產率增長率是相同的，所以，S未包括新古典理論資本深化產生地區生產率增長率差異。但反事實勞動生產率增長率S僅考慮靜態經濟結構對地區生產率增長影響，經濟發展過程中的經濟結構動態變動對地區生產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，僅控制地區靜態經濟結構差異對生產率收斂的影響。

通過引入新的反事實勞動生產率增長率M，可包含經濟結構變動對生產率增長的影響，M的計算如下：

lijt為i地區j部門t時的就業份額，其它變量的含義與前文相同。反事實勞動生產率增長率S和M的差異是，前者僅考慮了靜態經濟結構對地區生產率增長的影響，而后者不僅包括靜態經濟結構對生產率增長的影響，還包括經濟結構動態變動過程對生產率增長的影響。因此，M-S測度了經濟結構變遷對地區生產率增長的貢獻。

反事實勞動生產率增長率M和實際勞動生產率增長率的差異，來源于每個地區各部門的生產率和全國的差異，這種差異是由地區因素，如技術、自然條件、經濟開放等，和新古典資本深化的收斂機制決定的，不包括經濟結構因素，因為經濟結構因素產生的生產率增長的地區差異已經包含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靜態經濟結構差異對生產率收斂的影響，而且可控制地區經濟結構變動的差異對生產率收斂的影響。換句話說，這種方法分離出了結構變遷對勞動生產率增長的貢獻，不僅可以更好的檢驗新古典理論資本深化收斂機制，而且可檢驗結構變遷收斂機制是否存在及其收斂作用的大小。方程（5）為控制結構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、經濟開放等條件收斂控制變量，α、β、θ、ψ分別為常數項、初始生產率水平回歸系數、反事實增長M的回歸系數和其他控制變量系數向量，μ為隨機誤差項。如果控制了經濟結構變遷后，回歸系數β的絕對值明顯降低或不顯著，則說明結構變遷有利于地區生產率收斂。

1.2 估計方法

收斂經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不觀測的異質性，如地區初始技術水平。地區初始技術水平往往與收斂回歸方程一個或多個解釋變量具有相關性，這使得截面回歸結果是有偏的。面板回歸方法解決了這一問題，地區不觀測的異質性即使與其他解釋變量之間具有相關性，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），采用面板固定效應模型還是采用隨機效應模型，用hausman檢驗完成，實證部分報告了hausman檢驗值和其p值。

1.3 變量選擇和數據來源

勞動生產率為增加值除以從業人數，增加值數據折算為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為從業人數增長率，η+g為技術進步和折舊率之和，依照文獻中的通常做法設η+g=0.05。人力資本積累率sh用平均受教育年限代理，1987～2001年數據來源于陳釗等（2004）的計算，2001年以后的數據按同樣的方法補充。sk、sn、sh以對數形式進入回歸方程。除了收斂研究中通常控制的投資率、人力資本積累率、勞動增長率外，還控制了政府干預和經濟開放度。政府干預gov用地方財政預算支出扣除科教文衛后與GDP之比表示，經濟開放度open用進出口額與GDP之比表示，進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，以上指標計算的原始數據均來源于《新中國五十五年統計資料匯編》。由于該統計資料中缺失部分省份1978～1985年的從業人員數據缺失，和為了避免數據來源不同統計資料造成的誤差，沒有從其他統計資料補充2004年以后年份的相關數據，將研究時期選擇為1985～2004年。為了消除經濟周期因素的影響和更好的測度結構變遷的作用，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、重慶的部分數據缺失沒有包括，回歸數據是一個28×4面板數據集。

表1 回歸結果

2 實證分析

2.1 估計結果及穩健性

為觀測不同因素對勞動生產率收斂的影響，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果。hausman檢驗表明模型（1）為隨機效應模型，模型（2）～（4）為固定效應模型。

從表1可以看出，模型（1）中初始生產率水平系數顯著為正，說明地區勞動生產率不存在絕對收斂。模型（2）中加入了投資率、人力資本積累率、勞動增長率后，擬合優度大大提高，初始生產率水平系數顯著為負，且收斂速度達到了3%，高于通常收斂研究截面回歸2%的收斂速度，與多數面板回歸收斂研究文獻相一致。模型（3）在模型（2）的基礎加入控制了地區靜態經濟結構差異S解釋后，地區生產率收斂速度提高到3.2%，模型（4）在模型（2）的基礎加入了控制地區靜態和動態經濟結構差異M后，地區生產率收斂速度下降到2.8%。考慮經濟結構的變遷后，收斂速度明顯降低了，說明地區生產率收斂除存在新古典收斂機制外，還存在結構變遷收斂機制。

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

為了檢驗結構變遷收斂作用的穩健性，構建新的反事實生產率增長率V，其計算為：（6）式右邊的wijt-T為i地區j部門t-T時的增加值比重，其余變量含義與前文為相同。反事實生產率增長率V由各部門的實際生產率增長率用初期部門增加值比重加權求和得到，V去除了經濟結構變動對生產率增長的影響，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制。表1中的模型（5）為V作為被解釋變量估計結果，可以看出，初始生產率水平系數顯著為負，投資率、有效勞動增長率、人力資本積累率、經濟開放度等控制變量的估計系數同樣具有較高的顯著性水平，對生產率增長的影響方向與預期一致。模型（5）的生產率收斂速度小于模型（3），和模型（4）相當，說明經濟結構變遷具有收斂機制，研究結論是具有穩健性的。

2.2 結果分析

計量估計結果表明，我國地區生產率收斂同時存在資本深化收斂機制和結構變遷收斂機制，但結構變遷收斂的作用要遠小于資本深化收斂的作用。造成這種現象的主要原因是：（1）在我國經濟增長主要依賴投資驅動的背景下，由于地理位置、政策、基礎設施等原因，發達地區比落后地區獲得更多的資本投入，發達地區資本深化比較明顯，而落后地區卻因投資不足，資本深化不夠，導致控制了投資率、人力資本、勞動增長率等解釋變量后，地區生產率存在明顯的收斂；（2）在我國的經濟發展過程中，農業投入不足和土地制度、戶籍制度等原因造成就業結構的非農化進程較慢，1985～2004年全國一產值比重從29.6%下降到12.6%，一產就業比重從62.4%下將到46.9%，就業結構非農業化速度遠小于經濟結構的非農化速度，導致了結構變遷的生產率收斂作用較小。

3 結論和建議

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制和二元經濟理論結構變遷收斂機制對我國地區生產率收斂的作用。研究結果表明，地區勞動生產率不存在絕對收斂，但存在明顯的條件收斂，收斂速度約為3%。控制了結構變遷對生產率增長的影響后，生產率收斂速度明顯下降，說明結構變遷有利于地區勞動生產率收斂。我國地區生產率收斂不僅存在新古典理論資本深化收斂機制，而且存在二元經濟理論結構變遷收斂機制，但結構變遷收斂的作用遠小于資本深化收斂的作用。

研究的政策建議：（1）增加落后地區教育、基礎設施等方面的公共支出，改善投資環境，并通過財稅、土地等政策支持發達地區資本向落后地區轉移，加速落后地區的資本深化，不僅可提高落后地區勞動生產率，而且可吸納農業勞動力就近轉移；（2）我國落后地區農業就業人口數量大、農業勞動生產率低，通過農業勞動力向非產業轉移加快經濟增長潛力還很大，充分發揮結構變遷收斂機制的作用是今后降低地區差距的重要方面。應通過通過教育培訓、改革土地制度、戶籍制度等措施加快農業勞動人口向非農產業轉移，努力發揮就業結構配置的持續變動對勞動生產率增長的貢獻。

[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．中國農業剩余勞動力轉移效應測評[J]．統計研究，1999，(4)．

[5]劉秀梅，田維明．我國農村勞動力轉移對經濟增長的貢獻分析[J]．管理世界，2005，(1)．

[6]Barro R,Sala-i-Martin X.Convergence[J].Journal of Political E-conomy,1992,100(2).

[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展的區域差異[J]．世界經濟，2004，（12）．

（責任編輯/浩天）

F061.5

A

1002－6487（2011）06－0113-03

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