结构变迁与地区生产率收敛的实证分析

汪增洋

（1.安徽财经大学经济学院，安徽蚌埠233041；2.上海财经大学财经研究所，上海200439）

结构变迁与地区生产率收敛的实证分析

汪增洋1，2

（1.安徽财经大学经济学院，安徽蚌埠233041；2.上海财经大学财经研究所，上海200439）

文章运用反事实法定量分析了我国经济发展过程中的结构变迁在地区生产率收敛中的作用。研究发现，我国地区生产率收敛不仅存在新古典理论资本深化收敛机制，而且存在二元经济理论结构变迁收敛机制，结构变迁收敛的作用远小于资本深化收敛的作用。

结构变迁；反事实法；生产率；收敛

0 引言

二元经济理论表明劳动力流动会优化资源配置效率，将产生显著的经济增长效应。Abramovitz（1986）进一步认为，在二元经济体的经济发展过程中农业就业比重高的落后地区往往比农业就业比重低的发达地区，有更多的农业劳动力流向生产率高的非农产业部门，从而落后地区可获得更多的“结构红利”，使得落后地区比发达地区获得更快的经济增长。也就是说，经济发展过程中的结构变迁具有使得地区生产率收敛的机制。Paci和Pigliaru（1997）、O’leary（2003）指出二元经济理论结构变迁收敛机制与新古典理论资本深化收敛机制不同。新古典理论收敛机制是由索洛单部门增长模型得出的，它假定经济体的部门结构相同或部门间的要素边际生产率相同，由于落后地区资本劳动比小于发达地区，受资本边际报酬递减规律的作用，落后地区要比发达地区增长的更快。

可以推测，结构变迁收敛机制的作用与农业就业比重正相关，因此，发挥结构变迁收敛机制的作用对我国这样一个二元经济结构特征显著的国家来说尤为重要。然而，对我国地区生产率收敛的现有研究很少涉及结构变迁作用的分析，尤其是缺乏结构变迁收敛作用的定量研究。潘文卿（1999）、刘秀梅和田维明（2005）研究了农业劳动转移的经济增长效应，但没有分析经济增长效应背后的地区经济收敛效应。本文将反事实法和收敛回归模型结合起来，定量分析二元经济理论结构变迁收敛机制对我国地区生产率收敛的作用，并比较与新古典理论资本深化收敛机制作用的大小。

1 计量模型构建

1.1 模型

在Barro和Sala-i-Martin（1992）的收敛回归模型中，为了考虑地区经济结构差异对收敛的影响，将反事实劳动生产率增长率S作为收敛回归方程中的控制变量，S的计算为：

yit-T为i地区t-T时的实际劳动生产率为i地区t时的反事实劳动生产率，的计算为：

lijt-T为i地区j部门t-T时的劳动就业份额，γi为T时期内全国平均j部门的劳动生产率增长率。反事实劳动生产率增长率S的地区差异仅来源每个地区的经济结构差异。如果T时期内每个地区各部门就业份额不变，且每个地区各部门的劳动生产率增长率等于全国平均部门劳动生产率增长率，则反事实劳动生产率增长率S等于实际增长率。由于反事实增长率S假定每个地区各部门的生产率增长率是相同的，所以，S未包括新古典理论资本深化产生地区生产率增长率差异。但反事实劳动生产率增长率S仅考虑静态经济结构对地区生产率增长影响，经济发展过程中的经济结构动态变动对地区生产率增长的影响被遗漏了。因此，在Barro和Sala-i-Martin（1992）的收敛回归模型中将S作为解释变量，仅控制地区静态经济结构差异对生产率收敛的影响。

通过引入新的反事实劳动生产率增长率M，可包含经济结构变动对生产率增长的影响，M的计算如下：

lijt为i地区j部门t时的就业份额，其它变量的含义与前文相同。反事实劳动生产率增长率S和M的差异是，前者仅考虑了静态经济结构对地区生产率增长的影响，而后者不仅包括静态经济结构对生产率增长的影响，还包括经济结构动态变动过程对生产率增长的影响。因此，M-S测度了经济结构变迁对地区生产率增长的贡献。

反事实劳动生产率增长率M和实际劳动生产率增长率的差异，来源于每个地区各部门的生产率和全国的差异，这种差异是由地区因素，如技术、自然条件、经济开放等，和新古典资本深化的收敛机制决定的，不包括经济结构因素，因为经济结构因素产生的生产率增长的地区差异已经包含M中了。因而，将M作为收敛回归模型的解释变量不仅可控制地区静态经济结构差异对生产率收敛的影响，而且可控制地区经济结构变动的差异对生产率收敛的影响。换句话说，这种方法分离出了结构变迁对劳动生产率增长的贡献，不仅可以更好的检验新古典理论资本深化收敛机制，而且可检验结构变迁收敛机制是否存在及其收敛作用的大小。方程（5）为控制结构变迁的收敛回归模型。

X为投资率、有效劳动增长率、人力资本积累率、政府干预、经济开放等条件收敛控制变量，α、β、θ、ψ分别为常数项、初始生产率水平回归系数、反事实增长M的回归系数和其他控制变量系数向量，μ为随机误差项。如果控制了经济结构变迁后，回归系数β的绝对值明显降低或不显著，则说明结构变迁有利于地区生产率收敛。

1.2 估计方法

收敛经验研究通常采用截面回归方法，其主要缺陷是不能考虑地区不观测的异质性，如地区初始技术水平。地区初始技术水平往往与收敛回归方程一个或多个解释变量具有相关性，这使得截面回归结果是有偏的。面板回归方法解决了这一问题，地区不观测的异质性即使与其他解释变量之间具有相关性，也不会造成估计的偏误。本文运用面板回归方法估计收敛模型方程（5），采用面板固定效应模型还是采用随机效应模型，用hausman检验完成，实证部分报告了hausman检验值和其p值。

1.3 变量选择和数据来源

劳动生产率为增加值除以从业人数，增加值数据折算为1990年为基期的不变价格水平。投资率sk为固定资本形成额与GDP之比。有效劳动增长sn=n+η+g，其中n为从业人数增长率，η+g为技术进步和折旧率之和，依照文献中的通常做法设η+g=0.05。人力资本积累率sh用平均受教育年限代理，1987～2001年数据来源于陈钊等（2004）的计算，2001年以后的数据按同样的方法补充。sk、sn、sh以对数形式进入回归方程。除了收敛研究中通常控制的投资率、人力资本积累率、劳动增长率外，还控制了政府干预和经济开放度。政府干预gov用地方财政预算支出扣除科教文卫后与GDP之比表示，经济开放度open用进出口额与GDP之比表示，进出额用每年美元和人民币汇率的中间价折合为人民币。

除人力资本水平外，以上指标计算的原始数据均来源于《新中国五十五年统计资料汇编》。由于该统计资料中缺失部分省份1978～1985年的从业人员数据缺失，和为了避免数据来源不同统计资料造成的误差，没有从其他统计资料补充2004年以后年份的相关数据，将研究时期选择为1985～2004年。为了消除经济周期因素的影响和更好的测度结构变迁的作用，将1985～2004年间划分为4个子时段：1985～1990年、1990～1995年、1995～2000年和2000～2004年。收敛回归模型方程中的yit-T为各子时段的初始值，sn为各子时段增长数值，sh、sk、gov、open为子时段的平均值。1985年和1986年人力资本水平缺失，1985～1990年子时段sh的均值用1987～1990年的均值替代。西藏、青海、重庆的部分数据缺失没有包括，回归数据是一个28×4面板数据集。

表1 回归结果

2 实证分析

2.1 估计结果及稳健性

为观测不同因素对劳动生产率收敛的影响，采用逐步加入解释变量法，表1中模型（1）～（4）逐步加入不同解释变量的回归结果。hausman检验表明模型（1）为随机效应模型，模型（2）～（4）为固定效应模型。

从表1可以看出，模型（1）中初始生产率水平系数显著为正，说明地区劳动生产率不存在绝对收敛。模型（2）中加入了投资率、人力资本积累率、劳动增长率后，拟合优度大大提高，初始生产率水平系数显著为负，且收敛速度达到了3%，高于通常收敛研究截面回归2%的收敛速度，与多数面板回归收敛研究文献相一致。模型（3）在模型（2）的基础加入控制了地区静态经济结构差异S解释后，地区生产率收敛速度提高到3.2%，模型（4）在模型（2）的基础加入了控制地区静态和动态经济结构差异M后，地区生产率收敛速度下降到2.8%。考虑经济结构的变迁后，收敛速度明显降低了，说明地区生产率收敛除存在新古典收敛机制外，还存在结构变迁收敛机制。

模型（1）～（4）中的投资率、有效劳动增长率、人力资本积累率、经济开放度等控制变量的估计系数具有较高的显著性水平，对生产率增长的影响方向与预期完全一致。政府干预的估计系数不显著，回归中被剔除。

为了检验结构变迁收敛作用的稳健性，构建新的反事实生产率增长率V，其计算为：（6）式右边的wijt-T为i地区j部门t-T时的增加值比重，其余变量含义与前文为相同。反事实生产率增长率V由各部门的实际生产率增长率用初期部门增加值比重加权求和得到，V去除了经济结构变动对生产率增长的影响，将V作为收敛回归方程的被解释变量，可独立检验新古典理论资本深化收敛机制。表1中的模型（5）为V作为被解释变量估计结果，可以看出，初始生产率水平系数显著为负，投资率、有效劳动增长率、人力资本积累率、经济开放度等控制变量的估计系数同样具有较高的显著性水平，对生产率增长的影响方向与预期一致。模型（5）的生产率收敛速度小于模型（3），和模型（4）相当，说明经济结构变迁具有收敛机制，研究结论是具有稳健性的。

2.2 结果分析

计量估计结果表明，我国地区生产率收敛同时存在资本深化收敛机制和结构变迁收敛机制，但结构变迁收敛的作用要远小于资本深化收敛的作用。造成这种现象的主要原因是：（1）在我国经济增长主要依赖投资驱动的背景下，由于地理位置、政策、基础设施等原因，发达地区比落后地区获得更多的资本投入，发达地区资本深化比较明显，而落后地区却因投资不足，资本深化不够，导致控制了投资率、人力资本、劳动增长率等解释变量后，地区生产率存在明显的收敛；（2）在我国的经济发展过程中，农业投入不足和土地制度、户籍制度等原因造成就业结构的非农化进程较慢，1985～2004年全国一产值比重从29.6%下降到12.6%，一产就业比重从62.4%下将到46.9%，就业结构非农业化速度远小于经济结构的非农化速度，导致了结构变迁的生产率收敛作用较小。

3 结论和建议

本文运用面板收敛回归模型和反事实法，分析了新古典理论资本深化收敛机制和二元经济理论结构变迁收敛机制对我国地区生产率收敛的作用。研究结果表明，地区劳动生产率不存在绝对收敛，但存在明显的条件收敛，收敛速度约为3%。控制了结构变迁对生产率增长的影响后，生产率收敛速度明显下降，说明结构变迁有利于地区劳动生产率收敛。我国地区生产率收敛不仅存在新古典理论资本深化收敛机制，而且存在二元经济理论结构变迁收敛机制，但结构变迁收敛的作用远小于资本深化收敛的作用。

研究的政策建议：（1）增加落后地区教育、基础设施等方面的公共支出，改善投资环境，并通过财税、土地等政策支持发达地区资本向落后地区转移，加速落后地区的资本深化，不仅可提高落后地区劳动生产率，而且可吸纳农业劳动力就近转移；（2）我国落后地区农业就业人口数量大、农业劳动生产率低，通过农业劳动力向非产业转移加快经济增长潜力还很大，充分发挥结构变迁收敛机制的作用是今后降低地区差距的重要方面。应通过通过教育培训、改革土地制度、户籍制度等措施加快农业劳动人口向非农产业转移，努力发挥就业结构配置的持续变动对劳动生产率增长的贡献。

[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．中国农业剩余劳动力转移效应测评[J]．统计研究，1999，(4)．

[5]刘秀梅，田维明．我国农村劳动力转移对经济增长的贡献分析[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]陈钊，陆铭金煜．中国人力资本和教育发展的区域差异[J]．世界经济，2004，（12）．

（责任编辑/浩天）

F061.5

A

1002－6487（2011）06－0113-03

上海市重点学科资助项目（B802）；安徽财经大学青年科研资助项目（ACKYQ1028）