中国各省区二元经济结构转化的同步性：一个实证研究——兼论地区经济结构转变与经济增长差距的关联性，本文主要内容关键词为：经济结构论文,关联性论文,经济增长论文,中国论文,差距论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
改革开放以来，中国整体经济保持了持续高速增长的趋势，从世界范围来看这种经济增长速度可称为一个“奇迹”。然而，经济增长引致的财富分配效应并不是相对均质的，在城镇经济、城镇居民收入和消费水平高速增长的背景下，农村经济、农村居民的收入和消费水平却相对增速缓慢。城乡居民名义收入差距、实际收入差距和消费水平差距均表现为以1984年、1993年和1997年为拐点的“W型”变动轨迹，2005年这3个指标分别为3.22倍、2.82倍和3.51倍①。这暗示着：中国二元经济结构不是沿着一条平滑轨道在持续转化，而是表现出波动、迂回、反复甚至强化的趋势。基于此，中央政府在科学发展观统领全局的理念下，将统筹城乡经济发展、消减二元经济结构、推进社会主义新农村建设和构建社会主义和谐社会等摆在更突出的地位。
中国经济体的二元经济特征，促使人们借鉴经典理论来解析二元经济结构及其转化问题。据此，已有研究遵循和形成了三个主要范式：研究范式I：理论层面，从古典或新古典经济学分析框架出发，讨论二元经济结构的基本特征和转化途径，这个思路强调传统部门存在剩余劳动力，二元经济结构转化的关键是促使传统部门剩余劳动力流转（Lewis,1954; Fei & Ranis,1964; Jogenson,W.,1967; Todaro,M.,1969; Mcintosh,1975; Dixit,A.K.,1978; Fei & Ranis,1999; Bardhan,P.& C.Udry,1999）。研究范式Ⅱ：实证层面，利用统计和计量经济方法，采用样本数据揭示二元经济结构转化的规律性特征。研究显示：二元经济结构转化将意味着农业在GDP和劳动中的份额不断下降，工业和服务业份额趋于上升，此过程具有显著的经济增长效应（S.Kuznet,1971; H.Chenery & M.Syrquin,1975; H.Chenery,1979; L.Pasinetti,1993; H.Poirson,2000）。研究范式Ⅲ：应用层面，从阶段性特征出发，考察中国二元经济结构转化的可行路径和影响因素。研究认为中国虽然存在乡镇企业和民工潮的过渡形态，但整体仍存在二元经济反差，其成因可从产业特征、发展战略等去找寻（蔡昉、都阳、王美艳，2003；陆铭、陈钊，2004；高帆，2005），其结果会通过资源配置、收入分配等影响经济发展（王检贵，2002；蔡昉，2002；林毅夫，2003；D.G.约翰逊，2004；石磊、高帆，2006；高帆，2007）。
上述研究对于人们深入理解中国的经济结构转化问题是有价值的。由于二元经济结构转化具有显著的增长效应，因此在中国这样的发展中大国，不同省、自治区、直辖市（以下简称省区）的经济结构转化程度与其增长绩效之间必然存在某种关联。从这个角度出发，现有相关研究存在三个值得改进的地方：1.针对中国整体二元经济结构转化的研究较多，而较少有研究基于面板数据综合地比较31个省区的二元经济结构转化状况。2.通常采用的二元经济结构测度指标是比较劳动生产率、二元反差指数、二元对比系数，但它们不能涵盖二元经济结构部门劳动生产力差异和劳动力配置结构两个因素。3.往往分散地讨论地区经济差距和二元经济结构转化，没有在两者之间找到某种内在的逻辑关系。基于此，本文试图在解读刘易斯—费景汉—拉尼斯模型的基础上，提出一个综合二元反差指数以替代现有指标，然后讨论1978～2005年内地31个省区二元经济结构转化的同步性问题，进而在地区经济结构转化和经济发展差距变化之间找到逻辑关联。这种努力可视为对现有文献的一个小范围但有意义的改进和弥补。
二、刘易斯—费景汉—拉尼斯模型及其引申含义
针对二元经济结构问题的研究大多都是以刘易斯—费景汉—拉尼斯模型为基础。W.A.Lewis（1954）认为发展中国家并存着以农业为代表的传统部门和以工业为代表的现代部门。其中，传统部门存在近乎无限供给的剩余劳动力，现代部门以低工资从传统部门吸纳劳动力，这种吸纳最终会促使两部门劳动生产率趋于收敛。Fei,J.C.H.和G.Ranis（1964）在考虑部门关联的基础上，进一步指出剩余劳动力转移取决于人口增长率、农业技术进步和工业资本增长，工农业平衡增长对二元经济结构转化至关重要。刘易斯—费景汉—拉尼斯模型较早解析了二元经济结构转化的路径，后续的相关研究基本是围绕检验、拓展或修正此模型进行的。显然，讨论中国二元经济结构与地区经济增长问题，也应从挖掘刘易斯—费景汉—拉尼斯模型内涵出发，来获取某些重要的思想养分和研究启发。
按照刘易斯—费景汉—拉尼斯模型，发展中国家的两部门存在劳动生产率和工资率差距，现代部门的劳动生产率和工资率不低于传统部门；传统部门存在着边际劳动生产率极低、甚至为零的剩余劳动力，剩余劳动力流动主要源于部门劳动生产率或工资差异。基于此，可用图1概括刘易斯—费景汉—拉尼斯模型的基本思想。在图中，
分别是现代部门和传统部门的劳动力边际产出曲线，边际产出间接显示了劳动力需求强度，因此它们也是两部门劳动力需求曲线。
分别表示初始的两部门劳动力供给曲线，此时现代部门均衡工资率
因劳动力供给相对缺乏而较高，传统部门均衡工资率
因劳动力供给相对充裕而较低。假定劳动力流转不存在交易费用，则工资率差异会诱发传统部门剩余劳动力向现代部门流动。于是，
向左上方移动，
向右下方移动，进而传统部门工资率因劳动力减少而上升，现代部门工资率因劳动力增加而下降，劳动力持续流转会促使工资率收敛，直至传统部门劳动力供给曲线移至
，现代部门劳动力供给曲线移至
，劳动力市场均衡工资率为
，传统部门流出劳动力数量为
，现代部门吸纳劳动力数量为
表示传统部门因劳动力流出提高劳动力工资率而形成的福利提升，（b）图
表示现代部门因劳动力流入降低劳动力工资率而产生的福利扩展。
图1 二元经济结构背景下的劳动力流动及其福利效应
判断1：二元经济结构反差的实质是劳动力流转背景下的部门劳动生产率差异，它不仅体现在两部门劳动生产率差异，也体现在两部门劳动力的配置结构。在传统部门劳动力占比极小条件下，即使部门劳动生产率差距很大，二元经济结构反差也并不突出。因此，理解二元经济结构必须内涵部门劳动生产率差异和劳动力分布结构两个因素。
此模型还表明，在二元经济结构转化的背景下，劳动力流动会优化资源配置效率，并产生显著的经济增长效应，具体地说，（a）图
表示传统部门因劳动力流出提高劳动力工资率而形成的福利增加，（b）图中表示现代部门因劳动力流入降低劳动力工资率而产生的福利增加。显然，对于特定国家或地区而言，二元经济结构转化程度在一定意义上决定着该区域的经济增长绩效。于是有：
判断2：传统部门剩余劳动力流向现代部门，即二元经济结构转化会通过资源配置等产生经济增长效应，发展中国家的经济增长趋势在很大程度上取决于二元经济结构的转化程度。在发展中大国中，不同地区二元经济结构转化将决定着这些地区的经济增长绩效，而二元经济结构转化的同步性将直接影响到地区经济差距的收敛或者发散格局。
在模型分析中，我们假定传统部门劳动力供给曲线会从减为，而现代部门劳动力供给曲线会从增至，即传统部门流出的劳动力会顺利转化为现代部门吸纳的劳动力
，此时两部门的劳动生产率会收敛为。事实上，这是一个很强的假定，原因是如果劳动力市场存在较高的流转成本或交易费用，则剩余劳动力的流转数量和速度就会受到制约。据此有：
判断3：二元经济结构转化的关键是传统部门剩余劳动力流转，而劳动力流转在很大程度上取决于交易费用，这种交易费用是由一系列的交易技术或交易制度决定的。因此，交易技术或交易制度会通过影响交易费用和劳动力流转，而影响二元经济结构转化及经济增长收敛格局。地区交易费用在根本上影响地区二元经济结构转化的同步性及经济增长的收敛性。
三、综合二元反差指数与二元经济结构的测度
1.比较劳动生产率，即部门产值比重与劳动力比重的比率。传统部门和现代部门比较劳动生产率分别为
。在二元经济加剧时期，两部门比较劳动生产率差距将拉大；在二元经济消减阶段，两部门比较劳动生产率差距将缩小。
2.二元对比系数，即现代部门和传统部门比较劳动生产率的比率，二元对比系数计算公式为
。一般认为：二元对比系数与二元经济结构反差程度反相关，二元对比系数越大，部门比较劳动生产率差距越大，二元经济结构特征就越显著。
3.二元反差指数，即两部门产值比重与劳动力比重之差的绝对数的平均值。二元反差指数
理论上，二元反差指数与二元经济结构强度正相关，二元反差指数越小，则该经济体的二元经济结构就越不明显。
概言之，现有指标是通过部门劳动生产率差距来反映二元经济结构状况，由于二元对比系数在一定程度上可以替代其他两个指标，因此可通过解析二元对比系数来评价现有指标的测度效果。
根据公式：
前者是现代部门劳动生产率，后者是传统部门劳动生产率，因此二元对比系数揭示了两部门的劳动生产率差距，此指标在测度二元经济结构时并不具有很好的说服力。假定有两个经济体A和B∶A第一产业产值占比和就业占比均为90％，第二三产业产值占比和就业占比均为10％，此经济体的二元经济结构反差非常显著；而B第一产业产值占比和就业占比分别为10％和20％，第二三产业产值占比和就业占比分别为95％和80％，此经济体的二元经济结构强度已非常小。然而，
，后者二元对比系数大于前者，B二元经济结构强度超过A，这显然与事实相悖。现有指标之所以有局限，原因是：它们仅仅测度了部门劳动生产率差异，而没有内涵部门的劳动力配置结构。事实上，部门劳动生产率差异和劳动力配置结构同样对二元经济结构状况产生作用。对于发达国家而言，其二元经济结构反差较小主要不是因为两部门劳动生产率收敛为一致，而在于传统部门劳动力占比已降至很低。为此，可以构建指数：
其中，
分别指现代部门和传统部门的劳动生产率，其比值反映了部门劳动生产率差异，二元经济结构强度与这种差异正相关；
分别指传统部门和现代部门的劳动力占比，其比值反映了部门劳动力配置结构，二元经济结构强度也与这个比值正相关。为了剔除两个乘积的“过度”影响，我们采用平方根进行“平抑”。显然，此指数包括了部门劳动生产率差异和劳动力配置结构两个因素，可以“综合”地拟合经济体的二元经济结构状况，因此可称为综合二元反差指数，二元经济结构强度与综合二元反差指数r正相关。
为了检验综合二元反差指数r的测度优势，可以利用2000年43个国家或地区的截面数据进行分析②。二元经济结构转化具有增长效应，可以在结构转化和经济增长之间构建起某种回归关系。换言之，从国际经验角度看，“好的”二元经济结构测度指标应能对经济增长绩效有相对理想的拟合，而“坏的”二元经济结构测度指标则在拟合经济增长绩效方面不能令人满意，增长率拟合可视为衡量二元经济结构测度指标优劣的一个“试金石”。令y代表美元标度的人均GDP，其为被解释变量，分别以二元对比系数R和综合二元反差指数r为解释变量。表1报告了回归结果，无论是线性回归还是对数回归，以R为解释变量的回归方程判定系数均较小，说明R不能很好地“拟合”经济增长。然而，以r为解释变量，则线性回归和对数回归的判定系数均有显著上升，尤其是对数方程的判定系数可达0.607177，解释变量系数为-0.978303，这说明相对于R，r能更好地拟合二元经济结构状况，二元经济结构强度在反方向上影响着经济增长。
表1 2000年43个国家或地区经济增长与二元经济结构转化的回归关系
数据来源：R、r根据劳动生产率和劳动力配置结构等计算得出，原始数据来自《国际统计年鉴2004年》。
四、中国各省区的二元经济结构转化：轨迹与类型
由于综合二元反差指数r具有解释优势，而各省区的经济结构转化不可能沿着相同的轨迹进行，因此有必要利用r来解析各省区的二元经济结构转化特征。考虑到数据可得性，我们用人均GDP表示地区经济增长，用就业人员的平均产值代表劳动生产率，用r代表二元经济结构强度。考察期是1978～2005年，数据都是在省、自治区、直辖市的层面上计算的，对东、中、西部三大地区的考察也是以省级数据为基础③。改革开放之后有两次省级行政区划调整：海南省从广东省独立出来；重庆市从四川省独立出来，本文假定这种独立始于1978年。计算r所需的原始资料：三次产业就业人员及其结构、三次产业产值及其结构，2004年以前的数据来自《新中国55年统计资料汇编》，2005年数据来自《中国统计年鉴2006年》。在统计资料中缺少天津、浙江、重庆1978～1984年和甘肃1978～1982年的就业结构数据，本文采用内插法进行了填充。为了节省篇幅，我们将直接给出计算结果，而不展示细致的计算过程。
图2给出了1978～2005年全国和31个省区r的演变过程。观察演变轨迹，可将二元经济结构转化划分为3个时期：1978～1986年、1987～1996年和1996～2005年。在这3个时期中r经历了大致相同的发展轨迹，而在3个时期之间r有大致相同的转化倾向。为了刻画这种轨迹，可以通过计算r的年均下降率来展示各省区r的变化情况。考虑到31个省区r的年均下降率是分散的，为了考察其变化规律需要将其转化为区间概念。于是，通过观察数据分布结构可对变化幅度分级，分级的准则是：分级应当具有较好的变化幅度“分离”功能，从而能定性反映r的动态变化特征。我们将r的年均下降率在1.5％～-1.5％之间，称为绝对稳定；1.5％～3％或-1.5％～-3％称为相对稳定；3％～5％称为缓慢下降，5％～7％称为快速下降，大于7％称为急剧下降；相对的，-3％～-5％为缓慢上升，-5％～-7％为快速上升，小于-7％为急剧上升。3个时期的测算结果和状态汇集为表2。
图2 中国各省区1978～2005年综合二元反差指数r的演变轨迹
续图2 中国各省区1978～2005年综合二元反差指数r的演变轨迹
表2 1978～2005年各省区不同阶段综合二元反差指数r的年均下降率（％）
第一阶段（1978～1986）：普遍下降。各省区r有两个特征：一是下降趋向高度一致。从方向上看，31个省区r的年均下降率均为正，说明此阶段各省区二元经济结构强度均表现下降趋势。除广西、西藏、内蒙古和吉林之外，其他27个省区均表现出下降趋势，改革开放之后各省区的r下降也主要集中在这个时期。在各省区普遍下降背景下，全国r也从1978年的3.8405降为1986年的2.5702，年均下降率为4.82％，高于1978～2005年均下降2.09％的水平。二是下降速度不一致，有9个省区急剧下降，8个省区快速下降，10个省区缓慢下降。快速下降的省区集中在东部：北京、天津、河北、上海、江苏、山东、广东，缓慢下降地区集中在中西部：山西、河南、重庆、四川、贵州、云南、陕西、宁夏、新疆。显然，此阶段东部r的下降速度或二元经济结构转化速度快于中西部地区。
第二阶段（1987～1996）：基本稳定。这个阶段，各省区r变化幅度较小，除江苏在缓慢上升，江西、湖南、广西、四川在缓慢下降外，其他26个省区均处于相对稳定或绝对稳定状态，其中13个省区处于绝对稳定状态，它们的r年均变化率非常微小，13个省区处于相对稳定状态，这些省区虽然较绝对稳定省区变化更为显著，但总体看来也比较小。所以，此阶段大多数省区的r没有显著的变化，它们的二元经济结构转化表现出一致的停滞特征。除吉林、上海、云南、青海和新疆之外，其他省份的r年均下降率为正，则整体上此阶段各省区二元经济结构转化呈现出微弱下降以至基本稳定趋势，下降相对较大的地区主要分布在中部和西部，这意味着各省区r的变化不是非常显著，但中西部和东部的二元反差指数有收敛倾向。
第三阶段（1997～2005）：开始分化。此阶段31个省区的r表现出在停滞中分化的倾向。从方向上看，r的年均下降率有16个省区为负，15个省区为正，说明二元经济结构转化出现了分化倾向。从状态上看，天津、山西、内蒙古、辽宁、吉林和黑龙江表现出明显的上升趋势，黑龙江甚至呈现出急剧增加的态势，这些地区的综合二元反差指数不降反增，二元经济结构有不断强化的倾向。同时，江苏和浙江的r处于缓慢下降状态，其二元经济结构在不断弱化。除此而外，其他23个省区的r均处于相对或绝对稳定状态，其中绝对稳定的有13个省区。以上情况说明：1997年之后，31个省区r或二元经济结构转化的一致性在逐渐改变，不同省区二元经济结构转化的同步性、尤其是中部地区的一致性在降低，而异质性在增强。
五、中国各省区的二元经济结构转化：收敛与发散
改革开放之后各省区的r不是沿着一条平滑曲线在持续变化，而是以1986年、1996年为拐点有一个下降—稳定—分化的变化过程。这暗示着从横向比较来看，各省区的r必定会表现出差异特征。为了揭示这种特征，并与三大区域的划分相衔接，就需要计算三大地区r的平均值和变异系数。考虑到不同省区在全国或区域经济中的规模差异，我们采用加权平均值和加权变异系数法，以各省区就业人数在全国或区域的占比作为权重，分别计算r的加权平均值和加权变异系数。表3汇报了计算结果。
表3 1978～2005年各省区综合二元反差指数r的加权平均值和加权变异系数
首先，从全国的角度看，图3和图4分别给出了1978～2005年31个省区r的加权平均值和加权变异系数，前者反映了各地r的变动方向，后者反映了变动的一致性状况。显然，整体加权平均值也可分为3个时期：1978～1986年，r平均值从4.336938急速下降为2.643848，1987～1996年，r平均值从2.557812缓慢下降为2.178298，1997～2005年r平均值经过一个先增后减的过程从2.202469降为2.153535。这说明，整体和各省区的r变化高度一致：1978～1986年在快速下降，改革开放之后的二元经济结构转化主要发生在这个时期，1987～1996年由于各省区r呈现出微弱下降背景下的相对稳定，因此整体r的加权平均值也表现出很小幅度的下降趋势；1997～2005年各省区的r变化出现了分化，在r有增有减的情况下，整体r的加权平均值在波动中保持了相对稳定的状态。
图3 1978～2005年中国31个省区综合二元经济反差指数的加权平均值
图4 1978～2005年中国31个省区综合二元经济反差指数的加权变异系数
另外，加权变异系数反映了r加权平均值变化的同步性。1978～1986年，31个省区r的加权变异系数在不断上升，从0.267718升至0.364629，说明此阶段各省区二元经济结构转化的差异性有所增强，由于r的急剧下降和快速下降主要集中在东部，而中西部地区大多为缓慢下降状态，因此导致二元经济结构转化不同步的主要是东部相对于中西部有更快的发展。1987～1996年，加权变异系数始终在高位徘徊，说明这个阶段各省区r的差异保持相对稳定，1997～2005年，加权变异系数趋于下降，尤其是在1999年之后经过一个显著下降之后，大体在0.3250的水平上保持平衡。这说明此阶段各省区的综合r差异较大，且差异度相对稳定。
其次，从三大地区的角度看，图5和图6展示了1978～2005年东、中、西部r的加权平均值和加权变异系数。就加权平均值而言，东部始终处于最下端，西部始终处于最上端，中部地区则在东西部的中间，东、中、西部的r呈现出由低到高的排列次序，改革开放之后这个次序没有改变。但是，三大地区的r的加权平均值的相对位置却在发生变化，1978～1986年三大地区均表现出显著的下降趋势，然而东部下降得最为迅速，中西部下降相对较慢，结果是中部和西部的差距相对稳定，而东部和中部、东部和西部的差距却呈现出“喇叭口”的态势，这说明r变异系数扩大主要是因为东部具有相对于中西部的更快的下降速度，而中部和西部的二元经济结构转化具有较强的同步性。1987～1996年，中西部的r在小幅度持续下降，而东部保持了相对稳定的状态，说明这个阶段二元经济结构转化主要是由中部和西部引致的，东部和中部、东部和西部r的差距有相对收敛趋势。然而在1997年之后，东部和西部r差距没有大的变化，中部r加权平均值不降反增，结果其与西部r的差距越来越小，而与东部r的差距越来越大。可见，1997年之后，导致31个省区r在分化中稳定的正是中部地区更收敛于西部的高强度状态、而更背离于东部的低强度状态。这个阶段中部地区r的相对提高是引致整体二元经济结构转化迟缓的根本原因。
图5 1978～2005年中国三大地区综合二元经济反差指数加权平均值的比较
图6 1978～2005年中国三大地区综合二元经济反差指数的加权变异系数
另外，东部r的加权变异系数在1978～1983年逐渐上升，说明内部的不一致性有所增强，1984～1993年相对稳定，1993～1996年在不断下降，说明内部二元经济结构转化同步性在增强，1997年之后加权变异系数一直保持在0.2左右，处于西部和中部的中间，这说明东部的r呈现出3个特征：整体强度最低、趋势高度稳定、内部中等收敛。相对而言，西部r的加权变异系数在1978～1986年始终处于最底端，且非常稳定，然而1986～1997年加权趋于上升，1996年以后升至最高端，并在2000年之后保持稳定，可见西部r也呈现出3个特点：整体强度最高、趋势中等稳定、内部高度发散。中部1978～1989年加权变异系数在持续下降，1990～1997年处于相对稳定状态，1997年之后波动性有所增强，但始终处于东部和西部的下端，这说明中部r的特征是：整体强度中等、趋势高度波动、内部高度收敛。综上，中部的综合二元反差指数收敛性最强，但时间序列层面的波动最大，如果联系到1997年之后中部r在地区二元经济结构转化迟缓中的关键作用，有理由认为积极推动中部地区的二元经济结构转化，同时保持中部和西部综合r的相对稳定对于整体二元经济结构转化具有重要的作用。
六、二元经济结构转化与地区经济差距的演变
改革开放之后，中国31个省区的r表现出不同的演变轨迹，考虑到结构转化对经济增长的作用，因此有必要讨论地区意义上二元经济结构转化与经济发展的关系。令特定年份和省区的人均GDP为被解释变量，r为解释变量，则可以在时序和截面两个层面上讨论二元经济结构转化和地区经济增长的关系。
首先，在截面意义上，即解释在特定年份31个省区人均GDP和r的关系，由于考察期是1978～2005年，因此有28个年份及28个回归方程。如表4所示：所有回归方程的判定系数均比较显著，判定系数最低的是1978年的0.4589，最高的是1988年的0.8874，回归方程的P值均为0.0000，可见28个回归方程的拟合程度较高，r可以较好地说明截面意义上的地区经济增长。此外，所有方程被解释变量的系数均为负，说明r与人均GDP反相关。尤其是，1997年之后被解释变量的系数越来越小，这说明r和人均GDP之间的反相关性有增强趋势，二元经济结构转化可以更有力地解释地区经济增长。这意味着：在截面意义上，不同地区的经济增长很大程度上取决于r或者二元经济结构转化程度，r下降较快的省区、相对于下降较慢的地区通常具有更好的经济增长绩效，而地区经济差距演变的根源是二元经济结构转化的同步性出现了变化。
表4 1978～2005年各省人均GDP与综合二元反差指数r的回归结果
其次，在时序意义上，即分析特定省区1978～2005年r和人均GDP的关系，31个省区加上全国将有32个地区及32个回归方程。为了消除物价对人均GDP的影响，本文采用商品零售价格指数对人均GDP进行了缩减，从而将名义人均GDP转变为真实人均GDP。表4列出了真实人均GDP和r的回归关系。显然，在32个回归方程中，有4个省区（天津、山西、内蒙古、辽宁）的回归关系不显著，其余28个回归方程的判定系数均较高，P值等于或接近0.0000。在这28个回归方程中，吉林和黑龙江的被解释变量的系数为正，分别为2.826424和1.225952，说明这两个省区的r与真实人均GDP正相关。总体上，上述6个省区r下降不能很好地解释时序意义的经济增长，注意到这6个省区正是在1997～2005年r快速上升的地区，因此，这种不能解释主要是由于1997～2005年这些地区r下降出现了“反常”，这与此类省区农业资源相对充裕并“延迟”劳动力流转有关。若用外来农村劳动力占当地城镇从业人员的比重表示农村剩余劳动力流转，则在20世纪90年代中期之后这6个省区排序最为靠后（樊纲、王小鲁，2004）。其他26个回归方程的判定系数和调整后的判定系数较高，P值均为0.0000，被解释变量的系数均为负，说明这些省区在时序意义上，r与真实人均GDP成反相关，二元经济结构转化可以较好解释地区的经济增长绩效。
既然r可以较好地解释中国1978～2005年31个省区的经济增长及其差距变化，那么问题就是：决定一个省区r下降的根本因素是什么？传统部门剩余劳动力流向现代部门在二元经济结构转化中具有关键作用，劳动力流转对缩减r的贡献不仅体现在促使两部门劳动生产率收敛，而且体现在改善两部门的劳动力配置结构。在市场化改革背景下，劳动力流转根本上是一个依靠市场信号、通过市场机制调整的渐进式过程，由此交易效率和交易成本将直接影响到劳动力的流转以及r的下降。交易效率取决于制度和技术两个层面的努力：在制度层面，交易效率与产权制度、信用制度、市场进入和退出制度、劳动力培训和教育制度等紧密相关，在技术层面，交易效率与道路、通讯、电信等基础设施和服务工具的供给能力有关。这两个层面均与市场化指数有关，樊纲、王小鲁（2004）给出了中国31个省区的市场化指数，而这些指数正体现了制度和技术层面的交易效率水平。为此，我们用各省区的相对市场化指数来替代交易效率，以此为解释变量k，而以相应年度和省区的r为被解释变量，由于数据约束，只能得出1997～2002年截面意义上的回归方程。如表5所示，回归方程的判定系数和调整后的判定系数均较大，P值均为0.0000，说明地区间的交易效率指数可以较好解释r，由于解释变量系数均为负，因此在省区意义上，交易效率指数与r反相关，交易效率指数越高的地区r越小，二元经济结构转化的程度越高。
表5 中国31个省区相对交易效率指数与综合二元反差指数的回归关系
七、结论和政策含义
改革开放之后，中国整体的二元经济结构转化和经济增长均取得了显著的绩效。然而，中国的“大国经济”特征意味着各省区的二元经济结构转化不可能按照相同的速度、沿着相同的轨迹推进。本文在挖掘刘易斯—费景汉—拉尼斯模型思想内涵的基础上，采用更有解释力的测度指标，讨论了1978～2005年中国内地31个省区二元经济结构转化的同步性问题。结果发现：相对于现有指标，综合二元反差指数r内涵了部门劳动生产率差异和劳动力配置结构两个因素，因此能更好地拟合二元经济结构转化的真实状况。利用r来测度中国的二元经济结构转化，则在时序意义上，各省区r的变化可划分为3个阶段：1978～1986年的下降时期；1987～1996年的平稳阶段；1997～2005年的分化阶段；在空间意义上，东、中、西部r的绝对水平依次增大，西、东、中部r的内部收敛程度依次递减，东、西、中部r的长期稳定性依次减弱。无论是截面数据还是时序数据均显示：r的下降可以通过资源配置和市场拓展而推动经济增长，各省区二元经济结构转化的同步性变化是引致地区经济增长差距变化的基本原因。进一步的，交易效率在传统部门剩余劳动力流转以及r下降中具有重要作用，在省区意义上相对交易效率指数可以较好地解释综合二元反差指数r。
上述结论对中国城乡和地区经济的协调发展而言具有明显的政策含义。首先，1987年之后，各省区的二元经济结构不再表现为普遍下降趋势，1997年之后中部r的相对上升更是导致了二元经济结构转化滞后。由此，应采取积极措施加快中部省份，尤其是东北地区的二元经济结构转化，同时促使西部和中部二元经济结构转化差距逐渐缩减，这会对整体的二元经济结构转化和经济持续增长提供基本动力。其次，经济增长绩效取决于二元经济结构的转化程度，各省区的经济差距是由r的相对变化决定的。据此，协调地区发展和统筹城乡发展是一致的，对于中西部地区而言，实现经济增长的关键是完善和创造良好的制度和技术条件，促使本地二元经济结构强度持续缩减。第三，二元经济结构转化的要害是传统部门剩余劳动力流转。中西部地区应围绕农村劳动力流转来降低r，这里劳动力流转主要是一个产业概念，它不仅包括跨地区的流向城镇中的非农产业，也包括在本土的流向农村中的非农产业。第四，中西部地区农村剩余劳动力流转不意味着放弃或忽视传统部门，而是创造更有利的条件以改造传统农业。部分劳动力的非农化流转会缓解高度紧张的人地关系，激励农户依靠技术进步和组织创新等方式专业化、规模化从事农业生产，推动传统农业向现代农业转变。在此过程中，政府的信息服务、金融供给、组织环境完善等均具有重要意义。最后，相对交易效率指数可以较好地解释r，地区经济增长竞争的本质是交易效率的竞争，中西部地区应注重通过制度创新和技术改进来降低交易成本、提高交易效率。在制度层面，积极推动户籍制度、就业制度、社会保障制度、教育医疗制度以及政府职能等体制的完善与改革；在技术层面，积极推动交通、通讯、信息等基础设施的供给方式改革，以此来加速劳动力的流转和综合二元反差指数的下降。
注释：
①城乡居民名义收入差距等于特定年份城镇居民人均可支配收入除以农村居民家庭人均纯收入的比值，城镇居民真实收入差距计算过程是：分别用城镇和农村居民消费物价指数对城乡居民人均收入进行平减，然后用城镇居民收入平减的结果除以农村居民收入平减的结果。城镇居民消费水平差距等于特定年份城镇居民人均消费支出除以农村居民人均消费支出的比值。
②这43个国家或地区是：中国、中国香港、中国澳门、孟加拉国、印度、印度尼西亚、伊朗、日本、哈萨克斯坦、韩国、马来西亚、蒙古、巴基斯坦、菲律宾、新加坡、斯里兰卡、泰国、土耳其、越南、埃及、尼日利亚、南非、加拿大、墨西哥、美国、阿根廷、巴西、委内瑞拉、白俄罗斯、保加利亚、捷克、法国、德国、意大利、荷兰、波兰、罗马尼亚、俄罗斯、西班牙、乌克兰、英国、澳大利亚和新西兰。数据均来自于《国际统计年鉴（2004）》。
③东部指辽宁、北京、上海、天津、河北、山东、浙江、江苏、福建、海南、广东11个省、直辖市；中部指河南、安徽、湖北、湖南、江西、山西、吉林、黑龙江8个省；西部指重庆、四川、甘肃、陕西、宁夏、云南、广西、贵州、西藏、新疆、内蒙古、青海12个省、自治区和直辖市。
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