产业异质性、产业结构与中国省际经济收敛，本文主要内容关键词为：产业结构论文,中国论文,产业论文,异质论文,经济论文，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。
改革开放以来，虽然我国经济整体保持了快速增长，但是地区经济发展并不平衡。落后地区是否实现了向富裕地区的赶超，地区间的收入差距是否缩小，一直是学术界与政策界十分关心的话题。新古典增长理论认为，由于资本的边际回报递减，人均收入越低的地区经济增长速度会越快，这在新古典增长理论中被称为“β收敛”(Barro and Sala-i-Martin，1995)。关于我国的经济增长在省与省之间是否存在收敛已经有大量的研究，虽然根据不同的研究方法得出的结论并不完全一致，但总的来说，现有研究普遍认为我国在20世纪80年代以来不存在全国范围内的绝对β收敛，并且地区经济在20世纪90年代以来更加趋于发散(魏后凯，1997；沈坤荣、马俊，2002；刘夏明等，2004)。图1描述了我国1979-2008年省际劳均GDP的“收敛系数”①。系数小于0代表经济收敛，大于0代表经济发散。系数越小代表收敛越明显。可以看到，自20世纪80年代以来，收敛系数大多大于0且逐步上升，并在1990-1995年这一阶段达到最大。这与现有研究所得出的我国省际人均GDP不存在绝对收敛的结论是基本一致的。
图1 我国1979-2008年劳均GDP收敛系数 对于我国省与省之间经济增长为何缺乏收敛性的原因，现有研究多从新古典增长理论中β收敛的前提条件出发，认为我国经济可能不满足新古典增长理论的一些基本假设。如商品和要素市场扭曲(蔡昉等，2002)、劳动力迁移存在障碍(刘强，2001)，全球化导致东西部地区面临的市场环境不同(蔡昉、都阳，2000)、政府政策偏向东部沿海地区(董先安，2002)、人力资本初始存量存在差距(蔡昉、都阳，2000，沈坤荣、马俊，2002)、技术引进在各省份之间存在差异(李光泗、徐翔，2008)，等等。在控制了这些因素之后，我国省际人均GDP可能出现条件收敛。然而，目前的研究不管是讨论经济是否收敛，还是讨论影响收敛的因素，都存在一个共同的局限，那就是只讨论了经济整体，即人均GDP(或人均收入)的收敛性质，而没有研究不同行业在收敛性方面是否存在差异。回答这一问题无疑是十分重要的，因为如果不同行业存在不同的收敛性质，那么产业结构就会影响到整体经济的收敛性。特别是对于中国这样一个产业结构在省与省之间存在巨大差异并且不断变化的国家，产业结构对整体经济收敛可能产生非常重要的影响。 本文的目的有两个方面：(1)揭示我国不同产业在收敛性方面的差异；(2)研究产业结构对我国整体经济(即劳均GDP)的收敛产生了怎样的影响。我们发现，尽管在经济整体层面上劳均GDP不存在明显的收敛，但是在工业部门中，劳动生产率却存在着强烈的绝对收敛。根据我们的基准结果，如果A省工业部门的初始劳动生产率是B省的两倍，那么B省工业部门的劳动生产率年均增长会比A省快6.2%。这种绝对收敛不仅存在于工业整体，也几乎存在于所有的工业子行业中。那么一个自然的问题是，为什么工业部门如此强烈的收敛也没有导致整体经济范围内劳均GDP的收敛呢？首先，与工业部门不同，农业与服务业等非工业部门的劳动生产率并没有明显的收敛特性。其次，通过对劳均GDP的增长进行分解，我们发现尽管工业部门的劳动生产率是收敛的，但工业部门劳动生产率增长对劳均GDP增长的贡献值是不收敛的。其原因是在工业部门劳动生产率增长较快的地区中，工业部门占整体经济的初始份额较低。这导致工业部门劳动生产率增长对劳均GDP增长的贡献值在地区间并没有显著差异。换句话说，落后省份中工业部门生产率虽然增长更快，但工业在经济中的比重也较小，这导致工业生产率增长对整体经济增长拉动作用小，不足以带动整体生产率向发达地区收敛。通过反事实分析我们发现，若缩小各省份之间工业占比的差距，劳均GDP就会出现明显的收敛。不过，由于我国仍处在结构转型的前半期，因此，工业就业份额与经济发展阶段正相关，在地区间也还存在显著差异。此外，跨省份的劳动力流动进一步造成了工业就业份额的这一地区间差异长期持续，对落后地区通过工业劳动生产力追赶实现整体经济追赶构成了挑战。因此，就缩小地区间发展差距而言，落后地区通过改善工业发展环境推进工业化进程就显得尤为迫切。 人均收入或人均产出存在β收敛，即落后地区的经济增长速度高于发达地区，是新古典增长模型的一般结论。然而，绝对收敛假说仅仅在同质性很高(如OECD国家)的样本中获得了实证支持(Baumol，1967；Barro and Sala-i-Martin，1992)。收敛理论实证支持的缺乏一方面催生了内生增长理论的出现(Romer，1986)，另一方面激发了很多后续研究探讨使经济收敛成立的条件(Acemoglu，2009；Durlauf et al.，2005)。然而，很少有研究从产业结构的角度探讨收敛问题。Rodrik(2013)采用跨国数据发现，制造业的劳动生产率存在绝对收敛，但非制造业行业不存在收敛，首次揭示了不同行业间收敛性的差异。我们的研究发现，类似的结论在中国各省份之间同样存在。这丰富了对中国省与省之间经济增长收敛性的现有认识。对于中国省际经济收敛问题学术界已有大量研究，魏后凯(1997)研究了中国1978-1995年省与省之间人均GDP的收敛问题，发现人均GDP未显著收敛。Fleisher和Chen(1997)发现，中国1978-1993年省与省之间的人均GDP无绝对收敛性质，但存在条件收敛。蔡昉和都阳(2000)、沈坤荣和马俊(2002)等20世纪90年代中期之后的多数研究发现，改革开放后中国省与省之间的人均GDP虽不存在全域性的收敛，但存在俱乐部收敛。潘文卿(2010)利用1990年后的数据也发现了类似的结论。一些研究开始通过放松新古典增长模型的一些基本假设条件来讨论初始收入水平之外的其他因素对我国省际经济收敛的影响。例如，刘强(2001)认为，劳动力大规模的区际迁移是影响国内经济收敛的重要因素。蔡昉和都阳(2000)研究发现，人力资本差异是影响地区经济收敛的主要原因。李光泗和徐翔(2008)认为，技术引进对地区经济收敛产生了显著影响。然而，这些研究都始终停留在宏观整体层面，而未能区分中国国内经济收敛性质在不同部门间的差别。也正因此，整体经济的组成结构，即产业结构，一直被置于我国省与省之间经济收敛影响因素的考察范围之外。 本文通过更细致地考察整体经济之下各部门劳动生产率收敛性质的差异，以及产业结构对整体生产率收敛性质的影响，将经济收敛与基于多部门新古典宏观理论的非平衡增长模型联系了起来。这类模型的核心内容是在非平衡增长的大框架下，通过产业结构升级为中介，讨论影响经济增长的各种因素。该理论指出，即使在常数增长路径(constant growth path)上，产业结构也将按照“库兹涅茨事实”(Kuznets facts)的描述不断变化：第一产业的就业份额不断下降，第三产业的就业份额不断上升，第二产业的就业份额先升后降、呈倒“U”型变化。对这一现象，Kongsamut等(2001)从需求面提出解释，认为产业结构演变来自不同产品需求收入弹性的差异；Ngai和Pissarides(2007)与Acemoglu和Guerrieri(2008)则分别从供给面提出两种解释。前者将产业结构演变归因于不同部门生产力进步率的差异，而后者强调产业结构演变来自不同部门资本密集度的差异。国内研究方面，徐朝阳(2010)将Acemoglu和Guerrieri(2008)的两部门模型拓展至三部门，在解释农业就业份额下降、服务业就业份额上升的同时，解释了第二产业就业份额倒“U”型的变化轨迹。Mao和Yao(2012)在开放环境中拓展了非平衡增长理论。在非平衡增长框架下，产业结构的变迁可能影响经济整体的生产率和收入水平。Duarte和Restuccia(2010)及Bah和Brada(2009)分别利用包括美国在内的29个国家和加入欧盟的中欧国家的数据，发现国家间工业部门的生产力差异最小，农业和服务业部门的生产力差异较大。因此，在经济从农业向工业部门的结构转型过程中可能出现整体收入水平的相对上升，而在从工业向服务业部门的结构转型过程中可能出现整体收入水平的相对下降。Caselli和Coleman(2001)指出，当经济增长降低农产品的相对需求，从而推动落后地区中劳动力从农业部门向非农部门转移时，落后地区的整体收入水平将向发达地区收敛。通过对美国地区间收入水平收敛程度的分解，他们发现从农业部门向非农部门的结构转型解释了经济收敛的一半以上。 本文对现有文献的贡献主要有以下几点：(1)首次揭示中国省际经济收敛现象在不同部门之间的差异，发现工业部门劳动生产率存在着绝对收敛，而非工业部门不存在收敛。(2)首次从产业结构的角度解释中国省与省之间整体经济的收敛状况，为理解我国地区经济发展差异的动态变化提供了新的视角。 本文其余部分安排如下：第二部分讨论工业部门劳动生产率的绝对收敛；第三部分从产业结构的角度解释为何工业部门的绝对收敛没有导致整体经济的收敛；第四部分讨论省际间产业结构差异与产业结构不收敛的原因；第五部分总结并提出政策建议。 二、工业部门生产率的绝对收敛 (一)数据及研究方法 为了比较国民经济各部门收敛性质的差异，最关键的是要计算国民经济各部门的劳动生产率②。为计算工业部门的劳动生产率，我们采用了1998-2007年的规模以上工业企业数据库(以下简称“工业库”)。这套数据包含了中国工业部门所有的国有企业以及所有“规模以上”(即总产值超过500万元)的非国有企业。企业数目由1998年的150733个增加到2007年的335076个。根据具有可比性的2004年第一次全国经济普查年报，工业库中涵盖企业的销售总额占所有工业企业销售总额的89.5%。因此，这套数据对于工业部门有很强的代表性。我们分别计算每个行业—省份中所有企业的平均劳均增加值(增加值/从业人数)，以衡量这一行业—省份的劳动生产率水平③。 对于这套数据有两点需要说明。第一，规模以上企业在经济中的比重随着时间推移逐渐上升，因此样本的代表性在越晚的年份中越强。第二，由于专业化的存在，并不是每个省份的工业部门都包含所有的工业子行业。从省份个体的角度而言，随着行业分类越来越细，该省份所包括的子行业占比会越来越少。比如，四川省在2007年囊括了所有的2位数工业子行业，但是只包含87%的4位数工业子行业。从跨省份的角度而言，随着行业分类越来越细，各省份所覆盖的工业子行业范围会出现更大的差异。例如，2007年，在九成以上省份中都存在的2位数子行业数占所有2位数行业数的87%，但是对于4位数子行业，这一比重仅为15%。因此，我们在下文的分析中将以2位数工业行业作为基准，而在稳健性检验中讨论行业细分对结果的影响。 工业部门劳动生产率明显的收敛特性可以从图2中清晰地看出。图2中每一点代表一个2位数行业—省份组合。横轴为某行业—省份在初始年份(1998年)的劳动生产率水平，纵轴为这一行业—省份在1998-2007年间劳动生产率的平均增长率。可以看到，两者存在着明显的负向关系。这意味着在工业部门，初始生产率更低的省份生产率增长更快。换句话说，工业部门劳动生产率在省与省之间存在着收敛。 图2的负向关系虽然直观地显示出工业部门生产率具有收敛特性，但是仍存在一些问题。首先，上图中包括了所有2位数工业子行业，不能看出单个子行业的生产率是否存在收敛，也无法看出不同子行业收敛性的差异。第二，图2中的生产率为名义量而非实际量，因此可能仅仅反映了产品价格在省与省之间增长的差异。为了严格地检验工业部门劳动生产率在省与省之间是否存在收敛，我们采用以下计量方法。 假设j省行业i在t年的名义劳动生产率为
。那么其实际劳动生产率的增长率(
)可表示为名义劳动生产率增值率(
)与该行业该省的通货膨胀率(
)之差：
我们假设新古典增长模型对所有行业都成立。因此，实际劳动生产率的增长率取决于当前生产率与该行业技术前沿的差距。此外，根据新古典增长理论中的“条件收敛假说”，实际生产率增长率还可能取决于地理因素、投资环境以及开放程度等地区自身特征以及政策。因此，我们对实际生产率的增长率进行以下设定：
其中
为i行业劳动生产率的稳态值，即技术前沿。
为表示地区自身特征的地区固定效应。在新古典增长模型的文献中，在控制
与不控制
的情况下的经济收敛分别被称作“条件收敛”与“绝对收敛”。注意，绝对收敛是比较强的收敛概念，意味着不管各地自身的特征及政策存在怎样的差异，当前生产率较低的省份都会比生产率较高的省有更快的生产率增长。 将(2)式代入(1)式，并选择t年为初始年份，那么名义劳动生产率的增长率可写为：
估计(3)式的难点在于分省份分行业的通货膨胀率
数据通常难以获取。为解决这一问题，我们假设同一行业通货膨胀率的均值在各省份是相同的，即：
其中
是i行业的通货膨胀率均值，
是j省份在i行业的通货膨胀率偏离该行业均值的程度。将(4)式代入(3)式可得：
图2 两位数工业行业劳动生产率收敛
当实证研究仅仅使用一始一末两个时点上的数据，进行纯粹的横截面回归分析时，时间脚标可以略去。因此，二元变量
可以简化为行业层面的固定效应。这样，方程可以被重新写作：
(7)式是我们所要估计的主方程。 在实证分析中，我们将1998年作为初始年。因此
为1998年某行业—省份的对数劳动生产率。为了消除短期波动的影响，我们将样本末期设为2007年，因此
代表了1998-2007年生产率的年均增长率。
用行业虚拟变量代替。对
的处理我们考虑3种形式：(a)在(7)式中不包括省份虚拟变量
，这种设定对应经济收敛文献中的“绝对收敛”。(b)在(7)式中加入省份虚拟变量
，这种设定对应经济收敛文献中的“条件收敛”。(c)在(7)式中加入东中西部3个地区的虚拟变量，这种设定对应经济收敛文献中的“俱乐部收敛”。这种设定允许拥有相同生产率水平的省份的生产率增长速度在东中西部3个区域间存在差异，但在区域内完全相同。 (二)主要结果 我们对所有2位数工业子行业进行OLS估计并以此作为基准结果。从表1可以看到，3种设定下，初始劳均增加值前的系数均显著为负，说明工业部门生产率确实存在明显的β收敛。特别值得注意的是，在第(1)列中，即使不控制任何的地区或省份虚拟变量，工业部门劳动生产率的收敛仍是成立的，说明工业部门劳动生产率存在着“绝对收敛”。这一发现和之前研究中人均GDP不存在绝对收敛的结论形成了鲜明对比。收敛系数β显示出的收敛趋势是相当强的。以绝对收敛为例，收敛系数为-0.0898，远远大于收敛文献中省与省之间人均GDP回归所普遍发现的约-0.02的收敛系数(Barro and Sala-i-Martin，1992)。-0.0898的收敛系数意味着如果A省份的初始生产率是B省份的两倍，那么B省的生产率年均增长会比A省份快6.2%。 根据收敛系数β，我们可以计算出每种收敛形式下的收敛速度(λ)，公式如下：
其中T为样本期所包含的年份数(我们的样本中为9，即1998-2007年)。由此公式可以，绝对收敛、俱乐部收敛以及条件收敛分别对应的收敛速度为-0.168、-0.185以及-0.148。 我们进行了一系列的稳健性检验来确保工业劳动生产率收敛这一结论的可靠性。首先，我们对行业进行了不同程度的细分，采用3位数、4位数以及工业整体的劳动生产率对(7)式重新进行了估计。表2的结果表明，不管采用哪种行业细分程度，收敛系数仍然保持负显著。即使在采用工业部门整体生产率的情况下，收敛仍然存在④。
第二，我们检验了生产率在单个工业行业中是否存在收敛现象。图3描述了4个具有代表性的行业：纺织业、通用设备制造业、电子产品制造业以及化学制品制造业中初始生产率与生产率增长率关系。可以看到，4个代表性行业的初始生产率均与其生产率增长率表现出明显的负向关系。为了进一步验证收敛是否普遍存在于各个工业子行业当中，我们对每一个3位数行业的子样本进行了(7)式的估计(不加入行业与省份虚拟变量)，并将收敛系数的核密度分布绘于图4。可以看到，几乎所有的工业行业，收敛系数均小于0。对于呈现出收敛特征的行业，收敛系数大约停留于(-0.15，-0.05)区间，其中-0.1周围最为集中。因此，对于单个工业行业，劳动生产率收敛的现象也普遍存在。 第三，我们检验了考察期限的选择是否会改变之前的结果。我们仍采用1998年作为期初，但对期末的年份进行更换。我们分别考察了样本期为5年(2003年结束)、6年(2004年结束)和7年(2005年结束)时的收敛情况。从表3的结果可以看到，工业部门生产率的收敛性对于考察期限的选择也保持了高度的稳健性。不管考察期限如何变化，收敛系数一直保持负显著。同时，随着考察期末年份的由2003年延后到2007年，收敛系数不断变小。例如，以2003年为末期的绝对收敛系数为-0.129，这意味着收敛速度为0.187。在以2007年为末期的基准回归中，我们已经算出收敛速度为0.168。换而言之，这意味着工业部门生产率的收敛在2003年之后普遍有所放慢。
图3 稳健性检验2：代表性行业劳动生产率收敛
图4 稳健性检验2：各工业行业收敛系数核密度
第四，我们采用除劳动生产率外的其他生产率衡量指标考察了结果的稳健性。除劳动生产率外，文献中通常采用全要素生产率(TFP)来作为企业生产率的衡量指标。传统的TFP测算多采用OLS对生产函数进行估计。然而，关于全要素生产率测量方法的文献指出，传统OLS方法存在着较强的内生性问题。由于企业的要素投入和产出可能是企业在观测到自身生产率后同时做出的最优决策，简单地采用产出对要素投入进行OLS回归会使估计产生偏误。为解决这一问题，Olley和Pakes(1996)提出了以企业投资决策作为企业生产率的代理变量的半参数估计方法(简称OP)，较成功地解决了传统OLS估计中的内生性问题。Levinsohn和Petrin(2003)进一步对OP方法进行修正，以企业的中间投入品作为企业生产率的代理变量，提出了另一种解决内生性问题的估计方法(简称P)。本文采用OP与LP方法分别估计了企业生产率，并在表4中汇报了这两种TFP对(7)式的回归结果⑤。可以看到，不论采用哪种TFP指标，生产率的收敛性质仍然十分稳健，回归系数与劳动生产率的情况也比较接近。这说明工业部门生产率的收敛性质并不受生产率衡量指标和估计方法的影响。 三、为何工业部门的生产率收敛没有导致整体经济收敛
图5 非工业部门的劳动生产率收敛
之前的分析已经表明，工业部门劳动生产率在省与省之间存在着较强的绝对收敛。然而之前关于中国省际经济收敛的研究普遍发现人均GDP并没有出现明显的绝对收敛特性⑥。那么，一个自然的问题就是为什么工业部门如此强烈的收敛也没有导致整体经济范围内人均GDP的收敛呢？我们认为问题的答案在于两个方面：(1)非工业部门的劳动生产率不存在收敛特性(2)工业部门在落后省份所占比重较小，导致工业部门生产率收敛对整体经济收敛的拉动作用不明显。 (一)非工业部门劳动生产率的收敛特性 图5描述了农业以及服务业中初始劳动生产率与劳动生产率增长率的关系，样本期仍为1998-2007年⑦。可以看到，在农业部门，初始生产率与生产率增长几乎不存在明显的关系。在服务业中，初始生产率与生产率增长虽然仍呈现出一定的负向关系，但是极其微弱。表5第(1)与第(2)列分别汇报了对农业与服务业劳动生产率采用(7)式进行回归(不包括行业与省份虚拟变量)的结果⑧。以绝对收敛为例，农业部门的收敛系数为0.000648，服务业部门为-0.00457，并且均不显著。这与表2第(7)列中工业部门整体-0.13的收敛系数形成了鲜明对比。俱乐部收敛的结果也与此类似。这说明与工业部门不同，农业与服务业的劳动生产率并不存在β收敛。 非工业部门包括农业、服务业与建筑业，农业与服务业中不存在收敛不代表非工业作为一个整体也不存在收敛。遗憾的是，我国所公布的统计数据中并没有提供建筑业以及整个非工业部门的从业人数，因此我们无法获取建筑业与非工业部门的劳动生产率数据。但是，我们可以通过劳均GDP数据与工业企业库数据加总后得到的工业部门劳动生产率与工业从业人数数据近似地估计非工业部门的劳动生产率。具体地，劳均GDP(y)可以写成工业部门劳动生产率(
)与非工业部门劳动生产率(
)的加权平均⑨：
其中权重
为工业从业人数占总从业人数的比重。由此，非工业部门的劳动生产率等于：
我们通过工业数据库加总后计算出
与
，然后结合劳均GDP数据计算出
。表5第(3)列汇报了以这一估计的非工业部门劳动生产率进行(7)式回归的结果。可以看到，绝对收敛系数为-0.00249，非常小且不显著，第(6)列中俱乐部收敛系数虽然在10%水平上显著，但是系数值仅有-0.0093，远小于工业部门的-0.142。这些证据说明整个非工业部门的生产率也不存在明显的收敛。 (二)产业结构与经济收敛 我们已经看到，工业部门与非工业部门劳动生产率存在着截然不同的收敛性。工业部门存在着绝对收敛而非工业部门不存在明显的收敛。但是，仅仅只有非工业部门的不收敛无法解释为何整体经济的劳均GDP缺乏收敛，我们还需要考虑产业结构在其中起到的作用。为了说明这一点，注意到
，因此我们按照Rodrik(2013)的方法，将劳均GDP的增长率按照产业进行分解：
其中
分别为工业部门与非工业部门相对于整体经济的生产率升水(贴水)。这一分解将劳均GDP的增长率分解为了3项。第一项和第二项分别可以看作工业生产率与非工业劳动生产率增长对劳均GDP增长的贡献。值得注意的是，行业劳动生产率增长对劳均GDP增长的贡献取决于这一行业的就业在经济中所占的比重，行业比重越高，劳动生产率同样的增长对劳均GDP增长的贡献就越大，这体现了产业结构在影响整个经济收敛性方面的作用。第三项可以被视作行业间就业“再配置”对劳均GDP增长的贡献。由于数据中
，所以工业份额的提高可以加快劳均GDP的增长。 由(8)式可以看出，劳均GDP不出现收敛可能有以下几种原因：(1)工业劳动生产率增长对整体经济增长的贡献(即(8)式第一项)与劳均GDP不存在明显的负向关系。(2)非工业部门对整体经济增长的贡献(即(8)式第二项)与劳均GDP不存在明显的负向关系。(3)劳均GDP较低的省份的工业化进程不明显(dαl较小)，导致(8)式第三项与劳均GDP不存在明显的负向关系。 我们根据(8)式对每个省份的劳均GDP增长率进行了分解。在表6中，我们按照劳均GDP的25%分位数、50%分位数以及75%分位数将所有省份分成4组，并汇报了每一组分解结果的均值，其中越下方的组劳均GDP越高。表6的第(2)～(4)列分别汇报了工业劳动生产率增长的贡献(
)、非工业劳动生产率增长的贡献(
)以及行业间就业再配置的贡献(
)。从这3列我们可以看出：(1)从对劳均GDP增长的贡献来看，工业生产率增长和非工业生产率增长贡献较大，而就业在行业间的再配置带来的增长对总体增长的贡献非常小。因此，劳均GDP增长主要由工业部门及非工业部门本身劳动生产率的增长主导，资源再配置在里面发挥的作用比较有限。因此，我们的关注重点应放在第一项与第二项。(2)不管是工业还是非工业的贡献都没有体现出明显的收敛趋势。可以看到，随着劳均GDP的增加，不管是工业还是非工业的贡献都没有呈现明显的递减的现象。(3)行业间配置效应的贡献也没有体现出收敛。在劳均GDP较高的省份，行业间配置效应对劳均GDP增长的贡献更大。这意味着，尽管工业劳动生产力普遍高于服务业劳动生产力，但由于落后地区的工业化进程并未显著快于发达地区，因而落后地区未能通过更快的经济结构调整实现劳均GDP更快的提高。 第(3)列中非工业的贡献没有收敛并不令人吃惊，因为我们已经知道非工业的劳动生产率增长本身并不存在收敛。值得进一步说明的是第(2)列中工业的贡献。可以看到，工业劳动增长率对劳均GDP的贡献也没有出现收敛。然而我们在之前的分析中发现工业部门劳动生产率是存在强烈的绝对收敛的。那么，是什么导致了工业部门生产率的收敛性并没有反映到工业对劳均GDP的贡献上呢？为了说明这一问题，我们在表6的第(5)～(7)列中进一步把工业贡献拆解成3项：工业部门就业占比(
)、工业相对于整体经济的生产率溢价(
)以及工业生产率的增长率(
)。可以看到，如果从工业部门生产率来看，工业劳动生产力及其增速在省与省之间的分布确实促进了劳均GDP收敛。第(6)列表明，在劳均GDP较低的省份，工业部门劳动生产率相对于整体经济的生产率水平来说更高；而第(7)列表明，工业劳动生产率在劳均GDP较低的省份总体而言也比劳均GDP较高的省份增长更快⑩。然而，使得工业贡献没有呈现出收敛的关键因素是工业就业占比。从第(5)列可以看到，在劳均GDP较高的省份，工业就业占总就业的比重也相应较高(11)。而在劳均GDP最低的几个省份当中，工业就业人数占整体就业人数的比重只有5%左右。因此，虽然
和
都呈现出一定的收敛性，但是在经过工业就业份额的调整之后，工业生产率增长对劳均GDP增长的贡献
并没有体现出收敛的趋势。这一发现的经济含义是十分直观的，虽然在较落后的省份中工业生产率有着更快的增长，但是由于工业在这些省份中所占比重很小，因此较快的工业生产率增长对这些省份的劳均GDP也不能产生足够的拉动作用以导致劳均GDP向发达省份收敛。 (三)反事实分析 之前我们已经看到，落后地区与发达地区之间工业占比的差距是导致劳均GDP缺乏收敛的重要原因。那么，如果各省份之间工业份额趋于平衡，对于劳均GDP的收敛性会产生怎样的影响呢？为了考察这一点，我们进行了以下两种反事实分析。(A)假设所有省份工业就业份额的均值不变，但所有省份与均值的差异缩小50%。这等于工业就业份额在省与省之间的标准差缩小了50%。(B)假设所有省份工业就业份额达到同一水平，完全不存在差异。为方便分析，我们假设所有省份的工业份额都等于全国工业化水平最高的省的工业就业份额。
在这两种情况下，我们分别采用(8)式预测出劳均GDP在每个省份的增长率，并将这一增长率连同工业份额汇报在表7中。与表6一样，我们按照劳均GDP的25%分位数、50%分位数以及75%分位数将所有省份分成4组，并汇报了每一组劳均GDP增长率预测值的平均数。表7第(1)～(2)列为真实数据中的工业份额与劳均GDP增长率。显然，劳均GDP不存在明显的收敛趋势。第(3)～(4)列中汇报了反事实(A)的结果。可以看到，当省与省之间工业就业份额的方差缩小50%之后，劳均GDP的收敛趋势已经开始出现。劳均GDP越低的省份，增长速度相应越高。最落后的省份的劳均GDP增长率比最发达的省份将高出3.1%。第(5)～(6)列中进一步汇报了反事实(B)的结果。很明显，如果所有省份的工业就业份额都达到同一水平(35.5%)，劳均GDP会出现明显的收敛趋势。并且，由于在这种情况下所有省份的工业就业份额完全相同且处于较高的水平，因此劳均GDP的收敛速度比第(4)列明显更快。最落后的省份的劳均GDP增长率比最发达的省份将高出18.4%。总的来说，这些反事实分析所表达的中心思想是十分明确的：各省份之间工业化差距的缩小可以导致整体经济出现明显的收敛。 四、工业份额地区差异与工业份额不收敛的原因讨论 上文的分解结果显示，劳均GDP在省与省之间不收敛与经济结构有关。这体现在两方面。首先，各省份的初始工业就业份额存在差异：落后地区的工业就业份额小，发达地区的工业就业份额高。这在一定程度上抵消了落后地区工业劳动生产力向发达地区收敛对整体经济收敛的推动作用。这体现在(8)式的第一项中。其次，各省份的工业就业份额也没有收敛。尽管工业劳动生产力普遍高于服务业劳动生产力，但由于落后地区的工业化进程并未显著快于发达地区，因而落后地区未能通过更快的经济结构调整实现劳均GDP更快的提高。这体现在(8)式的第三项中。那么，是什么原因导致了省与省之间的初始工业就业份额差异？又是什么原因导致了工业就业份额未能收敛？本部分从理论和实证上对此进行探讨。 (一)省与省之间初始工业就业份额差异的讨论 图6表明，1998年各省份的工业就业份额与各省份当年的劳均GDP水平高度相关。初始工业就业份额在省与省之间横截面维度上的显著区别可能是不同地区经济差异化发展的自然结果。非平衡增长理论指出，以就业份额衡量的产业结构将随经济发展的阶段而不断变化(Kuznet，1957；Chenery，1960)。具体来说，随着经济发展阶段的提高，农业就业份额将持续下降，服务业就业份额将持续上升，而工业就业份额将按先升后降的倒“U”型变化。因此，初始工业就业份额的差异很可能反映了发展阶段的不同。当然，在中国绝大多数省份中，工业就业份额几乎始终保持上升趋势，说明它们仍处在“Kuznets事实”描述的倒“U”型曲线的前半段，即工业就业份额尚未达到顶峰。这导致我们观察到1998年经济发展阶段较高的省份拥有较高的工业就业份额。 在结构转型的前半期，工业就业份额随经济发展阶段而提高。这意味着，新古典模型对经济收敛的传统解释可能失效。在新古典单部门增长模型中，资本积累降低了资本的边际产出，导致劳均GDP收敛。但在多部门非平衡增长模型中，资本积累尽管导致工业劳动生产力收敛，却还同时导致结构转型。特别地，在结构转型的前半期，工业就业份额将随经济发展阶段而提高。发达地区尽管工业劳动生产力增长得较慢，工业就业份额却也较高，因此，工业部门对劳均GDP收敛的贡献未必比落后地区小。反之，落后地区虽然工业劳动生产率增长得较快，但工业部门对其整体经济的重要性较小，削弱了工业劳动生产力收敛对劳均GDP收敛的贡献。因此，资本积累尽管是新古典单部门增长模型中推动劳均GDP收敛的关键因素，但在包含结构转型的多部门非平衡增长模型中，它产生的劳动生产力收敛效应和结构转型效应可能相互抵消，从而未必能够导致整体经济收敛。这意味着，在多部门框架中，将产业结构因素纳入经济收敛分析是十分重要的。 当然，除了经济发展阶段以外，初始工业就业份额在省与省之间的显著差异还可能与我国自身的一些特点密切相关。其中两个可能的方面是不同地区的地理条件和政策差异。图6显示，初始工业就业份额较高的省份大多位于沿海地区。由于工业发展在很大程度上取决于基础设施和对外贸易，因此沿海地区的工业就业份额往往较高。Kim和Knaap(2001)就将地理因素视为中国国内工业空间集聚差异形成的主要原因。Fujita和Hu(2001)认为，中国中央政府自20世纪80年代开始实施的倾向于沿海地区的差异化发展政策进一步加剧了工业空间集聚的差异。同时，在地方政府层面，初始工业就业份额较高的地区也享有较为宽松的政策环境和较少的政府干预，这降低了经济活动的交易成本，加强了民营经济对工业发展的推动作用(金煜等，2006)。最后，贸易开放往往导致工业活动向贸易边境地区转移(Rodríguez-Pose and Sánchez-Reaza，2003)。因此，20世纪90年代初以来中国在国际贸易方面的开放也进一步加剧了沿海地区的工业集聚。 (二)省与省之间工业就业份额不收敛的讨论 在经济收敛分解式(8)式中，我们已经证明了第一项的实际效应很小。但是，如果工业就业份额能够在地区间收敛，那么根据(8)式中的第三项，通过产业调整也能实现整体劳均GDP收敛。但是图7表明，工业就业份额不仅在地区间的初始水平显著不同，同时也未表现出明显的收敛趋势，即工业就业份额在落后地区并没有增长更快。
图6 各省份劳均GDP与工业就业份额
图7 各省份劳均GDP与工业就业份额变化 因此，我们必须回答的问题是，根据现有的理论，工业就业份额是否应当收敛？为什么中国地区间的工业就业份额没有收敛？非平衡增长理论指出，在非平衡增长路径上，不同地区的产业结构最初会因发展阶段的不同而存在差异，最终却都将按照“库兹涅茨事实”的描述，收敛到服务业就业份额占主导、农业和工业就业份额趋向于0的格局。但Herrendorf等(2013)发现，对“欧盟15国”(12)而言，尽管各国三次产业就业份额的历史演变轨迹十分相似，但在任何相同的发展水平上，它们的产业结构都存在稳定而明显的差异。他们就此指出，传统的非平衡增长模型大多局限于封闭经济环境，忽视了产品贸易对地区间产业结构差异造成的持续影响。Uy等(2013)在两国开放环境中拓展了非平衡增长模型，说明在结构转型的过程中，产品贸易带来的国际分工可能导致两国的产业结构不收敛，其具体形式取决于模型参数。与此同时，关于地区间产业结构是否收敛的实证研究并未获得一致结论。一方面，Bruelhart(1995)以就业数据衡量产业结构，发现在18个产业中，14个以劳动密集型为主的产业的地区集中度在20世纪80年代有所上升，说明国家间的产业结构可能发散。另一方面，Dalum等(1998)和Laursen(1998)则发现OECD国家出口部门的显示性比较优势在20世纪60年代至90年代间有所收敛，可能反映出产业结构逐渐趋同。总而言之，针对地区间产业结构是否应该收敛的问题，在理论和实证上目前仍存在争议。 就中国国内各省份而言，地区间产品贸易带来的“国内分工”显然是导致工业就业份额不收敛的原因之一。与此同时，自20世纪90年代以来大规模的跨省份的劳动力流动也可能是造成工业就业份额不收敛的重要原因。我们在前文中指出，初始工业就业份额较高的省份往往处于较高的经济发展阶段。它们工业部门的劳动生产率也较高。当劳动力可以跨省份流动时，人们就会离开相对落后地区的工业部门，进入相对发达地区的工业部门。因此，即使相对发达地区的工业就业份额原本应按照非平衡增长理论的预测而下降，从其他地区涌入的劳动力也可能彻底抵消这一趋势。 要全面验证跨省份劳动力流动对地区间工业就业份额收敛的影响是非常困难的。因为这意味着我们不仅需要掌握每个省份的工业部门中来自其他各省份的劳动者数量信息，还要了解如果这些劳动者留在原省份中是否还会处在工业部门。我们在此只能对该问题做一些粗略的分析。我们采用如下反事实分析：我们首先计算出样本期每个省份中来自其他每个省份的劳动力人数，然后假设这些跨省份的劳动者不能流向目的省份，而是进入原省份的工业部门，根据这一反事实的劳动力数量重新计算每个省份的工业份额，以考察在工业部门没有跨省份劳动力流动的情况下，各省份的工业份额是否会存在收敛。由于工业数据库中没有提供分来源地的劳动力数量信息，我们必须首先根据其他数据对此进行推算。为此，我们采用了2000年和2005年两年的人口普查数据。我们首先利用普查数据计算出每个省份的工业部门中，被访的各省份劳动者占工业部门全部被访劳动者的比例。其次，我们将这些比例套用到2000年和2005年的工业企业数据库上，由此推算出这两年每个省份的工业部门中，来自各省份的劳动者数量。以A省份工业部门中来自B省份的劳动者为例，2005年和2000年两年人数之差就表示这5年间从B省份工业部门流入A省份工业部门的人数。需要说明的是，我们假设这些跨省份的劳动者如果不能流向目的省份，就将进入原省份的工业部门。大量劳动经济学研究表明，跨地区的劳动力流动比跨部门的劳动力流动容易得多(Bachmann and Burda，2010)。因此，在无法获知劳动力回到原省市后将进入哪个部门的前提下，这是我们能做的最好的简化假设。 我们根据以上步骤进行了反事实分析，计算了在没有跨省份劳动力流动的情况下，各省份工业就业份额在2000-2005年间的平均增长率，并将其与各省份2000年劳均GDP一同绘制在图8中。为直观呈现跨省份劳动力流动对工业就业份额收敛性质的影响，图8同时描述了各省份工业就业份额增长率的真实数据与各省份2000年劳均GDP的关系。显然，在真实数据中，各省份的工业就业份额在2000-2005年间没有收敛。尽管在统计上不显著，但如图8中的实线所示，工业就业份额的增长率与2000年初始的劳均GDP间呈现出正相关关系。但在假设不存在跨省份劳动力流动的反事实分析中，发达省份工业就业份额的增长率普遍下降，而落后省份工业就业份额的增长率普遍上升。这与劳动力从落后省份流向发达省份的一般事实是吻合的。因此，在反事实分析中，各省份的工业就业份额在2000-2005年间明显收敛。如图8中的虚线所示，反事实分析中工业就业份额的增长率与2000年初始的劳均GDP间有很强的负相关关系。我们进一步以反事实分析中工业就业份额的增长率对2000年初始的劳均GDP做回归，得到的系数为-0.0119，并在10%水平显著。这一分析说明，跨省的劳动力流动的确是导致各省份工业就业份额不收敛的重要原因。
图8 反事实分析：劳均GDP与工业就业份额增长率 改革开放以来，中国省与省之间人均GDP没有表现出绝对收敛的特性。特别是在20世纪90年代以后，省与省之间人均GDP还逐渐体现出发散的趋势。然而，本文发现经济收敛并非不存在，而是仅仅存在于工业部门之中。我们的结果显示，工业部门劳动生产率存在着强烈而稳健的绝对收敛，而在非工业部门中劳动生产率并没有明显的收敛趋势。这种差异意味着产业结构在解释中国省与省之间经济收敛方面起到了重要作用。通过对劳均GDP进行产业分解我们发现，劳均GDP之所以未出现像工业劳动生产率那样的收敛，是因为工业部门的就业份额在落后省份十分低下，这导致即使落后省份工业生产率增长很快，对经济增长也不能起到足够的拉动作用。我们通过反事实分析发现，如果缩小各省份工业化程度的差距，劳均GDP就会出现明显的收敛。然而，我国目前面临的现实问题是，由于仍处在结构转型的前半期，因此，工业就业份额与经济发展阶段正相关，在地区间也还存在显著差异。我们还发现，跨省份的劳动力流动进一步加剧了工业就业份额地区间差异的长期持续。 以上结论表明，缓解地区间经济发展不平衡与优化产业结构调整作为我国经济当前的两大任务，必须协调进行、统筹发展。一方面，推动落后地区的工业化、提高落后地区的工业就业份额有助于强化当地工业劳动生产力收敛对整体经济收敛的推动作用，促进落后地区向发达地区追赶，最终缓解地区间经济发展的不平衡。另一方面，缩小地区间工业劳动生产力的差距、保障工业劳动生产力的收敛有助于推动落后地区的工业化进程和产业结构调整，减小工业就业份额在地区间的分布差异。当然，本文的结论并不意味着落后地区的工业化是减小地区间经济发展差距的唯一途径。促进工业部门以外其他部门的劳动生产力收敛对缓解地区间经济发展不平衡而言同样是重要的。因此，理解这些部门缺乏收敛的原因并制定针对这些部门的公共政策，也可能对减小地区间经济发展差距起到积极作用。 作者感谢张斌、姚洋、张晓波、徐建炜、王勇，以及第5届“转型与经济发展(TED)”国际双年会、第十四届中国青年经济学者论坛各位专家的宝贵意见和建议。当然，文责自负。茅锐为本文通讯作者。
①与Rodrik(2013)一致，本文采用劳均GDP(GDP/总就业人数)而不是人均GDP(GDP/总人口)来衡量整体经济的生产率水平。理论上，在不存在失业的情况下，劳均GDP与人均GDP是等价的。在存在失业的情况下，整体生产率水平应由劳均生产率衡量。之前关于中国省际收敛的研究多采用人均GDP作为研究对象，但也有部分研究采用劳均GDP，如林毅夫和刘培林(2003)。每一年的收敛系数的估计方法为以当年的(初始)劳均GDP作为自变量，以当年到未来N年间的劳均GDP年均增长率作为因变量进行OLS回归，得到的初始劳均GDP前的系数即为收敛系数。为了保证结果的稳健性，对于每一年我们分别采用了初始年后6年期间、8年期间以及10年期间的增长率作为因变量。 ②行业层面的劳均GDP等于行业的劳动生产率。 ③将数据先按行业—省份层面进行加总，再计算每个行业—省份的劳均增加值，得到的结果与取平均值的做法没有质的区别。 ④第(8)列的回归中无法加入省份虚拟变量，因而无法考察条件收敛。因为在这一设定中每个省份只存在一个观测值，若加入省份虚拟变量会导致模型无法识别。 ⑤用OP和LP方法估计企业TFP的具体步骤参见戴觅和余淼杰(2011)。由于在估计过程中所用到的产出和投入价格平减指数仅对制造业有数据，我们将样本仅限于制造业企业，这使得样本数略有减少。 ⑥之前文献多集中于分析改革开放到90年代末整体经济的收敛情况。为了考察在我们的样本期(1998-2007年)内整体经济是否也存在收敛。我们在附表1中采用劳均GDP在1998-2007年的增长率作为因变量，1998年的劳均GDP作为自变量进行了OLS回归。结果显示初始劳均GDP前的系数并不显著。因此，在我们的样本期内整体经济也没有出现收敛。 ⑦农业与服务业增加值与从业人员数目数据来自于《新中国五十年统计资料汇编》。目前的宏观统计数据中并没有提供农业与服务业细分行业的从业人数数据，因此我们只能计算部门整体的劳动生产率。 ⑧与工业整体的情况类似，此处我们无法考察条件收敛。 ⑨此处为了简化表达我们省略了省份下标j与时间下标t。
(11)附表2中的回归中
与人均GDP的正显著关系进一步说明了这一点。 (12)这些国家包括奥地利、比利时、丹麦、芬兰、法国、德国、希腊、爱尔兰、意大利、卢森堡、荷兰、葡萄牙、西班牙、瑞典和英国。
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