劳动力流动、资本转移和生产率增长——对中国工业“结构红利假说”的实证检验，本文主要内容关键词为：假说论文,生产率论文,实证论文,红利论文,劳动力论文，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、导言
生产要素流动是影响生产率增长的一个重要原因。Kuznets(1979)认为没有各种要素在不同经济部门之间的充分流动，获得人均产出的高增长率是不可能的。而“结构红利假说”正是解释要素流动和生产率增长的重要理论：由于各部门具有不同的生产率水平和生产率增长率，因此当投入要素从低生产率水平或者低生产率增长的部门向高生产率水平或高生产率增长部门流动时，就会促进总生产率增长 (Peneder,2002)。它的基本思想可以追溯到经典的二元经济模型(Lewis,1954)：假设经济中存在多余的劳动，随着更多的劳动投入到具有更高生产率增长的现代经济当中，总的生产率水平将不断提高。“结构红利假说”后来被广泛用来解释工业行业的发展：由于重工业相对于轻工业具有更高的生产率水平，因此，要素从轻工业行业向重工业行业的流动将导致工业总生产率的增加。
国外对“结构红利假说”进行了充分的实证研究。Salter(1960)最早采用英国28个制造业行业的结构红利假说进行了实证分析，其结果显示英国制造业间的要素流动显著地促进了生产率的增长。 Timmer和Szirmai(2000)发现结构红利假说只有在印度得到了证实，而在印度尼西亚、韩国和中国台湾并不成立。Singh(2004)对韩国1970-2000年制造业的实证研究发现，只有在1970-1980年期间，结构红利假说现象显著。Fageberg(2000)、Peneder(2002)等也得到结构红利假说不显著的结论。中国农业和非农业以及三次产业之间的要素流动对生产率增长的影响得到了一定的研究（郭克莎，1993；胡永泰、 1998；蔡昉和王德文，1999），而对中国工业行业之间结构红利假说的实证研究相对较少。郑玉歆(1993)首次对中国制造业行业间1980-1990年的结构变动对全要素生产率增长的影响进行过研究，并发现要素转移对生产率增长有一定的促进作用；吕铁 (2002)发现1980-1997年的中国制造业行业间的劳动力流动对劳动生产率增长的影响并不大。
但是上述国内外文献存在两点不足：第一，分析劳动力和资本要素转移对生产率增长的影响文献中都假定生产函数是规模报酬不变的，这就会忽略生产要素从不同规模报酬部门之间转移所导致的生产率增长差异，从而对估算的结果产生偏差；第二，绝大部分文献都没有考虑Verdoorn效应对生产率增长的影响，根据Verdoorn效应，不同Verdoorn弹性的行业的产出增长对生产率增长的影响不同，生产要素从低Verdoorn弹性的行业向高Verdoorn弹性行业转移会促进总生产率的增长；因此不考虑Verdoorn效应会对假说估计产生偏差①。
分析中国省际工业间的要素流动对生产率增长的影响文献很少②。本文尝试对现有文献做出三点贡献：第一，采用国际上常用的shift-share方法及其扩展的方法就中国各地区工业间的劳动力流动和资本转移对劳动生产率增长、全要素生产率增长的影响进行了实证分析，最后还分析了考虑Verdoorn效应时的要素流动对全要素生产率增长的影响，从而使得实证结果更加可靠；第二，考虑Verdoorn效应后，劳动力和资本流动对中国工业全要素生产率增长的总贡献较小，即结构红利假说并不显著；中国工业生产率增长的绝大部分原因还是内部增长效应；第三，各省工业间的劳动力和资本流动对生产率增长的影响各不相同：劳动力流动对工业生产率增长的促进作用不显著；而资本流动有利于工业生产率的增长。
二、理论框架
实证研究要素流动对生产率增长的影响一般使用shift-share方法。shift-share方法最早由Fabricant (1942)提出，这种方法最先认为总的劳动生产率增长是由两部分原因引起的：各部门的劳动生产率增长和劳动力流动。
则T和O时期的劳动生产率之差为：
式(3)右边的第一项为各省市工业的内部增长效应(within-growth effect,WGE)，它衡量了在不存在结构变动即每个省市工业维持原来劳动份额的情况下，各省市劳动生产率增长的加权和的大小。式(3)右边的第二项为劳动力流动的静态流动效应(static
shift effect,SSE)，它衡量了在劳动生产率水平不变的情况下，劳动向最初时期具有较高生产率水平的省市工业流动时导致总的生产率增长的影响。如果最初时期具有较高生产率水平的行业吸收了更多的劳动，并提高了自己的劳动份额，则该项的符号为正，并被称之为结构红利假说(the structural bonus
hypothesis)。式(3)右边的第三项为劳动转移的动态流动效应(dynamic shift effect,DSE)，它衡量了劳动向更高劳动生产率增长率的省市工业流动时对总生产率增长所造成的影响。如果省市工业的劳动生产率和劳动份额同时增长（或者同时减少），该项为正；如果具有较高生产率增长的省市工业的劳动份额减少，或者具有较低生产率增长的省市工业的劳动份额增加，则该项为负。Peneder称该项为负的情况为结构负利假说(the structural burden hypothesis)。
由于式(3)只能分析各省市工业间的劳动力流动对总工业劳动生产率增长的影响。在Timmer和 Szirmai模型的基础上，构建了一个考虑劳动力和资本要素同时在省际工业间流动对全要素生产率增长的影响模型③。假设i省工业在时期t的产出为
，按照Solow(1957)的全要素生产率的概念，则i省工业在时期t的全要素生产率为：
其中，
分别是时期t的全要素生产率的增长率、产出增长率、劳动力增长率、资本增长率。
分别是劳动力和资本的产出弹性。笔者假定中国工业的总量生产函数与各省工业的形式相同，则中国工业在时期t的产出增长率为：
各符合的含义与上式相同。总量生产函数变量与各行业生产函数变量之间具有以下关系：
上式与式(5)相减并整理，可以得到下式：
将上式右边的第一项为称为内部增长效应 (within-growth-effect,WGE)，衡量各省工业全要素生产率增长的加权和的大小；第二项称为产出结构效应(output structural effect,OSE)，衡量由于各省工业产出结构变动对生产率增长的影响；第三项称为劳动力流动效应(labor shift effect,LSE)，衡量劳动力在各省工业间流动对生产率增长的影响；第四项为资本转移效应(capital shift effect,CSE)，衡量资本在各省工业间转移对生产率增长的影响。第二、三、四项之和称为总效应(TE)。
三、数据来源及其处理
由于在1998年前后，国家对工业行业的统计口径发生了变化，因此，采用中国31个省市1998-2004年工业部门的数据。原始数据都来自于《中国统计年鉴》各年。以工业增加值表示产出；并以各地区的工业品出厂价格指数折算成1998年不变价④以从业劳动人员年均数表示劳动⑤。本文取固定资产表示资本投入。根据永续盘存法，对各省市工业的年末固定资产净值进行如下的折算：
笔者发现采用超越对数生产函数的估计值更可靠，因此，以式(11)估算各省市工业每年的资本和劳动力的产出弹性值。分别对超越对数生产函数和 C-D生产函数进行了估算，回归结果见表1。
四、省际工业间的劳动力流动和资本转移
按照结构红利假说，生产要素流动促进生产率增长需要一些前提条件。第一，各省市工业间必须存在要素流动，并导致要素份额的相对变动；第二，各省市工业间的生产率水平或者增长率存在差异。因此，首先来考察省际工业间的要素流动及其生产率差异情况。
从表2中可以看去，在1998-2004年期间，各省工业间发生了较大的生产要素流动。首先，从各省工业的资本在工业总资本所占的份额变动来看，资本要素向西藏、湖北、福建、浙江、内蒙古、山东、江苏、贵州、山西、安徽、四川、河北、宁夏、上海、青海、湖南等16个省工业相对转移，有偏向于中、西部地区的倾向。其次，从各省工业的劳动在工业总劳动所占的份额变动来看，劳动力从其他省工业流向了浙江、福建、广东、山东、江苏和上海等6个省工业，这6个省工业的劳动份额增长很快，而其他省工业的劳动份额都降低了。另外，从各省工业的增加值在工业总增加值所占的份额变动来看，增加值份额有所增长的有浙江、江苏、福建、天津、内蒙古、山东、广东、重庆和陕西等9个省工业，而其他省工业的增加值份额都有所降低。可见，在研究期间各省工业间发生了较为显著的要素流动。
表2 1998-2004年各省工业的资本、劳动、GDP份额增长率和劳动生产率增长率(%)
注：K、L、GDP、LP分别表示资本、劳动、GDP份额的变量率和劳动生产率的增长率。
图1 每年各省份工业的劳动生产率极差比
从劳动生产率增长来看，各省市存在较大的差异。2004年相对于1998年来说，吉林工业的劳动生产率在全国增长最大，其次是内蒙古、天津、重庆工业等。图1中列出了根据全国每年各省市工业中最大和最小劳动生产率之比值而得到的极差比率，发现各省市工业中每年最大和最小劳动生产率也相差 1倍以上。因此，中国各省工业之间已经存在结构红利假说的前提条件。
五、结构红利假说的实证分析
（一）劳动力流动对劳动生产率增长的影响
笔者采用常用的shift-share方法来分析劳动力流动对劳动生产率增长的影响。按照式(3)，将工业劳动生产率的增长分解为各省工业的劳动生产率增长加权和（内部效应）和劳动力流动带来的劳动生产率增长（静态效应和动态效应）。表3报告了分解的结果。2004年相对1998年来说，工业劳动生产率增长了169.29%，其中，98.63%是由于各省市工业自身的劳动生产率增长造成的，劳动力流动所做出的贡献只有1.37%。由于静态效应值为正，因此总体来说，劳动力从最初劳动生产率低的省市工业行业流动到了最初劳动生产率高的省市工业行业中；但是由于动态效应值为负，说明劳动力并没有从劳动生产率增长较低的省市工业行业流动到劳动生产率增长较快的省市工业行业，即劳动力更多地投入到低劳动生产率增长率的省市工业中，出现“结构负利假说”现象。另外，每年的劳动力流动对劳动生产率增长的影响都一致：静态效应为正，动态效应为负，出现“结构负利假说”现象，总的劳动力流动效应为正值但比较小。
结果和吕铁(2002)对中国各地区制造业间的劳动力转移对劳动生产率的影响的结论有所不同，吕铁发现1980-1997年期间，内部增长效应的贡献值为89.13%，静态效应和动态效应分别为3.27%和 7.60%，而结果显示动态效应为负，并且总劳动流动效应的贡献值远远小于后者。两者差异的原因可能有三个：一个就是样本的不同，样本为各省市的所有工业行业；而后者分析了各省市的26个制造业行业；另一个就是分析的企业类型也不同。样本企业是国有及规模以上非国有工业企业，而后者的样本是独立核算工业企业；第三个原因可能就是在1998年后，各地区工业企业的劳动流动效应确实发生了转变。但结果都显示中国工业劳动生产率增长的主要原因还是各省的“内部增长效应”，即各省工业自身的劳动生产率增长。
（二）劳动力流动和资本转移对全要素生产率增长的影响
根据式(8)，将工业TFP增长进行了分解。从表 4的结果来看，2004-1998年，工业每年的TFP都有所增长。2004年相对于1998年来说，工业全要素生产率增长了81.97%，其中，内部增长效应的贡献值为108.87%，总效应的总贡献值为-8.87%。从总效应的构成来看，资本转移对TFP增长的贡献比较大，达到了11.58%，而劳动力流动和产出结构变动对TFP增长的贡献值为负，导致总效应的贡献为负值，即出现“结构负利假说”现象。
而对于各年度来说，要素流动对生产率增长的影响又各不相同。在1999年、2000年、2003年和 2004年度，总效应的贡献值为正，并且在2000年，该贡献值达到了最大值41.61%；在2001年和2002年，总效应的贡献值为负。在总效应当中，资本流动的贡献值最大，资本流动的贡献值除2001年出现负值外，其他年度里都为正值；而劳动力流动和产出结构的贡献值在所有年度里都为负值。可见，总体来说，资本流动有利于全要素生产率的增长，而劳动力流动和产出结构变动不利于全要素生产率的增长。
表3 劳动生产率增长率的分解(%)
注：TE指静态转移效应和动态效应之和。
表4 TFP增长率的分解(%)
（三）考虑Verdoorn效应时的要素流动对生产率增长的影响
根据Verdoorn效应，产出增长和生产率增长之间存在双向的因果关系，产出增长更快的行业将具有额外的生产率增长，要素从低Verdoorn弹性不同的行业向高Verdoorn弹性的行业转移将会促进总生产率的增长，反之则反。Timmer和Szirmai首次考虑了这个效应并对常用的shift-share方法进行了改进。借鉴他们的思路，首先，按照各省工业的产出增长率的高低，将所有省市工业分为6类⑦，并假定每个大类具有不同的Verdoorn弹性，采用如下的方程来估算各省工业的Verdoorn弹性：
表5 Verdoorn弹性的估算结果
注：R^2指R^2：between值；wald和hausnman值括号里的值指prob＞chi2的值。*、**、****分别表示在1%、5%和15%水平上显著。 V值=1-各变量的系数值；回归软件为stata8.0。
其中，
为产出增长率；d[,i]为虚拟变量⑧，当省市工业为i时取1，否则为0； u[,it]为误差项。回归结果见表5。笔者发现第2类省市工业的Verdoorn弹性最大，其次是第6类、第3类、第 4类、第5类、第1类，并且各类省市工业的Verdoorn弹性存在一定的差异。接着，采用式(13)计算考虑 Verdoorn效应的要素转移效应（Timmer和Szirmai）。
表6 考虑Verdoorn效应的要素流动对TFP增长的影响(%)
其中，TE为考虑Verdoorn效应的要素流动效应；ε[,i]为i省工业的Verdoorn弹性，其他符号同上。表6是根据式(13)计算的考虑Verdoorn效应的要素流动对生产率增长的总影响。考虑Verdoorn效应后，2004-1998年期间，要素流动对生产率增长的贡献值从没考虑Verdoorn效应时的-8.87%变为 5.59%。可见，生产要素有从低Verdoorn弹性值的行业向高Verdoorn弹性值的行业转移，并有利于总生产率的增长。但要素转移对生产率增长的贡献值仍然比较小，工业生产率增长的绝大部分原因还是各省工业的内部增长效应。从各年度的情况来看，在2004-2003年度，当考虑Verdoorn效应后，要素流动对生产率增长的贡献值由正变为负，而在其他年度里，要素流动对生产率增长贡献值的符号在考虑 Verdoorn效应前后差异较小，即在这些年度里， Verdoorn效应的影响不大。
六、结论及启示
本文运用常用和扩展的shift-share方法，在考虑各省市工业生产函数规模报酬可变及Verdoorn效应的基础上，对1998-2004年期间中国各省市工业间的结构红利假说进行了分析，由此得到了以下基本的结论。
第一，中国各省工业间发生了较显著的劳动力流动和资本转移。资本要素倾向于中、西部地区工业转移；而劳动力从其他省市工业流动到浙江、福建、广东、山东、江苏和上海等6个东部省市工业，并造成这6个省市工业的劳动份额显著增加；尽管全国各省市工业的劳动生产率有趋同的趋势，但是各省市工业劳动生产率的差距仍然较大。
第二，生产要素有从低Verdoorn弹性值的行业向高Verdoorn弹性值的行业转移的趋势，但要素转移对生产率增长的总贡献较小，即结构红利假说并不显著；中国工业生产率增长的绝大部分原因还是内部增长效应。这表明劳动和资本要素还能够在各省市工业之间得到更好的配置。要素流动基本上有两条途径：一是市场自然演化的结果，竞争的优胜劣汰将导致资源从低效率的行业向高效率的行业转移；二是非市场力量。因此，中国省际工业间的要素配置可能受非市场因素的力量更多，还存在可以最优配置的空间。所以，在市场制度并不完善的情况下，如何实现生产要素在各省工业间的有效配置，实现与生产率增长良性互动是一个很重要的课题。
第三，具体而言，劳动力流动和资本转移对生产率增长的影响各不相同。劳动力并没有从低生产率增长的省市工业转向生产率高增长的省市工业中，出现“结构负利假说”现象。其原因可能有两个：一方面，生产率高增长的省市工业的主导行业可能并不是劳动密集型的，这些工业行业的快速发展并不能从其他省市工业中吸纳更多的劳动；另一方面，能够大量地吸收劳动力的工业行业一般属于劳动密集型的，而这些工业行业的生产率增长率并不高。这可以从劳动生产率增长率最快的都是劳动力份额减少的省市工业中得到证实。而各省工业间的资本转移有利于中国工业生产率的增长。由于历史的原因，资本更多地集中于东部地区，而中、西部地区资本缺乏，因此，根据要素的边际报酬递减规律，中、西部地区的资本边际生产率可能会高于东部地区的资本边际生产率；因此，资本要素从东部省工业向中、西部省工业流动有利于总的生产率水平的提高。可见，资本要素向中、西部地区倾斜的西部开发战略和中部崛起战略有利于中国工业生产率的增长。
本文的结论和Timmer和Szirmai(2000)、Pender (2002)等的结论基本相似，而和早期就要素从农业向非农业产业流动对生产率增长的影响结论不同，后者基本上得到了较为显著的“结构红利假说”相象。Syrquin(1988)认为长期经济增长由持续的技术进步所支撑，并导致了生产要素的优化配置和经济结构的变动，这反过来又导致更快的生产率增长，从而实现良性地循环互动。结论是否显示了新时期工业发展不同于过去三次产业间结构转变中的发展规律，还需要更进一步的比较研究。同时，由于 shiftshare方法的局限性，本文也没有具体考虑各省市工业间的溢出效应对生产率增长的影响：各省工业的产出和生产率增长可能会对其他省工业的产出和生产率增长产生影响，考虑这些因素后可能会对分析结果有一些影响，因此这些问题还需要更深入的研究。
注释：
①只有Timmer和Szirmai(2000)考虑了包含Verdoorn效应的影响，但是他们假设生产函数规模报酬不变可能和Verdoorn效应存在矛盾。
②龚六堂、谢丹阳(2004)曾经探讨过省际之间的资本和劳动的边际回报率差异；范剑勇(2006)探讨过产业集聚和地区劳动生产率差异的关系；本文从另一个角度探讨资源的有效配置问题。
③笔者和郑玉歆(1992)的模型有一点差别。
④西藏缺失所有年度的，海南缺失1999-2001年度的工业品出厂价格数据，我们以全国数据替代。
⑤1998-2001年的劳动数据来自于各地区工业的增加值和劳动生产率指标的推算。
⑥我们可以利用相邻两年的固定资产净值之差直接求得除掉折旧后的净投资。广东缺1999-2000年度、海南缺失1999年度、西藏缺失所有年度的固定资产投资价格指数，以全国的数据替代。
⑦按照产出增长率从高到低排列依次为：第1类包括浙江、江苏、福建；第2类包括内蒙古、天津、山东；第3类包括广东、重庆、陕西；第4类包括四川、上海、江西；第5类包括吉林、湖南、山西；其他省份为第6类。
⑧笔者取第6类为基准省市，d1、d2、d3、d4、d5分别指第1-5类。