張 輝，謝婷婷

(北京大學 經(jīng)濟學院，北京 100871)

一、 引 言

新古典增長模型認為人均收入越低的地區(qū)經(jīng)濟增長速度越快，地區(qū)間的差異會逐漸縮小。已有實證研究表明，1900—2008年期間，中國省際間經(jīng)濟增長為有條件收斂，由于條件要素差異，中國省際間人均GDP缺乏收斂性[1-6]。同時，另外一支文獻從構成經(jīng)濟整體的部門層面出發(fā)，分別探討了農(nóng)業(yè)、工業(yè)和服務業(yè)在省際間呈收斂特征[7-15]。連接這兩支文獻我們可以提出一個問題：為何省際間部門勞動生產(chǎn)率的絕對收斂，沒有導致整體經(jīng)濟的絕對收斂？

圖1 1970-2018年我國省際勞均GDP的δ收斂系數(shù)

注：資料來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(1970-2018)。

現(xiàn)有研究用產(chǎn)業(yè)結構來解釋部門收斂不能導致整體經(jīng)濟收斂。如Duarte和Restuccia[16]用29個國家1956-2004 年的數(shù)據(jù)得出，農(nóng)業(yè)和工業(yè)部門生產(chǎn)率的國別差距在不斷縮小，而服務業(yè)部門生產(chǎn)率的國別差距在不斷擴大，隨著服務業(yè)部門在經(jīng)濟中的占比不斷加大，服務業(yè)不收斂導致整體經(jīng)濟不收斂。Rodrik[17]用118個國家1995-2005年的數(shù)據(jù)得出相似的結論，即工業(yè)勞動生產(chǎn)率在國別間無條件收斂，導致整體經(jīng)濟在國別間不收斂的部門是服務業(yè)。國內(nèi)學者戴覓和茅銳[12]和鄭江淮和沈春苗[18]分別用中國1998-2007年和1997-2013年的數(shù)據(jù)得出了完全相反的結論。戴覓和茅銳認為中國實踐數(shù)據(jù)符合國際經(jīng)驗，非工業(yè)部門勞動生產(chǎn)率不收斂造成整體經(jīng)濟在省際間不收斂。鄭江淮和沈春苗[18]認為中國部門生產(chǎn)率收斂與國際經(jīng)驗不同，中國工業(yè)部門勞動生產(chǎn)率不收斂而服務業(yè)部門勞動生產(chǎn)率是被動式收斂。

本文認為，用服務業(yè)部門在省際間的不收斂來解釋中國省際間經(jīng)濟增長分異具有一定的合理性，隨著產(chǎn)業(yè)結構從工業(yè)向服務業(yè)轉型，服務業(yè)生產(chǎn)率的收斂成為導致后工業(yè)化國家和地區(qū)經(jīng)濟增長收斂的關鍵。但是，基于服務業(yè)的視角無法解釋這樣一個現(xiàn)象：中國經(jīng)濟從20世紀90年代后至2008年間，省際間經(jīng)濟更加趨于發(fā)散[3,19-20]。這段時期內(nèi)，服務業(yè)占GDP的比重僅在22.7%-33.7%之間，直至2013年，中國服務業(yè)占GDP的比重才首次超過工業(yè)。而工業(yè)占GDP的比重從1980年的48%到2010年的46.4%，一直是構成GDP的最大部門。因此，對省際間整體經(jīng)濟的不收斂是由服務業(yè)的發(fā)散造成的結論應該重新探討。

經(jīng)濟增長包括各部門的增長，也包括產(chǎn)業(yè)結構的變遷。現(xiàn)有研究很少從部門生產(chǎn)率增長和資源在產(chǎn)業(yè)間的重新配置相結合的角度去解釋我國省際間經(jīng)濟增長的分異現(xiàn)象。McMillan和Rodrik[21]指出，工業(yè)化伴隨著生產(chǎn)力增長和結構轉型，在早期階段，勞動力資源從農(nóng)業(yè)和其他生產(chǎn)率低的傳統(tǒng)部門轉移到制造業(yè)和其他生產(chǎn)率高的部門，通過這種結構轉型，即使部門內(nèi)的生產(chǎn)率沒有增長，提高配置效率仍然可以幫助經(jīng)濟增長。Dennis和Ican[22]表明，在后工業(yè)化階段，勞動力資源轉向非制造業(yè)或服務業(yè)，這些行業(yè)的生產(chǎn)率可能高于制造業(yè)，也可能低于制造業(yè)，所以沒有先驗的結論確定結構轉型會促進勞動生產(chǎn)率的增長。Baumol[23]早在20世紀60年代就指出，隨著制造業(yè)生產(chǎn)率的提高，勞動力從制造業(yè)向服務業(yè)轉移，會導致總生產(chǎn)率增長下降。成功的發(fā)展中經(jīng)濟體是那些在促進增長的結構轉型方面取得成功的國家，這些國家成功地將資源重新分配到生產(chǎn)力普遍無條件趨同的制造業(yè)。由此可見，整體經(jīng)濟生產(chǎn)率的增長不僅受到構成經(jīng)濟的各部門內(nèi)生產(chǎn)率增長的影響，而且還受跨部門的勞動力資源的配置影響，產(chǎn)業(yè)結構變遷對我國省際間經(jīng)濟增長的影響不可忽視。

本文將整體經(jīng)濟生產(chǎn)率的增長分解為部門內(nèi)經(jīng)濟增長和部門間結構轉型，進而解釋我國省際間經(jīng)濟增長分異的現(xiàn)實問題。本文從四個方面回答了為何省際間制造業(yè)的絕對收斂沒有導致省際經(jīng)濟增長的絕對收斂：(1)農(nóng)業(yè)部門、制造業(yè)部門在省際間為無條件的β收斂，二產(chǎn)中的非制造業(yè)部門在省際間無明顯的收斂特征，而服務業(yè)部門的增長在省際間呈發(fā)散趨勢，隨著服務業(yè)占經(jīng)濟整體比重的不斷加大，服務業(yè)部門的發(fā)散是導致整體經(jīng)濟不收斂的關鍵原因。(2)通過分解經(jīng)濟增長，發(fā)現(xiàn)部門內(nèi)勞動生產(chǎn)率增長是整體勞動生產(chǎn)率增長的決定因素，貢獻值為86.1%，跨部門的勞動力重新分配對整體勞動生產(chǎn)率的貢獻為13.9%。Kohsaka和Shinkai[24]根據(jù)亞洲的數(shù)據(jù)對制造業(yè)結構變遷對整體經(jīng)濟增長貢獻得出相似的結論。(3)中國18個制造業(yè)子行業(yè)中，有7個子行業(yè)在省際間并未呈現(xiàn)無條件收斂特征，在那些非收斂制造業(yè)子行業(yè)占比較大的地區(qū)，由于其制造業(yè)構成基本為非收斂特征的產(chǎn)業(yè)，因此其整體經(jīng)濟收斂速度較慢。

相比已有研究，本文研究貢獻主要在以下幾點。(1)已有研究以省際間服務業(yè)不收斂來解釋省際間整體經(jīng)濟增長分異，這一視角無法解釋中國自19世紀80、90年代服務業(yè)占比較小的階段就存在的省際間經(jīng)濟增長分異的現(xiàn)象。本文通過對產(chǎn)業(yè)內(nèi)部和產(chǎn)業(yè)之間結構的層層分解，揭示了部門經(jīng)濟的結構轉型和部門資源的重新配置才是造成中國省際間經(jīng)濟增長分異的關鍵。本文拓展了這個領域的研究視角。(2)通過將整體經(jīng)濟增長分解，發(fā)現(xiàn)部門間勞動生產(chǎn)率增長差距較大，而我國從低生產(chǎn)率的農(nóng)業(yè)部門流出的勞動力，并未按照邊際收益原則進入生產(chǎn)率最高的制造業(yè)部門，而是進入了二產(chǎn)中的非制造部門和服務業(yè)部門，結構變遷過程中資源的錯配是造成影響我國區(qū)域經(jīng)濟收斂的關鍵原因。(3)技術收斂是一種普遍現(xiàn)象，但是在不同行業(yè)間有所不同，由于各省份產(chǎn)業(yè)結構不同而造成區(qū)域經(jīng)濟收斂分異，制造業(yè)內(nèi)部的結構差異也會導致省際間經(jīng)濟增長的分異，如果忽略了產(chǎn)業(yè)結構內(nèi)部的差異而強調(diào)總勞動生產(chǎn)率的收斂，可能會導致對區(qū)域經(jīng)濟增長過程的錯誤評估。

本文剩余部分安排如下：第二節(jié)為研究方法和數(shù)據(jù)說明；第三節(jié)為典型事實特征；第四節(jié)為基準回歸；第五節(jié)為制造業(yè)絕對收斂與省際經(jīng)濟收斂分異的解釋；第六節(jié)為進一步拓展制造業(yè)省際收斂的特征；第七節(jié)為結論。

二、 研究方法與數(shù)據(jù)說明

(一) 研究方法

新古典增長模型已成為無條件和有條件收斂的理論基石，Mankiw、SalaiMartin、Barro和SalaiMartin、Islam、Islam[25-29]等先后討論了新古典增長模型的β收斂估計方法，基本的估計方程為：

(1)

(二) 數(shù)據(jù)來源及處理

為了計算制造業(yè)各部門的勞動生產(chǎn)率，需要獲取每個制造業(yè)子行業(yè)的就業(yè)和增加值數(shù)據(jù)，計算每個子行業(yè)人均勞動生產(chǎn)率。中國從2008年開始，不再公布制造業(yè)分行業(yè)的增加值數(shù)據(jù)，因此，本文的研究期限到2007年截止。通過計算省際間δ收斂系數(shù)，發(fā)現(xiàn)1990-2007年間是中國省際間經(jīng)濟增長分異的階段，符合本文要研究的主題。本文收集了從1980年以來制造業(yè)分行業(yè)的增加值和就業(yè)人數(shù)數(shù)據(jù)，由于1980-1990年間部分年份數(shù)據(jù)斷檔，因此，本文以1991年作為研究基期，最終形成了從1991-2007年覆蓋全國28個地理單元和18個行業(yè)(1)不包括西藏自治區(qū)、中國香港、中國澳門和中國臺灣；個別年份缺失數(shù)據(jù)用前后兩年插值法做相應補充。的平衡面板數(shù)據(jù)集。

本文分省分行業(yè)數(shù)據(jù)來源于《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》(1990-2008)和《中國經(jīng)濟普查年鑒2004》(地區(qū)卷)。自1998年起,《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》只公布20個產(chǎn)業(yè)分省區(qū)的數(shù)據(jù),本文借鑒賀燦飛和謝秀珍[32]的處理辦法，利用《工業(yè)統(tǒng)計年報》《中華人民共和國1995年第三次全國工業(yè)普查資料匯編》(地區(qū)卷)、《中華人民共和國1985年工業(yè)普查資料》(地區(qū)卷)等資料擴充1998年以前數(shù)據(jù)。其中，1989年無統(tǒng)計數(shù)據(jù)，為了延長面板，本文用1988和1990兩年的均值測度1989年的各省各行業(yè)的工業(yè)增加值和從業(yè)人員；2004年各數(shù)據(jù)源沒有“當年工業(yè)增加值”的統(tǒng)計，本文用2003和2005兩年的均值測度2004年各省各行業(yè)的工業(yè)增加值。

本文面板數(shù)據(jù)涉及兩次行業(yè)分類標準的調(diào)整：1993年、2003年統(tǒng)計年鑒的行業(yè)分類發(fā)生變化，為了保證行業(yè)分類的可比性，本文對行業(yè)分類做了調(diào)整，最終包含了18個行業(yè)。(2)(1)將“農(nóng)副食品加工業(yè)”和“食品制造業(yè)”合并為“食品加工制造業(yè)(13)”；(2)將“棉紡織業(yè)”與“紡織業(yè)”合并為“紡織業(yè)(17)”；(3)將“通用設備制造業(yè)”和“專用設備制造業(yè)”合并為“設備制造業(yè)(34)”；(4)將“汽車制造業(yè)”、“鐵路、船舶、航空航天和其他運輸設備制造業(yè)”合并為“交通運輸設備制造業(yè)(36)”；(5)由于部分行業(yè)四分位層面存在較大的調(diào)整，因此刪除了在細分門類調(diào)整比較大的行業(yè)類型，刪除的行業(yè)有：“皮革、毛皮、羽毛及其制品和制鞋業(yè)(19)”、“木材加工和木、竹、藤、棕、草制品業(yè)(20)”、“家具制造業(yè)(21)”、“印刷和記錄媒介復制業(yè)(23)”、“文教、工美、體育和娛樂用品制造業(yè)(24)”、“橡膠和塑料制品業(yè)(29)”和“有色金屬冶煉(32)”?？臻g單元層面,西藏由于部分數(shù)據(jù)缺失而沒有納入面板。為了保持時間上統(tǒng)一的空間單元,本文將海南和重慶分別歸入廣東和四川。本文對GDP等數(shù)據(jù)進行消漲處理，價格指數(shù)和匯率主要來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。為了消除異方差，本文對絕對值變量做了對數(shù)化處理。此外，我們構建了2套數(shù)據(jù)集，一套是截面數(shù)據(jù)，即計算了1991-2007年間分省分行業(yè)各個指標的平均值，截面數(shù)據(jù)主要分析總體趨勢；另一套是面板數(shù)據(jù)，主要分析變化特征和精確結果。對于面板數(shù)據(jù)，我們控制了行業(yè)-時間固定效應，不控制地區(qū)固定效應的結果表示省際間的“無條件收斂”，控制了地區(qū)固定效應的結果表示省際間的“有條件收斂”。對于橫截面數(shù)據(jù)，我們控制了行業(yè)-時間固定效應。

三、 典型實證與論證

為了直觀的反映以上問題，我們先從簡單的圖示開始觀察。本文根據(jù)1991—2007年間28個地理單元的18個制造業(yè)子行業(yè)的平衡面板數(shù)據(jù)，驗證以下特征事實。

典型事實1：中國省際間勞動生產(chǎn)率在研究期內(nèi)差距越來越大

借鑒林光平等[33]的計算方法，計算σ收斂系數(shù)來反映中國省際間人均GDP隨時間的變異程度。如果σt+1<σt，則說明省際間經(jīng)濟增長存在σ收斂。為了看清長期趨勢，本文計算了反映絕對差異變化的σ收斂系數(shù)。由圖2可知，在1991-2007年間，中國的經(jīng)濟增長在省際間并未呈現(xiàn)出σ收斂特征。圖3展示了整體經(jīng)濟勞動生產(chǎn)率在1991-2007年間的省際β收斂情況，橫軸代表各省勞動生產(chǎn)率在1991年的基期值(取對數(shù))，縱軸為1991-2007年一省勞動生產(chǎn)率的年均增速。同樣，各省的勞動生產(chǎn)率沒有明顯的β收斂特征(其中，四川的值顯得跳躍，是因為在處理研究單元時，為了數(shù)據(jù)在時間上的前后一致性，將四川和重慶的數(shù)據(jù)進行了合并)。σ收斂系數(shù)和β收斂系數(shù)均表明，中國省際間勞動生產(chǎn)率在研究期1991-2007年沒有顯著的收斂特征。

圖2 中國1991-2007年人均GDP的σ收斂特征

圖3 省際人均GDP的β收斂特征

典型事實2：省際間制造業(yè)部門呈無條件β收斂特征

圖4反映了制造業(yè)分行業(yè)勞動生產(chǎn)率的β收斂特征。橫軸代表制造業(yè)子行業(yè)在1991年的初始勞動生產(chǎn)率(取對數(shù))，縱軸為1991-2007年制造業(yè)子行業(yè)勞動生產(chǎn)率的年均增速。圖上的每個點代表一個“省份-行業(yè)”樣本點，沒有對省份特征進行控制。1991-2007年期間，初始勞動生產(chǎn)率較低的行業(yè)，其勞動生產(chǎn)率的增長速度更快，中國制造業(yè)行業(yè)勞動生產(chǎn)率增長表現(xiàn)出無條件收斂特征。圖5橫軸代表一省制造業(yè)整體在1991年的初始勞動生產(chǎn)率(取對數(shù))，縱軸為1991-2007年一省制造業(yè)整體勞動生產(chǎn)率的年均增速。圖5同樣也反映了中國省際間制造業(yè)整體的β收斂特征，省際制造業(yè)整體的β收斂的斜率要高于各個子行業(yè)的β收斂的斜率。此外，圖中有比較明顯的收斂“俱樂部”特征：云南與上海、北京的收斂特征相似，貴州、福建、浙江的收斂特征相似，而這些地區(qū)的整體制造業(yè)技術水平應該具有差異性。分析數(shù)據(jù)我們發(fā)現(xiàn)，省際主導行業(yè)類型是造成這種“俱樂部”收斂現(xiàn)象的關鍵原因。比如，云南的煙草行業(yè)在其整個制造業(yè)中占比較大，而煙草行業(yè)的勞動生產(chǎn)率高于其他行業(yè)，因此煙草行業(yè)的勞動生產(chǎn)率收斂速度較慢，導致云南的經(jīng)濟收斂特征表現(xiàn)出與北京等主導行業(yè)勞動生產(chǎn)率較高地區(qū)相似的特征。

圖4 兩位數(shù)制造業(yè)行業(yè)勞動生產(chǎn)率收斂特征

圖5 省際制造業(yè)勞動生產(chǎn)率收斂特征

圖6 制造業(yè)份額與省際勞動生產(chǎn)率增長率的關系

典型事實3：省際間經(jīng)濟收斂速度與制造業(yè)的份額正相關

圖6展示了各省勞動生產(chǎn)率增長速度與制造業(yè)份額的關系。橫軸為一省制造業(yè)就業(yè)人數(shù)占全省總就業(yè)人數(shù)的份額，縱軸為1991-2007年間各省勞動生產(chǎn)率的增速。由圖6可知，各省勞動生產(chǎn)率的增長速度與其制造業(yè)份額呈正比，即制造業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)越大的省份，其勞動生產(chǎn)率的增長速度也越快。制造業(yè)的份額是影響省際經(jīng)濟收斂的一個條件變量。這個結論啟示我們，制造業(yè)的相對份額會對解釋各省經(jīng)濟趨同方面有作用，需要深入產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結構來解釋省際間經(jīng)濟增長的收斂性問題。

四、 實證結果

(一) 基準回歸結果

本文對1991-2007年28個空間單元18個二位數(shù)制造業(yè)子行業(yè)面板進行估計。結果如表1所示，中國省際制造業(yè)的勞動生產(chǎn)率具有顯著的β收斂特征。表1中(1)-(4)列為截面數(shù)據(jù)的回歸結果。(3)四列分別為不控制任何固定效應，控制了行業(yè)、年份固定效應，控制了行業(yè)、年份、行業(yè)×年份固定效應，控制了行業(yè)、年份、行業(yè)×年份、省份固定效應的結果。回歸結果表明，中國省際間制造業(yè)在1991—2007年間存在顯著的無條件收斂特征，收斂系數(shù)為-1.892。控制省份固定效應后，我們發(fā)現(xiàn)條件收斂系數(shù)比無條件收斂系數(shù)的絕對值更大，說明省際間差異確實在一定程度上影響了制造業(yè)技術的收斂速度。Islam[29]提倡在收斂性估計中使用面板數(shù)據(jù)，他認為面板模型的使用有助于通過個體效應的形式捕獲特定省份的特征來糾正遺漏變量偏差。表(5)-(8)列為面板數(shù)據(jù)按照同樣的控制設置回歸結果。與預期一致，面板數(shù)據(jù)與整體制造業(yè)得到的收斂系數(shù)更加穩(wěn)定，在-0.005-0.002之間。所有的回歸系數(shù)均是1%的顯著性水平，中國制造業(yè)行業(yè)存在非常明顯的無條件收斂特征，即基期人均勞動生產(chǎn)率較低的行業(yè)，其后期的增速較快。

表1 基準回歸結果

(二) 穩(wěn)健性檢驗

1. 制造業(yè)收斂的俱樂部特征。區(qū)域異質性分析慣常采用東中西的劃分方法，但中國區(qū)域差異大，中國的經(jīng)濟正以城市群為依托形成若干經(jīng)濟圈。為了更細致的分析制造業(yè)技術收斂的區(qū)域異質性，本文用“經(jīng)濟圈”來劃分大陸的省份。目前中國公認的經(jīng)濟圈有長三角經(jīng)濟圈、珠三角經(jīng)濟圈、京津冀經(jīng)濟圈。我們根據(jù)目前的三個經(jīng)濟圈和經(jīng)濟地理格局，將全國分為八大經(jīng)濟圈。(4)(1)環(huán)渤海經(jīng)濟圈：北京、天津、河北、山西、內(nèi)蒙古；(2)東北經(jīng)濟圈：黑龍江、吉林、遼寧；(3)泛長三角經(jīng)濟圈：上海、江蘇和浙江；(4)華東經(jīng)濟圈：安徽、福建和江西；(5)中部經(jīng)濟圈：河南、湖北、湖南和山東；(6)泛珠三角經(jīng)濟圈：廣東、海南和廣西(除去香港和澳門)；(7)西南經(jīng)濟圈：重慶、四川、貴州、云南和西藏；(8)西北經(jīng)濟圈：甘肅、青海、陜西、寧夏和新疆。

從表2可以看出，八大經(jīng)濟圈制造業(yè)的技術收斂表現(xiàn)出明顯的差異，其中，東北經(jīng)濟圈、泛長三角經(jīng)濟圈、華東經(jīng)濟圈和西南經(jīng)濟圈的制造業(yè)沒有顯著的無條件收斂特征。東北經(jīng)濟圈的黑龍江、吉林、遼寧三省，占比較大的產(chǎn)業(yè)為石油和天然氣開采業(yè)，石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)，黑色金屬礦選業(yè)，交通運輸設備制造業(yè)，這些行業(yè)屬于重工業(yè)部門，投資大且資金密集，行業(yè)的靈活性和開放性不足，向前沿技術趨近的速度較慢。與東北經(jīng)濟圈相似，西南經(jīng)濟圈的貴州、云南和川渝四省市也存在制造業(yè)技術不收斂的特征。具體來看，在研究期內(nèi)，云南和貴州地區(qū)都過于倚重于其主導行業(yè)，如云南的煙草制造業(yè)和貴州省的酒、飲料和精制茶制造業(yè)均占據(jù)了全省GDP一半以上，這些主導行業(yè)均為國有控股，且其本身的勞動生產(chǎn)率處于全國最高水平，因此其收斂速度也較慢。泛長三角經(jīng)濟圈和華東經(jīng)濟圈是我國近代工業(yè)興起最早的地區(qū)，這兩大經(jīng)濟圈的制造業(yè)勞動生產(chǎn)率全國領先，本身就代表了前沿的技術，其基期值較高且與前沿技術的差距空間小，導致β收斂系數(shù)的絕對值較小。環(huán)渤海經(jīng)濟圈、中部經(jīng)濟圈、泛珠三角經(jīng)濟圈和西北經(jīng)濟圈的制造業(yè)均表現(xiàn)出顯著的無條件收斂特征，其中，西北地區(qū)由于基期的勞動生產(chǎn)率低，其向前沿技術的趕超也越快，收斂系數(shù)的絕對值最大為，-0.009，其余經(jīng)濟圈的收斂系數(shù)較為穩(wěn)定，在-0.007～-0.005之間。

表2 區(qū)域異質性回歸結果

2. 考察期異質性。本文考察研究期限的長短是否會影響結果。本文選擇了1991-1995年、1996-2000年、2001-2005年三個時間段，從表3可以看出，中國制造業(yè)部門勞動生產(chǎn)率的收斂性高度穩(wěn)健，無論研究期限如何變化，收斂系數(shù)顯著為負。同時，對比三個階段收斂系數(shù)的絕對值我們可以發(fā)現(xiàn)，中國省際間制造業(yè)的技術收斂經(jīng)過了先加快、再放緩的過程。在1991-1995年間，中國省際間制造業(yè)的技術收斂系數(shù)為-0.0023，到1996-2000年間，中國省際間制造業(yè)的技術收斂系數(shù)絕對值有所增加，為-0.0073，2001-2005年間，中國省際間制造業(yè)的技術收斂系數(shù)為-0.0062，相比上一個五年，收斂系數(shù)的絕對值有所降低，這意味著中國省際間制造業(yè)部門生產(chǎn)率的收斂速度有所減緩。

表3 研究期異質性回歸結果

3. 行業(yè)異質性。Rodrik[17]認為競爭加劇導致同一行業(yè)技術的擴散，制造業(yè)是無條件收斂的。本文對中國制造業(yè)子行業(yè)勞動生產(chǎn)率的收斂性進行分析。在本文研究的18個子行業(yè)中，所有行業(yè)的初始勞動生產(chǎn)率的系數(shù)均為負值，但有7個子行業(yè)的收斂系數(shù)并不顯著。在具有顯著收斂特征的行業(yè)中，儀器儀表及文化、辦公用機械制造業(yè)(40)的收斂系數(shù)絕對值最大，為-0.0231，Rodrik[17]用世界118個國家制造業(yè)子行業(yè)的數(shù)據(jù)估計儀器儀表及文化、辦公用機械制造業(yè)(40)的收斂系數(shù)為-0.23，與本文相同，其余的子行業(yè)的收斂系數(shù)與本文非常接近。(5)由于篇幅限制，表格不再展示，有需要者可自行聯(lián)系作者索取。

五、 制造業(yè)絕對收斂與省際經(jīng)濟收斂分異的解釋

(一) 各部門的省際收斂特征

前文分析表明，制造業(yè)部門在省際間有無條件收斂的特征，然而省際經(jīng)濟卻沒有絕對收斂特征。為何省際間制造業(yè)的絕對收斂沒有導致省際經(jīng)濟增長的絕對收斂？為了回答這一問題，必須跳出制造業(yè)部門本身，從構成經(jīng)濟的全部門來分析。本節(jié)將整體經(jīng)濟分為農(nóng)業(yè)部門、制造業(yè)部門、非制造業(yè)部門(6)非制造業(yè)部門包括：建筑業(yè)、采掘業(yè)和公共工程、水電油氣供應。和服務業(yè)部門，新增了1991-2007年28個地理單元的總GDP、總就業(yè)人口以及各部門的GDP和就業(yè)人口數(shù)據(jù)，同樣對GDP做了價格平減處理。分別計算了1991-2007年間四個部門的勞動生產(chǎn)率收斂情況。表4的(1)、(2)列發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)部門、制造業(yè)部門在省際間為無條件的β收斂。第(3)列表明非制造部門系數(shù)為負值但是收斂特征并不顯著，第(4)列服務業(yè)部門的系數(shù)為正，說明基期服務業(yè)部門勞動生產(chǎn)率越低的地區(qū)，后期服務業(yè)的勞動生產(chǎn)率增長越慢，這與收斂經(jīng)濟的特征相反。第(5)列整體經(jīng)濟的系數(shù)為負但不顯著，說明整體經(jīng)濟沒有顯著的β收斂特征。由此可見，農(nóng)業(yè)部門在省際間是絕對收斂的，二產(chǎn)中的非制造業(yè)部門在省際間無明顯的收斂特征，而服務業(yè)部門在省際間呈發(fā)散趨勢。隨著服務業(yè)占經(jīng)濟整體比重的不斷加大，服務業(yè)部門的發(fā)散增長可能是導致整體經(jīng)濟不收斂的關鍵原因，但不是全部原因。

表4 分部門技術收斂檢驗

(二) 各部門對整體經(jīng)濟勞動生產(chǎn)率增長的貢獻分解

為了進一步得出制造業(yè)勞動生產(chǎn)率的增長在整體經(jīng)濟勞動生產(chǎn)率增長中的貢獻，必須分解出制造業(yè)對整體經(jīng)濟勞動生產(chǎn)率增長的貢獻份額。部門本身勞動生產(chǎn)率的增長以及結構轉型下資源的重新配置最終都會影響總生產(chǎn)率的增長。本文將勞動生產(chǎn)率增長分解為部門內(nèi)勞動生產(chǎn)率增長和部門間勞動再分配。定義i部門的勞動生產(chǎn)率為：

其中Y和L分別為i行業(yè)的增加值和就業(yè)。θit為行業(yè)就業(yè)份額，定義為：

t時期的勞動生產(chǎn)率總和yt，為部門勞動生產(chǎn)率乘以部門的勞動份額的加和：

yt=∑θit×yit

進一步，將總勞動生產(chǎn)率的變化分解為部門內(nèi)生產(chǎn)率的增長和部門間勞動力的重新分配。并在等式兩邊同時除以yt-k時期的勞動生產(chǎn)率，得到以下的表達式：

(2)

(2)右邊第一項代表了部門內(nèi)生產(chǎn)率增長對經(jīng)濟整體增長的貢獻,第二部分代表勞動力的部門間重新分配對總體生產(chǎn)率增長的貢獻。

1. 各部門勞動生產(chǎn)率與結構變化。分解結果表明1991-2007年間，制造業(yè)的勞動生產(chǎn)率遠高于其他產(chǎn)業(yè)，服務業(yè)的勞動生產(chǎn)率與整體經(jīng)濟的勞動生產(chǎn)率基本持平，非制造業(yè)部門的勞動生產(chǎn)率變動較大，而農(nóng)業(yè)部門的勞動生產(chǎn)率遠遠低于整體經(jīng)濟的勞動生產(chǎn)率。圖8為研究期內(nèi)各部門就業(yè)份額的變化表明，勞動力資源從農(nóng)業(yè)和制造業(yè)兩個部門流出，進入了非制造業(yè)和服務業(yè)部門。中國勞動力資源進入的是與全國平均勞動生產(chǎn)率持平的服務業(yè)和非制造業(yè)部門，而不是勞動生產(chǎn)率更高的制造業(yè)部門，大型的產(chǎn)業(yè)結構變遷對整體經(jīng)濟增長的實質拉動作用有限。

2. 整體經(jīng)濟勞動生產(chǎn)率的增長分解。本文對總體的勞動生產(chǎn)率增長分解為部門內(nèi)勞動生產(chǎn)率增長和部門間勞動力再分配。如圖7所示，1991-2007年間，部門內(nèi)勞動生產(chǎn)率增長是整體勞動生產(chǎn)率增長的決定性因素，貢獻值為86.1%，而跨部門的勞動力重新分配對整體勞動生產(chǎn)率的貢獻為13.9%。進一步來看，各部門勞動生產(chǎn)率增長對整體經(jīng)濟勞動生產(chǎn)率增長的貢獻值從小到大分別為：服務業(yè)10%、制造業(yè)15%、非制造業(yè)22%和農(nóng)業(yè)40%，加總后各部門勞動生產(chǎn)率增長對整體勞動生產(chǎn)率的貢獻為86.1%。此外，中國跨部門的勞動力重新配置變化幅度很大，表現(xiàn)為勞動力從農(nóng)業(yè)和制造業(yè)大量流出，進入非制造業(yè)和服務業(yè)部門。其中，勞動力從農(nóng)業(yè)部門流出對總體勞動生產(chǎn)率增長的貢獻為-114%，勞動力從制造業(yè)部門流出對總體勞動生產(chǎn)率增長的貢獻為-44%，勞動力進入非制造業(yè)部門對總體勞動生產(chǎn)率增長的貢獻為48%，勞動力進入服務業(yè)部門對總體勞動生產(chǎn)率增長的貢獻為124%，加總后跨部門的勞動力重新分配對整體勞動生產(chǎn)率的貢獻為13.9%。

圖7 部門內(nèi)與部門結構增長對整體勞動生產(chǎn)率增長貢獻

圖8 各部門對整體勞動生產(chǎn)率增長貢獻

3. 各省份整體勞動生產(chǎn)率的增長分解。部門生產(chǎn)率增長由式(5)第一項計算可得，即部門生產(chǎn)率的增長、部門就業(yè)份額和部門生產(chǎn)率/總生產(chǎn)率三者的乘積。更大的就業(yè)份額、更高的生產(chǎn)率增長、部門生產(chǎn)率增長率越高,對總生產(chǎn)率增長的貢獻越大。部門內(nèi)生產(chǎn)率增長對總體生產(chǎn)率增長的貢獻表明，農(nóng)業(yè)是推動整個經(jīng)濟生產(chǎn)率增長的最主要的部門。1991-2007年間，整體經(jīng)濟年均增長率為13.5%，雖然農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率水平較低，但由于其巨大的就業(yè)份額，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率增長構成了總體生產(chǎn)率增長的5.8%。其次為非制造業(yè)部門。制造業(yè)對整體經(jīng)濟生產(chǎn)率增長的貢獻為2.2%。服務業(yè)部門由于其本身生產(chǎn)率的增長較慢，對整體經(jīng)濟生產(chǎn)率的構成為1.4%。結構變遷對整體經(jīng)濟生產(chǎn)率的影響表明，服務業(yè)部門和非制造業(yè)部門在結構變遷中吸納了大量的勞動力資源，其結構變遷對整體經(jīng)濟的影響大。

基于以上分析，本文將各部門的勞動生產(chǎn)率、增長貢獻和結構變化進行梳理，并綜合各部門本身增長及結構變化過程中對整體經(jīng)濟勞動生產(chǎn)率的影響，總結為表5。農(nóng)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率最低，但是在研究期內(nèi)農(nóng)業(yè)部門就業(yè)份額大，其部門自身勞動生產(chǎn)率增長對整體經(jīng)濟增長貢獻大，農(nóng)業(yè)部門面臨著勞動力的大量轉出，勞動力從低生產(chǎn)率的農(nóng)業(yè)部門轉出，有助于整體經(jīng)濟的增長；制造業(yè)部門勞動生產(chǎn)率最高，但是在研究期內(nèi)制造業(yè)部門勞動力存在轉出現(xiàn)象，勞動力從高勞動生產(chǎn)率部門的流出對整體經(jīng)濟增長不太有利；非制造業(yè)部門勞動生產(chǎn)率在省際間變化較大，其部門內(nèi)勞動生產(chǎn)率增長對整體經(jīng)濟增長貢獻較大，非制造業(yè)吸納了從農(nóng)業(yè)轉出的部分勞動力，勞動力從低生產(chǎn)率的農(nóng)業(yè)部門轉到較高生產(chǎn)率的非制造業(yè)部門，有助于整體經(jīng)濟的增長；服務業(yè)部門勞動生產(chǎn)率較高，但是其部門內(nèi)勞動生產(chǎn)率增長較慢，服務業(yè)吸納了部分從農(nóng)業(yè)部門轉出的勞動力，但是由于其本身較慢的增長速度，服務業(yè)部門的進一步壯大，對整體經(jīng)濟增長的速度并不有利。

表5 各部門勞動生產(chǎn)率增長及結構變化對整體經(jīng)濟增長貢獻

六、 制造業(yè)份額、制造業(yè)結構對省際間經(jīng)濟收斂的影響

之前的分析已經(jīng)表明，18子行業(yè)中有7個子行業(yè)在省際間不存在絕對收斂特征。各個省份的制造業(yè)內(nèi)部結構不同，不同的制造業(yè)結構會影響整體經(jīng)濟的收斂特征，在那些不收斂的子行業(yè)占制造業(yè)比重較大的省份，是否也會存在經(jīng)濟不收斂的特征呢？本節(jié)將重點考察制造業(yè)子行業(yè)的非收斂以及各省制造業(yè)內(nèi)部結構對整體經(jīng)濟勞動生產(chǎn)率的影響。

為了分析制造業(yè)內(nèi)部結構對省際經(jīng)濟收斂特征的影響，本節(jié)將制造業(yè)進一步劃分為具有收斂特征的制造業(yè)部門(m)和不具有收斂特征的制造業(yè)部門(n)。與第五節(jié)相同，我們將整體經(jīng)濟勞動生產(chǎn)率的增長率依舊分解為部門內(nèi)生產(chǎn)率的增長和部門間結構的變化，本節(jié)我們重點考慮制造業(yè)內(nèi)部的結構，而將所有除制造業(yè)之外的部門統(tǒng)一為其他部門。整體經(jīng)濟的勞動生產(chǎn)率是按照收斂制造業(yè)部門(m)和非收斂制造業(yè)部門(f)以及其他部門(n)加權所得：

y=α(γym+(1-γ)yf)+(1-α)yn

(3)

其中，權重α是制造業(yè)就業(yè)占總經(jīng)濟就業(yè)的份額，γ是收斂制造業(yè)就業(yè)占總制造業(yè)就業(yè)的份額。因此，整體經(jīng)濟勞均GDP的增長率可以表示為：

(4)

如(4)式所示，我們將整體勞均GDP的增長率分解為5部分，前三部分分別為制造業(yè)收斂部門、制造業(yè)非收斂部門和其他部門勞動生產(chǎn)率增長對勞均GDP增長的貢獻，可以看出，行業(yè)勞動生產(chǎn)率增長對勞均GDP增長的貢獻與這一行業(yè)的就業(yè)在經(jīng)濟中所占的比重相關，行業(yè)的就業(yè)比重越高，其勞動生產(chǎn)率同樣的增長對勞均GDP增長的貢獻就越大，這體現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結構在影響整個經(jīng)濟收斂性方面的作用。另外值得我們關注的是，制造業(yè)就業(yè)占總經(jīng)濟就業(yè)的份額α與收斂制造業(yè)就業(yè)占總制造業(yè)就業(yè)的份額γ的變動也是影響勞均GDP收斂的重要因素，我們可以將其看成是勞動力資源在產(chǎn)業(yè)間的“再配置”或者是產(chǎn)業(yè)結構的再調(diào)整。且由于0<α<1和0<γ<1,我們預期α和γ對勞均GDP的影響方向為正向，即勞動力越向收斂制造業(yè)部門配置，越減少向非收斂制造業(yè)部門的配置，經(jīng)濟的收斂速度越快。

本文進一步對(4)式進行化簡，我們將不收斂制造業(yè)部門的增長率看成常數(shù)g，等于經(jīng)濟基本長期平衡增長率，將收斂制造業(yè)部門和其他部門部門的增長率看成是g+β(lny*-lnym)和g+σ(lny*-lnyn)。其中l(wèi)ny*是收斂部門的生產(chǎn)率前沿，lnym和lnyn是經(jīng)濟中收斂制造業(yè)和其他部門的勞動生產(chǎn)率，β為收斂制造業(yè)的收斂系數(shù)，σ為其他部門的收斂系數(shù)。這種表述反映了收斂部門與非收斂部門的不對稱性，即隨著收斂部門的經(jīng)濟越來越接近生產(chǎn)率前沿，經(jīng)濟收斂速度將降低。將以上式子帶入(4)式中，得到：

(5)

(5)式有助于從制造業(yè)內(nèi)部結構來看，為何制造業(yè)的絕對收斂不能轉化為整體經(jīng)濟的絕對收斂。制造業(yè)內(nèi)部部分子行業(yè)并不是收斂的，而在那些不收斂的子行業(yè)占比較大的省份內(nèi)，其yf并沒有進入影響勞動生產(chǎn)率增長的方程式中。另外，制造業(yè)就業(yè)份額α和收斂制造業(yè)就業(yè)份額γ也對整體經(jīng)濟增長率有貢獻。因此，即便是制造業(yè)占經(jīng)濟比重較大的省份，由于其制造業(yè)構成基本為非收斂特征的產(chǎn)業(yè)，因此其整體經(jīng)濟也會呈現(xiàn)出不收斂的特征。

表6的(1)-(6)列因變量都是省勞動生產(chǎn)率的年增長率，表征省際間經(jīng)濟的收斂速度。第(1)列是以收斂制造業(yè)部門基期(1991年)的勞動生產(chǎn)率為自變量，結果呈顯著的β收斂。第(2)列是控制了收斂部門占總制造業(yè)就業(yè)份額γ和制造業(yè)就業(yè)份額a之后的結果，依然呈顯著的β收斂特征。第(3)列以非收斂制造業(yè)部門基期(1991年)的勞動生產(chǎn)率為自變量，得出非收斂制造業(yè)部門基期的值越小，整體經(jīng)濟沒有增長的越快，即非收斂制造業(yè)的基期越小確實不能使得整體經(jīng)濟有β收斂的特征。這一結論與本節(jié)設計的假設預期完全符合。第(4)列控制了非收斂部門占總制造業(yè)就業(yè)份額1-γ和制造業(yè)占總就業(yè)份額a之后的結果，結果依然不顯著，進一步證明了(3)列結論的穩(wěn)健。第(5)列自變量為收斂制造業(yè)部門基期的勞動生產(chǎn)率和非收斂制造業(yè)部門基期的勞動生產(chǎn)率，可以看到，收斂制造業(yè)基期值越小，整體經(jīng)濟增長越快，而非收斂制造業(yè)基期值越小，整體經(jīng)濟增長越慢(盡管系數(shù)不顯著)。結合上一小節(jié)我們得出的非制造與整體經(jīng)濟呈現(xiàn)β收斂的關系，我們可以認為，造成整體經(jīng)不收斂的原因是部分制造業(yè)子行業(yè)的不收斂。在第(6)列中進一步控制了收斂部門和非收斂部門占制造業(yè)的份額，可以看到所有的系數(shù)都變得顯著，收斂的制造業(yè)部門基期值與整體經(jīng)濟的增速的系數(shù)為-0.02，而非收斂制造業(yè)部門與整體經(jīng)濟增速的系數(shù)為0.00368，說明對于那些收斂制造業(yè)占比較大的省份，其基期的收斂制造業(yè)勞動生產(chǎn)率越低，整體經(jīng)濟的增速越快；而對于那些非收斂制造業(yè)占比較大的省份，其基期的收斂制造業(yè)勞動生產(chǎn)率越低，整體經(jīng)濟的增速反而越慢。結合制造部門對整體經(jīng)濟具有顯著的β收斂特征，我們可以得出另外一個補充結論：制造業(yè)內(nèi)部非收斂部門的不收斂特征也是造成整體經(jīng)濟不絕對收斂的一個原因。

表6 以收斂和非收斂為特征劃分產(chǎn)業(yè)結構

七、 結 論

文章選擇我國省際間經(jīng)濟增長發(fā)散的1991—2007年為研究期，對這個階段的省際經(jīng)濟增長分異進行解析?，F(xiàn)階段隨著服務業(yè)部門占經(jīng)濟比重的不斷上升，若服務業(yè)部門勞動生產(chǎn)率在省際間發(fā)散，以服務業(yè)發(fā)散為主導的經(jīng)濟增長將會代替以制造業(yè)收斂為主導的經(jīng)濟過程，很有可能會帶動新一輪的省際間經(jīng)濟不收斂的發(fā)展階段。

文章的政策啟示有：(1)落后地區(qū)要實現(xiàn)趕超發(fā)展，一方面要調(diào)整產(chǎn)業(yè)結構，增加收斂性產(chǎn)業(yè)部門的就業(yè)比例，另一方面要進一步促進本地區(qū)已有的非收斂部門產(chǎn)業(yè)向收斂發(fā)展轉化，比如擴大競爭與開放，促進技術溢出等。(2)地區(qū)發(fā)展中不僅要注重部門內(nèi)勞動生產(chǎn)率的提高，對于部門間的資源配置要高度重視，因為其“振幅”更大，若資源配置在低效的部門，對勞動生產(chǎn)率增長的負向影響將加重地區(qū)間發(fā)展的差異。(3)中國勞動力從生產(chǎn)率較低的農(nóng)業(yè)部門轉移出去，進入了服務業(yè)和非制造部門。經(jīng)濟發(fā)展過程伴隨著生產(chǎn)率增長和結構轉型。在早期階段，勞動力和其他資源從農(nóng)業(yè)和其他生產(chǎn)率低的傳統(tǒng)部門轉移到制造業(yè)和其他生產(chǎn)率高的部門，從而導致整體生產(chǎn)率和人均收入增長。隨著制造業(yè)生產(chǎn)率的提高，勞動力從制造業(yè)向服務業(yè)轉移，如果服務業(yè)的勞動生產(chǎn)率不能有效提升，隨著服務業(yè)占經(jīng)濟比重的不斷增加，有可能引發(fā)我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的新一輪發(fā)散。