中国地区经济增长及差距的来源 彭国华 内容提要本文从部门这个新角度分析了中国地区经济的增长和差异问题。分析表明,工业和 其他第三产业对省区劳动生产率增长的贡献高达75%。同时,中国省区经济增长有显著的发散,但 是省区发散并不意味着每个部门都是发散的,农业、工业、交通运输仓储邮电业和其他第三产业等部 门是微弱发散的,而批零贸易餐饮业则显示出了微弱的收敛趋势。地区差距的87%来源于工业和 其他第三产业。一个有趣的发现是,虽然工业在1990~2002年有发散趋势,但是在1997~2002年 的子时段里出现了绝对β-收敛和σ-收敛,这个新现象值得用未来更长的时间序列来检验 关键词经济增长地区差距部门构成 引言 近年来有很多文献研究了中国经济增长的差距问题。对20世纪90年代以来的差距变化,不同的研 究得出的结论基本一致,即中国省区①差距在逐渐拉大(王绍光、胡鞍钢,1999蔡昉、都阳,2000林毅夫、 刘培林,2003)。但是现有的文献大部分是以省区(或几个省区如东部、中部和西部)作为一个单位来分 析地区经济增长的收敛问题。把省区作为分析单位的一个局限性是掩盖了不同部门之间的增长变化情 况,而部门之间显然存在着巨大的差异。即使知道省区经济是发散的,但我们不知道部门之间是否也是 发散的,更不知道各个部门之间收敛或发散的不同表现 传统的三次产业是一个较大的概念,仅从三次产业这样大部门的角度来分析,也会掩盖产业内部更 细层次产业的不同作用。因此,有必要对三次产业做更细的划分。如Chow(1993)在分析中国资本形成 和经济增长时,研究了五个部门(农业、工业、建筑业、交通运输业、商业)的情形,发现同属第二产业的工 业和建筑业以及同属第三产业的交通运输业和商业在经济增长率等方面都有较大的差异。但是Chow从 五个部门角度研究的是全国总体情形 国外已经有学者用比三次产业更细的部门(如农业、采矿业、建筑业、制造业、交通运输业、批发零售 业、金融保险房地产业、其他服务业等)为单位分析了地区或国家之间的经济增长和收敛问题,如Baro 和 Sala-imartin(1991)以及 Bemard和 Jones(1996a,1996b,1996c)等。其中 Bemard和 Jones(1996a, 彭国华:中山大学岭南学院广州510275电话:020-34028574电子信箱:pt@163cma 作者感谢两位匿名审稿人的宝贵意见。文责作者自负 ①这里省区是省、自治区和直辖市的简称 世界经济*200痱第朔·42 91994-2006ChinaAcademicJournalElectronicPublishingHOuse.Allrightsreservedhttp://www.cnki.net
中国地区经济增长及差距的来源 彭国华 3 内容提要 本文从部门这个新角度分析了中国地区经济的增长和差异问题。分析表明 ,工业和 其他第三产业对省区劳动生产率增长的贡献高达 75%。同时 ,中国省区经济增长有显著的发散 ,但 是省区发散并不意味着每个部门都是发散的 ,农业、工业、交通运输仓储邮电业和其他第三产业等部 门是微弱发散的 ,而批零贸易餐饮业则显示出了微弱的收敛趋势。地区差距的 87%来源于工业和 其他第三产业。一个有趣的发现是 ,虽然工业在 1990～2002年有发散趋势 ,但是在 1997～2002年 的子时段里出现了绝对 β - 收敛和 σ - 收敛 ,这个新现象值得用未来更长的时间序列来检验。 关 键 词 经济增长 地区差距 部门构成 一 引言 近年来有很多文献研究了中国经济增长的差距问题。对 20世纪 90年代以来的差距变化 ,不同的研 究得出的结论基本一致 ,即中国省区 ①差距在逐渐拉大 (王绍光、胡鞍钢 , 1999;蔡 、都阳 , 2000;林毅夫、 刘培林 , 2003)。但是现有的文献大部分是以省区 (或几个省区如东部、中部和西部 )作为一个单位来分 析地区经济增长的收敛问题。把省区作为分析单位的一个局限性是掩盖了不同部门之间的增长变化情 况 ,而部门之间显然存在着巨大的差异。即使知道省区经济是发散的 ,但我们不知道部门之间是否也是 发散的 ,更不知道各个部门之间收敛或发散的不同表现。 传统的三次产业是一个较大的概念 ,仅从三次产业这样大部门的角度来分析 ,也会掩盖产业内部更 细层次产业的不同作用。因此 ,有必要对三次产业做更细的划分。如 Chow (1993)在分析中国资本形成 和经济增长时 ,研究了五个部门 (农业、工业、建筑业、交通运输业、商业 )的情形 ,发现同属第二产业的工 业和建筑业以及同属第三产业的交通运输业和商业在经济增长率等方面都有较大的差异。但是 Chow从 五个部门角度研究的是全国总体情形。 国外已经有学者用比三次产业更细的部门 (如农业、采矿业、建筑业、制造业、交通运输业、批发零售 业、金融保险房地产业、其他服务业等 )为单位分析了地区或国家之间的经济增长和收敛问题 ,如 Barro 和 Sala2i2Martin ( 1991 )以及 Bernard 和 Jones ( 1996a, 1996b, 1996c)等。其中 Bernard和 Jones ( 1996a, 济经界世 3 5002 第年 9 · 期 24 · 3 ① 彭国华 :中山大学岭南学院 广州 510275 电话 : 020 - 34028574 电子信箱 : p rbt@163. com。 作者感谢两位匿名审稿人的宝贵意见。文责作者自负。 这里省区是省、自治区和直辖市的简称
彭国华 1996c)分析了1970~1987年14个OFCD国家间的部门收敛问题,发现OECD国家间总体劳动生产率是 绝对收敛的,但部门之间呈现很大的异质性:服务业有很强的收敛,但制造业没有收敛,甚至有微弱的发 散。 Bemard和 Jones(1996b)对1963~1989年美国的分析表明,美国各州之间与OECD国家之间的部门 收敛情况并不相同,美国各州之间制造业和采矿业存在显著的收敛,而建筑业、批零贸易业和其他服务业 几乎没有收敛。由此可见,部门收敛情况不仅在一国之内与跨国之间的表现形式不一样,而且与总量层 次的表现也迥然不同。各个部门对总体经济的作用没有一个普遍的原则,具体国家和地区需要进行具体 分析。 对中国省区经济收敛情况很少有人以这种较细的部门作为分析单位来研究,而从部门层次的角度来 分析地区经济的收敛性,有助于我们更深入地透视中国地区经济增长的机制。因此,本文以部门为单位 沿用 Bemard和 Jones(19a,1996b,1996c)的方法,探讨1990~2002年间中国省区劳动生产率(即劳均 P)的差异来源。根据现有数据,我们把省区总体经济分为农业、工业、建筑业、交通运输仓储邮电业 图表中简称交通运输)、批零贸易餐饮业(图表中简称批零贸易)、其他第三产业(图表中简称其他三产 指第三产业中交通运输仓储邮电业和批零贸易餐饮业之外的部分)等六个部门。我们要回答的问题有三 个:一是各部门对省区劳动生产率增长的贡献是多少,二是省区发散是否意味着每个部门都是发散的,三 是省区差距主要来源于哪些部门。 在这里,我们是把全部样本作为一个整体,重点分析跨省和跨部门劳动生产率的变化,主要是进行绝 对β收敛和0-收敛分析,没有检验条件β-收敛,也没有按东部、中部和西部省区的划分来分析俱乐 部收敛,这些也许值得将来进一步研究。 本文分为四个部分:第一部分为前言。第二部分首先对数据和样本做出说明,描述了部门劳动生产 率增长的一些事实,我们把各省区劳动生产率的增长分解为部门内劳动生产率的增长和部门间劳动力份 额的变化两个部分,发现部门内劳动生产率增长的贡献达99%,部门间劳动力份额变化的贡献只有1% 从部门总效应来看,工业G61%)和其他第三产业(14%)对省区劳动生产率增长的贡献达75%。第 三部分使用新古典收敛模型检验各部门之间是收敛还是发散,结果表明部门之间存在很大的异质性。农 业、工业、交通运输仓储邮电业和其他第三产业等部门是微弱发散的(只有其他第三产业在1007%的水 平上才显著),批零贸易餐饮业则显示出了微弱的收敛趋势。一个新的发现是工业在1997~2002年的子 时段里同时出现了绝对β-收敛和σ-收敛。对省区劳动生产率差距的分解表明,发散的87%来源于工 业和其他第三产业。第四部分是简要结论 省区劳动生产率的增长 ()数据和样本说明 各省区和部门1990~1998年的(DP数据来源于新中国五十年统计资料汇编》,1999~2002年GDP 数据来源于国国内生产总值核算历史资料1996~2002》,实际(DP按1978年价格计算;各部门劳动 力人数来源于各年仲国劳动统计年鉴》,采用年底分行业社会劳动者人数,其中1993年劳动力数据缺 失,采用内插法弥补。 在省区样本中,由于西藏的交通运输仓储邮电业和批零贸易餐饮业的DP数据不可得,国劳动 统计年鉴肿甘肃的劳动力人数与《甘肃省统计年鉴》差太大,因而将这两个省区从样本中剔除。另 外,把重庆与四川合并作为一个省区来计算,香港澳门和台湾地区未包括在样本内。这样,分析的样本 世界经济*200年第猢·43 01994-2006ChinaAcademicJournalElectronicPublishingHouse.Allrightsreservedhttp://www.cnki.net
1996c)分析了 1970～1987年 14个 OECD国家间的部门收敛问题 ,发现 OECD国家间总体劳动生产率是 绝对收敛的 ,但部门之间呈现很大的异质性 :服务业有很强的收敛 ,但制造业没有收敛 ,甚至有微弱的发 散。Bernard和 Jones(1996b)对 1963～1989年美国的分析表明 ,美国各州之间与 OECD国家之间的部门 收敛情况并不相同 ,美国各州之间制造业和采矿业存在显著的收敛 ,而建筑业、批零贸易业和其他服务业 几乎没有收敛。由此可见 ,部门收敛情况不仅在一国之内与跨国之间的表现形式不一样 ,而且与总量层 次的表现也迥然不同。各个部门对总体经济的作用没有一个普遍的原则 ,具体国家和地区需要进行具体 分析。 对中国省区经济收敛情况很少有人以这种较细的部门作为分析单位来研究 ,而从部门层次的角度来 分析地区经济的收敛性 ,有助于我们更深入地透视中国地区经济增长的机制。因此 ,本文以部门为单位 , 沿用 Bernard和 Jones(1996a, 1996b, 1996c)的方法 ,探讨 1990～2002年间中国省区劳动生产率 (即劳均 GDP)的差异来源。根据现有数据 ,我们把省区总体经济分为农业、工业、建筑业、交通运输仓储邮电业 (图表中简称交通运输 )、批零贸易餐饮业 (图表中简称批零贸易 )、其他第三产业 (图表中简称其他三产 , 指第三产业中交通运输仓储邮电业和批零贸易餐饮业之外的部分 )等六个部门。我们要回答的问题有三 个 :一是各部门对省区劳动生产率增长的贡献是多少 ,二是省区发散是否意味着每个部门都是发散的 ,三 是省区差距主要来源于哪些部门。 在这里 ,我们是把全部样本作为一个整体 ,重点分析跨省和跨部门劳动生产率的变化 ,主要是进行绝 对 β - 收敛和 σ - 收敛分析 ,没有检验条件 β - 收敛 ,也没有按东部、中部和西部省区的划分来分析俱乐 部收敛 ,这些也许值得将来进一步研究。 本文分为四个部分 :第一部分为前言。第二部分首先对数据和样本做出说明 ,描述了部门劳动生产 率增长的一些事实 ,我们把各省区劳动生产率的增长分解为部门内劳动生产率的增长和部门间劳动力份 额的变化两个部分 ,发现部门内劳动生产率增长的贡献达 99% ,部门间劳动力份额变化的贡献只有 1%。 从部门总效应来看 ,工业 (占 61% )和其他第三产业 (占 14% )对省区劳动生产率增长的贡献达 75%。第 三部分使用新古典收敛模型检验各部门之间是收敛还是发散 ,结果表明部门之间存在很大的异质性。农 业、工业、交通运输仓储邮电业和其他第三产业等部门是微弱发散的 (只有其他第三产业在 10. 07%的水 平上才显著 ) ,批零贸易餐饮业则显示出了微弱的收敛趋势。一个新的发现是工业在 1997～2002年的子 时段里同时出现了绝对 β - 收敛和 σ - 收敛。对省区劳动生产率差距的分解表明 ,发散的 87%来源于工 业和其他第三产业。第四部分是简要结论。 二 省区劳动生产率的增长 (一 )数据和样本说明 各省区和部门 1990～1998年的 GDP数据来源于《新中国五十年统计资料汇编 》, 1999～2002年 GDP 数据来源于《中国国内生产总值核算历史资料 1996～2002》,实际 GDP按 1978年价格计算 ;各部门劳动 力人数来源于各年《中国劳动统计年鉴 》,采用年底分行业社会劳动者人数 ,其中 1993年劳动力数据缺 失 ,采用内插法弥补。 在省区样本中 ,由于西藏的交通运输仓储邮电业和批零贸易餐饮业的 GDP数据不可得 ,《中国劳动 统计年鉴 》中甘肃的劳动力人数与《甘肃省统计年鉴 》相差太大 ,因而将这两个省区从样本中剔除。另 外 ,把重庆与四川合并作为一个省区来计算 ,香港、澳门和台湾地区未包括在样本内。这样 ,分析的样本 济经界世 3 5002 第年 9 · 期 34 · 彭国华
中国地区经济增长及差距的来源 包含28个省区单位。 二)省区各部门劳动生产率水平的差异 1990~2002年间不管是跨省区还是跨部门比较,劳动生产率水平都呈现出了明显的差异性。如表 1所示,工业的劳动生产率水平一直是最高的,农业的劳动生产率水平一直最低,而且它们之间的差距在 扩大。1990年工业劳动生产率水平是农业的65倍,到2002年差距扩大到177倍。199年只有农业 低于平均劳动生产率水平,2002年批零贸易餐饮业和其他第三产业也低于平均劳动生产率水平。建筑 业劳动生产率的增长速度比批零贸易餐饮业和其他第三产业快,其劳动生产率水平在1990年处于倒数 第二的位置,2002年则超过批零贸易餐饮业和其他第三产业上升到第三位。图1显示了各部门平均劳 动生产率对数值的对比情况。 从跨省区来看,部门劳动生产率水平在不同省区之间也显示出相当大的差异,差异程度可由变异系 数来衡量。省区之间劳动生产率水平差异最大的是批零贸易餐饮业,1990年变异系数为561,2002年上 升到670。工业劳动生产率水平差异最小,但变异系数也由1990年的323上升到2002年的434。另 外,从表1中我们也可以看出,不同部门劳动生产率水平的相对差异程度也在变化。1990年农业在六个 部门中差异程度排在第二位,2002年下降到了第五位。其他第三产业的相对差异程度则从第五位上升 到第三位。 表1 部门劳动生产率水平(YL)及差异 部门190年平均值190年变异系数200年平均值2001变异系数 农业 7.8 1388 工业 323 43 建筑业 540 交通运输 批零贸易 6476 670 其他三产 说明:变异系数指一个部门劳动生产率水平的标准差除以该部门的平均值,再乘以100。最后一行“省区 指一个省区的实际GDP总值除以该省区劳动力总和,即省区总体劳动生产率。平均值指对样本中28个省区的平均。 省区 建筑业 045 -交通运物 ▲ 批零贸易 其他三产 030 1990199219941996199820002002 199019921994199619982000202 图1劳动生产率的对数值 图2劳动生产率对数值的标准差 世界经济*200痱第·44 91994-2006chinaAcademicjOurnalElectronicPublishingHouse.Allrightsreservedhttp://www.cnki.net
包含 28个省区单位。 (二 )省区各部门劳动生产率水平的差异 1990～2002年间 ,不管是跨省区还是跨部门比较 ,劳动生产率水平都呈现出了明显的差异性。如表 1所示 ,工业的劳动生产率水平一直是最高的 ,农业的劳动生产率水平一直最低 ,而且它们之间的差距在 扩大。1990年工业劳动生产率水平是农业的 6. 5倍 ,到 2002年差距扩大到 17. 7倍。1990年只有农业 低于平均劳动生产率水平 , 2002年批零贸易餐饮业和其他第三产业也低于平均劳动生产率水平。建筑 业劳动生产率的增长速度比批零贸易餐饮业和其他第三产业快 ,其劳动生产率水平在 1990年处于倒数 第二的位置 , 2002年则超过批零贸易餐饮业和其他第三产业上升到第三位。图 1显示了各部门平均劳 动生产率对数值的对比情况。 从跨省区来看 ,部门劳动生产率水平在不同省区之间也显示出相当大的差异 ,差异程度可由变异系 数来衡量。省区之间劳动生产率水平差异最大的是批零贸易餐饮业 , 1990年变异系数为 56. 1, 2002年上 升到 67. 0。工业劳动生产率水平差异最小 ,但变异系数也由 1990年的 32. 3上升到 2002年的 43. 4。另 外 ,从表 1中我们也可以看出 ,不同部门劳动生产率水平的相对差异程度也在变化。1990年农业在六个 部门中差异程度排在第二位 , 2002年下降到了第五位。其他第三产业的相对差异程度则从第五位上升 到第三位。 表 1 部门劳动生产率水平 ( Y/L )及差异 元、% 部门 1990年平均值 1990年变异系数 2002年平均值 2002年变异系数 农业 759 47. 8 1388 51. 8 工业 4929 32. 3 24 596 43. 4 建筑业 2403 44. 9 7520 54. 0 交通运输 4114 47. 1 13 887 58. 3 批零贸易 2578 56. 1 6476 67. 0 其他三产 2794 34. 7 5895 55. 6 省区 2148 71. 9 7151 88. 9 说明 :变异系数指一个部门劳动生产率水平的标准差除以该部门的平均值 ,再乘以 100。最后一行“省区 ”是 指一个省区的实际 GDP总值除以该省区劳动力总和 ,即省区总体劳动生产率。平均值指对样本中 28个省区的平均。 图 1 劳动生产率的对数值 图 2 劳动生产率对数值的标准差 济经界世 3 5002 第年 9 · 期 44 · 中国地区经济增长及差距的来源
彭国华 图2显示了部门劳动生产率对数值标准差的变化情况,总体来说,每个部门的劳动生产率对数值的 标准差都在增大,显示不存在σ-收敛。但从图2中我们可以发现一个有趣的现象,即最近几年省区劳 动生产率和工业的劳动生产率显示出了标准差减少的趋势。省区劳动生产率对数值的标准差2001年达 到最大,为06532,2002年减少为06423。工业的标准差1997年达到最大值03884,1997年后虽然有 波动,到2002年已经减少到03708,表明工业在这一期间存在0-收敛,并预示着1997~2002年工业有 可能出现绝对β收敛俄我们在第三部分证实了这一推测)。 ∈)省区劳动生产率增长的分解 由图1可见,每个部门的劳动生产率都有不同程度的增长。我们分别计算了28个样本省区各部门 劳动生产率增长速度,部门劳动生产率增长速度通过该部门劳动生产率对数值对常数与时间趋势的回归 得来,即h(Y)=c+中的回归系数。表2显示了各省区部门劳动生产率增长速度的平均值和标准 差。增长速度最快的工业部门劳动生产率平均增长速度为1379%,速度最慢的农业只有5.04%,省区 总体劳动生产率增长速度的平均值为964% 2 部门劳动生产率增长速度 农业工业建筑业交通运输批零贸易其他三产省区 平均增长速度(%)5041379 959 995 688 558 964 标准差 劳动力在不同部门的配置也在发生变化。表3显示,劳动力从农业和工业向其他部门转移,样本期 间农业和工业的劳动力份额分别由599和172%下降到507%和146%,分别下降了92和26个 百分点。其他第三产业和批零贸易餐饮业的劳动力份额则分别增加了67和29个百分点。工业劳动 生产率显示了强劲增长,虽然劳动力份额下降,但其产出占省区DP份额仍然由475%上升到583% 增加了108个百分点。由于劳动力在部门间的转移,即使在各部门劳动生产率保持不变的情况下,省区 劳动生产率也会变化。例如,劳动生产率最高和最低的两个部门农业和工业都有劳动力流出,农业中劳 动力流出的效应是使省区劳动生产率增加,工业中劳动力流出的效应是使省区劳动生产率下降 表3 各部门劳动力和GDP的平均份额 2002年 1990~2002年份额变化 部门劳动力份额(OP份额 劳动力份额 GDP份额劳动力份额GP份额 农业 工业 建筑业 交通运输 批零贸易 其他三产 为了寻找省区劳动生产率增长的部门内和部门间来源,我们采用 Bemard和 Jones(1996b,1996c)的 方法,把一个省区的劳动生产率看做是各部门劳动生产率的加权平均和,权数为各部门的劳动力份额,即 省区劳动生 y=Y,y代表一个省区的(DP总值,L代表该省区劳动力总数。我们可以把省区劳动 世界经济*200年第猢·45 01994-2006ChinaAcademicJournalElectronicPublishingHouse.Allrightsreservedhttp://www.cnki.net
图 2显示了部门劳动生产率对数值标准差的变化情况 ,总体来说 ,每个部门的劳动生产率对数值的 标准差都在增大 ,显示不存在 σ - 收敛。但从图 2中我们可以发现一个有趣的现象 ,即最近几年省区劳 动生产率和工业的劳动生产率显示出了标准差减少的趋势。省区劳动生产率对数值的标准差 2001年达 到最大 ,为 0. 6532, 2002年减少为 0. 6423。工业的标准差 1997年达到最大值 0. 3884, 1997年后虽然有 波动 ,到 2002年已经减少到 0. 3708,表明工业在这一期间存在 σ - 收敛 ,并预示着 1997～2002年工业有 可能出现绝对 β - 收敛 (我们在第三部分证实了这一推测 )。 (三 )省区劳动生产率增长的分解 由图 1可见 ,每个部门的劳动生产率都有不同程度的增长。我们分别计算了 28个样本省区各部门 劳动生产率增长速度 ,部门劳动生产率增长速度通过该部门劳动生产率对数值对常数与时间趋势的回归 得来 ,即 ln ( Y /L ) = c + t中 t的回归系数。表 2显示了各省区部门劳动生产率增长速度的平均值和标准 差。增长速度最快的工业部门劳动生产率平均增长速度为 13. 79% ,速度最慢的农业只有 5. 04% ,省区 总体劳动生产率增长速度的平均值为 9. 64%。 表 2 部门劳动生产率增长速度 农业 工业 建筑业 交通运输 批零贸易 其他三产 省区 平均增长速度 ( % ) 5. 04 13. 79 9. 59 9. 95 6. 88 5. 58 9. 64 标准差 2. 2 2. 1 2. 7 2. 2 3. 2 2. 8 2. 1 劳动力在不同部门的配置也在发生变化。表 3显示 ,劳动力从农业和工业向其他部门转移 ,样本期 间农业和工业的劳动力份额分别由 59. 9%和 17. 2%下降到 50. 7%和 14. 6% ,分别下降了 9. 2和 2. 6个 百分点。其他第三产业和批零贸易餐饮业的劳动力份额则分别增加了 6. 7和 2. 9个百分点。工业劳动 生产率显示了强劲增长 ,虽然劳动力份额下降 ,但其产出占省区 GDP份额仍然由 47. 5%上升到 58. 3% , 增加了 10. 8个百分点。由于劳动力在部门间的转移 ,即使在各部门劳动生产率保持不变的情况下 ,省区 劳动生产率也会变化。例如 ,劳动生产率最高和最低的两个部门农业和工业都有劳动力流出 ,农业中劳 动力流出的效应是使省区劳动生产率增加 ,工业中劳动力流出的效应是使省区劳动生产率下降。 表 3 各部门劳动力和 GDP的平均份额 % 部门 1990年 劳动力份额 GDP份额 2002年 劳动力份额 GDP份额 1990～2002年份额变化 劳动力份额 GDP份额 农业 59. 9 19. 7 50. 7 8. 3 - 9. 2 - 11. 3 工业 17. 2 47. 5 14. 6 58. 3 - 2. 6 10. 8 建筑业 4. 3 4. 9 6. 1 5. 5 1. 7 0. 6 交通运输 2. 8 5. 5 3. 3 6. 3 0. 5 0. 8 批零贸易 5. 0 7. 1 7. 9 7. 5 2. 9 0. 4 其他三产 10. 7 15. 4 17. 4 14. 2 6. 7 - 1. 2 合计 100. 0 100. 0 100. 0 100. 0 0. 0 0. 0 为了寻找省区劳动生产率增长的部门内和部门间来源 ,我们采用 Bernard和 Jones(1996b, 1996c)的 方法 ,把一个省区的劳动生产率看做是各部门劳动生产率的加权平均和 ,权数为各部门的劳动力份额 ,即 省区劳动生产率 y = Y /L , Y代表一个省区的 GDP总值 , L代表该省区劳动力总数。我们可以把省区劳动 济经界世 3 5002 第年 9 · 期 54 · 彭国华
中国地区经济增长及差距的来源 生产率表达为 ∑ Y Li ∑ 1) 这里,代表部门,y代表部门的劳动生产率,w代表部门的劳动力份额。进一步,可以把一个省 区劳动生产率的增长分解为部门内因素和部门间因素 △y=∑△yi,+∑△,y △y和△,分别为i部门2002年的劳动生产率和劳动力份额与1990年的数值之差,w,和y分别 为1990~200年这13年邮部门劳动力份额和劳动生产率的平均值。对(2)式两边同时除以1990年该省 区劳动生产率,左边即为省区劳动生产率在样本期间增长的比率 △ ∑ +△w 这样就把部门劳动生产率的增长分解为两部分,一部分是部门内劳动生产率增长效应( p roductivit growth effect PGe),即为(3)式右边第一项,它描述了部门内部劳动生产率增长对省区劳动生产率增长的 贡献,它使用平均劳动力份额作为权数。如果没有劳动力转移,省区劳动生产率增长就全部来源于部门 内部劳动生产率增长。另一部分是部门间劳动力份额变化效应( share effect,SE),即为(3)式右边第 项,反映了劳动力转移的效应,劳动力流进的部门其份额变化效应是正的,劳动力流出的部门其份额变化 效应就是负的。 我们用这种分解方法分别计算了28个样本省区的劳动生产率增长效应和劳动力份额变化效应,表 报告了各省区的平均值 表4显示样本期间各省区劳动生产 表4 省区劳动生产率增长的分解 率平均增长了247倍,其中99%的增长 部门增长效应%份额效应%。总效应%来源于部门内劳动生产率增长效应,部 农业 018 004-20145门间劳动力份额变化效应仅仅贡献了 1%。工业的劳动力份额变化效应为 建筑业 16 交通运输 8%,由于劳动力流出,使省区劳动生 10 批零贸易01460062020 产率少增长了Q2倍,也就是说,如果工 其他三产 3514业劳动力份额保持不变,省区劳动生产 合计 245990021247100率将会增长267倍,而不是现在的247 倍。农业劳动力份额变化效应也是负 的,但只有-2%。这从一个方面表明中国平均劳动生产率的增长还有很大潜力,与发达国家不到3%的 农业劳动力相比中国2002年农业劳动力超过了50%(见表3)。即使部门内劳动生产率不变,随着大量 劳动力持续流出劳动生产率最低的农业部门,也会使中国平均劳动生产率得以提高。 从部门总效应角度来看,对省区劳动生产率增长贡献最大的是工业,贡献度达61%,其次是其他第 三产业,贡献度为14%,这两个部门的贡献之和达到了75%。如果没有工业和其他第三产业的增长 2002年与1990年相比,省区劳动生产率将只增长062倍。相反,如果只有工业和其他第三产业的增长 而没有其他部门的增长,省区劳动生产率的增长倍数将下降到185倍 世界经济*200痱第·46 o1994-2006ChinaAcademicJournalElectronicPublishingHouse.Allrightsreservedhttp://www.cnki.net
生产率表达为 : y = ∑i Yi Li Li L = ∑i yiwi (1) 这里 , i代表部门 , yi代表 i部门的劳动生产率 , wi代表 i部门的劳动力份额。进一步 ,可以把一个省 区劳动生产率的增长分解为部门内因素和部门间因素 : △y = ∑i △yiw - i + ∑i △wi y - i (2) △yi 和 △wi 分别为 i部门 2002年的劳动生产率和劳动力份额与 1990年的数值之差 , w - i 和 y - i 分别 为 1990～2002年这 13年 i部门劳动力份额和劳动生产率的平均值。对 (2)式两边同时除以 1990年该省 区劳动生产率 y0 ,左边即为省区劳动生产率在样本期间增长的比率。 △y y0 = ∑i △yi yi, 0 yi, 0 y0 w - i + ∑i △wi y - i y0 (3) 这样就把部门劳动生产率的增长分解为两部分 ,一部分是部门内劳动生产率增长效应 (p roductivity growth effect, PGE) ,即为 (3)式右边第一项 ,它描述了部门内部劳动生产率增长对省区劳动生产率增长的 贡献 ,它使用平均劳动力份额作为权数。如果没有劳动力转移 ,省区劳动生产率增长就全部来源于部门 内部劳动生产率增长。另一部分是部门间劳动力份额变化效应 ( share effect, SE) ,即为 ( 3)式右边第二 项 ,反映了劳动力转移的效应 ,劳动力流进的部门其份额变化效应是正的 ,劳动力流出的部门其份额变化 效应就是负的。 我们用这种分解方法分别计算了 28个样本省区的劳动生产率增长效应和劳动力份额变化效应 ,表 4 报告了各省区的平均值。 表 4 省区劳动生产率增长的分解 部门 增长效应 % 份额效应 % 总效应 % 农业 0. 18 7 - 0. 04 - 2 0. 14 5 工业 1. 70 69 - 0. 20 - 8 1. 50 61 建筑业 0. 13 5 0. 03 1 0. 16 7 交通运输 0. 10 4 0. 03 1 0. 13 5 批零贸易 0. 14 6 0. 06 2 0. 20 8 其他三产 0. 21 9 0. 14 6 0. 35 14 合计 2. 45 99 0. 02 1 2. 47 100 表 4显示样本期间各省区劳动生产 率平均增长了 2. 47倍 ,其中 99%的增长 来源于部门内劳动生产率增长效应 ,部 门间劳动力份额变化效应仅仅贡献了 1%。工业的劳动力份额变化效应为 - 8% ,由于劳动力流出 ,使省区劳动生 产率少增长了 0. 2倍 ,也就是说 ,如果工 业劳动力份额保持不变 ,省区劳动生产 率将会增长 2. 67倍 ,而不是现在的 2. 47 倍。农业劳动力份额变化效应也是负 的 ,但只有 - 2%。这从一个方面表明中国平均劳动生产率的增长还有很大潜力 ,与发达国家不到 3%的 农业劳动力相比 ,中国 2002年农业劳动力超过了 50% (见表 3)。即使部门内劳动生产率不变 ,随着大量 劳动力持续流出劳动生产率最低的农业部门 ,也会使中国平均劳动生产率得以提高。 从部门总效应角度来看 ,对省区劳动生产率增长贡献最大的是工业 ,贡献度达 61% ,其次是其他第 三产业 ,贡献度为 14% ,这两个部门的贡献之和达到了 75%。如果没有工业和其他第三产业的增长 , 2002年与 1990年相比 ,省区劳动生产率将只增长 0. 62倍。相反 ,如果只有工业和其他第三产业的增长 而没有其他部门的增长 ,省区劳动生产率的增长倍数将下降到 1. 85倍。 济经界世 3 5002 第年 9 · 期 64 · 中国地区经济增长及差距的来源
彭国华 三地区经济增长差距来源的经验分析 ()经验分析模型及回归结果 在经济增长经典文献中有很多分析模型,如 Baumol(1986)、Baro和 Sala-iMartin(1992)以及Man kw等人(1992),等等。这些被广泛使用的基本模型都包含了初始变量υ、增量△y或期末变量y,通过 在模型里加入不同的控制变量如储蓄率、人力资本、社会基础设施等,可以检验条件β-收敛。由于我们 主要分析绝对β-收敛,因此采用了不含控制变量的基本模型 1)n减=)=c+Bh(ym (4)式中等号左边表示0到r期劳动生产率的平均增长速度,从期初劳动生产率h(y1∞)系数β的 符号可以判断是绝对收敛还是发散。如果β0,就表示省区之 间是发散的,期初劳动生产率较高的省区其增长速度也较快,期初劳动生产率较低的省区增长速度则较 慢。这个模型隐含着所有省区的渐近稳态增长速度相同的假设,在一个国家范围内,这个假设是合理的 Sala-iMartin, 2002) 首先,我们用这个模型检验省区和部门的绝对β-收敛假说,分析样本期间中国省区是否存在绝对 β-收敛,以及部门的收敛情况。接着我们应用 Bemard和 Jones(1996a,1996b)的模型,分析部门收敛或 发散的速度。我们假定劳动生产率按如下方式演进 virr Infi.I +Iny. I+ In 其中 Y代表省区部门劳动生产率的渐近增长速度,我们假定每个省区的劳动生产率渐近增长速度相 同。1省区《代表劳动生产率最高的省区,身描述了f省区部门与1省区邮部门劳动生产率的差异。X 表示收敛或发散的速度,λ>0是收敛速度,λ<0是发散速度。h表示对劳动生产率的冲击。(5)式两 边同时减去ly可变换为 对(7)式进行迭代,得到下式 ⊥∑ Y, +Ing T o (8)式等号左边表示在0到τ期省区与1省区的平均相对增长速度。由(8)式可以得出收敛或发 散的速度λ 表5报告了回归结果(这里的R为负,是因为β的估计值不显著,在 Bemard和 Jones(1996b)的研究 中,没有显著收敛的批零贸易部门和其他服务部门,R也分别只有-001和-002。从回归系数的t统 计值和符号来看,一个直觉解释就是:地区经济总体上是发散的,并不代表各部门也都是发散的,而且部 门之间存在着很大的异质性)。表中最后一行省区“的估计值b为正且显著,表明省区劳动生产率不仅 没有收敛,反而是发散的,这个结果与现有文献是一致的。同时我们得出发散速度为每年136%,如果 ①1省区具体设定为样本期间平均劳动生产率最高的省区,这样避免了1省区在不同的年份可能会不一样的问题 世界经济*200年第猢·47 g1994-2006ChinaAcademicJournalElectronicPublishingHouse.Allrightsreservedhttp://www.cnki.net
三 地区经济增长差距来源的经验分析 (一 )经验分析模型及回归结果 在经济增长经典文献中有很多分析模型 ,如 Baumol ( 1986)、Barro和 Sala2i2Martin ( 1992)以及 Man2 kiw等人 (1992) ,等等。这些被广泛使用的基本模型都包含了初始变量 y0、增量 △y或期末变量 yT ,通过 在模型里加入不同的控制变量如储蓄率、人力资本、社会基础设施等 ,可以检验条件 β - 收敛。由于我们 主要分析绝对 β - 收敛 ,因此采用了不含控制变量的基本模型。 ( 1 T ) ln ( yj, 2002 yj, 1990 ) = c +βln ( yj, 1990 ) +εj, t (4) (4)式中等号左边表示 0到 T期劳动生产率的平均增长速度 ,从期初劳动生产率 ln ( yj, 1990 )系数β的 符号可以判断是绝对收敛还是发散。如果 β 0,就表示省区之 间是发散的 ,期初劳动生产率较高的省区其增长速度也较快 ,期初劳动生产率较低的省区增长速度则较 慢。这个模型隐含着所有省区的渐近稳态增长速度相同的假设 ,在一个国家范围内 ,这个假设是合理的 (Sala2i2Martin, 2002)。 首先 ,我们用这个模型检验省区和部门的绝对 β - 收敛假说 ,分析样本期间中国省区是否存在绝对 β - 收敛 ,以及部门的收敛情况。接着我们应用 Bernard和 Jones(1996a, 1996b)的模型 ,分析部门收敛或 发散的速度。我们假定劳动生产率按如下方式演进 : lnyijt =γij - λlny^ijt- 1 + lnyijt- 1 + lnεijt (5) 其中 y^ijt - 1 = yijt - 1 y1jt - 1 (6) γij代表 i省区 j部门劳动生产率的渐近增长速度 ,我们假定每个省区的劳动生产率渐近增长速度相 同。1省区 ①代表劳动生产率最高的省区 , y^ijt描述了 i省区 j部门与 1省区 j部门劳动生产率的差异。λ 表示收敛或发散的速度 ,λ > 0是收敛速度 ,λ < 0是发散速度。 lnεijt表示对劳动生产率的冲击。 (5)式两 边同时减去 lny1 jt可变换为 : lny^ijt = (γij - γ1 j ) + (1 - λ) lny^ijt- 1 + lnε^ijt (7) 对 (7)式进行迭代 ,得到下式 : 1 T ln ( y^it y^i0 ) = - 1 - (1 - λ) T T lny^i0 + 1 T Σ T S =0 (1 - λ) T - S (γi - γ1 + lnε^ij ) (8) (8)式等号左边表示在 0到 T期 i省区与 1省区的平均相对增长速度。由 (8)式可以得出收敛或发 散的速度 λ。 表 5报告了回归结果 (这里的 R 2 为负 ,是因为β的估计值不显著 ,在 Bernard和 Jones(1996b)的研究 中 ,没有显著收敛的批零贸易部门和其他服务部门 , R 2 也分别只有 - 0. 01和 - 0. 02。从回归系数的 t统 计值和符号来看 ,一个直觉解释就是 :地区经济总体上是发散的 ,并不代表各部门也都是发散的 ,而且部 门之间存在着很大的异质性 )。表中最后一行“省区 ”的估计值 b为正且显著 ,表明省区劳动生产率不仅 没有收敛 ,反而是发散的 ,这个结果与现有文献是一致的。同时我们得出发散速度为每年 1. 36% ,如果 济经界世 3 5002 第年 9 · 期 74 · 彭国华 ① 1省区具体设定为样本期间平均劳动生产率最高的省区 ,这样避免了 1省区在不同的年份可能会不一样的问题
中国地区经济增长及差距的来源 发散速度保持不变,大约经过53年后省区劳动生产率水平的差距将是现在的2倍。 表5 回归检验结果 部门 t-统计值 F-统计值 农业 00023 00022 00093 024 004 007 工业 00081 00078 00104 078 建筑业 00071 004 交通运输 0007 00081 09 批零贸易 00116 00124 00154 75 其他三产 00248 00219 00146 1. 7 00146 00136 00051 29012468 说明:b为(4式中β的OLS( Eviews41)回归估计值,SE为Wh一致协方差估计标准误。λ通过等式得出:b= ⊥-(1-)1 虽然省区平均劳动生产率是显著发散的,从部门层次来看,部门之间有着很大的异质性,并不是每个 部门都是发散的。只有其他第三产业在1007%的水平上显著发散。其他第三产业的发散速度为每年 219%,以这个速度发展,33年后该部门的劳动生产率差距将扩大到现在的两倍。其他的部门都没有显 著发散,但是从系数符号来看,农业、工业和交通运输仓储邮电业的β估计系数都是正的,表明这些部门 呈现发散趋势。批零贸易餐饮业的β估计系数有收敛的负号,但不显著,收敛速度为每年124%,以这个 速度发展,批零贸易餐饮业劳动生产率的差距58年后将缩小为现在的一半。建筑业的β估计值是零,既 不收敛也不发散,表明省区间该部门的劳动生产率差距将不会有显著变化 我们在前面提到了一个有趣的现象,工业的标准差1997年后有减少的趋势(见图2),出现了σ-收 敛,会不会也存在绝对β-收敛呢?我们用(4)式进行了同样的回归,其中初始值为yw,时间跨度T等 于5结果证实了绝对B-收敛的存在。 表6 1997~2002年工业的绝对β·收敛检验 RF-统计值 00294 00313 00135 说明:b为4)式始值变为y,时间跨度T等于5)中β的OLS( Eviews41)回归估计值,SE为Whte一致协方差 估计标准误。λ通过等式得出:b 1-A 估计值b为负值,且在5%水平上显著,说明1997~2002年工业存在绝对β-收敛。收敛速度相当 快,为每年313%,如果保持这个速度不变,差距缩小一半只需23年时间。这样,虽然在整个样本期间工 业没有收敛,但是在1997~2002年的子时段里,工业同时存在绝对β-收敛和σ-收敛。这是一个值得 关注的新现象,如果工业继续收敛,将对中国地区差距的变化产生重大影响。 二)对省区劳动生产率差距的分解 上述分析表明,省区平均劳动生产率是显著发散的,但部门之间有很强的异质性。而省区发散是各 个部门共同作用的结果,为了寻找省区差距的来源我们对本文第二部分的分解做如下变换 世界经济*200痱第·48 01994-200ChinaAcademicJournalElectronicPublishingHouse.Allrightsreservedhttp://www.cnki.net
发散速度保持不变 ,大约经过 53年后省区劳动生产率水平的差距将是现在的 2倍。 表 5 回归检验结果 部门 b λ SE t - 统计值 R 2 F - 统计值 农业 0. 0023 - 0. 0022 0. 0093 0. 24 - 0. 04 0. 07 工业 0. 0081 - 0. 0078 0. 0104 0. 78 - 0. 03 0. 31 建筑业 0 0 0. 0071 0 - 0. 04 0 交通运输 0. 0072 - 0. 007 0. 0081 0. 9 - 0. 02 0. 55 批零贸易 - 0. 0116 0. 0124 0. 0154 - 0. 75 - 0. 02 0. 58 其他三产 0. 0248 - 0. 0219 0. 0146 1. 7 0. 10 3. 87 省区 0. 0146 - 0. 0136 0. 0051 2. 9 0. 12 4. 68 说明 : b为 (4)式中 β的 OLS ( Eviews 4. 1)回归估计值 , SE为 W hite一致协方差估计标准误。λ通过等式得出 : b = - 1 - (1 -λ) 12 12 。 虽然省区平均劳动生产率是显著发散的 ,从部门层次来看 ,部门之间有着很大的异质性 ,并不是每个 部门都是发散的。只有其他第三产业在 10. 07%的水平上显著发散。其他第三产业的发散速度为每年 2. 19% ,以这个速度发展 , 33年后该部门的劳动生产率差距将扩大到现在的两倍。其他的部门都没有显 著发散 ,但是从系数符号来看 ,农业、工业和交通运输仓储邮电业的 β估计系数都是正的 ,表明这些部门 呈现发散趋势。批零贸易餐饮业的β估计系数有收敛的负号 ,但不显著 ,收敛速度为每年 1. 24% ,以这个 速度发展 ,批零贸易餐饮业劳动生产率的差距 58年后将缩小为现在的一半。建筑业的 β估计值是零 ,既 不收敛也不发散 ,表明省区间该部门的劳动生产率差距将不会有显著变化。 我们在前面提到了一个有趣的现象 ,工业的标准差 1997年后有减少的趋势 (见图 2) ,出现了 σ - 收 敛 ,会不会也存在绝对 β - 收敛呢 ? 我们用 (4)式进行了同样的回归 ,其中初始值为 y1997 ,时间跨度 T等 于 5,结果证实了绝对 β - 收敛的存在。 表 6 1997～2002年工业的绝对 β - 收敛检验 b λ SE t - 统计值 R 2 F - 统计值 工业 - 0. 0294 0. 0313 0. 0135 - 2. 18 0. 07 3. 06 说明 : b为 (4)式 (初始值变为 y1997 ,时间跨度 T等于 5)中 β的 OLS(Eviews 4. 1)回归估计值 , SE为 W hite一致协方差 估计标准误。λ通过等式得出 : b = - 1 - (1 -λ) 5 5 。 估计值 b为负值 ,且在 5%水平上显著 ,说明 1997～2002年工业存在绝对 β - 收敛。收敛速度相当 快 ,为每年 3. 13% ,如果保持这个速度不变 ,差距缩小一半只需 23年时间。这样 ,虽然在整个样本期间工 业没有收敛 ,但是在 1997～2002年的子时段里 ,工业同时存在绝对 β - 收敛和 σ - 收敛。这是一个值得 关注的新现象 ,如果工业继续收敛 ,将对中国地区差距的变化产生重大影响。 (二 )对省区劳动生产率差距的分解 上述分析表明 ,省区平均劳动生产率是显著发散的 ,但部门之间有很强的异质性。而省区发散是各 个部门共同作用的结果 ,为了寻找省区差距的来源 ,我们对本文第二部分的分解做如下变换 : 济经界世 3 5002 第年 9 · 期 84 · 中国地区经济增长及差距的来源
彭国华 1E△m(E△m 下标;表示部门,俵表示劳动生产率相对落后的省区,1省区指劳动生产率领先的省区。(9)式等号 左边表示落后省区与领先省区劳动生产率总的相对变化,等号右边第一项是落后省区与领先省区部门内 劳动生产率增长效应(PGE)的相对变化,右边第二项是部门间劳动力份额效应(SE)的相对变化。这样 我们就可以把省区间的差距分解为每个部门的部门内劳动生产率增长的差距(PGE)和部门间劳动力份 额的差距(SE)这两个部分。 我们选取了非直辖市中平均劳动生产率最高的江苏作为领先省区1,分别计算了27个省区与江苏的 劳动生产率增长的差距和部门间劳动力份额的差距。①具体计算时,如果一个省区期初劳动生产率高于 江苏,则把该省区作为领先省区,江苏作为落后省区,如北京1990年平均劳动生产率4789元高于江苏的 2371元,就用江苏的PGE和SE来减去北京的PGE和SE。 表7是27个省区与江苏差距分 表7 对省区劳动生产率差距的分解 解的平均值,总效应是-1.20,即 增长效应%份额效应%总效应%1990~202年落后省区劳动生产率 农业 004·4的增长比领先省区劳动生产率的增 业 86016 08873 建筑业 00760000.0065长一共慢了120个的百分点。劳动 交通运输 1.a010力份额效应使差距缩小了9个百分 批零贸易 Q043-01311点。也就是说,如果其他省区劳动力 其他三产 01613 份额与江苏保持一致,差距将扩大到 131109 131个百分点。从部门来看,发散的 73%来源于工业,14%来源于其他第 三产业,农业使发散减少4%,交通运输仓储邮电业对发散没有影响。如果没有工业和其他第三产业对 发散的贡献,总效应就会是-016,差距将大为减少。 四结论 本文从部门这个新角度分析了中国地区经济增长的差异问题,通过比较劳动生产率在省区之间和部 门之间的差异性,探寻了1990~2002年中国省区经济增长和差距的来源。我们分解了劳动生产率增长 的来源,发现部门内劳动生产率的增长对省区劳动生产率增长的贡献达99%,部门间劳动力份额变化的 贡献只有1%,从部门总效应来看,工业和其他第三产业对省区劳动生产率增长的贡献达75%。分析表 明,中国省区经济增长有显著的发散,发散的87%来源于工业和其他第三产业。但是省区发散并不意味 着每个部门都是发散的,部门之间显示出了很强的异质性,农业、工业、交通运输仓储邮电业和其他第三 产业是微弱发散的(只有其他第三产业在10.07%水平上才显著),而批零贸易餐饮业则显示出了微弱的 收敛趋势。一个有趣的发现是虽然工业在1990~2002年有发散趋势,但是在1997~2002年的子时段里 同时出现了绝对β-收敛和σ-收敛,这个新现象值得以后用更长的时间序列来检验。 ①我们用直辖市中劳动生产率最高的上海作为领先省区1,计算结果是类似的,只不过工业和其他第三产业的贡献更大 世界经济*200年第猢·49 01994-2006ChinaAcademicJournalElectronicPublishingHouse.Allrightsreservedhttp://www.cnki.net
( △y y0 ) f - ( △y y0 ) 1 = ( ∑i △yi yi, 0 yi, 0 y0 w - i ) f - ( ∑i △yi yi, 0 yi, 0 y0 w - i ) 1 + ( ∑i △wi y - i y0 ) f - ( ∑i △wi y - i y0 ) 1 (9) 下标 i表示部门 , f表示劳动生产率相对落后的省区 , 1省区指劳动生产率领先的省区。 ( 9)式等号 左边表示落后省区与领先省区劳动生产率总的相对变化 ,等号右边第一项是落后省区与领先省区部门内 劳动生产率增长效应 (PGE)的相对变化 ,右边第二项是部门间劳动力份额效应 (SE)的相对变化。这样 , 我们就可以把省区间的差距分解为每个部门的部门内劳动生产率增长的差距 (PGE)和部门间劳动力份 额的差距 (SE)这两个部分。 我们选取了非直辖市中平均劳动生产率最高的江苏作为领先省区 1,分别计算了 27个省区与江苏的 劳动生产率增长的差距和部门间劳动力份额的差距。① 具体计算时 ,如果一个省区期初劳动生产率高于 江苏 ,则把该省区作为领先省区 ,江苏作为落后省区 ,如北京 1990年平均劳动生产率 4789元高于江苏的 2371元 ,就用江苏的 PGE和 SE来减去北京的 PGE和 SE。 表 7 对省区劳动生产率差距的分解 部门 增长效应 % 份额效应 % 总效应 % 农业 0. 07 - 5 - 0. 02 2 0. 04 - 4 工业 - 1. 04 86 0. 16 - 13 - 0. 88 73 建筑业 - 0. 07 6 0. 00 0 - 0. 06 5 交通运输 - 0. 02 1 0. 01 - 1 - 0. 01 0 批零贸易 - 0. 10 8 - 0. 04 3 - 0. 13 11 其他三产 - 0. 16 13 - 0. 01 1 - 0. 17 14 合计 - 1. 31 109 0. 11 - 9 - 1. 20 100 表 7是 27个省区与江苏差距分 解的平均值 , 总效应是 - 1. 20, 即 1990～2002年落后省区劳动生产率 的增长比领先省区劳动生产率的增 长一共慢了 120个的百分点。劳动 力份额效应使差距缩小了 9个百分 点。也就是说 ,如果其他省区劳动力 份额与江苏保持一致 ,差距将扩大到 131个百分点。从部门来看 ,发散的 73%来源于工业 , 14%来源于其他第 三产业 ,农业使发散减少 4% ,交通运输仓储邮电业对发散没有影响。如果没有工业和其他第三产业对 发散的贡献 ,总效应就会是 - 0. 16,差距将大为减少。 四 结论 本文从部门这个新角度分析了中国地区经济增长的差异问题 ,通过比较劳动生产率在省区之间和部 门之间的差异性 ,探寻了 1990～2002年中国省区经济增长和差距的来源。我们分解了劳动生产率增长 的来源 ,发现部门内劳动生产率的增长对省区劳动生产率增长的贡献达 99% ,部门间劳动力份额变化的 贡献只有 1% ,从部门总效应来看 ,工业和其他第三产业对省区劳动生产率增长的贡献达 75%。分析表 明 ,中国省区经济增长有显著的发散 ,发散的 87%来源于工业和其他第三产业。但是省区发散并不意味 着每个部门都是发散的 ,部门之间显示出了很强的异质性 ,农业、工业、交通运输仓储邮电业和其他第三 产业是微弱发散的 (只有其他第三产业在 10107%水平上才显著 ) ,而批零贸易餐饮业则显示出了微弱的 收敛趋势。一个有趣的发现是虽然工业在 1990～2002年有发散趋势 ,但是在 1997～2002年的子时段里 同时出现了绝对 β - 收敛和 σ - 收敛 ,这个新现象值得以后用更长的时间序列来检验。 济经界世 3 5002 第年 9 · 期 94 · 彭国华 ① 我们用直辖市中劳动生产率最高的上海作为领先省区 1,计算结果是类似的 ,只不过工业和其他第三产业的贡献更大
中国地区经济增长及差距的来源 理解部门的异质性有很强的政策含义,针对不同部门制定相应的产业政策,通过减少部门差距来缩 小地区差距,具有重要的现实意义。本文分析表明,区域发散并不意味着区域经济各组成部门都是发散 的。这说明部门发散与区域发散模式的政策含义存在着很大的差别,虽然它们的目的都是要使地区差距 减少,使地区经济趋同。区域模式政策有两个方面的局限性:一方面是从区域的角度来制定政策,其着眼 点是地区与地区之间政策的不同和比较,如东部省区与西部省区、中部省区的政策比较,由于忽视了同一 个地区内部不同部门的异质性,使这种政策的实际效果受到很大影响。另一方面是地区政策有可能在各 地区之间引发恶性竞争,引起各地区重复建设和资源浪费,如全国各地区工业部门结构相似的程度超过 了90%杨灿明,2000。地区重复建设和恶性竞争的一个严重后果是导致地区之间较高的市场壁垒和 地区封锁( Young,2000),这显然违背了减少地区差距的初衷。 部门模式政策是从全国整体层次出发,考虑的是部门在全国范围内有效配置资源,形成产业结构的 彼此协调和相互促进与带动,可以有效地避免地区之间的恶性竞争和市场壁垒。它可以根据各部门对生 产率的贡献大小和对地区差距的影响程度,来制定不同的部门政策,但是这些政策可以在地区之间没有 差别。如果主要部门和关键部门趋同了,地区总体经济自然就会趋同。如美国地区之间不存在重复建设 的问题,拿制造业部门来说,它在全美形成了几个中心,如西海岸的硅谷、东南部的航空制造中心、北部的 汽车制造中心等。东部不会照搬西部的硅谷,西部也不会去复制北部的汽车制造业。而美国地区经济增 长收敛的60%以上来源于制造业部门( Bemard and jones,1996b)。可见,地区经济趋同不是指地区经济 结构的趋同,更不是指重复建设,而是指部门(产业)布局和资源配置在全国范围内的合理与协调。因 此,在实行现有的地区开发政策时,结合部门角度来考虑政策的制定,对于减小地区差距也许能起到较好 的效果。另外,对劳动生产率的分解显示出了劳动力在部门间转移对提高劳动生产率的潜力,制定政策 促进农业劳动力向工业和其他第三产业等部门转移,将是中国劳动生产率增长的一个重要来源 参考文献 蕠万、都阳(2000:仲国地区经济增长的趋同与差异—对西部开发战略的启示》,经济硏究10期 林毅夫、刘培林(2003):国的经济发展战略与地区收入差距》,经济研究第3期 杨灿明(2000:哋地方政府行为与区域市场结构》经济研究11期 王绍光、胡鞍钢(1999):仲国:不平衡发展的政治经济学》,中国计划出版社 BanD, R and Sala-iartin, X "Convergence across States and Regons B makings Papers on Conan ic Actiity 1, 1991, pp 107-182 Baumol, W."Pnductivity Growth, Convergence, and Welfare: What the Long-Run Data Show. Am erican Ecoman ic Review, 1986, 76(5) pp1072-1085 Bemard, A. and Jones, C"Camparing App les t Oranges Productivity Convergence and Measurement ac oss Industries and Countries"Amer an Conan ic Review, 1996a, 86(5), pp 1216-123& Productivity and Convergence acoss U. s States and Industries Em pirical Econan ics 21, 1996b, pp 113- 135 Productivity ac oss Industries and Countries Tme Series Theory and Evidence" Revi of Ecoman ics and Statistics, 1996c, 78(1) Chow, G"Cap ital Fomaton and Econom ic Growth in China Quarterly Jou mal of Ecoman ics, 1993, 108(3), pp 809-842 Mankw, Gi; Romer, D. and Weil, D. A Contributin b the Emp irics of Econom ic Growth Quarterly Joumal of Ecowan ics, 1992, 107 (2),pp407-437 Sala-HMartin, X15 Years of New Growth Econam ics What Have We lamt?"Columbia University working paper, 2002 Young A"Razrs Edge: D istrtions and incremental Refom in the Peop le s Republic of China Quarterly Joumal of Econan ics, 2000, 11 (4),pp1091·1135 (截稿:2005年1月责任编辑:杜亚平) 世界经济*200痱第·50 01994-2006ChinaAcademicJournalElectronicPublishingHouse.Allrightsreservedhttp://www.cnki.net
理解部门的异质性有很强的政策含义 ,针对不同部门制定相应的产业政策 ,通过减少部门差距来缩 小地区差距 ,具有重要的现实意义。本文分析表明 ,区域发散并不意味着区域经济各组成部门都是发散 的。这说明部门发散与区域发散模式的政策含义存在着很大的差别 ,虽然它们的目的都是要使地区差距 减少 ,使地区经济趋同。区域模式政策有两个方面的局限性 :一方面是从区域的角度来制定政策 ,其着眼 点是地区与地区之间政策的不同和比较 ,如东部省区与西部省区、中部省区的政策比较 ,由于忽视了同一 个地区内部不同部门的异质性 ,使这种政策的实际效果受到很大影响。另一方面是地区政策有可能在各 地区之间引发恶性竞争 ,引起各地区重复建设和资源浪费 ,如全国各地区工业部门结构相似的程度超过 了 90% (杨灿明 , 2000)。地区重复建设和恶性竞争的一个严重后果是导致地区之间较高的市场壁垒和 地区封锁 ( Young, 2000) ,这显然违背了减少地区差距的初衷。 部门模式政策是从全国整体层次出发 ,考虑的是部门在全国范围内有效配置资源 ,形成产业结构的 彼此协调和相互促进与带动 ,可以有效地避免地区之间的恶性竞争和市场壁垒。它可以根据各部门对生 产率的贡献大小和对地区差距的影响程度 ,来制定不同的部门政策 ,但是这些政策可以在地区之间没有 差别。如果主要部门和关键部门趋同了 ,地区总体经济自然就会趋同。如美国地区之间不存在重复建设 的问题 ,拿制造业部门来说 ,它在全美形成了几个中心 ,如西海岸的硅谷、东南部的航空制造中心、北部的 汽车制造中心等。东部不会照搬西部的硅谷 ,西部也不会去复制北部的汽车制造业。而美国地区经济增 长收敛的 60%以上来源于制造业部门 (Bernard and Jones, 1996b)。可见 ,地区经济趋同不是指地区经济 结构的趋同 ,更不是指重复建设 ,而是指部门 (产业 )布局和资源配置在全国范围内的合理与协调。因 此 ,在实行现有的地区开发政策时 ,结合部门角度来考虑政策的制定 ,对于减小地区差距也许能起到较好 的效果。另外 ,对劳动生产率的分解显示出了劳动力在部门间转移对提高劳动生产率的潜力 ,制定政策 促进农业劳动力向工业和其他第三产业等部门转移 ,将是中国劳动生产率增长的一个重要来源。 参考文献 : 蔡 、都阳 (2000) :《中国地区经济增长的趋同与差异 ———对西部开发战略的启示 》,《经济研究 》第 10期。 林毅夫、刘培林 (2003) :《中国的经济发展战略与地区收入差距 》,《经济研究 》第 3期。 杨灿明 (2000) :《地方政府行为与区域市场结构 》,《经济研究 》第 11期。 王绍光、胡鞍钢 (1999) :《中国 :不平衡发展的政治经济学 》,中国计划出版社。 Barro, R. and Sala2i2Martin, X.“Convergence across States and Regions. ”B rookings Papers on Econom ic Activity 1, 1991, pp. 107 - 182. ———.“Convergence. ”Journal of Political Econom y, 1992, 100 (2) , pp. 223 - 251. Baumol, W.“Productivity Growth, Convergence, and Welfare: What the Long - Run Data Show. ”Am erican Econom ic Review, 1986, 76 (5) , pp. 1072 - 1085. Bernard, A. and Jones, C.“ComparingApp les to O ranges: Productivity Convergence andMeasurement across Industries and Countries. ”Am er2 ican Econom ic Review, 1996a, 86 (5) , pp. 1216 - 1238. ———.“Productivity and Convergence across U. S. States and Industries. ”Em pirical Econom ics 21, 1996b, pp. 113 - 135. ———.“Productivity across Industries and Countries: Time Series Theory and Evidence. ”Review of Econom ics and S tatistics, 1996c, 78 ( 1) , pp. 135 - 146. Chow, G.“Cap ital Formation and Economic Growth in China. ”Quarterly Journal of Econom ics, 1993, 108 (3) , pp. 809 - 842. Mankiw, G. ; Romer, D. and Weil, D.“A Contribution to the Emp irics of Economic Growth. ”Quarterly Journal of Econom ics, 1992, 107 (2) , pp. 407 - 437. Sala2i2Martin, X.“15 Years of New Growth Economics: What Have We learnt?”Columbia University working paper, 2002. Young, A.“Razor’s Edge: D istortions and Incremental Reform in the Peop le’s Republic of China. ”Quarterly Journal of Econom ics, 2000, 115 (4) , pp. 1091 - 1135. (截稿 : 2005年 1月 责任编辑 :杜亚平 ) 济经界世 3 5002 第年 9 · 期 05 · 中国地区经济增长及差距的来源
h stitu tiona l arrangem en t of m port Coun tries and hrtech Products Export: a Research ba sed on the grav ity m odel Pan Xiangdeng L iao Jinzhong LaiM ingyong The past re searches on the mpact of institutinal fac brs on trade flow only focus on ind ividual institutons with no systematized and theoretical analysis This paper, based upon Anderson(1979) and CEs functon, de- duces the gravity model includ ing institu tonal arrangement factors The gravity model is then exam ined by u- sing the panel data of hitech products export of China, USA, Japan, South Korea and Brazil The result re veals that, hi-tech p oduc ts export ofUSA and Japan are more sensitive to the institutonal arrangement of mport countries than China. South Korea and b razil. while the five countries are more sensitive to the informal institu- tonal arrangement of mport countries hn tems of the specific institutonal arrangements, American and Japa- nese hi-tech p roducts export are more sensitive t the fomal rules of institutonal ar tries, whereas Ch inese and b razil ian hitech p oduc ts export are more sensitive b the enforcement and operating characteristics of institutional arrangements of mport countries Convergence of Econ om ic grow th am ong the APEC Coun tr ies Li Kury ang Ghen Lei This paper tests the convergence of gow th among the APEC econom ies beteen 1950 and 2000 Through the tests of o-convergence, absolute B-convergence, conditional B-convergence and also the comparison of conditions before and after the foundatin of APEC, we find there is significant grow th convergence in the asia Pacific area We also find the emergence and devebpment of a PeC promote the grow th conve rgence in this area, by raising the intra-regional conve rgence rate greatly Furthe more, this artic le also finds that to some ex- tent regional integraton beteen rich and poor countries will help b reduce the income gap and lessen the m balance of grow th among different econom ies Reg iona ld vergence of grow th i Chia and Its Exphna tion This paper exam ines the regonal divergence of grow th in China from the p ospective of secbr from 1990 to 2002 We find that there is large heterogeneity in p oductivity levels and movements ac oss sec brs and prov- inces Decomposing aggregate divergence int within and beteen sec tr components reveals that industry and other tertiary industry contributed 87% of the btal divergence We find p and a-convergence for industry in the subperiod of 1997-2002, although there is insignificant dive rgence in who le samp le perod 世界经济*200痱第·80 01994-2006ChinaAcademicJournalElectronicPublishingHouse.Allrightsreservedhttp://www.cnki.net
In stitutiona l Arrangem ent of Im port Coun tr ies and H i2tech Products Export: A Research Ba sed on the Grav ity M odel Pan X iangdeng L iao J inzhong LaiM ingyong The past researches on the impact of institutional factors on trade flow only focus on individual institutions with no systematized and theoretical analysis. This paper, based upon Anderson (1979) and CES function, de2 duces the gravity model including institutional arrangement factors. The gravity model is then exam ined by u2 sing the panel data of hi2tech p roducts export of China, USA, Japan, South Korea and Brazil. The result re2 veals that, hi2tech p roducts export ofUSA and Japan are more sensitive to the institutional arrangement of import countries than China, South Korea and Brazil, while the five countries are more sensitive to the informal institu2 tional arrangement of import countries. In term s of the specific institutional arrangements, American and Japa2 nese hi2tech p roducts export are more sensitive to the formal rules of institutional arrangements of import coun2 tries, whereas Chinese and B razilian hi2tech p roducts export are more sensitive to the enforcement and operating characteristics of institutional arrangements of import countries. Convergence of Econom ic Growth am ong the APEC Coun tr ies L i Kunwang Ghen Lei This paper tests the convergence of growth among the APEC econom ies between 1950 and 2000. Through the tests ofσ - convergence, absoluteβ2convergence, conditionalβ2convergence and also the comparison of conditions before and after the foundation of APEC, we find there is significant growth convergence in the A sia - Pacific area. W e also find the emergence and development of APEC p romote the growth convergence in this area, by raising the intra2regional convergence rate greatly. Furthermore, this article also finds that to some ex2 tent regional integration between rich and poor countries will help to reduce the income gap and lessen the im2 balance of growth among different econom ies. Reg iona l D ivergence of Growth in China and Its Explana tion Peng Guohua This paper exam ines the regional divergence of growth in China from the p rospective of sector from 1990 to 2002. We find that there is large heterogeneity in p roductivity levels and movements across sectors and p rov2 inces. Decomposing aggregate divergence into within and between sector components reveals that industry and other tertiary industry contributed 87% of the total divergence. W e findβandσ2convergence for industry in the sub2period of 199722002, although there is insignificant divergence in whole samp le period. 济经界世 3 5002 第年 9 · 期 08 ·
