三 勞動生產率的地區特征

（一）東部沿海地區的勞動生產率增長快于中西部內陸地區

地區勞動生產率是按不變價計算（以2015年價格為基期）的人均地區生產總值來衡量的。其中，具體計算方法為先按人均地區生產總值指數（上年=100）調整為以2015年價格為100的人均地區生產總值指數，再以人均地區生產總值指數（2015年 =100）對2015年人均地區生產總值計算得到1952～2015年各年份的人均地區生產總值。勞動生產率的地區樣本共包括28個省份，重慶歸入四川一并核算；同時，由于缺少相關統計資料，這里暫不包括港澳臺及海南和西藏。在計算過程中，我們所采用的統計指標包括人均地區生產總值、人均地區生產總值指數（上年=100），以上數據均來源于歷年的《中國統計年鑒》和中經網統計數據庫。

1．地區勞動生產率呈長期上升的趨勢

1952～2015年，地區勞動生產率呈明顯上升的趨勢（見圖3-3）。在28個省份中，長時間排名第一的是北京市，其勞動生產率從1952年的855元/人增至2015年的106497元/人，增長了124倍，年均增長7.96%；即使是長期處在末位的貴州省，其勞動生產率也從1952年的602元/人增至2015年的29847元/人，增長約50倍，年均增長6.39%。

為盡可能全面展現1952年以來我國地區勞動生產率的增長情況，我們分別選取1952年、1978年、1992年、2001年、2008年與2015年這些特定年份來全景呈現28個省份各自勞動生產率增長變化情況（見表3-5、表3-6）。我們發現：一是地區間勞動生產率的排序變化表現各異。其中，部分省份（浙江、福建、江蘇、山東、河北、陜西、四川+重慶、湖北）的排序逐步上升；少數省份（黑龍江、新疆維吾爾自治區、山西、江西、安徽、貴州）的排序逐步下降；有兩類省份則相對平穩，一類省份（上海、遼寧、天津、北京、吉林、廣東）表現為在靠前排序上的相對平穩，另一類省份（湖南、河南、甘肅、云南）則是在靠后排序上的相對平穩。此外，還有兩類省份的變化類型呈“先下降后上升”與“先上升后下降”的趨勢特征，前者以內蒙古自治區為代表，而后者有寧夏回族自治區、青海、廣西壯族自治區等省份。二是地區間勞動生產率的極差（用地區勞動生產率最高省份是地區勞動生產率最低省份的倍數表示）有先擴大后縮小的變化趨勢。1952年地區間勞動生產率的極差最小，只有3.44倍；隨后便逐步擴大，到1992年地區間勞動生產率的極差達到6.94倍；接著開始漸漸縮小，在2008年為5.95倍，截至2015年降至4.13倍。

2．地區勞動生產率的增速有快慢

從各地勞動生產率增長率的變化情況來看，1952～2015年，各地勞動生產率均保持較快的增長態勢，大部分省份的勞動生產率年均增速均快于全國6.43%的水平（見表3-7）。其中，多達16個省份的勞動生產率年均增長率超過7%，尤其是山東省的勞動生產率增速最快，達到8.13%；剩余12個省份的勞動生產率年均增長率為5%～8%。

從東中西部各區域來看，地區勞動生產率增長有一定的分層表現。如表3-8所示，東部地區的勞動生產率增長表現最好，均高于全國平均水平，且所有省份的勞動生產率年均增長率均超過7%；中西部和東北地區的多數省份基本保持年均增長6%～8%的水平，只有2個省份的年均增速在6%之下。

從沿海內陸區域看，沿海地區的勞動生產率增長要普遍好于內陸地區（見表3-9）。與東部地區類似，沿海地區的勞動生產率增長率均高于全國平均水平，且多數省份的勞動生產率增長率超過7%；內陸地區的增長則稍遜一點，大都以低于7%的速度增長。

（二）地區勞動生產率水平差距擴大但增速差距逐步縮小

新古典經濟學強調生產要素通過市場之手（如價格）來優化配置資源，而要實現這一結果的前提就是讓生產要素能夠充分流動起來。隨著技術發展和制度變革，勞動力要素正變得越來越具有流動性，這就意味著地區間的勞動生產率增長存在一定的收斂性，即初始勞動生產率較高的地區隨著勞動力要素的不斷流入出現勞動生產率增長放緩，原本初始勞動生產率較低的地區反而出現更快提高勞動生產率的現象。對此，我們分別利用收斂指數和散點圖示來考察我國地區勞動生產率的收斂性（或者是否存在“σ收斂”現象）。

1．東中西部勞動生產率的收斂

全國勞動生產率的收斂指數總體表現為不斷走高的長期趨勢，該收斂指數從1952年的0.466增至2015年的0.639，這說明在地區結構上，我國省級層面的勞動生產率水平差距不斷擴大。不過，全國勞動生產率的收斂指數走勢也有鮮明的階段性特征（見圖3-4），前后大致經歷了四輪收斂和發散的階段。

第一階段是在改革開放之前（1952～1977年），收斂指數總體呈振蕩向上的走勢，其中東部和西部地區的收斂指數走勢與全國類似，中部地區的收斂指數走勢較為平穩，并且東部地區的收斂指數要遠高于其他地區和全國的收斂指數。

第二階段是改革開放初期（1978～1991年），收斂指數逐年向下緩慢調整，東西部地區的收斂指數走勢也同時向下調整，尤其是東部地區的收斂幅度很大，接近收斂指數的1/3。不過，中部地區的收斂指數走勢卻依然平穩，并未出現明顯的收斂跡象。

第三階段是1992年以后至2008年國際金融危機之前（1992～2007年），全國的收斂指數呈小幅向上的走勢，這表明各地區的勞動生產率水平差距有所擴大。這背后卻是東中西部地區的收斂指數出現分化走勢，即東部地區的勞動生產率水平差距仍在繼續收斂，特別是在這一階段東部地區的收斂指數首次出現低于全國收斂指數的情形；中西部地區的收斂指數都有不同程度的向上調整，并且中部地區一改長期的平穩走勢，其調整幅度要大于西部地區，2006年開始中部地區的收斂指數首次出現高于西部地區的情形。

第四階段是自2008年爆發國際金融危機之后（2008～2015年），全國的收斂指數走勢開始掉頭向下調整，但地區間的收斂速度有快有慢，東部地區的收斂指數下降幅度最大，其次是西部地區，而中部地區變化不大。

與前面東中西部勞動生產率的收斂指數變化類似，沿海、內陸地區勞動生產率的收斂指數也反映出我國勞動生產率的收斂指數走勢的地區結構性特征（見圖3-5）。一是沿海地區與東部地區勞動生產率的收斂指數走勢相近，由于沿海地區只比東部地區多了河北和廣西兩個省份，導致其勞動生產率的收斂指數略高于后者。二是內陸地區與中西部地區勞動生產率的收斂指數走勢一致，且相對更為平穩。三是自改革開放以來沿海地區勞動生產率的收斂指數逐年下降，并在2006年首次出現低于全國收斂指數的情形，而內陸地區勞動生產率的收斂指數走勢較為平緩，始終維持在收斂指數0.4左右的水平。

盡管全國勞動生產率的收斂指數反映出我國省級層面的勞動生產率水平差距在擴大，但在地區結構上，東部地區有“俱樂部收斂”的現象，尤其是自1978年改革開放以來，東部地區勞動生產率的收斂指數明顯向下調整，并且從20世紀90年代中后期開始便低于全國收斂指數水平。這一收斂現象在沿海地區也同樣存在，只是收斂幅度相對不那么劇烈。

2．各省份勞動生產率的收斂

地區勞動生產率表現出增長收斂的現象，這從經濟含義上來講，便是滯后一期的勞動生產率與勞動生產率的當期增長率間存在負相關關系。為此，我們利用1952～2015年我國地區勞動生產率的全樣本通過散點圖示的方法來直觀考察該收斂現象。其中，先后繪制出1952～2015年、1978～2015年、1992～2015年和2001～2015年我國地區勞動生產率的散點圖（見圖3-6）。很顯然，隨著時間的推移，我國地區勞動生產率的這種負相關關系正逐漸變得越來越顯著，尤其是在1992～2015年和2001～2015年兩個時間段。

圖3-6的散點圖基本囊括了我國28個省份在1952～2015年各個年份的樣本，但受特殊時期特定事件的影響，其波動幅度比較大，這在1952～2015年的散點圖中體現得較為明顯。為緩解該問題，我們采用年均增長率來平滑勞動生產率的當期增長率，并將1952年和1978年作為期初年份。圖3-7和圖3-8表明，隨著時間的推移，我國地區勞動生產率確實存在負相關關系。例如，1978年勞動生產率最高的上海和北京兩市，其在1978～2015年的勞動生產率年均增長率卻是最低的；與之相反，在同一時期勞動生產率最低的貴州和安徽兩省，其在1978～2015年的勞動生產率年均增長率超過9%，高于不少省份；考慮到影響長期增長路徑的重要因素（如改革開放等制度因素），作為沿海省份的江蘇、浙江、福建等地，盡管1978年的勞動生產率處于平均水平，但在1978～2015年的勞動生產率年均增長率卻是最高的。

（三）地區勞動生產率條件收斂現象在東部和沿海地區較為明顯

這一部分旨在對地區勞動生產率條件收斂現象進行定量分析，以期對未來制定提高我國勞動生產率的相關政策提供重要參考。

1．模型設定

基于經濟增長和發展經濟學等理論，一國地區間的經濟增長收斂（或趨同，Convergence）現象會比國與國之間更為顯著，并且分地區數據能有效避免大量潛在的非經濟因素（多源于國別差異）（Barro, 1996；蔡昉、都陽，2000；林毅夫、劉明興，2003）。隨著技術發展和制度變革，勞動力要素愈發變得具有較強的流動性，這意味著勞動生產率也同樣表現出增長收斂的現象。為此，通過借鑒經濟增長收斂的分析方法，我們將模型形式設定為：

其中，被解釋變量是勞動生產率（lp）的當期增長率；核心解釋變量是滯后一期的勞動生產率; X是一組控制變量，以控制其他經濟因素對勞動生產率變動的影響效果; αi表示特定效應，具體反映地區和時間的特征; ε表示殘差項；下標i和t分別表示地區與年份；ln是自然對數符號。

根據新古典增長模型所提出的收斂理論，如果核心解釋變量的系數β顯著為負，則符合β收斂假設，即勞動生產率增長存在收斂現象；再考慮到一系列影響長期增長路徑的重要決定因素，如果核心解釋變量的系數β仍然顯著為負，這也可被稱為條件收斂（Conditional Convergence）（Barro and Sala-i-Martin, 1992; Mankiw, Romer and Weil, 1992）。因此，我們預測：我國地區間的勞動生產率增長滿足β收斂假設。

2．變量說明

（1）被解釋變量：勞動生產率的當期增長率。我們利用之前得到的1952～2015年各年份地區勞動生產率（以2015年不變價計）計算勞動生產率的當期增長率。

（2）核心解釋變量：滯后一期的勞動生產率。按模型設定，如果核心解釋變量的系數β顯著為負，則符合β收斂假設，說明勞動生產率增長存在收斂現象。此外，在穩健性檢驗中，我們加入滯后二期的勞動生產率作為核心解釋變量，來進一步考察多期的收斂特征。

（3）控制變量。由于影響勞動生產率變動的經濟和非經濟因素較多，故需要控制一系列變量。同時，條件收斂假說也要求考慮一系列影響長期增長路徑的重要決定因素。在本書研究的過程中，我們按控制變量的時間跨度分為三類：一是涵蓋整個考察時期（1952～2015年）的變量，二是自1978年改革開放以來的變量，三是20世紀90年代新發展階段的變量。

在整個考察時期（1952～2015年），我們考慮如下五個控制變量：第一，儲蓄率（lnsav），用各地資本形成總額與貨物和服務凈出口之和占地區生產總值的比重表示，用于反映資本的積累速度，有利于勞動生產率的提高；第二，政府規模（lngovscale），用地方公共財政支出占地區生產總值的比重表示，用于反映地方政府的規模以及干預經濟的財政能力，反而會影響勞動生產率的改善；第三，教育質量（lnpstb），用普通小學的生師比（普通小學在校學生數除以普通小學專任教師數）表示，該指標是指每名教師所指導的在校學生人數，屬于人力資本的代理指標，生師比越高意味著地區教育質量水平越低；第四，產業結構（lnstruc），用各地第二產業增加值占地區生產總值的比重表示，用于反映勞動生產率較高的第二產業實際變動情況；第五，城鎮化水平（lnurban），用各地城鎮人口占總人口的比重表示。可以預見，通過采取提高儲蓄率和城鎮化水平、精簡政府規模、改善教育質量、優化產業結構等舉措，勞動生產率增長將會加快，反映在計量結果上，表現為儲蓄率、產業結構和城鎮化水平的指標對勞動生產率增長率的系數將為正，而政府規模和教育水平的指標對勞動生產率增長率的系數則為負。

針對自1978年改革開放以來的情況，我們再加入兩個變量。一是對外開放程度（lnopen），用各地實際利用外商直接投資額占地區生產總值的比重表示，由于實際利用外商直接投資額是以美元計價，故采用美元對人民幣年平均匯率換算成以人民幣計價。二是基礎設施水平（lnpergllc），用各地人均公路里程（公路總里程除以年末人口數）表示，用于反映基礎設施的便利程度。我們預測：對外開放程度越高、基礎設施水平越完善，地區勞動生產率增長會越快，即對外開放程度和基礎設施水平的指標對勞動生產率增長率的系數為正。

進入20世紀90年代的新發展階段，我國開始正式確立建設社會主義市場經濟、實施大規模的國有企業改革、提出并貫徹科學發展觀等一系列重大經濟理論與改革實踐。為此，我們還將增加如下三個變量：一是科學技術水平（lnwrzlsq），用各地每萬人專利申請授權數（專利申請授權數除以年末人口數）表示；二是國有經濟比重（lnsoe），用各地國有投資占比（地區國有投資除以地區固定投資）表示；三是市場化指數（market），反映地區市場化發展水平和程度。我們預測：科學技術水平和市場化發展程度越高、國有經濟比重適度，越有利于促進地區勞動生產率的增長，計量結果就表現為科學技術水平和市場化指數的指標對勞動生產率增長率的系數將為正，而國有經濟比重對勞動生產率增長率的系數則為負。

總之，考察的地區樣本共包括28個省份，重慶歸入四川一并核算，但不包括海南和西藏；時間跨度為1952～2015年。除市場化指數來自國民經濟研究所的《中國市場化指數課題》之外，所用到的其他數據均來自國家和各地統計局發布的公開數據庫與統計年鑒（見表3-10）。

3．實證檢驗及結論

首先，我們利用混合普通最小二乘回歸模型（Pooled OLS）進行初步估計（見表3-11）。第（1）列的結果顯示，核心解釋變量的系數β顯著為負，滿足β收斂假設條件，這意味著我國地區勞動生產率增長存在收斂現象。在加入一系列影響長期增長路徑的重要決定因素（如儲蓄率、政府規模、教育質量、產業結構、城鎮化水平等）后，第（2）列的結果顯示，系數β仍然顯著為負，滿足條件收斂的假設。分東部和中西部地區進行估計，第（3）～（4）列的結果顯示，估計系數 β 均為負，且通過1%顯著性水平檢驗。與此同時，就系數的絕對值大小而言，東部地區的估計系數β要遠大于中西部地區，這表明條件收斂現象在東部地區更為突出；東部地區的估計系數β大于全樣本，但中西部地區的估計系數β 則小于全樣本，這說明我國東部地區具有“俱樂部收斂”現象。此外，第（2）～（4）列中的控制變量的估計系數也基本通過顯著性水平檢驗，并符合預期假設命題，其經濟含義便是提高儲蓄率、第二產業比重和城鎮化水平，精簡政府規模，縮小生師比將有助于加快勞動生產率的增長。

其次，我們利用固定效應模型（FE）對全樣本，分東部、中西部以及沿海、內陸地區進行估計，表3-12顯示了基本的估計結果。第（1）列的基準模型結果顯示，在全樣本下，核心解釋變量的系數β顯著為負，滿足β收斂假設條件。第（2）～（5）列是分東部、中西部以及沿海、內陸地區的估計結果，其核心解釋變量的系數β均為負，且通過1%顯著性水平檢驗。因此，以上結果再次證實假設命題，即我國地區勞動生產率增長確實存在收斂現象。此外，根據估計系數β的絕對值大小，我國的東部和沿海地區都有較為明顯的“俱樂部收斂”現象。

為保證估計結果的有效性，我們對模型作以下穩健性檢驗。其一，先后增加1978年改革開放以后的變量（對外開放程度、基礎設施水平）與20世紀90年代新發展階段的變量（科學技術水平、國有經濟比重、市場化指數），并分東部、中西部以及沿海、內陸地區進行估計。其二，加入滯后二期的勞動生產率作為核心解釋變量，來進一步考察多期的收斂特征，并替換有關的控制變量。

一是增加1978年改革開放以后的變量對模型分東部、中西部以及沿海、內陸地區進行穩健性檢驗。表3-13的估計結果依然證實，核心解釋變量的系數β顯著為負，滿足β收斂假設條件。同時，估計結果也支持我國的東部和沿海地區都有較為明顯的“俱樂部收斂”現象的結論。此外，新增的對外開放程度和基礎設施水平的指標對勞動生產率增長率的估計系數均為正，這證實了之前的假設，即對外開放程度越高、基礎設施水平越完善，地區勞動生產率增長會越快。

二是加入滯后二期的勞動生產率（以替代滯后一期的勞動生產率）作為核心解釋變量，來進一步考察多期的收斂特征。同時，新增20世紀90年代新發展階段的變量（科學技術水平、國有經濟比重、市場化指數）以及替換部分控制變量進行穩健性檢驗。表3-14的第（1）、（3）列估計結果顯示，無論是新增變量還是替換變量，其核心解釋變量的系數β都顯著為負，滿足β收斂假設條件。在此基礎上，考慮以滯后二期的勞動生產率作為核心解釋變量，第（2）、（4）列估計結果顯示，滯后二期的勞動生產率系數β同樣顯著為負。可見，我國地區勞動生產率增長滿足多期β收斂假設條件。另外，新加入的變量（科學技術水平和市場化指數）指標對勞動生產率增長率的估計系數為正，而國有經濟比重指標對勞動生產率增長率的估計系數為負。這表明之前的預測成立，即科學技術水平和市場化發展程度越高、國有經濟比重適度，越有利于促進地區勞動生產率的增長。對于替換變量的估計結果，教育質量和基礎設施水平前的估計系數通過顯著性水平檢驗。