三 劳动生产率的地区特征

（一）东部沿海地区的劳动生产率增长快于中西部内陆地区

地区劳动生产率是按不变价计算（以2015年价格为基期）的人均地区生产总值来衡量的。其中，具体计算方法为先按人均地区生产总值指数（上年=100）调整为以2015年价格为100的人均地区生产总值指数，再以人均地区生产总值指数（2015年 =100）对2015年人均地区生产总值计算得到1952～2015年各年份的人均地区生产总值。劳动生产率的地区样本共包括28个省份，重庆归入四川一并核算；同时，由于缺少相关统计资料，这里暂不包括港澳台及海南和西藏。在计算过程中，我们所采用的统计指标包括人均地区生产总值、人均地区生产总值指数（上年=100），以上数据均来源于历年的《中国统计年鉴》和中经网统计数据库。

1．地区劳动生产率呈长期上升的趋势

1952～2015年，地区劳动生产率呈明显上升的趋势（见图3-3）。在28个省份中，长时间排名第一的是北京市，其劳动生产率从1952年的855元/人增至2015年的106497元/人，增长了124倍，年均增长7.96%；即使是长期处在末位的贵州省，其劳动生产率也从1952年的602元/人增至2015年的29847元/人，增长约50倍，年均增长6.39%。

为尽可能全面展现1952年以来我国地区劳动生产率的增长情况，我们分别选取1952年、1978年、1992年、2001年、2008年与2015年这些特定年份来全景呈现28个省份各自劳动生产率增长变化情况（见表3-5、表3-6）。我们发现：一是地区间劳动生产率的排序变化表现各异。其中，部分省份（浙江、福建、江苏、山东、河北、陕西、四川+重庆、湖北）的排序逐步上升；少数省份（黑龙江、新疆维吾尔自治区、山西、江西、安徽、贵州）的排序逐步下降；有两类省份则相对平稳，一类省份（上海、辽宁、天津、北京、吉林、广东）表现为在靠前排序上的相对平稳，另一类省份（湖南、河南、甘肃、云南）则是在靠后排序上的相对平稳。此外，还有两类省份的变化类型呈“先下降后上升”与“先上升后下降”的趋势特征，前者以内蒙古自治区为代表，而后者有宁夏回族自治区、青海、广西壮族自治区等省份。二是地区间劳动生产率的极差（用地区劳动生产率最高省份是地区劳动生产率最低省份的倍数表示）有先扩大后缩小的变化趋势。1952年地区间劳动生产率的极差最小，只有3.44倍；随后便逐步扩大，到1992年地区间劳动生产率的极差达到6.94倍；接着开始渐渐缩小，在2008年为5.95倍，截至2015年降至4.13倍。

2．地区劳动生产率的增速有快慢

从各地劳动生产率增长率的变化情况来看，1952～2015年，各地劳动生产率均保持较快的增长态势，大部分省份的劳动生产率年均增速均快于全国6.43%的水平（见表3-7）。其中，多达16个省份的劳动生产率年均增长率超过7%，尤其是山东省的劳动生产率增速最快，达到8.13%；剩余12个省份的劳动生产率年均增长率为5%～8%。

从东中西部各区域来看，地区劳动生产率增长有一定的分层表现。如表3-8所示，东部地区的劳动生产率增长表现最好，均高于全国平均水平，且所有省份的劳动生产率年均增长率均超过7%；中西部和东北地区的多数省份基本保持年均增长6%～8%的水平，只有2个省份的年均增速在6%之下。

从沿海内陆区域看，沿海地区的劳动生产率增长要普遍好于内陆地区（见表3-9）。与东部地区类似，沿海地区的劳动生产率增长率均高于全国平均水平，且多数省份的劳动生产率增长率超过7%；内陆地区的增长则稍逊一点，大都以低于7%的速度增长。

（二）地区劳动生产率水平差距扩大但增速差距逐步缩小

新古典经济学强调生产要素通过市场之手（如价格）来优化配置资源，而要实现这一结果的前提就是让生产要素能够充分流动起来。随着技术发展和制度变革，劳动力要素正变得越来越具有流动性，这就意味着地区间的劳动生产率增长存在一定的收敛性，即初始劳动生产率较高的地区随着劳动力要素的不断流入出现劳动生产率增长放缓，原本初始劳动生产率较低的地区反而出现更快提高劳动生产率的现象。对此，我们分别利用收敛指数和散点图示来考察我国地区劳动生产率的收敛性（或者是否存在“σ收敛”现象）。

1．东中西部劳动生产率的收敛

全国劳动生产率的收敛指数总体表现为不断走高的长期趋势，该收敛指数从1952年的0.466增至2015年的0.639，这说明在地区结构上，我国省级层面的劳动生产率水平差距不断扩大。不过，全国劳动生产率的收敛指数走势也有鲜明的阶段性特征（见图3-4），前后大致经历了四轮收敛和发散的阶段。

第一阶段是在改革开放之前（1952～1977年），收敛指数总体呈振荡向上的走势，其中东部和西部地区的收敛指数走势与全国类似，中部地区的收敛指数走势较为平稳，并且东部地区的收敛指数要远高于其他地区和全国的收敛指数。

第二阶段是改革开放初期（1978～1991年），收敛指数逐年向下缓慢调整，东西部地区的收敛指数走势也同时向下调整，尤其是东部地区的收敛幅度很大，接近收敛指数的1/3。不过，中部地区的收敛指数走势却依然平稳，并未出现明显的收敛迹象。

第三阶段是1992年以后至2008年国际金融危机之前（1992～2007年），全国的收敛指数呈小幅向上的走势，这表明各地区的劳动生产率水平差距有所扩大。这背后却是东中西部地区的收敛指数出现分化走势，即东部地区的劳动生产率水平差距仍在继续收敛，特别是在这一阶段东部地区的收敛指数首次出现低于全国收敛指数的情形；中西部地区的收敛指数都有不同程度的向上调整，并且中部地区一改长期的平稳走势，其调整幅度要大于西部地区，2006年开始中部地区的收敛指数首次出现高于西部地区的情形。

第四阶段是自2008年爆发国际金融危机之后（2008～2015年），全国的收敛指数走势开始掉头向下调整，但地区间的收敛速度有快有慢，东部地区的收敛指数下降幅度最大，其次是西部地区，而中部地区变化不大。

与前面东中西部劳动生产率的收敛指数变化类似，沿海、内陆地区劳动生产率的收敛指数也反映出我国劳动生产率的收敛指数走势的地区结构性特征（见图3-5）。一是沿海地区与东部地区劳动生产率的收敛指数走势相近，由于沿海地区只比东部地区多了河北和广西两个省份，导致其劳动生产率的收敛指数略高于后者。二是内陆地区与中西部地区劳动生产率的收敛指数走势一致，且相对更为平稳。三是自改革开放以来沿海地区劳动生产率的收敛指数逐年下降，并在2006年首次出现低于全国收敛指数的情形，而内陆地区劳动生产率的收敛指数走势较为平缓，始终维持在收敛指数0.4左右的水平。

尽管全国劳动生产率的收敛指数反映出我国省级层面的劳动生产率水平差距在扩大，但在地区结构上，东部地区有“俱乐部收敛”的现象，尤其是自1978年改革开放以来，东部地区劳动生产率的收敛指数明显向下调整，并且从20世纪90年代中后期开始便低于全国收敛指数水平。这一收敛现象在沿海地区也同样存在，只是收敛幅度相对不那么剧烈。

2．各省份劳动生产率的收敛

地区劳动生产率表现出增长收敛的现象，这从经济含义上来讲，便是滞后一期的劳动生产率与劳动生产率的当期增长率间存在负相关关系。为此，我们利用1952～2015年我国地区劳动生产率的全样本通过散点图示的方法来直观考察该收敛现象。其中，先后绘制出1952～2015年、1978～2015年、1992～2015年和2001～2015年我国地区劳动生产率的散点图（见图3-6）。很显然，随着时间的推移，我国地区劳动生产率的这种负相关关系正逐渐变得越来越显著，尤其是在1992～2015年和2001～2015年两个时间段。

图3-6的散点图基本囊括了我国28个省份在1952～2015年各个年份的样本，但受特殊时期特定事件的影响，其波动幅度比较大，这在1952～2015年的散点图中体现得较为明显。为缓解该问题，我们采用年均增长率来平滑劳动生产率的当期增长率，并将1952年和1978年作为期初年份。图3-7和图3-8表明，随着时间的推移，我国地区劳动生产率确实存在负相关关系。例如，1978年劳动生产率最高的上海和北京两市，其在1978～2015年的劳动生产率年均增长率却是最低的；与之相反，在同一时期劳动生产率最低的贵州和安徽两省，其在1978～2015年的劳动生产率年均增长率超过9%，高于不少省份；考虑到影响长期增长路径的重要因素（如改革开放等制度因素），作为沿海省份的江苏、浙江、福建等地，尽管1978年的劳动生产率处于平均水平，但在1978～2015年的劳动生产率年均增长率却是最高的。

（三）地区劳动生产率条件收敛现象在东部和沿海地区较为明显

这一部分旨在对地区劳动生产率条件收敛现象进行定量分析，以期对未来制定提高我国劳动生产率的相关政策提供重要参考。

1．模型设定

基于经济增长和发展经济学等理论，一国地区间的经济增长收敛（或趋同，Convergence）现象会比国与国之间更为显著，并且分地区数据能有效避免大量潜在的非经济因素（多源于国别差异）（Barro, 1996；蔡昉、都阳，2000；林毅夫、刘明兴，2003）。随着技术发展和制度变革，劳动力要素愈发变得具有较强的流动性，这意味着劳动生产率也同样表现出增长收敛的现象。为此，通过借鉴经济增长收敛的分析方法，我们将模型形式设定为：

其中，被解释变量是劳动生产率（lp）的当期增长率；核心解释变量是滞后一期的劳动生产率; X是一组控制变量，以控制其他经济因素对劳动生产率变动的影响效果; αi表示特定效应，具体反映地区和时间的特征; ε表示残差项；下标i和t分别表示地区与年份；ln是自然对数符号。

根据新古典增长模型所提出的收敛理论，如果核心解释变量的系数β显著为负，则符合β收敛假设，即劳动生产率增长存在收敛现象；再考虑到一系列影响长期增长路径的重要决定因素，如果核心解释变量的系数β仍然显著为负，这也可被称为条件收敛（Conditional Convergence）（Barro and Sala-i-Martin, 1992; Mankiw, Romer and Weil, 1992）。因此，我们预测：我国地区间的劳动生产率增长满足β收敛假设。

2．变量说明

（1）被解释变量：劳动生产率的当期增长率。我们利用之前得到的1952～2015年各年份地区劳动生产率（以2015年不变价计）计算劳动生产率的当期增长率。

（2）核心解释变量：滞后一期的劳动生产率。按模型设定，如果核心解释变量的系数β显著为负，则符合β收敛假设，说明劳动生产率增长存在收敛现象。此外，在稳健性检验中，我们加入滞后二期的劳动生产率作为核心解释变量，来进一步考察多期的收敛特征。

（3）控制变量。由于影响劳动生产率变动的经济和非经济因素较多，故需要控制一系列变量。同时，条件收敛假说也要求考虑一系列影响长期增长路径的重要决定因素。在本书研究的过程中，我们按控制变量的时间跨度分为三类：一是涵盖整个考察时期（1952～2015年）的变量，二是自1978年改革开放以来的变量，三是20世纪90年代新发展阶段的变量。

在整个考察时期（1952～2015年），我们考虑如下五个控制变量：第一，储蓄率（lnsav），用各地资本形成总额与货物和服务净出口之和占地区生产总值的比重表示，用于反映资本的积累速度，有利于劳动生产率的提高；第二，政府规模（lngovscale），用地方公共财政支出占地区生产总值的比重表示，用于反映地方政府的规模以及干预经济的财政能力，反而会影响劳动生产率的改善；第三，教育质量（lnpstb），用普通小学的生师比（普通小学在校学生数除以普通小学专任教师数）表示，该指标是指每名教师所指导的在校学生人数，属于人力资本的代理指标，生师比越高意味着地区教育质量水平越低；第四，产业结构（lnstruc），用各地第二产业增加值占地区生产总值的比重表示，用于反映劳动生产率较高的第二产业实际变动情况；第五，城镇化水平（lnurban），用各地城镇人口占总人口的比重表示。可以预见，通过采取提高储蓄率和城镇化水平、精简政府规模、改善教育质量、优化产业结构等举措，劳动生产率增长将会加快，反映在计量结果上，表现为储蓄率、产业结构和城镇化水平的指标对劳动生产率增长率的系数将为正，而政府规模和教育水平的指标对劳动生产率增长率的系数则为负。

针对自1978年改革开放以来的情况，我们再加入两个变量。一是对外开放程度（lnopen），用各地实际利用外商直接投资额占地区生产总值的比重表示，由于实际利用外商直接投资额是以美元计价，故采用美元对人民币年平均汇率换算成以人民币计价。二是基础设施水平（lnpergllc），用各地人均公路里程（公路总里程除以年末人口数）表示，用于反映基础设施的便利程度。我们预测：对外开放程度越高、基础设施水平越完善，地区劳动生产率增长会越快，即对外开放程度和基础设施水平的指标对劳动生产率增长率的系数为正。

进入20世纪90年代的新发展阶段，我国开始正式确立建设社会主义市场经济、实施大规模的国有企业改革、提出并贯彻科学发展观等一系列重大经济理论与改革实践。为此，我们还将增加如下三个变量：一是科学技术水平（lnwrzlsq），用各地每万人专利申请授权数（专利申请授权数除以年末人口数）表示；二是国有经济比重（lnsoe），用各地国有投资占比（地区国有投资除以地区固定投资）表示；三是市场化指数（market），反映地区市场化发展水平和程度。我们预测：科学技术水平和市场化发展程度越高、国有经济比重适度，越有利于促进地区劳动生产率的增长，计量结果就表现为科学技术水平和市场化指数的指标对劳动生产率增长率的系数将为正，而国有经济比重对劳动生产率增长率的系数则为负。

总之，考察的地区样本共包括28个省份，重庆归入四川一并核算，但不包括海南和西藏；时间跨度为1952～2015年。除市场化指数来自国民经济研究所的《中国市场化指数课题》之外，所用到的其他数据均来自国家和各地统计局发布的公开数据库与统计年鉴（见表3-10）。

3．实证检验及结论

首先，我们利用混合普通最小二乘回归模型（Pooled OLS）进行初步估计（见表3-11）。第（1）列的结果显示，核心解释变量的系数β显著为负，满足β收敛假设条件，这意味着我国地区劳动生产率增长存在收敛现象。在加入一系列影响长期增长路径的重要决定因素（如储蓄率、政府规模、教育质量、产业结构、城镇化水平等）后，第（2）列的结果显示，系数β仍然显著为负，满足条件收敛的假设。分东部和中西部地区进行估计，第（3）～（4）列的结果显示，估计系数 β 均为负，且通过1%显著性水平检验。与此同时，就系数的绝对值大小而言，东部地区的估计系数β要远大于中西部地区，这表明条件收敛现象在东部地区更为突出；东部地区的估计系数β大于全样本，但中西部地区的估计系数β 则小于全样本，这说明我国东部地区具有“俱乐部收敛”现象。此外，第（2）～（4）列中的控制变量的估计系数也基本通过显著性水平检验，并符合预期假设命题，其经济含义便是提高储蓄率、第二产业比重和城镇化水平，精简政府规模，缩小生师比将有助于加快劳动生产率的增长。

其次，我们利用固定效应模型（FE）对全样本，分东部、中西部以及沿海、内陆地区进行估计，表3-12显示了基本的估计结果。第（1）列的基准模型结果显示，在全样本下，核心解释变量的系数β显著为负，满足β收敛假设条件。第（2）～（5）列是分东部、中西部以及沿海、内陆地区的估计结果，其核心解释变量的系数β均为负，且通过1%显著性水平检验。因此，以上结果再次证实假设命题，即我国地区劳动生产率增长确实存在收敛现象。此外，根据估计系数β的绝对值大小，我国的东部和沿海地区都有较为明显的“俱乐部收敛”现象。

为保证估计结果的有效性，我们对模型作以下稳健性检验。其一，先后增加1978年改革开放以后的变量（对外开放程度、基础设施水平）与20世纪90年代新发展阶段的变量（科学技术水平、国有经济比重、市场化指数），并分东部、中西部以及沿海、内陆地区进行估计。其二，加入滞后二期的劳动生产率作为核心解释变量，来进一步考察多期的收敛特征，并替换有关的控制变量。

一是增加1978年改革开放以后的变量对模型分东部、中西部以及沿海、内陆地区进行稳健性检验。表3-13的估计结果依然证实，核心解释变量的系数β显著为负，满足β收敛假设条件。同时，估计结果也支持我国的东部和沿海地区都有较为明显的“俱乐部收敛”现象的结论。此外，新增的对外开放程度和基础设施水平的指标对劳动生产率增长率的估计系数均为正，这证实了之前的假设，即对外开放程度越高、基础设施水平越完善，地区劳动生产率增长会越快。

二是加入滞后二期的劳动生产率（以替代滞后一期的劳动生产率）作为核心解释变量，来进一步考察多期的收敛特征。同时，新增20世纪90年代新发展阶段的变量（科学技术水平、国有经济比重、市场化指数）以及替换部分控制变量进行稳健性检验。表3-14的第（1）、（3）列估计结果显示，无论是新增变量还是替换变量，其核心解释变量的系数β都显著为负，满足β收敛假设条件。在此基础上，考虑以滞后二期的劳动生产率作为核心解释变量，第（2）、（4）列估计结果显示，滞后二期的劳动生产率系数β同样显著为负。可见，我国地区劳动生产率增长满足多期β收敛假设条件。另外，新加入的变量（科学技术水平和市场化指数）指标对劳动生产率增长率的估计系数为正，而国有经济比重指标对劳动生产率增长率的估计系数为负。这表明之前的预测成立，即科学技术水平和市场化发展程度越高、国有经济比重适度，越有利于促进地区劳动生产率的增长。对于替换变量的估计结果，教育质量和基础设施水平前的估计系数通过显著性水平检验。