劳动力转移、资本深化与产业结构收敛

王振华，李明文，孙学涛，张广胜

(沈阳农业大学经济管理学院，辽宁 沈阳 110866)

劳动力转移、资本深化与产业结构收敛

王振华，李明文，孙学涛，张广胜

(沈阳农业大学经济管理学院，辽宁 沈阳 110866)

产业结构的收敛问题一直被学者忽视。本文发展了两部门经济增长模型，讨论了产业结构的收敛及决定因素，基于重新整理的1820个县域面板数据，按照δ收敛、绝对β收敛及条件β收敛的框架进行了检验，研究发现：县域产业结构的演进具有空间溢出效应；县域产业结构未呈现出δ收敛趋势，但存在绝对β收敛及条件β收敛的趋势;劳动力转移速度及资本深化速度是影响产业结构收敛的因素。

县域经济；产业结构；收敛；劳动力转移；空间误差模型

1 引言

经济的增长与差异是一个结果变量，受多因素影响，其中一个重要因素便是产业结构。大量理论和实证研究表明产业结构对经济增长有重要影响，刘伟和干春晖等[1-2]称之为“结构红利”。产业结构调整快慢是区域间经济差距的重要原因，是引致地区间经济收敛或发散的关键性因素[3]，产业结构水平的差异加剧了经济发展失衡[4]。目前学术界普遍关注区域经济发展不平衡及收敛情况，但对产业结构差异及收敛的关注不足。

产业结构不断演进的本质是要素在产业间配置和再配置的过程[5]，而不同经济体的产业结构演进方向决定产业结构是否收敛，由此本文将从要素流动的视角分析产业结构收敛的影响因素。根据新结构经济学理论，土地要素(包括自然资源要素)的存量是一定的，而发现又是随机的，因此决定结构升级的投入要素主要包括劳动力要素和资本要素[6]。本文关注的问题是：中国的产业结构是否出现了收敛？劳动力转移速度及资本深化速度是否及如何影响产业结构的收敛？

2 文献评述

根据新古典经济增长理论，可以将收敛分为δ收敛和β收敛。前者是在未有任何初始假定的前提下，随着经济的发展，不同经济体间的经济属性指标差异呈减小趋势。β收敛可细分为绝对β收敛及相对β收敛。绝对β收敛是δ收敛的必要非充分条件，是指不同发展水平的经济体会收敛到同一稳态的产出水平，发展水平较低的经济体发展速度较快，发展水平较高的经济体发展较慢。而条件β收敛则认为不同经济体由于资源禀赋等条件不同，因此稳态水平也不同，各经济体会收敛于不同的稳态水平。

中国经济的高速增长及地区间差异的不断扩大受到很多学者的关注，其中很多学者也对县域经济的收敛问题进行了研究[7]，代表性文献中的观点主要是中国经济发展现阶段不存在整体趋同，但存在部分地区的俱乐部收敛，在目前的发展阶段存在“短暂发散和长久趋同”[8-9]。有学者采用实证分析方法发现发展中国家与发达国家间的产业结构存在弱收敛性，也有学者认为欧洲各国的产业结构趋同主要是各国由工业向服务业演进所引起的[10]，并且各行业间存在一定的差异，制造业的空间集聚明显，存在路径依赖，而非技术密集行业则趋同趋势不明显。

黄茂兴等[11]对1991—2007年省份面板数据的研究表明，适度的资本深化辅之技术变迁推动了产业结构演进和提升，与Acemoglu等[12]的研究结论相似。肖兴志等[13]通过对生产者及消费者的利润与效用最大化的目标进行联合求解，得到一个可以定量测算最优名义产出的增长率模型，研究证明各产业实际结构与最优结构的发展趋势一致，但是不同时间内二者的差距不同。国内的相关研究主要讨论产业结构水平的发展趋势，对经济体间的产业结构差异的发展趋势却关注较少。胡向婷等[14]研究表明地区间产业结构差异程度稳中有升，Krugman指数表明从中国整体看，产业结构差异度在增大。李金华[15]研究发现国民经济整体的产业结构存在δ收敛。需要指出的是产业结构的趋同或收敛不是指不同经济体间产业低水平重复建设，前者是在资源禀赋支撑的前提下，依靠比较优势及核心竞争力内生形成的产业结构在经济体间的相似性，尤其是对二位数行业而言。而学者将产业结构趋同赋予负面效应主要是从四位数行业考虑区域产业分工程度及专业化程度的不足[16]。

已有文献为本文奠定了研究基础，但也有很大的改进空间：第一，在研究对象上，缺乏将结构收敛问题放在县域经济范围内进行分析的相关文献。已有文献的相关研究主要针对国家之间或中国省际间国民经济整体的产业结构，而县域产业结构的现状及升级速度与前者有很大区别：从静态看，县域三次产业比重在2015年为0.16:0.51:0.33，而同期国民经济整体三次产业比重为0.09:0.41:0.50，差异明显；从动态看，县域三次产业的Moore指数变化值反余弦值为9.48°，而同期内国民经济整体为4.93°，县域产业结构的演变速度更快，因此对国民经济整体的相关研究结论不能简单照搬到县域经济中。第二，在理论模型方面，已有研究虽基于不同的假设构建了不同的模型[17-18]，但都在尝试解释产业结构的演进机理和影响因素，却忽略了动态化后的产业结构趋同的相关因素；第三，在分析框架上，已有分析产业结构演变趋势的文献都建立在指标的描述统计分析上，未见较为完整的分析框架。而对经济收敛进行研究的文献中已经形成较为完整的分析框架，有必要引入到产业结构收敛分析中来；最后，在结构收敛的影响因素方面，已有文献并未给出完整的理论框架。

本文尝试从上述几个方面对文献做出补充，在已有理论模型的基础上考虑劳动力、资本在部门间的配置，并讨论动态化后的产业结构收敛问题。基于中国1820个县域面板数据，采用空间计量模型，按照δ收敛、绝对β收敛、条件β收敛的分析框架求证县域产业结构是否收敛，并检验其影响因素。

3 理论分析

本文在Black 等[17]、钱陈等[18]模型的基础上构建一个城乡两部门的经济增长模型，分为农业部门和非农部门，农业部门通过销售农产品获得收入，非农部门收入依靠中间工业品获得(农业生产要素)。模型考察一个代表性的家庭在部门间配置生产要素以获得最大收入，同时考虑将收入用于消费或储蓄(投资)以期获得最大效用。

模型的三个假设前提是：第一，非农部门的生产效率高于农业部门；第二，效用函数形式不变；第三，初始物质资本水平相同，人口增长速度同为g。代表性家庭的初始规模假定为1，t时期规模为egt，农业部门的人口比例为z，资本投入为kr，非农生产的人口比例为1-z，资本要素投入为ku，不考虑资本折旧问题。农产品的相对价格为P，工业品为1，则效用最大化问题是：

(1)

K=zegtkr+(1-z)egtku

式中，ρ是贴现率，c代表消费水平，Ir为农业部门收入，Iu为非农部门收入。三个约束条件分别是：①两部门资本投入之和为两部门总收入之和减去消费值；②资本投入由农业部门和非农部门加总形成；③每一期的资本可以向下一期传递，但是传递的衰减速度小于人口增长速度。

(2)

最优化一阶条件分别为：

(3)

(4)

(5)

(6)

(7)

(8)

非农劳动力占比指标为ur=1-z，用非农部门与农业部门产值比Ru,r代表产业结构，则Ru,r=N(1-z)xu/Nz(xrgP)，将P代入并整理可得：

(9)

进一步将式(9)动态化，由于各系数不具有动态性质，因此可简化为：

(10)

从产业结构Ru,r的表达式可见：①经济体的产业结构收敛受劳动力转移增速影响；②经济体的产业结构收敛与资本深化及其部门间差异有关。对劳动力转移而言，第一，劳动力的不断流动会促进人口和产业在城镇区域的集聚，因此会推动生产服务业及公共服务业的发展，进而直接促进服务业总量的增长，推动产业结构的不断升级和演进，进而影响产业结构的收敛；第二，农业人口不断地从农业部门中转移出来，有助于扩大耕地规模，发展现代农业，而现代农业的发展会增加工业产品，例如化肥、农业机械的需求，进而间接促进产业结构的升级和演进；第三，产业在空间上的集聚会产生规模经济正的外部性，有利于技术、知识、信息和人力资本等方面发生溢出效应，提高县域非农部门的生产效率，进而从根本上促进产业结构的变迁。

对资本深化而言，根据新结构经济学，经济体的产业结构内生于要素禀赋结构，而资本要素作为龙头要素，是要素禀赋结构升级的最重要变量[6]。同时，产业结构升级需要技术创新作为保障，而资本投入是技术升级的重要指标，资本深化速度意味着技术的创新速度，因而会影响产业结构的演进与收敛。

4 数据来源及中国县域产业结构描述

2010年，中国有县级行政区划单位2856个，除去853个市辖区及部分数据缺失的西藏自治区及陕西省所辖县，同时不包括北京、上海、天津三个直辖市及港澳台，本文共整理得到1820个县，包括东部519个县、中部676个县、西部625个县。政府于2002年首次提出了“壮大县域经济”，因此本文的时间起点为2002年，终点为2015年，跨度为14年。需要特别说明的是，由于自2011年后，《中国县(市)社会经济统计年鉴》不再统计各县市的第三产业产值数据，因此，本文选择采用《中国区域经济统计年鉴》中的地区总产值减去第一、二产业增加值获得第三产业增加值数据。本文原始数据来源于《中国县(市)社会经济统计年鉴》和《中国区域经济统计年鉴》(2003—2016年)，对缺失数据采用均值插值法补缺，对时间两端点的缺失值及连续缺失两年以上的数据，根据趋势回归法进行补缺(见图1)。本文对资本投入的名义变量平减为2000年为基期的实际变量，由于缺乏县一级的平减指数，本文选择省级的平减指数对所辖各县进行平减，平减指数原始数据来源于对应年份《中国统计年鉴》。

图1 全国及不同区域县域产业结构演进

2002年以来，中国县域产业结构发生了很大变化，第一产业比重呈明显的下降趋势，第二产业比重则相应呈上升趋势，第三产业比重维持不变。具体的，本文选择2002年、2010年及2015年三个时间点的产业结构进行对比分析：县域经济第一产业占比2002年为25.26%，到2010年下降到了16.40%，下降了近9个百分点，但从2011—2015年仅仅下降了0.2个百分点，可能跟中国经济增长低迷有关。第二产业占比2002年为42.41%，2015年为50.85%，比重增长了8.45个百分点。自2002年来，第三产业比重稳定在32%上下，变动很小，说明中国县域产业结构的升级还有很大空间。东部县2002—2015年的Moore指数变化值反余弦值为8.32°，中部县为12.29°，西部县为11.93°，说明从产业结构升级速度看，中部县的升级速度最快，东部县最慢。

5 中国县域产业结构δ收敛、绝对β收敛判断

5.1 δ收敛

文献中分析δ收敛的方法有泰尔指数、变异系数、δ系数法及基尼指数等，各种方法的本质差异不大，本文采用的测算方法为：

(11)

表1 县域产业结构δ收敛测算

在考察期内，无论是全国还是东、中、西各县域，趋同指标都变化不大。从全国县域看，产业结构趋同程度在2005年达到了最大值，但也仅为0.21，2005年之后趋同程度又呈现下降趋势。东部县域产业结构的趋同程度也在2005年达到了最高值，随后又呈波动趋势，中部和西部县域的趋同程度最高值分别发生在2015年、2013年，但趋同的趋势并不明显。总体看，东、中、西三个地区的县域经济产业结构都没有体现出明显的δ收敛，县域经济整体的趋同程度高于三个地区，原因可能是地区间的结构趋同程度高于地区内部，但是县域整体也未呈现显著的δ收敛。

5.2 绝对β收敛

本文建立空间计量模型对县域产业结构收敛进行绝对β收敛检验，原因是：县域作为一个宏观经济变量，由于地理位置上的邻近关系使得其经济属性值之间可能存在空间相关关系，因此不符合传统计量模型样本独立的假定，可能导致模型的估计结果有偏[10]，并且已有学者将空间计量模型用于经济收敛问题分析，得到了与传统计量模型不一样的结论[19]。本文在Barro等[20]模型的基础上建立空间面板误差模型：

ln(Ri,t+1/Ri,t)=c+βlnRi,t+υit+ui

(12)

式中，Ri,t为i县域t时期的县域产业结构，β=-(1-e-γ)，其中γ代表收敛速度。υit=λ(IT⊗WN)+εit，λ为空间误差系数，υit为随机误差项，ui代表空间效应，ε服从正态分布。T为14，IT是14维单位矩阵，WN为单位空间权重矩阵，原始(0～1矩阵)按照空间邻接关系建立，两县若相邻则为1，不相邻则为0。本文选择极大似然法对模型进行估计，借助Matlab7.1软件的空间计量工具箱实现。由于经济收敛的相关文献表明目前不存在全国范围的整体收敛，而存在东、中、西三大俱乐部收敛[19]，因此，本文将分别对东、中、西三区域县域产业结构进行绝对β收敛。

在进行空间计量分析之前，需要对变量进行空间相关关系检验，本文借鉴文献中采用较多的Moran’sI指数进行检验，计算公式为：

(13)

从Moran’sI指数的检验结果看，三个区域所有时点的Moran’sI指数都在1%的显著性水平下显著，说明县域产业结构确实存在显著的空间相关关系，Moran’sI指数全部为正值，说明这种空间相关关系体现为正的空间依赖和空间溢出效应，地理位置上邻近的县域会由于要素禀赋结构相近、要素流动便利、技术交流频繁、市场相通等因素使得产业结构会彼此影响。而东、中部县域的Moran’sI指数值较大，西部的值较小，说明前者的相关性更大，原因可能是东、中部县域平均区划面积较小而西部区划面积较大，地理位置的远近影响了产业结构的空间溢出效应(见表2)。

表2 产业结构空间相关关系检验

数据来源：Matlab7.1软件输出,***表示在1%显著性水平下存在空间相关关系。

本文对空间误差模型的估计采用极大似然法，借助Matlab7.1软件的空间计量工具箱，具体的程序由LeSage和Elhorst编写(见表3)。

从空间误差模型最大似然估计结果看，三个模型的空间误差系数显著，且系数都为正值，说明县域产业结构收敛效应为正，这与Moran’sI指数检验的结果相一致。三个模型β的估计值都在1%显著性水平下显著为负，说明东、中、西三区域县域产业结构都发生了绝对β收敛。产业结构演进的本质是要素在产业间的配置和再配置过程，县域间的产业结构虽然差异较大，但是随着资本、土地、劳动力要素的不断流动和在产业间的重新配置，产业结构将不断升级，而升级的结果便是三个地区都将收敛到各自的稳态结构。

本文进一步测度收敛速度、半生命周期τ，其中τ=ln(2/γ)[19]。从计算结果看，中部县域产业结构的收敛速度最快，达到了2.05%，对应的半生命周期则最短为33.84年，而西部县域产业结构的收敛速度次之，为1.62%，半生命周期为42.71年，东部县域收敛速度最慢，为1.69%，半生命周期为40.93年。本文的测度结果与潘文卿[19]对中国经济收敛的测度结果相近，收敛速度略大于其他文献的测度结果，说明产业结构可能会更快地实现收敛。

考虑到2010年之后，中国县域经济逐步进入低迷，由此，本文也采用相同的方法分析了2002—2010年的相关问题，限于篇幅，不给出具体的模型结果。对比发现，2002—2010年，县域产业结构的升级速度更快，收敛速度也更快。

表3 县域产业结构绝对β收敛估计结果

数据来源：Matlab7.1软件输出，***表示在1%显著性水平下存在空间相关关系。

6 条件β收敛及影响因素

本文进一步建立空间计量模型，对县域产业结构条件β收敛进行检验。根据式(13)，核心解释变量为非农劳动力占比变化率及资本要素在部门间配置变化率。根据产业经济学理论，影响产业结构演进的因素可能有技术创新、人口规模、制度、资源禀赋、资本规模和需求等，本文兼顾数据的可得性，加入的控制变量分别为劳均耕地面积、规模结构、财政变量等指标变化率：第一，劳均耕地面积衡量各县域土地要素禀赋，虽然在数量模型的推导过程中省略了土地要素的影响，但土地要素禀赋结构的变动应该会影响产业结构的收敛，本文用各县域耕地面积与农村从业人员中农林牧渔业人数比量化土地规模，一阶差分值表示变化值；第二，规模以上工业企业的数量及产值可能影响市场结构，同时也可能含有所有制结构的信息[21]，因此其变化情况可能影响产业结构收敛，量化方法是规模以上工业企业产值占GDP比的一阶差分值；第三，政府在县域经济发展中扮演重要角色，政府的相关产业政策及对要素市场和产品市场的调控会影响产业结构的演进和收敛，量化方法是各县域一般性财政支出占GDP比重的一阶差分值。具体的模型形式为：

ln(Ri,t+1/Ri,t)=c+β1lnRi,t+β2dku,r+β3dLA+β4dGM+β5dCZ+υit+ui

(14)

式中，dku,r为非农部门与农业部门资本存量之比的一阶差分值，dLA为劳均耕地面积的一阶差分值，dGM为规模结构指标的一阶差分值，dCZ为财政变量的一阶差分值，其他变量的含义不变。

各指标原始数据来源于《中国县(市)社会经济统计年鉴》2003—2016年，对缺失数据采用均值插值法补缺。需要说明的是，本文对资本存量的测算采用永续存盘法，将2010年的固定资产净值通过价格平减换算成基期(2000年)的资本存量作为2000年的初始资本存量，农村资本投资折旧率采用11%，城镇资本的折旧率采用9.6%[22]。资本深化速度用资本存量的增幅量化。

空间误差模型整体估计效果较好，从最大似然回归结果看(见表4)，三个模型的空间误差系数显著(1%的显著性水平)，且系数都为正值，这与Moran’sI指数检验的结果及绝对β收敛的结果一致。三个地区县域模型的β1都在1%的显著性水平为负，说明东、中、西三个区域县域产业结构都呈现出条件β收敛的趋势。结合对绝对β收敛的估计结果可以得出三个不同区域产业结构的收敛分为两步，首先是各个区域内部的不同县域由于资本禀赋、技术、制度等因素不同，产业结构会逐步收敛到各自不同的稳态水平，稳态水平受资本禀赋、技术、制度等因素决定；其次，随着资本禀赋的不断提高、技术的不断创新和交流等，产业结构将进一步演进，最终东、中、西部县域内部将突破各自不同的稳态结构，实现内部产业结构的最终收敛。中部县域的第一阶段过程最短，收敛速度达到2.73%，周期为25.43年。东部县域次之，收敛速度也达到了1.75%，周期为39.62年，西部县域较慢，收敛速度为1.46%，周期历经47.50年。该模型与2002—2010年模型对比同样发现，各区域县域产业结构的收敛速度变慢，可能跟近年来的经济发展速度放缓有关。

县域产业结构的收敛与否及收敛速度受很多因素的影响。非农劳动占比增幅指标在5%的显著性水平显著，说明劳动力的不断转移是影响产业结构收敛的重要因素，最大似然估计值为正，说明劳动力转移速度越快，产业结构的收敛越快。资本深化速度变量在10%及5%的显著性水平下显著为正，说明资本深化速度影响了三个区域县域的产业结构收敛速度。资本要素是龙头要素，资本要素在部门间的配置会带动其他要素在部门间的配置，而资本深化速度的差异直接从要素投入“量”的角度决定了产业产出值，因此会直接影响产业结构的升级及区域内产业结构收敛。另外，资本有逐利的属性，非农部门和农业部门间有生产效率差异决定的资本回报率差异是引致资本要素部门间深化速度差异的影响因素，资本密集度代表产业的技术水平，资本深化速度越快，技术进步水平越高，越有利于非农产业的发展，因此间接促进了产业结构的升级和收敛。

财政支出变量在各区域县域的回归结果中都显著(5%的显著性水平)，但系数符号不一样，东部县域的财政支出增幅变量对产业结构收敛有正影响，西部县域则相反，东部县域不显著。已有研究表明东部县域财政支出水平值对县域产业结构有负向影响而西部县域财政支出对正向影响，结合对财政支出水平值和增量值的估计系数差异，本文认为原因可能是：由于本文的量化指标是增速，水平值越大(小)，则增速越慢(快)，二者成反比。因此，在东部县域模型中，从估计系数看，增速越快，意味着水平值越小，即政府对产业结构的干预较少，因此有利于内部的产业结构收敛。而在西部县域，由于其产业结构水平较低，现阶段仍需政府的引导和扶持，政府的财政支出占比水平值高，则增速小，但对产业结构的收敛影响为正，因此估计系数为负。其他控制变量不是本文的分析重点，因此不赘述。

表4 县域产业结构条件β收敛估计结果

数据来源：Matlab7.1软件输出，***、**、*分别表示在1%、5%、10%显著性水平下显著。

7 结论及讨论

研究发现：①无论是全国，还是东、中、西三个区域的县域产业结构都未呈现出δ收敛趋势；②县域产业结构的演进具有空间溢出效应，引入空间计量模型是合理且必要的；③东、中、西三区域县域产业结构都发生了绝对β收敛，中部县域产业结构的收敛速度最快；④东、中、西三个区域县域产业结构都呈现出条件β收敛的趋势，数理模型及空间计量模型都表明劳动力转移速度及资本深化速度是影响产业结构收敛的因素，而政府在不同阶段也发挥不同的作用；⑤县域产业结构的收敛分为两步，首先是各个区域内部的不同县域产业结构会逐步收敛到各自不同的稳态水平，随着资本禀赋的不断提高、技术的不断创新和交流等，产业结构将进一步演进，最终东、中、西部县域内部将突破各自不同的稳态结构，实现内部产业结构的最终收敛。2010年之后，县域产业结构的收敛速度减慢。

上述结论的政策含义有：第一，各县域应该加强要素、技术交流，打破区划边界的限制，充分发挥产业结构的空间溢出效应；第二，政府应该将新型城镇化发展作为促进产业结构升级的新抓手，可供选择的具体建议包括促进城镇公共服务均等化等；第三，加强县域的金融服务，特别是针对小微企业的金融服务。

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(责任编辑 沈蓉)

Labor Migration，Capital Deepening and Industrial Structure Convergence——Theory and A Spatial Econometric Analysis

Wang Zhenhua，Li Mingwen，Sun Xuetao，Zhang Guangsheng

(College of Economics and Management，Shenyang Agricultural University，Shenyang 110866，China)

Convergence of industrial structure has been neglected by the scholars.This paper constructed two-sector economic growth model of rural-urban，and made analysis on the convergence of industrial structure and its influencing factors.Based on the panel data of 1820 counties，it made the test according to the frame of δ convergence，absolute β convergence and conditional β convergence test.The results show that the industrial structure doesn’t show a trend of δ convergence，but has absolute β convergence and conditional β convergence trend;the speed of labor migration and capital deepening are important reasons;there are spatial positive spillover effects between counties.

County economy；Industrial structure；Convergence；Labor migration；SEM

国家自然科学基金青年项目“县域全要素生产率提升中的结构红利：基于要素配置视角的测度、分解及其决定研究”(71503173)，辽宁省哲学社会科学基金一般项目“新常态背景下辽宁省县域经济生产效率提升的对策研究：基于产业结构升级的视角”(L15CJY014)，辽宁省教育厅人文社科项目“新常态下辽宁省县域全要素生产率提升中的结构红利”(W2015336)，辽宁省哲学社会科学基金重点项目“新型农业经营体系下农业组织模式与经营模式研究(L16AJY007)，辽宁省特聘教授支持计划项目。

2016-08-11 作者简介：王振华(1984-)，男，山东海阳人，沈阳农业大学经济管理学院讲师；研究方向：农村经济与区域发展。

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