結(jié)構(gòu)變化與經(jīng)濟(jì)增長：1978－2004，基于中國panel-data的實證分析(編輯修改稿)
2025-02-13 03:34 本頁面
【文章內(nèi)容簡介】 會平均勞動生產(chǎn)率的差距不斷擴(kuò)大；發(fā)展到一定以后，隨農(nóng)業(yè)勞動力的流出以及人均GNP的進(jìn)一步提高，權(quán)重效應(yīng)小于水平效應(yīng)。因此，農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率與全社會平均勞動生產(chǎn)率的差距又不斷縮小。詳見Kuznets, Simon, “Quantitative Aspects of the Economic Growth of Nations：Ⅱ.Industrial Distribution of National Product and Labor Force”, Economic Development and Cultural Change, 1957, , , Supplement, p. 38。（2）“先工后農(nóng)，以工補(bǔ)農(nóng)”。這是一種發(fā)展思想：一個國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展必須先激活并壓榨農(nóng)業(yè)，在農(nóng)業(yè)絕對生產(chǎn)率提高的基礎(chǔ)上，盡可能將農(nóng)業(yè)資源向工業(yè)轉(zhuǎn)移，在此過程中進(jìn)一步整合農(nóng)業(yè)。盡管這一過程以農(nóng)業(yè)相對勞動生產(chǎn)率的下降為代價，但是它促進(jìn)了工業(yè)發(fā)展、技術(shù)進(jìn)步和資本積累。到一定階段以后，工農(nóng)業(yè)之間在市場的相互融通過程中形成良性互動的發(fā)展關(guān)系，共同構(gòu)成國民經(jīng)濟(jì)的有機(jī)組成部門，農(nóng)業(yè)相對勞動生產(chǎn)率又自然得以提高。詳見Timmer, Peter, “The Agricultural Transformatin”, in Handbook of Development Economics, VolumeⅠ, Edited by H. Chenery and . Srinivasan, Elsevier Science Publishers ., 1988，pp. 280283.我們接下來的工作是檢驗Kuznets和Chenery有關(guān)結(jié)構(gòu)變化與經(jīng)濟(jì)增長的一般規(guī)律以及農(nóng)業(yè)勞動生產(chǎn)率的倒“U”型曲線在中國是否存在，是否完全吻合；如有異同，其原因何在。四、基于面板數(shù)據(jù)方法的實證分析變量選取與數(shù)據(jù)說明本文的研究時段為1978－2004年，樣本包括除西藏、重慶之外的大陸29個省份（自治區(qū)、直轄市，下文略）。西藏和重慶排除在外是因為其相關(guān)數(shù)據(jù)的嚴(yán)重缺省。經(jīng)濟(jì)增長以勞均GDP（以PERGDP表示）來度量，這與Kunzets（1957）研究中的勞均產(chǎn)出（output per worker）相一致，也與中國有關(guān)省區(qū)增長差異研究文獻(xiàn)吻合（徐現(xiàn)祥，2006）。以地區(qū)生產(chǎn)總值表示各省GDP，農(nóng)業(yè)、工業(yè)和服務(wù)業(yè)相關(guān)指標(biāo)分別以第一、第二和第三產(chǎn)業(yè)相關(guān)指標(biāo)表示。反映經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化的指標(biāo)有：農(nóng)業(yè)產(chǎn)值與就業(yè)份額（以SHYSHL1表示）、工業(yè)產(chǎn)值與就業(yè)份額（以SHYSHL2表示）、服務(wù)業(yè)產(chǎn)值與就業(yè)份額（以SHYSHL3表示）?？紤]到三次產(chǎn)業(yè)相關(guān)份額加總之和為100及由此導(dǎo)致的嚴(yán)重自相關(guān)性，本文主要取農(nóng)業(yè)和服務(wù)業(yè)相關(guān)指標(biāo)表示結(jié)構(gòu)變化。其中，勞均GDP為實際值，根據(jù)各省份各年的名義地區(qū)生產(chǎn)總值與生產(chǎn)總值指數(shù)得到實際GDP，再根據(jù)勞動力數(shù)量計算得出，基年由1952年調(diào)整為1978年，具體為把以1952年為基期的指數(shù)序列分別除以1978年指數(shù)。1978－84年四川省財政預(yù)算支出數(shù)據(jù)缺省，調(diào)整方法為根據(jù)相應(yīng)年份全國財政預(yù)算支出占GDP的比例乘以四川省GDP；1978－93年四川省財政預(yù)算支出中農(nóng)業(yè)支出數(shù)據(jù)缺省，同樣是根據(jù)相應(yīng)各年全國農(nóng)業(yè)支出占財政預(yù)算支出份額乘以相應(yīng)四川省財政總支出。農(nóng)業(yè)、工業(yè)和服務(wù)業(yè)產(chǎn)值份額均按當(dāng)年價格計算的名義值而非實際值的比值，取百分?jǐn)?shù)。所有數(shù)據(jù)均來自《中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》和中國資訊行數(shù)據(jù)庫。中國結(jié)構(gòu)變化與經(jīng)濟(jì)增長的一般規(guī)律勞均GDP取對數(shù)表示，以減少各省勞均GDP差異的影響。本樣本中涵蓋了中國大陸31個省份中的29個，基本以樣本自身效應(yīng)為條件進(jìn)行推論，因此使用固定效應(yīng)模型是合理的（高鐵梅，2006）。同時還需對固定效應(yīng)模型的具體設(shè)定形式進(jìn)行檢驗，因為不同設(shè)定形式影響參數(shù)估計的有效性（李子奈，葉阿忠，2000）。主要是檢驗?zāi)Ｐ蛥?shù)在所有橫截面樣本點和時間上是否為相同的常數(shù)。我們采用了廣泛使用的協(xié)方差分析檢驗來檢驗如下兩個假設(shè)：H1：截距（α）和斜率（β1，β2，β3，β4）在不同的橫截面樣本點和時間上都相同。 （2）H2：斜率（β1，β2，β3，β4）在不同的橫截面樣本點和時間上都相同，但截距（α）不同。 （3）式中，i表示地區(qū)下標(biāo)，i=1,2, …,29；t表示時間下標(biāo)，t=1,2, …,27。顯然，如果接受了假設(shè)H1，則沒必要進(jìn)行下一步檢驗；如果拒絕了假設(shè)H1，則應(yīng)對假設(shè)H2進(jìn)行檢驗。如果假設(shè)H2也被拒絕，則應(yīng)采取下面的（4）式： （4）檢驗是通過兩個F檢驗進(jìn)行的，檢驗H1的F統(tǒng)計量為：∽ （5）檢驗H2的F統(tǒng)計量為：∽ （6）式（5）、（6）中， S3， S2，S1分別為采用式（2）、（3）、（4）估計時的殘差平方和；n為截面樣本點個數(shù)，T為時序期數(shù)，K為除截距項外的待估計參數(shù)（斜率）個數(shù)。以中國29個省1978－2004年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行F檢驗，測得F2＝，小于顯著性水平為5％的相應(yīng)臨界值，所以接受假設(shè)H1；因此采用（2）式進(jìn)行回歸，這說明在1978－2004年間，全國29個省的經(jīng)濟(jì)增長與結(jié)構(gòu)變化在總體上表現(xiàn)出了相當(dāng)?shù)囊恢滦?，不同地區(qū)的差異并不顯著。采用（2）式的回歸結(jié)果見下（7）式： （）（） （） （） （）R2=，調(diào)整后R2=，.= F＝ P＝由各項指標(biāo)看方程擬合良好。估計結(jié)果顯示，1978－2004年，農(nóng)業(yè)就業(yè)與產(chǎn)值份額與勞均GDP呈反方向變化關(guān)系，而服務(wù)業(yè)就業(yè)與產(chǎn)值份額與勞均GDP呈同方向變化關(guān)系。從總體上看，平均的說，在樣本期內(nèi)，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值份額每降低一個百分比，％；而農(nóng)業(yè)就業(yè)份額每降低一個百分點，％?？梢?，勞均GDP的增長率對于農(nóng)業(yè)產(chǎn)值份額的彈性大于對農(nóng)業(yè)就業(yè)份額的彈性，即農(nóng)業(yè)產(chǎn)值份額下降一個百分比比就業(yè)份額下降一個百分比更能促進(jìn)勞均GDP增長率的提高。同理可分析得出，農(nóng)業(yè)產(chǎn)值份額下降一個百分比比服務(wù)業(yè)產(chǎn)值份額提高一個百分比更能促進(jìn)勞均GDP增長率的提高，而服務(wù)業(yè)就業(yè)份額提高一個百分比農(nóng)業(yè)就業(yè)份額下降一個百分比更能促進(jìn)勞均GDP增長率的提高。因此，增加服務(wù)業(yè)就業(yè)容量，進(jìn)一步提高服務(wù)業(yè)就業(yè)份額，同時
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