長三角省際要素流動與制造業同構的關系分析

王志華 陳圻 高杰

摘要：文章測度了長三角制造業的同構度，利用生產函數估算了長三角制造業資本與勞動邊際生產率的差異。經單位根與協整檢驗，以同構度為因變量，以資本邊際生產率差異度、勞動邊際生產率差異度為自變量進行了回歸分析。結果表明，隨著長三角資本和勞動力流動強度的增大，省際制造業的同構程度會減小，揭示了生產要素流動對地區間制造業結構變動的影響。

關鍵詞：長三角;資本流動;勞動力流動;制造業;結構

隨著改革開放進程的不斷加快，包括上海、江蘇和浙江在內的長三角地區的經濟建設取得了令人矚目的成就。目前，該地區已經成為中國經濟增長最快、最具發展潛力的地區之一。當然，人們在關心其發展成績的同時，對其發展中的問題也進行了關注。其中，區域內的產業同構尤其是制造業的同構問題就引起了學界的廣泛討論。通過文獻梳理發現，盡管針對該問題的研究已經比較深入，但關于區域內要素流動與產業同構之間數量實證的研究還比較少見。基于此，本文就這一問題展開討論。

一、長三角制造業同構度的測算

依據相關研究，本文利用下式來測算制造業的同構度。

SSIij= min（Xik，Xjk）（1）

基于上述公式，利用上海、江蘇、浙江歷年統計年鑒中制造業各行業的產值數據，就可以計算得到江蘇與上海、江蘇與浙江、上海與浙江制造業的同構度。并可以用這三個同構度的平均值來表現長三角地區制造業的整體同構水平，結果見表1。

從表1的數據可以看出，除1982年外，長三角制造業的同構度均在0.7以上，有的年份甚至超過了0.8。分段計算發現，20世紀80年代的同構度均值為0.764，20世紀90年代為0.802，21世紀以來為0.752。總起來看，大約以1997年為界，呈現上升后下降的變動趨勢。當然，即便有此變動趨勢，根據有關文獻提出的判斷標準來看，長三角制造業的同構度仍然是相對比較高的，也就是說在制造業大類層面上長三角存在著比較嚴重的同構現象。

二、長三角省際要素流動強度的測算

盡管已經有不少學者，如王小魯、蔣滿元、何雄浪、趙祥、王楓、豆建民等均進行過省際要素流動強度方面的測算工作，但細究這些文獻可以發現，他們所測算的要素流動實際上并非是單個的省與省之間的流動，而是某一省與全國其它各省之間要素的流動量。嚴格意義上講，這些研究實際上涉及的是要素的跨省流動。以江蘇省為例，這些研究測算出的是從江蘇流動到其它地區的要素流動量，或是從其他地區流動到江蘇的要素流動量，但并不能測算出江蘇與某一具體省區的要素流動量。事實上，這與本文所強調的省際要素流動的本質是不一致的。本文所指的省際要素流動就是單個的省與省之間的流動量。筆者之所關注的是具體的兩個地區間要素的流動，主要是想弄清楚這樣的要素流動對兩個地區間制造業結構的狀態產生了什么樣的影響。也就是說，既然前面測度的是兩個地區間制造業的同構度，那么在分析要素流動對制造業同構水平的影響時，必然要求這種要素流動就是這兩個地區之間的流動量，這樣才具有對等關系，也才能把問題分析清楚。當然，目前研究中之所以很少有學者測算具體的省與省之間要素流動規模的原因是，在公開的統計資料中很少有這方面的數據。勞動力流動方面即使有省際流動的數據，也是時間間隔很長的歷次全國人口普查數據，數據不連續。而資本流動方面則很少有省際流動的資料。在這樣的條件下，測算省際要素流動需要另辟蹊徑。由經濟學的基本原理可知，要素流動之所以會產生流動，主要是因為要素在地區間的邊際回報率有差異，這種差異牽引著要素從低回報率地區流向高回報率地區。而這種差異，可以通過估算生產函數的相關參數實現。

其中，下標i代表地區，本文為上海、江蘇和浙江;Yi為i地區制造業的總產出;A 為常量，體現i地區制造業的生產效率;Ki為i地區制造業的資本存量;Li為i地區制造業的勞動力存量;αi為常量，代表 i地區制造業資本產出彈性;βi也為常量，代表i地區制造業勞動產出彈性;gi是表征i地區制造業技術進步率的常數。在αi+βi=1的假設條件下，式（2）可轉變為

Ln（Yi/Li）=LnA ?+git+αiLn（Ki/Li）（3）

根據上式可以估算出資本與勞動的產出彈性，依據產出彈性可以估算出這兩種要素的邊際生產率。在分別估算得到三個地區制造業資本、勞動的邊際生產率后，便可以通過選擇某一指標來表征邊際生產率的差異。經比較判別，本文選擇用變異系數來表征這種差異。所謂變異系數，是用一組數據的標準差除以其均值得到的一個系數，反映的是數據間的相對差異。如果三個地區要素邊際生產率的變異系數越大，表明要素流動的可能性就越大。表2顯示了計算得到的表征長三角制造業資本與勞動邊際生產率差異度的數據。

由表2的數據可以看出，1982～2010年，長三角地區制造業資本的邊際生產率差異度總體呈先逐步增大而后逐步減小的變動趨勢，勞動邊際生產率差異度則是呈先逐步減小而后逐漸增大的趨勢。通過相關分析知，長三角兩省一市制造業同構度與資本邊際生產率差異度的相關系數為0.631，該同構度與勞動的邊際生產率差異度的相關系數為-0.764，且它們在1%臨界值水平上均是顯著的。

三、長三角省際要素流動與制造業同構的關系分析

利用回歸分析方法，可以從數量上考查長三角制造業同構水平與要素流動強度的關系。但由于分析的是時間序列數據，所以事先需要對數據進行平穩性檢驗。本文用SSIt、CVMPKt、CVMPLt分別代表第t年長三角制造業的同構度、省際制造業資本邊際生產率的差異度、勞動邊際生產率的差異度。利用增廣迪基-富勒檢驗法進行單位跟檢驗，結果如表3所示。

由檢驗結果知，原始序列SSIt、CVMPKt、CVMPLt的檢驗值均大于各自所對應的5%水平臨界值，表明這三個序列存在單位根，是非平穩的。而對三個序列進行一階差分后再檢驗，它們的ADF檢驗值均小于5%水平臨界值，表明它們在一階差分后單位根消失了，是平穩的。由此表明，三個序列具有相同的單整階數。既然如此就可以推斷，它們之間有可能有協整關系存在。對此用極大似然法這一比較常用的方法進行檢驗，結果見表4。

由檢驗結果可以看出，SSIt、CVMPKt、CVMPLt三個序列之間存在協整關系。既然存在協整關系，那么就可以進行回歸分析。在回歸過程中，采用的是“對數—對數”模型，目的在于說明變量間相對變化的影響程度。更重要的，投資作用的發揮具有滯后性，因此對資本存量加入滯后一期這樣一個變量，回歸的結果如下。

LnSSIt=-0.329+0.081LnCVMPKt-0.082LnCVMPKt-1-0.179LnCVMPLt

t=（-5.739）（1.761）（-2.014）（-3.138）

F=11.159 R2=0.682 R2=0.631

方程整體檢驗值、常數項檢驗值、各項回歸參數檢驗值在一定水平上是顯著的，盡管判定系數不夠理想，但回歸結果仍然具有一定的可信度和解釋能力。觀察發現，滯后一期的資本存量與勞動力存量這兩個關鍵變量的回歸系數不僅顯著，而且均為負，這表明，資本與勞動力的流動強度對制造業同構具有相同的影響，即隨著資本和勞動力流動強度的增大，制造業的同構程度會出現下降。由此模型可以到如下結論，即在本文所考察的時期內，長三角兩省一市間制造業的資本流動強度平均每增加1個百分點，制造業的同構水平就會隨之下降0.082個百分點，同時其勞動力流動強度每增加1個百分點，同構度就會下降0.179個百分點。

四、結語

本文通過實證分析發現，近年來長三角制造業的同構度雖然較高，但呈現的是逐步下降的發展態勢。而這一變化背后的原因，很可能是制造業資本與勞動力的流動引致的，文章最后的回歸結論也證實了這一點。

從勞動力流動方面看，其總是從邊際收益低的地區向高的地區流動。根據全國人口普查資料筆者發現，由江蘇和浙江流入上海的勞動力數量，要遠遠大于同時期從上海流入江浙兩地的勞動力的數量，上海作為長三角的核心城市，是名副其實的勞動力盡流入區。而且在江蘇和浙江流入到上海的人口中，有相當一部分是高級人才，如創業人才、技術人才、工程人才以及管理人才等。這就使得上海制造業的結構能夠更快地向高端攀升，進而與江蘇和浙江制造業的結構差異進一步擴大，這在一定程度上能夠解釋為什么近年來長三角地區制造業出現了結構趨異而不是趨同。

從資本的流動來看，一直以來長三角地區的資本流動就比較活躍，且更多地表現為江蘇和浙江的資本單向流入上海地區，尤其在浦東開發開放和我國加入WTO之后，這種資本流動趨勢已經持續了若干年。而且，隨著2013年上海自由貿易區的建立，可以預見其吸引周邊資本的能力將進一步增強。同時，上海與江蘇、浙江在發展發展定位上的差異也正在逐步加大，這些均是導致制造業結構逐步趨異的重要原因。

參考文獻：

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*基金項目：2011年國家社會科學基金重點項目“我國制造企業創新型成本領先戰略研究”（編號：11AGL001）;2013年教育部人文社會科學研究規劃基金項目“從低端同構到有序分工：長三角制造業協同升級的路徑研究”（項目編號：13YJA630095）。

（作者單位：王志華、高杰，江蘇理工學院商學院;陳圻，南京航空航天大學經濟與管理學院）