２００7．10 工业经济
INDUSTRIAL ECONOMY
一、导言
生产要素流动是影响生产率增长的一个重要
原因。 Kuznets(1979)认为没有各种要素在不同经济
部门之间的充分流动，获得人均产出的高增长率是
不可能的。 而“结构红利假说”正是解释要素流动和
生产率增长的重要理论：由于各部门具有不同的生
产率水平和生产率增长率，因此当投入要素从低生
产率水平或者低生产率增长的部门向高生产率水
平或高生产率增长部门流动时，就会促进总生产率
增长 (Peneder,2002)。它的基本思想可以追溯到经典
的二元经济模型(Lewis,1954)：假设经济中存在多余
的劳动，随着更多的劳动投入到具有更高生产率增
长的现代经济当中， 总的生产率水平将不断提高。
“结构红利假说” 后来被广泛用来解释工业行业的
发展：由于重工业相对于轻工业具有更高的生产率
水平，因此，要素从轻工业行业向重工业行业的流
动将导致工业总生产率的增加。
国外对“结构红利假说”进行了充分的实证研
究。Salter(1960)最早采用英国 28个制造业行业的结
构红利假说进行了实证分析，其结果显示英国制造
业间的要素流动显著地促进了生产率的增长。
Timmer和 Szirmai(2000)发现结构红利假说只有在印
度得到了证实，而在印度尼西亚、韩国和中国台湾
并不成立。 Singh(2004)对韩国 1970-2000年制造业
的实证研究发现，只有在 1970-1980 年期间，结构
红利假说现象显著。 Fageberg(2000)、Peneder(2002)等
也得到结构红利假说不显著的结论。 中国农业和非
农业以及三次产业之间的要素流动对生产率增长
的影响得到了一定的研究（郭克莎，1993；胡永泰、
1998；蔡昉和王德文，1999），而对中国工业行业之
间结构红利假说的实证研究相对较少。 郑玉歆
(1993)首次对中国制造业行业间 1980-1990 年的结
构变动对全要素生产率增长的影响进行过研究，并
发现要素转移对生产率增长有一定的促进作用；吕
铁 (2002)发现 1980-1997年的中国制造业行业间的
劳动力流动对劳动生产率增长的影响并不大。
但是上述国内外文献存在两点不足： 第一，分
析劳动力和资本要素转移对生产率增长的影响文
献中都假定生产函数是规模报酬不变的，这就会忽
略生产要素从不同规模报酬部门之间转移所导致
的生产率增长差异， 从而对估算的结果产生偏差；
第二，绝大部分文献都没有考虑 Verdoorn效应对生
劳动力流动、资本转移和生产率增长
———对中国工业“结构红利假说”的实证检验
李小平 陈 勇
内容提要：要素流动是影响生产率增长的一个重要原因，两者的关系反映在“结构红利假说”中：当投
入要素从低生产率或者低生产率增长的部门向高生产率或高生产率增长部门流动时，会促进总生产率增
长。 本文使用常用的和扩展的 shift-share方法实证检验了 1998-2004年期间中国省际工业间的劳动力流
动和资本转移对生产率增长的影响，发现劳动力流动对生产率增长的促进作用不显著；资本转移对生产
率增长具有一定的促进作用；考虑 Verdoorn效应后，劳动力和资本转移对中国工业 TFP增长的总贡献较
小，即结构红利假说并不显著；中国工业生产率增长的绝大部分原因还是内部增长效应。 因此，更合理的
配置省际工业间的生产要素显得很有必要。
关键词：要素流动 /生产率增长 /结构红利假说
*
【工业绩效】
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INDUSTRIAL ECONOMY
产率增长的影响， 根据 Verdoorn 效应， 不同 Ver-
doorn弹性的行业的产出增长对生产率增长的影响
不同，生产要素从低 Verdoorn弹性的行业向高 Ver-
doorn弹性行业转移会促进总生产率的增长； 因此
不考虑 Verdoorn效应会对假说估计产生偏差①。
分析中国省际工业间的要素流动对生产率增
长的影响文献很少②。 本文尝试对现有文献做出三
点贡献：第一，采用国际上常用的 shift-share方法及
其扩展的方法就中国各地区工业间的劳动力流动
和资本转移对劳动生产率增长、全要素生产率增长
的影响进行了实证分析， 最后还分析了考虑 Ver-
doorn效应时的要素流动对全要素生产率增长的影
响，从而使得实证结果更加可靠；第二，考虑 Ver-
doorn效应后， 劳动力和资本流动对中国工业全要
素生产率增长的总贡献较小，即结构红利假说并不
显著；中国工业生产率增长的绝大部分原因还是内
部增长效应；第三，各省工业间的劳动力和资本流
动对生产率增长的影响各不相同：劳动力流动对工
业生产率增长的促进作用不显著；而资本流动有利
于工业生产率的增长。
二、理论框架
实证研究要素流动对生产率增长的影响一般
使用 shift-share方法。 shift-share方法最早由 Fab-
ricantc(1942)提出，这种方法最先认为总的劳动生产
率增长是由两部分原因引起的：各部门的劳动生产
率增长和劳动力流动。
设 LP代表总工业劳动生产率水平， 下标 i表
示 31个省市工业(i=1,…31)，Si是 i省市工业的劳动
力占总劳动的份额，上标 O和 T表示开始和最后时
期。 T和 O时期的总工业劳动生产率分别为：
则 T和 O时期的劳动生产率之差为：
上式两边同除以 LPO，则总工业劳动生产率增长
可以分解为三部分：
式(3)右边的第一项为各省市工业的内部增长
效应(within-growthceffect,cWGE)，它衡量了在不存在
结构变动即每个省市工业维持原来劳动份额的情
况下，各省市劳动生产率增长的加权和的大小。 式
(3) 右边的第二项为劳动力流动的静态流动效应
(staticcshiftceffect,cSSE)，它衡量了在劳动生产率水平
不变的情况下，劳动向最初时期具有较高生产率水
平的省市工业流动时导致总的生产率增长的影响。
如果最初时期具有较高生产率水平的行业吸收了
更多的劳动，并提高了自己的劳动份额，则该项的
符号为正，并被称之为结构红利假说 (thecstructuralc
bonuschypothesis)。 式(3)右边的第三项为劳动转移的
动态流动效应(dynamiccshiftceffect,cDSE)，它衡量了劳
动向更高劳动生产率增长率的省市工业流动时对
总生产率增长所造成的影响。 如果省市工业的劳动
生产率和劳动份额同时增长（或者同时减少），该项
为正；如果具有较高生产率增长的省市工业的劳动
份额减少，或者具有较低生产率增长的省市工业的
劳动份额增加，则该项为负。 Peneder称该项为负的
情况为结构负利假说 (thecstructuralcburdenchypothe-
sis)。
由于式(3)只能分析各省市工业间的劳动力流
动对总工业劳动生产率增长的影响。 在 Timmer和
Szirmai模型的基础上，构建了一个考虑劳动力和资
本要素同时在省际工业间流动对全要素生产率增
长的影响模型③。 假设 i省工业在时期 t的产出为
Yi (t)，投入要素劳动和资本分别为 Li(t)和 Ki(t)，按照
Solow(1957)的全要素生产率的概念，则 i 省工业在
时期 t的全要素生产率为：
其中， cccc分别是时期
(3)
(4)
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INDUSTRIAL ECONOMY
t的全要素生产率的增长率、产出增长率、劳动力增
长率、资本增长率。 αi(t)和 βi(t)分别是劳动力和资本
的产出弹性。 笔者假定中国工业的总量生产函数与
各省工业的形式相同， 则中国工业在时期 t的产出
增长率为：
各符合的含义与上式相同。 总量生产函数变量
与各行业生产函数变量之间具有以下关系：
其中，ρi(t)为 i省工业产出在总工业产出中所占
的比重，然后对式(4)两边乘以 ρi(t)，并对所有地区求
和得到：
上式与式(5)相减并整理，可以得到下式：
将上式右边的第一项为称为内部增长效应
(within-growth-effect,,WGE)，衡量各省工业全要素生
产率增长的加权和的大小；第二项称为产出结构效
应 (output,structural,effect,,OSE)，衡量由于各省工业
产出结构变动对生产率增长的影响；第三项称为劳
动力流动效应(labor,shift,effect,,LSE)，衡量劳动力在
各省工业间流动对生产率增长的影响；第四项为资
本转移效应(capital,shift,effect,,CSE)，衡量资本在各
省工业间转移对生产率增长的影响。 第二、三、四项
之和称为总效应(TE)。
三、数据来源及其处理
由于在 1998年前后， 国家对工业行业的统计
口径发生了变化， 因此， 采用中国 31 个省市
1998-2004年工业部门的数据。 原始数据都来自于
《中国统计年鉴》各年。 以工业增加值表示产出；并
以各地区的工业品出厂价格指数折算成 1998年不
变价④以从业劳动人员年均数表示劳动⑤。 本文取固
定资产表示资本投入。 根据永续盘存法，对各省市
工业的年末固定资产净值进行如下的折算：
其中，kto为 1998年的固定资产净值年均余额；
Δkt为 t年固定资产净值增加量，以相邻两年固定资
产净值的差表示，并且以各地区固定资产投资价格
指数 pi(t)折算成 1998年的不变价⑥。 估算劳动和资
本的产出弹性时一般采用 C-D型生产函数和超越
对数生产函数。 分别对这两种形式进行了回归分
析，回归方程如式(10)：
其中，Y、K和 L分别为产出、资本和劳动；εit是
误差项， 它由三项组成：μi是不可观测的反映省市
工业之间差异的省市工业效应；ηt是随时间而变化
的时间效应；νit代表其他干扰项。 省市工业效应可
以分为两类，一类是固定效应(FE)，即对每个省市工
业来说都是一个固定的有待估计的参数；另一类是
随机效应(RE)，即对各省工业来说是一个随机残余
项；应该采用固定效应还是随机效应模型，可以根
据 Hausman检验来判定。 如果是 C-D型生产函数，
则资本和劳动的产出弹性分别为 ak、al；如果是超越
对数生产函数，则资本和劳动力的产出弹性随时间
而变动，计算公式为：
Vkit= ak+βkl×lnLit+βkk×lnKit Vlit=al+βkl×lnKit+βll×lnLit (11)
笔者发现采用超越对数生产函数的估计值更
可靠，因此，以式(11)估算各省市工业每年的资本和
劳动力的产出弹性值。 分别对超越对数生产函数和
C-D生产函数进行了估算，回归结果见表 1。
四、省际工业间的劳动力流动和资本转移
按照结构红利假说，生产要素流动促进生产率
增长需要一些前提条件。 第一，各省市工业间必须
存在要素流动，并导致要素份额的相对变动；第二，
(5)
(6)
(7)
(8)
(9)
(10)
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INDUSTRIAL ECONOMY
各省市工业间的生产率水平或者增长率存
在差异。 因此，首先来考察省际工业间的要
素流动及其生产率差异情况。
从表 2中可以看去，在 1998-2004年期
间， 各省工业间发生了较大的生产要素流
动。 首先，从各省工业的资本在工业总资本
所占的份额变动来看， 资本要素向西藏、湖
北、福建、浙江、内蒙古、山东、江苏、贵州、山
西、安徽、四川、河北、宁夏、上海、青海、湖南
等 16个省工业相对转移，有偏向于中、西部
地区的倾向。 其次，从各省工业的劳动在工
业总劳动所占的份额变动来看，劳动力从其
他省工业流向了浙江、福建、广东、山东、江
苏和上海等 6个省工业，这 6个省工业的劳
动份额增长很快，而其他省工业的劳动份额
都降低了。 另外，从各省工业的增加值在工
业总增加值所占的份额变动来看，增加值份
额有所增长的有浙江、江苏、福建、天津、内
蒙古、山东、广东、重庆和陕西等 9 个省工
业， 而其他省工业的增加值份额都有所降
低。 可见，在研究期间各省工业间发生了较
为显著的要素流动。
从劳动生产率增长来看，各省市存在较
大的差异。 2004年相对于 1998年来说，吉
林工业的劳动生产率在全国增长最大，其次是内蒙
古、天津、重庆工业等。 图 1中列出了根据全国每年
各省市工业中最大和最小劳动生产率之比值而得
到的极差比率，发现各省市工业中每年最大和最小
劳动生产率也相差 1倍以上。 因此，中国各省工业
之间已经存在结构红利假说的前提条件。
五、结构红利假说的实证分析
（一）劳动力流动对劳动生产率增长的影响
笔者采用常用的 shift-share方法来分析劳动力
流动对劳动生产率增长的影响。 按照式(3)，将工业
劳动生产率的增长分解为各省工业的劳动生产率
增长加权和（内部效应）和劳动力流动带来的劳动
生产率增长（静态效应和动态效应）。 表 3报告了分
解的结果。 2004年相对 1998年来说，工业劳动生产
率增长了 %，其中，%是由于各省市工业
自身的劳动生产率增长造成的，劳动力流动所做出
的贡献只有 %。由于静态效应值为正，因此总体
来说，劳动力从最初劳动生产率低的省市工业行业
注：R^2指 R^2between值；各变量系数的括号里的值为 t值；F(wald)和 Rausman括号里的值为 prob＞F、prob＞chi2的值；*、
**分别表示在 1%和 5%水平上显著；每个模型的样本为 217；回归软件为 。
表 1 资本和劳动的产出弹性估计值
表 2 1998-2004年各省工业的资本、劳动、GDP
份额增长率和劳动生产率增长率 (%)
注：K、L、GDP、LP分别表示资本、 劳动、GDP份额的变量率和劳
动生产率的增长率。
图 1 每年各省份工业的劳动生产率极差比
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２００7．10 工业经济
INDUSTRIAL ECONOMY
流动到了最初劳动生产率高的省市工业行业
中；但是由于动态效应值为负，说明劳动力并
没有从劳动生产率增长较低的省市工业行业
流动到劳动生产率增长较快的省市工业行
业， 即劳动力更多地投入到低劳动生产率增
长率的省市工业中，出现“结构负利假说”现
象。 另外，每年的劳动力流动对劳动生产率增
长的影响都一致：静态效应为正，动态效应为
负，出现“结构负利假说”现象，总的劳动力流
动效应为正值但比较小。
结果和吕铁 (2002)对中国各地区制造业
间的劳动力转移对劳动生产率的影响的结论
有所不同，吕铁发现 1980-1997年期间，内部
增长效应的贡献值为 %，静态效应和动
态效应分别为 %和 %，而结果显示动
态效应为负，并且总劳动流动效应的贡献值远远小
于后者。两者差异的原因可能有三个：一个就是样本
的不同，样本为各省市的所有工业行业；而后者分析
了各省市的 26个制造业行业；另一个就是分析的企
业类型也不同。 样本企业是国有及规模以上非国有
工业企业，而后者的样本是独立核算工业企业；第三
个原因可能就是在 1998年后，各地区工业企业的劳
动流动效应确实发生了转变。 但结果都显示中国工
业劳动生产率增长的主要原因还是各省的“内部增
长效应”，即各省工业自身的劳动生产率增长。
（二）劳动力流动和资本转移对全要素生产率
增长的影响
根据式(8)，将工业 TFP增长进行了分解。 从表 4
的结果来看，2004-1998年，工业每年的 TFP都有所
增长。 2004年相对于 1998年来说，工业全要素生产
率增长了 %，其中，内部增长效应的贡献值为
%，总效应的总贡献值为 %。 从总效应
的构成来看， 资本转移对 TFP增长的贡献比较大，
达到了 %， 而劳动力流动和产出结构变动对
TFP 增长的贡献值为负， 导致总效应的贡献为负
值，即出现“结构负利假说”现象。
而对于各年度来说，要素流动对生产率增长的
影响又各不相同。 在 1999 年、2000 年、2003 年和
2004年度，总效应的贡献值为正，并且在 2000 年，
该贡献值达到了最大值 %；在 2001年和 2002
年，总效应的贡献值为负。 在总效应当中，资本流动
的贡献值最大， 资本流动的贡献值除 2001年出现
负值外，其他年度里都为正值；而劳动力流动和产
出结构的贡献值在所有年度里都为负值。 可见，总
体来说， 资本流动有利于全要素生产率的增长，而
劳动力流动和产出结构变动不利于全要素生产率
的增长。
（三）考虑 Verdoorn 效应时的要素流动对生产
率增长的影响
根据 Verdoorn效应，产出增长和生产率增长之
间存在双向的因果关系，产出增长更快的行业将具
有额外的生产率增长，要素从低 Verdoorn弹性不同
的行业向高 Verdoorn 弹性的行业转移将会促进总
生产率的增长，反之则反。 Timmer和 Szirmai首次考
虑了这个效应并对常用的 shift-share方法进行了改
进。 借鉴他们的思路，首先，按照各省工业的产出增
长率的高低，将所有省市工业分为 6类⑦，并假定每
个大类具有不同的 Verdoorn弹性，采用如下的方程
来估算各省工业的 Verdoorn弹性：
其中， ⑦⑦⑦⑦⑦⑦⑦⑦⑦⑦⑦⑦⑦⑦⑦为产出增
长率；di为虚拟变量⑧，当省市工业为 i时取 1，否则
为 0； uit为误差项。 回归结果见表 5。 笔者发现第 2
类省市工业的 Verdoorn弹性最大， 其次是第 6类、
表 3 劳动生产率增长率的分解 (%)
注：TE指静态转移效应和动态效应之和。
表 4 TFP增长率的分解 (%)
(12)
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２００7．10工业经济
INDUSTRIAL ECONOMY
第 3类、第 4类、第 5类、第 1类，并且各类省市工
业的 Verdoorn弹性存在一定的差异。 接着，采用式
(13) 计算考虑 Verdoorn效应的要素转移效应（Tim-
mer和 Szirmai）。
表 6 考虑 Verdoorn效应的要素流动
对 TFP增长的影响 (%)
其中，TE 为考虑 Verdoorn 效应的要素流动效
应；εi为 i省工业的 Verdoorn弹性， 其他符号同上。
表 6是根据式(13)计算的考虑 Verdoorn效应的要素
流动对生产率增长的总影响。 考虑 Verdoorn 效应
后，2004-1998年期间，要素流动对生产率增长的贡
献值从没考虑 Verdoorn 效应时的 %变为
%。可见，生产要素有从低 Verdoorn弹性值的行
业向高 Verdoorn弹性值的行业转移，并有利于总生
产率的增长。 但要素转移对生产率增长的贡献值仍
然比较小，工业生产率增长的绝大部分原因还是各
省工业的内部增长效应。 从各年度的情况来看，在
2004-2003年度，当考虑 Verdoorn效应后，要素流动
对生产率增长的贡献值由正变为负，而在其他年度
里， 要素流动对生产率增长贡献值的符号在考虑
Verdoorn 效应前后差异较小， 即在这些年度里，
Verdoorn效应的影响不大。
六、结论及启示
本文运用常用和扩展的 shift-share方法， 在考
虑各省市工业生产函数规模报酬可变及 Verdoorn
效应的基础上，对 1998-2004年期间中国各省市工
业间的结构红利假说进行了分析，由此得到了以下
基本的结论。
第一，中国各省工业间发生了较显著的劳动力
流动和资本转移。 资本要素倾向于中、西部地区工
业转移； 而劳动力从其他省市工业流动到浙江、福
建、广东、山东、江苏和上海等 6个东部省市工业，
并造成这 6个省市工业的劳动份额显著增加；尽管
全国各省市工业的劳动生产率有趋同的趋势，但是
各省市工业劳动生产率的差距仍然较大。
第二，生产要素有从低 Verdoorn弹性值的行业
向高 Verdoorn弹性值的行业转移的趋势，但要素转
移对生产率增长的总贡献较小，即结构红利假说并
不显著；中国工业生产率增长的绝大部分原因还是
内部增长效应。 这表明劳动和资本要素还能够在各
省市工业之间得到更好的配置。 要素流动基本上有
两条途径：一是市场自然演化的结果，竞争的优胜
劣汰将导致资源从低效率的行业向高效率的行业转
移；二是非市场力量。 因此，中国省际工业间的要素
配置可能受非市场因素的力量更多， 还存在可以最
优配置的空间。 所以， 在市场制度并不完善的情况
下，如何实现生产要素在各省工业间的有效配置，实
现与生产率增长良性互动是一个很重要的课题。
第三，具体而言，劳动力流动和资本转移对生
产率增长的影响各不相同。 劳动力并没有从低生产
率增长的省市工业转向生产率高增长的省市工业
中，出现“结构负利假说”现象。 其原因可能有两个：
一方面，生产率高增长的省市工业的主导行业可能
并不是劳动密集型的，这些工业行业的快速发展并
不能从其他省市工业中吸纳更多的劳动； 另一方
面，能够大量地吸收劳动力的工业行业一般属于劳
动密集型的，而这些工业行业的生产率增长率并不
高。 这可以从劳动生产率增长率最快的都是劳动力
份额减少的省市工业中得到证实。 而各省工业间的
注：R^2指 R^2：between值；wald和 hausnman值括号里的值指 prob＞chi2的值。*、**、****分别表示在 1%、5%和 15%水平
上显著。 V值=1-各变量的系数值；回归软件为 。
表 5 Verdoorn弹性的估算结果
(13)
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２００7．10 工业经济
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资本转移有利于中国工业生产率的增长。由于历史的
原因，资本更多地集中于东部地区，而中、西部地区资
本缺乏，因此，根据要素的边际报酬递减规律，中、西
部地区的资本边际生产率可能会高于东部地区的资
本边际生产率；因此，资本要素从东部省工业向中、西
部省工业流动有利于总的生产率水平的提高。 可见，
资本要素向中、西部地区倾斜的西部开发战略和中部
崛起战略有利于中国工业生产率的增长。
本文的结论和 Timmer 和 Szirmai(2000)、Penderd
(2002)等的结论基本相似，而和早期就要素从农业
向非农业产业流动对生产率增长的影响结论不同，
后者基本上得到了较为显著的“结构红利假说”相
像。 Syrquin(1988)认为长期经济增长由持续的技术
进步所支撑，并导致了生产要素的优化配置和经济
结构的变动， 这反过来又导致更快的生产率增长，
从而实现良性地循环互动。 结论是否显示了新时期
工业发展不同于过去三次产业间结构转变中的发
展规律，还需要更进一步的比较研究。 同时，由于
shiftshare方法的局限性，本文也没有具体考虑各省
市工业间的溢出效应对生产率增长的影响：各省工
业的产出和生产率增长可能会对其他省工业的产
出和生产率增长产生影响，考虑这些因素后可能会
对分析结果有一些影响，因此这些问题还需要更深
入的研究。
注释：
①只有 Timmer 和 Szirmai(2000)考虑了包含 Verdoorn 效
应的影响，但是他们假设生产函数规模报酬不变可能和 Ver-
doorn效应存在矛盾。
②龚六堂、谢丹阳(2004)曾经探讨过省际之间的资本和
劳动的边际回报率差异；范剑勇(2006)探讨过产业集聚和地
区劳动生产率差异的关系； 本文从另一个角度探讨资源的有
效配置问题。
③笔者和郑玉歆(1992)的模型有一点差别。
④西藏缺失所有年度的，海南缺失 1999-2001年度的工
业品出厂价格数据，我们以全国数据替代。
⑤1998-2001年的劳动数据来自于各地区工业的增加值
和劳动生产率指标的推算。
⑥我们可以利用相邻两年的固定资产净值之差直接求得
除掉折旧后的净投资。 广东缺 1999-2000 年度、 海南缺失
1999年度、 西藏缺失所有年度的固定资产投资价格指数，以
全国的数据替代。
⑦按照产出增长率从高到低排列依次为： 第 1类包括浙
江、江苏、福建；第 2类包括内蒙古、天津、山东；第 3类包括广
东、重庆、陕西；第 4类包括四川、上海、江西；第 5类包括吉
林、湖南、山西；其他省份为第 6类。
⑧笔者取第 6类为基准省市，d1、d2、d3、d4、d5分别指第
1-5类。
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* 本文获中南财经政法大学优秀人才科研启动基
金 (90407001104)、上海市科技发展基金软科学研究博
士生学位论文项目和复旦大学研究生创新基金资助。
作者简介：李小平，博士，中南财经政法大学经济学
院副教授、硕士研究生导师；陈勇，复旦大学经济学院
博士研究生。
原载《统计研究》（京），～28
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