内容摘要:摘要:本文借鉴新经济地理学的相关理论,在城市生产函数中引入集聚空间外部性,利用均衡模型推导出产业集聚、农村劳动力流动等因素影响城乡收入差距的方程,并探讨了产业集聚、农村劳动力流动影响城乡收入差距的具体路径与内在机理,认为伴随城市产业集聚规模效益的变动。2)城市产业集聚过程中我国农村劳动力流动对城乡居民收入的影响目前尚处于极化效应阶段,农村劳动力流动通过加速城市产业集聚扩大了城乡收入差距。本文将新经济地理学产业集聚与地区经济发展差距的理论运用到城乡收入差距的研究中,在城市生产函数中引入集聚空间外部性,构建城乡不同的生产函数推导出理论模型,并探讨产业集聚、农村劳动力流动与城乡收入差距作用的具体路径与内在机理。
关键词:集聚;产业;收入差距;农村劳动力;城乡收入;劳动力流动;影响;生产函数;城乡居民;经济地理学
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摘要:本文借鉴新经济地理学的相关理论,在城市生产函数中引入集聚空间外部性,利用均衡模型推导出产业集聚、农村劳动力流动等因素影响城乡收入差距的方程,并探讨了产业集聚、农村劳动力流动影响城乡收入差距的具体路径与内在机理,认为伴随城市产业集聚规模效益的变动,农村劳动力流动影响城乡收入差距的轨迹呈现倒U型的阶段性特征。随后基于模型方程采用空间面板计量方法进行了实证检验,结果发现:(1)产业集聚、劳动力流动等因素通过影响本省区城乡差距,进一步将作用传递和迭加到相邻省区城乡差距之上;(2)城市产业集聚过程中我国农村劳动力流动对城乡居民收入的影响目前尚处于极化效应阶段,农村劳动力流动通过加速城市产业集聚扩大了城乡收入差距。
关键词:新经济地理学,集聚空间外部性,劳动力流动,城乡收入差距,空间面板计量
基金项目:本文得到2012年国家社科基金项目“珠三角劳动力市场研究”(项目编号:12BJY044)的资助。
近年来,随着市场化的发展,我国城乡之间的收入差异使得农村地区的资金和劳动力等生产要素从生产率低的落后农村部门流向生产率高的东部沿海城市部门的过程中,增进了城镇地区的产业聚集水平,引起城市要素生产率和规模报酬的变动,从而显示出产业在空间上的集聚水平通过劳动力就业对城乡收入增长的作用以及由此引发的收入差距问题。改革开放30多年来,我国东部地区借助发达的商品流通网络和初始的政策倾斜,劳动力大量向该地区流动,形成了珠三角、长三角和京津塘等经济集聚区。但随着集聚程度的提高,我国收入及地区差距问题凸显,沿海(城市)地区和内陆(农村)地区之间的收入差距越来越大,从1978到2011年,城乡居民收入比由2.56迅速扩大到3.13,中西部的一些省区甚至高达4:1。为何我国的乡城劳动力流动没有有效缩小城乡居民收入差距呢?
近年来,学者们从不同角度对这种情况出现的原因做了一些研究,其中多数文献都将主要的影响因素归结为经济结构、经济增长、城市倾斜的经济政策与体制、要素市场扭曲等方面。如:曾国安[1]研究了工业化过程中城乡收入差距拉大的自然因素与制度因素的影响;张螺、方天堃[2]对中国1978~2003年数据的实证分析表明,短期和中长期内经济增长都是城乡收入差距变化的原因之一;Kevin Honglin Zhang et al.[3]的研究证明了中国城乡收入差距促进了城乡之间劳动力的流动,提高了城市化水平,但对于城市化对城乡收入差距的影响还存在争论;Terry Sicular[4]认为居住区域、居民教育程度是拉大城乡收入差距的主要因素,促进农村劳动力转移、提高农村居民受教育程度是缩小城乡收入差距的主要途径;沈坤荣和余吉祥[5]从农村移民和城镇劳动力分工合作的角度证实了转型期存在农村移民对城镇居民的溢出效应,促进了城镇居民收入增长;Kanbur and Zhang[6]认为改革前期形成的城乡收入差距主要源于重工业优先发展的战略;赵伟和李芬[7]将劳动力分为高低技能,认为高技能劳动力流动产生的地区集聚力量远大于低技能劳动力,高技能劳动力流动倾向于扩大地区收入差距;蔡昉等[8]将地区收入差距置于新古典增长理论框架下,分析了劳动力市场扭曲对收入差距的影响;田新民等[9]建立一个劳动剩余二元经济模型,通过城市最适人口理论分析且实证检验了我国城乡间收入差距、劳动力转移及城乡两部门经济效率间的关系。
关于产业集聚与地区差距的研究随着空间计量经济学和新经济地理学的发展进入了一个全新的领域。集聚空间外部性的研究结论随着空间计量经济方法的出现变得更为精准。Anselin[10]认为空间截面和板块的回归须纳入空间关联性从而降低结果偏差,因为所有空间数据都存在空间自相关或空间依赖性。经济学界从Marshall提出产业集聚概念起就对产业集聚与地区经济增长、地区发展差距进行了大量研究。近年来,Krugman and Fujita提出的新经济地理学从集聚经济空间外溢性的角度,通过对报酬递增、外部经济和运输成本的分析详细考察了地区经济差距。Ciccone[11]在分析西欧五国就业密度效应对城市劳动生产率的影响时采用了测度集聚经济的工具变量。国外学者基于新经济地理学理论对产业集聚与劳动力转移的关系也进行了很多研究,大致认为产业集聚与劳动力流动及集中具有正反馈作用,即产业在某一区域的集聚会引起其他区域劳动力向这一区域集中,同时劳动力的集中又会促进产业的集中,从而形成中心-外围模式和区域二元结构,劳动力流动导致了区域收入差异的扩大。我国学者借鉴新经济地理方法开始对产业集聚与劳动力流动的关系以及产业集聚对区域经济发展的影响进行了不少研究,但对于劳动力流动如何影响地区产业和收入差距缺乏一致的结论。
现有多数文献几乎都认为一系列显性的城乡非均衡的制度外生因素是城乡差距持续扩大的根本原因,但这些因素毕竟只是影响收入创造的外部环境,对农村劳动力大规模转移条件下城乡收入差距持续扩大的原因难以作出清楚的解释。需要注意的是,从长期来看,收入水平取决于经济增长,因此,城乡收入差距主要源自城乡生产函数即城乡经济增长源泉的差异。而且,多数研究割断城乡间劳动力、资本要素及产业的联系,对产业集聚及其外部性对城乡居民各自收入的影响并未考察。本文将新经济地理学产业集聚与地区经济发展差距的理论运用到城乡收入差距的研究中,在城市生产函数中引入集聚空间外部性,构建城乡不同的生产函数推导出理论模型,并探讨产业集聚、农村劳动力流动与城乡收入差距作用的具体路径与内在机理,并基于中国省区数据采用空间面板计量方法对理论模型和内在机理所得推断进行实证检验。
一、模型与内在机理
(一)模型的推导
处于转型期的中国具有明显的城乡二元结构,城市和农村具有不同性质的生产函数,从而具有不同的收入增长源泉和动力。依据Krugman and Fujita新经济地理学“集聚经济与区域经济增长间互为内生关系”的思想,以及Marshall“中间投入品市场、劳动力共享、知识外溢是集聚外部性效应的三个源泉”的观点,本部分将产业集聚外部性和中间产品投入分别引入城市和农村部门生产函数,推导均衡条件下产业集聚、农村劳动力流动等因素影响城乡收入差距的方程。
假定某一地区由农村和城市两个部门构成,其主要产业分别为农业和非农产业。考虑到中间产品价格是城市部门分享农村经济成果的渠道,我们在Restueeia,Yang,and zhu[12]的农村生产函数中引入中间产品投入,得到规模报酬不变的农村C-D生产函数:
Y1=[(A1L1)aK1b]cI11-c=A1acL1acK1bcI11-c 0<a,b,c <1 (1)
式中,Y1、A1、L1、K1、I1分别为农村地区的总产出、全要素生产率、劳动力、资本和中间产品投入,a、b、c分别为农村部门的劳动贡献率、资本贡献率以及资本和劳动力的规模报酬。中间产品I1的价格设为P1。完全竞争市场均衡下,农村部门要素投入均衡的条件为劳动力收益W1及中间产品价格P1与各自的边际产出相等,则(1)式对L1、I1求偏导可得:
W1=∂Y1/∂L1=acA1acL1ac-1K1bcI11-c (2)
P1=∂Y1/∂I1=(1-c)A1acL1acK1bcI11-c (3)
由(3)式可求出:I11-c=[(1-c)/P1](1-c)/cA1α(1-c)K1b(1-c),代入(2)式最终可得:
W1=ac[(1-c)/P1](1-c)/cA1α-1L1α-1K1b (4)
Ciccone[11]认为集聚经济效应源于经济活动的分布密度,且集聚经济效应将带来经济效率的改进,他将空间产出密度因子纳入通常的生产函数中以测度集聚程度,但他并未考虑集聚规模。为使与通常的产业集聚概念更为一致,本文在其城市生产函数中引入集聚规模指数对其模型加以改进,推导出包含空间产出密度与集聚规模指数的城市部门生产函数:
Y2=(A2L2)aK2b(zdQ/S)(θ-1)/θ=A2aL2aK2b(zdQ/S)(θ-1)/θ 0<d<1 (5)
式中,Y2、A2、L2、K2分别为城市部门的总产出、全要素生产率和劳动力、资本投入,因0<c<1,所以a>ac,b>bc,这体现了城乡生产函数(5)式和(1)式的差异即源自城乡劳动力、资本边际生产率的差异。Q为地区非农产业的产出,S为地区土地面积,Q/S表示地区空间产出密度;z表示集聚规模指数,为地区某产业在全国该产业部门的比重,d为未知参数;θ为产业集聚参数,θ>1表示空间产出密度和集聚规模引致城市部门产出产生正空间外部性。市场均衡下,城市部门要素投入均衡的条件也为劳动力收益W2与其边际产出相等,则(5)式对L2求偏导可得:
W2=∂Y2/∂L2=aA2aL2a-1K2b(zdQ/S)(θ-1)/θ (6)
(6)式两端除以(4)式两端,可得:
R=W2/W1=(1/c)[P1/(1-c)](1-c)/c(A2/A1)a(L2/L1)α-1(K2/K1)b(zdQ/S)(θ-1)/θ (7)
(7)式两端取对数,整理后得:
LnR=-[(1-c)/c]Ln(1-c)-Lnc+aLn(A2/A1)+(a-1)Ln(L2/L1)+bLn(K2/K1)+[d(θ-1)/θ]Lnz+[(θ-1)/θ]Ln(Q/S)+[(1-c)/c]LnP1 (8)
令A2/A1=A,L2/L1=L,K2/K1=K,Q/S=g,各变量前的系数设为待估参数,可得:
LnR=α0+α1LnA+α2LnL+α3LnK+α4Lnz+α5Lng+α6LnP1+ε (9)







