導(dǎo)語：物流生產(chǎn)及勞動生產(chǎn)率的差異研究一文來源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點，若需要原創(chuàng)文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

一、物流生產(chǎn)函數(shù)的建立與估計

（一）物流生產(chǎn)函數(shù)

本文中的物流生產(chǎn)函數(shù)是指中國物流業(yè)生產(chǎn)要素的投入與產(chǎn)出之間的宏觀技術(shù)關(guān)系。由技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的影響及技術(shù)進步給收入在資本與勞動之間分配帶來的效應(yīng)分化而引發(fā)的技術(shù)進步中性與非中性的爭論，使得生產(chǎn)函數(shù)相應(yīng)地分為中性生產(chǎn)函數(shù)和非中性生產(chǎn)函數(shù)。由于中性技術(shù)進步使得某個經(jīng)濟變量在一規(guī)定環(huán)境下保持不變﹙比如，當生產(chǎn)要素資本和勞動的比例不變時，兩者在技術(shù)進步前后邊際替代率保持不變的希克斯中性技術(shù)進步﹚，在衡量一個經(jīng)濟系統(tǒng)的技術(shù)進步及對某產(chǎn)業(yè)進行宏觀研究時，做出中性技術(shù)進步的假設(shè)會使分析問題的難度大大降低，因此中性生產(chǎn)函數(shù)在現(xiàn)有文獻中使用得較為普遍。但考慮到中性技術(shù)進步的強假設(shè)性，本文在物流生產(chǎn)函數(shù)的實際估計模型中同時采用了中性技術(shù)進步和偏向技術(shù)進步兩種生產(chǎn)函數(shù)形式。我們以全國及各地區(qū)物流業(yè)生產(chǎn)總值為物流業(yè)產(chǎn)出指標，以全國及各地區(qū)物流業(yè)資本存量與勞動作為物流業(yè)資源要素的投入指標。值得注意的是，本文借鑒Denison﹙1985﹚的方法，把勞動投入分為數(shù)量和質(zhì)量兩個構(gòu)成部分，其中勞動力人數(shù)作為勞動的數(shù)量部分。在Denison的方法中將教育作為構(gòu)成勞動質(zhì)量的部分，即人力資本水平。教育程度用平均受教育年限來反映。由于目前中國的所有統(tǒng)計資料中，尚未發(fā)現(xiàn)專門針對物流行業(yè)的從業(yè)人員平均受教育程度的全國或區(qū)域數(shù)據(jù)，因此，本文采用全國及地區(qū)物流行業(yè)專業(yè)技術(shù)人員占行業(yè)全部就業(yè)人員比重這個指標來衡量全國及各地區(qū)用于物流生產(chǎn)的人力資本水平。綜上，在考慮了行業(yè)人力資本水平的基礎(chǔ)上，本文使用如下假定的物流生產(chǎn)函數(shù)模型：Y=F﹙K，L，h，A﹚上式中：Y表示物流產(chǎn)出；K表示物流業(yè)物質(zhì)資本；L表示物流業(yè)勞動力人數(shù)；h表示行業(yè)人力資本水平；A代表技術(shù)狀態(tài)，如果描述為動態(tài)形式，則有A=A﹙t﹚，且dA/dt>0，t代表時間。對于物流生產(chǎn)函數(shù)的具體形式，盡管超越對數(shù)函數(shù)無需固定替代彈性，但估計中較容易產(chǎn)生多重共線性的問題，因此我們?nèi)允褂媒?jīng)典的CobbDouglas生產(chǎn)函數(shù)。由于本文僅是通過全國及分省相關(guān)物流產(chǎn)業(yè)的樣例對中國物流業(yè)的全效率生產(chǎn)前沿面進行估計，所以在生產(chǎn)函數(shù)中并未考慮物流生產(chǎn)中投入與產(chǎn)出之間存在的技術(shù)非效率效應(yīng)。此外，為了進一步探究人力資本在物流產(chǎn)業(yè)中的促進作用，本文將人力資本水平分量作為生產(chǎn)要素引入模型，以便考察它的物流產(chǎn)出作用。我們設(shè)定如下形式的物流生產(chǎn)函數(shù)：Y=A﹙t﹚KαLβhγ﹙1﹚其中，α、β、γ分別為相應(yīng)生產(chǎn)要素的物流產(chǎn)出彈性。值得指出的是，根據(jù)Miller和Upadhyay﹙2002﹚的建議，生產(chǎn)函數(shù)﹙1﹚放棄規(guī)模彈性為1的假設(shè)，當要素彈性之和小于、等于或大于1時，物流增長表現(xiàn)為規(guī)模報酬遞減、不變或遞增。

（二）計量模型及數(shù)據(jù)說明

在實際計量模型中，我們采用兩種生產(chǎn)函數(shù)形式進行估計。中性技術(shù)進步的CobbDouglas物流生產(chǎn)函數(shù)表示為：lnYit=α0+α1lnKit+β1lnLit+γ1lnhit+α3t+α4t2+μit﹙2﹚此外，考慮偏向技術(shù)進步的CobbDouglas物流生產(chǎn)函數(shù)為：lnYit=β0+α2lnKit+β2lnLit+γ2lnhit+β3tlnKit+β4tlnLit+β5tlnhit+β6t+β7t2+μit﹙3﹚其中：Yit表示物流業(yè)產(chǎn)出；Kit、Lit、hit分別表示物流業(yè)的物質(zhì)資本存量、勞動力人數(shù)、人力資本水平；αm、βn﹙m=0~4；n=0~7﹚為待估參數(shù)；μit為隨機誤差項，假定其服從零均值、不變方差的正態(tài)分布，即μit~N﹙0，σ2μ﹚；i代表地區(qū)；t代表時間，但換一種說法，它也是代表某個技術(shù)狀態(tài)的指數(shù)，表示生產(chǎn)函數(shù)對應(yīng)的技術(shù)水平隨時間的推移而不斷進步，模型中t取值1~12，代表2000—2011年。本文以各省市地區(qū)交通、運輸倉儲和郵政業(yè)生產(chǎn)總值為物流業(yè)產(chǎn)出指標，以各省市地區(qū)交通、運輸倉儲和郵政業(yè)社會固定資產(chǎn)存量、勞動從業(yè)人數(shù)及產(chǎn)業(yè)人力資本水平作為投入指標，對2000—2011年中國及各地區(qū)物流生產(chǎn)前沿面進行估計。本文基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國物流年鑒》、各地方統(tǒng)計年鑒及中經(jīng)網(wǎng)，并對相關(guān)數(shù)據(jù)進行了整理。我們選取2000—2011年的省級水平面板數(shù)據(jù)，在中國大陸31個省區(qū)中，因西藏數(shù)據(jù)統(tǒng)計不全，予以中剔除，最終30個省區(qū)共12年的數(shù)據(jù)進入樣本，共計360個觀測值。由于受到價格波動的影響，文中使用各省市地區(qū)相應(yīng)年份的價格指數(shù)對當年的名義值進行平減。對于交通、運輸倉儲和郵政業(yè)生產(chǎn)總值及其社會固定資產(chǎn)存量，由于統(tǒng)計年鑒中沒有細分的行業(yè)價格指數(shù)，本文采用各地區(qū)當年物價指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)分別對上述兩個指標進行平減，得到以2000年為不變價格的實際值。對于交通、運輸倉儲和郵政業(yè)社會固定資產(chǎn)存量的計算，一般采用永續(xù)盤存法，其基本公式為：Kit=Iit+﹙1τ﹚Ii，t1﹙4﹚其中：Kit表示第i個地區(qū)第t年以基期不變價格表示的物流業(yè)資本存量；I表示以基期不變價格表示的物流業(yè)固定資產(chǎn)投資；τ為折舊率。在使用永續(xù)盤存法時主要涉及基期資本數(shù)量的計算和折舊率的選擇。原則上講，在利用永續(xù)盤存估算資本存量時，式﹙4﹚中的τ應(yīng)該是重置率，但由于中國目前尚不具備對社會固定資產(chǎn)進行重估的基礎(chǔ)，所以在實際計算中采用統(tǒng)一的固定資產(chǎn)折舊率來代替重置率。本文將固定資產(chǎn)折舊率τ設(shè)定為12.1%①。對于基期的物流資本存量的計算，參考歐陽小迅、黃福華﹙2010﹚的做法②，在計算出基期物流資本存量后，即可利用式﹙4﹚計算出以2000年為基期的2001—2011歷年的物流資本存量。關(guān)于全國及各區(qū)域③相關(guān)變量數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計如表1所示。

（三）估計結(jié)果

本文使用靜態(tài)的面板數(shù)據(jù)估計技術(shù)估計方程﹙2﹚和﹙3﹚。常用的面板數(shù)據(jù)的靜態(tài)模型有三類，即混合回歸模型、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型。利用Chow檢驗的F統(tǒng)計量檢驗識別使用混合回歸模型還是固定效應(yīng)模型，再利用Breusch和Pagan﹙1980﹚提出的基于Lagrange乘數(shù)的檢驗統(tǒng)計量LM識別使用混合回歸模型還是隨機效應(yīng)模型，最后利用Hausman檢驗在固定效應(yīng)模型與隨機效應(yīng)模型之間進行表2物流生產(chǎn)函數(shù)的估計（中性技術(shù)進步）分別表示顯著水平是1%、5%、10%；括號內(nèi)數(shù)值為t統(tǒng)計量值，N為樣本數(shù)。表3同。選擇。Hausman檢驗結(jié)果表明不能拒絕解釋變量與隨機效應(yīng)模型中的隨機誤差項無關(guān)的假設(shè)。另外，為了控制各地區(qū)以及各年份之間存在的差異，本文采用雙向﹙個體和時間﹚固定效應(yīng)模型對方程﹙2﹚、﹙3﹚進行估計。結(jié)果見表2和表3。表2中，各投入要素彈性系數(shù)多數(shù)達到1%的置信水平，顯示物質(zhì)資本、勞動力及人力資本水平對物流產(chǎn)出和增長具有重要作用；另外，與中西部相比，技術(shù)進步能為東部地區(qū)帶來更多的物流產(chǎn)出。表3中，偏向技術(shù)進步生產(chǎn)函數(shù)回歸結(jié)果表明，就全國整體而言，物質(zhì)資本和人力資本水平的彈性系數(shù)存在隨時間變化的趨勢，物質(zhì)資本彈性系數(shù)隨時間變化的程度明顯大于人力資本彈性系數(shù)隨時間變化的程度，前者﹙0.006﹚是后者﹙0.001﹚的6倍；東部地區(qū)和中部地區(qū)的投入要素彈性變化情況與全國大體相似，西部地區(qū)人力資本水平的彈性系數(shù)并未表現(xiàn)出隨時間變化的趨勢，但與中東部比較，西部勞動力彈性系數(shù)存在隨時間變化的趨勢，盡管變化程度較弱；另外，偏向技術(shù)進步生產(chǎn)函數(shù)的估計結(jié)果也表明，技術(shù)進步對東部物流的促進效果更大，其產(chǎn)出彈性較全國水平高出至少20%。為了考察中國物流生產(chǎn)的規(guī)模報酬性質(zhì)，同時為觀察比較各區(qū)域規(guī)模報酬差異性提供參考，利用中性技術(shù)進步和偏向技術(shù)進步生產(chǎn)函數(shù)回歸參數(shù)計算規(guī)模報酬及估計各投入要素在2000—2011年的物流產(chǎn)出彈性，結(jié)果見表4、表5、表6和表7。隨著資本、勞動等要素投入的持續(xù)增加，產(chǎn)業(yè)內(nèi)規(guī)模經(jīng)濟將起著非常重要的作用﹙何倫志，1996﹚。在物流生產(chǎn)函數(shù)中，無論是中性技術(shù)進步還是偏向技術(shù)進步的假設(shè)，都將物質(zhì)資本投入、物流勞動力投入和物流業(yè)人力資本水平的產(chǎn)出彈性系數(shù)相加，得到的總產(chǎn)出彈性均小于1，即α+β+γ<1，這說明中國物流生產(chǎn)﹙2000—2011年﹚具有規(guī)模報酬遞減的性質(zhì)。物流生產(chǎn)過程中往往由于某種稀缺投入要素的限制，使得各投入要素不能按比例增加﹙比如在中國物流生產(chǎn)中，盡管資本投入增長較快，但人力資本水平提高緩慢﹚，進而導(dǎo)致規(guī)模報酬遞減。另外，由于人力資本水平的限制，產(chǎn)業(yè)內(nèi)部或外部的技術(shù)管理、創(chuàng)新成果較難轉(zhuǎn)化為產(chǎn)業(yè)內(nèi)生產(chǎn)力或轉(zhuǎn)化的程度較低，也導(dǎo)致物流生產(chǎn)中出現(xiàn)規(guī)模報酬遞減。但是，規(guī)模報酬遞減的程度是有地區(qū)差異的。以中性技術(shù)進步生產(chǎn)函數(shù)為例，西中東部的彈性系數(shù)之和呈現(xiàn)遞增現(xiàn)象﹙0.675<0.768<0.821﹚。由于東部地區(qū)無論是在市場體制、產(chǎn)業(yè)規(guī)模、對外開放程度還是投入要素質(zhì)量等方面均好于中西部地區(qū)，因此，東部地區(qū)能夠獲得相對更大的要素產(chǎn)出彈性﹙要素市場回報﹚。需要注意的是，本文沒有考慮產(chǎn)業(yè)內(nèi)人力資本的溢出效應(yīng)。人力資本水平的提高不僅本身能使產(chǎn)出增加，而且能對產(chǎn)業(yè)內(nèi)其它生產(chǎn)要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正的外部性，進而增加產(chǎn)出。所以，如果考慮人力資本的溢出效應(yīng)，物流生產(chǎn)中﹙比如東部地區(qū)﹚就可能出現(xiàn)規(guī)模報酬遞增。從表4—表7還可以看出：無論是東中部還是西部，物質(zhì)資本存量和人力資本水平的產(chǎn)出彈性均呈上升趨勢，而勞動力彈性呈微弱遞減趨勢，說明對于物流產(chǎn)業(yè)，物質(zhì)資本和人力資本的影響程度在逐步遞增，而勞動力的影響程度在緩慢下降；此外，物質(zhì)資本和勞動力﹙尤其是物質(zhì)資本﹚仍然是物流產(chǎn)出增長的主要源泉，2000—2011年中國物流產(chǎn)出增長中有68.74%來自物質(zhì)資本的投入，18.33%來自勞動力投入，6.25%來自人力資本水平的提高，其余6.68%則來自于技術(shù)進步①。

二、物流業(yè)勞動生產(chǎn)率的地區(qū)差異

借鑒BlinderOaxaca方法，對中國物流業(yè)勞動生產(chǎn)率的地區(qū)差異及造成差異的程度進行實證分析。基本思路是：首先建立和估計物流生產(chǎn)函數(shù)﹙見本文第一部分，也可理解為物流收入決定模型﹚，然后通過相應(yīng)的等式變換得到物流業(yè)勞動生產(chǎn)率條件期望的線性表達式，并以此對勞動生產(chǎn)率的地區(qū)差異進行分解。定義：物流業(yè)勞動生產(chǎn)率=物流業(yè)總產(chǎn)出/物流業(yè)勞動人數(shù)。

（一）物流業(yè)勞動生產(chǎn)率地區(qū)差異的BlinderOaxaca分解

BlinderOaxaca分解方法主要用于研究勞動市場中不同群體之間收入﹙工資﹚差距問題。它將不同群體的收入﹙本文討論的是不同區(qū)域的物流勞動生產(chǎn)率，即物流業(yè)勞均收入﹚看作是某些特征稟賦的函數(shù)，差距主要由不同群體﹙或區(qū)域﹚的特征稟賦差異和這些特征稟賦市場回報率差異兩部分組成﹙邢春冰、羅楚亮，2009﹚。BlinderOaxaca方法是在條件均值的位置對不同群體﹙或區(qū)域﹚的收入差距進行分解。由于物流業(yè)各地區(qū)特征數(shù)據(jù)的樣本數(shù)量相對有限，不足以得到“收入分布”的經(jīng)驗估計，因此，對于物流業(yè)而言，目前采用關(guān)注平均水平差異的BlinderOaxaca方法對物流勞動生產(chǎn)率地區(qū)差異進行分解是合適的。依據(jù)CobbDouglas生產(chǎn)函數(shù)，首先將物流產(chǎn)出差異分解為：ln﹙YA﹚ln﹙YB﹚=﹙aA0+aB0﹚+∑nj=1ln﹙xAj﹚aAj∑nj=1ln﹙xBj﹚aBj=﹙aA0aB0﹚+∑n[j=1ln﹙xAj﹚ln﹙xBj]﹚aAj+∑nj=1ln﹙xBj﹚﹙aAjaBj﹚其中，A、B分別代表兩個不同的區(qū)域，aj代表參數(shù)估計值，lnY代表物流產(chǎn)出自然對數(shù)的均值，ln﹙xj﹚代表解釋變量﹙特征稟賦﹚觀察值自然對數(shù)的均值，ln﹙YA﹚ln﹙YB﹚為A、B兩地區(qū)的用自然對數(shù)均值表示的產(chǎn)出差異；上式中，∑nj=1ln﹙xBj﹚aAj項相當于構(gòu)造的“反事實收入”，并以此將產(chǎn)出差異分解為兩部分：∑n[j=1ln﹙xAj﹚ln﹙xBj]﹚aAj是特征稟賦可以解釋的部分﹙特征效應(yīng)﹚，﹙aA0aB0﹚+∑nj=1ln﹙xBj﹚﹙aAjaBj﹚是特征差異不能解釋的部分，是由地區(qū)間特征稟賦回報系數(shù)差異造成的﹙系數(shù)效應(yīng)﹚。由于不同的“反事實收入”得到的差異分解結(jié)果可能是不同的﹙上式中也可以構(gòu)造另外一個“反事實收入”∑nj=1ln﹙xAj﹚aBj﹚。因此，參考Cotton﹙1988﹚對BlinderOaxaca方法的修正，采用比較雙方特征稟賦系數(shù)的加權(quán)平均值作為權(quán)重解決這一問題，使分解結(jié)果更為穩(wěn)健。我們利用中性技術(shù)進步的估計結(jié)果，通過物流業(yè)生產(chǎn)函數(shù)，經(jīng)公式變換，得到物流業(yè)勞動生產(chǎn)率的差異分解。首先有：lnYlnL=a0+a1lnK+a2lnL+a3lnL+a3lnh+a4t+a5t2+μlnL⇒Eln﹙Y/L﹚=ln﹙Y/L﹚=a0+a1lnK+﹙a21﹚lnL+a3lnh+a4t+a5t2進一步得到兩地區(qū)勞動生產(chǎn)率的差異分解：E﹙DABxj﹚=ln﹙YA/LA﹚ln﹙YB/LB﹚=﹙aA0aB0﹚+∑n[j=1ln﹙xAj﹚ln﹙xBj]﹚aj+∑nj=1ln﹙xAj﹚﹙aAjaj﹚+∑nj=1ln﹙xBj﹚﹙ajaBj﹚其中，DAB代表A、B兩地區(qū)物流勞動生產(chǎn)率差異，aj=rAaAj+rBaBj﹙j=1，3，4，5﹚，rA和rB分別為地區(qū)A和地區(qū)B的物流勞動人數(shù)占各自地區(qū)勞動力總數(shù)的比例，aj是aAj與aBj以rA和rB為權(quán)數(shù)的加權(quán)平均值；值得注意的是，a2=rA﹙aA21﹚+rB﹙aB21﹚=rAaAj+rBaBj﹙rA+rB﹚；∑n[j=1ln﹙xAj﹚ln﹙xBj]﹚aj是特征稟賦可以解釋的部分，﹙aA0aB0﹚+∑nj=1ln﹙xAj﹚﹙aAjaj﹚+∑nj=1ln﹙xBj﹚﹙ajaBj﹚是特征值無法解釋的部分，是由特征系數(shù)造成的差異。

（二）BlinderOaxaca分解結(jié)果

以表2的估計結(jié)果為基礎(chǔ)，在得出360個有效樣本相關(guān)變量的分區(qū)域均值后，運用BlinderOaxaca方法對地區(qū)間物流業(yè)勞動生產(chǎn)率的條件均值差異進行分解。結(jié)果見表8。計算結(jié)果表明，中國物流勞動生產(chǎn)率地區(qū)差異中，東部與西部地區(qū)之間的差異最大，條件均值差異值為0.827，中部與西部地區(qū)差異次之，東部與中部地區(qū)差異最小，差異值分別為0.505和0.199。中國物流勞動生產(chǎn)率地區(qū)間的相對差異巨大，如東西部的差異值約是東中部差異值的4.16倍。將差異進行BlinderOaxaca分解，結(jié)果顯示，東中部物流勞動生產(chǎn)率的差異有37.69%可由它們在特征稟賦上的差異得到解釋，這個數(shù)值在中西部和東西部分別為48.51%和45.95%。可以看出，中西部與東西部的物流勞動生產(chǎn)率差異結(jié)構(gòu)相似，大約一半的差異是由地區(qū)特征效應(yīng)造成的，另一半由地區(qū)系數(shù)效應(yīng)﹙即各地區(qū)特征稟賦的市場回報率的差異﹚所造成。東部與中部在特征值的差異方面相對小一些，而系數(shù)效應(yīng)所解釋的差異部分達到62.31%。具體而言，在地區(qū)稟賦差異中，物質(zhì)資本對物流勞動生產(chǎn)率的地區(qū)差異的解釋份額最大，東中部的解釋份額達77.39%，中西部為60.59%，東西部為57.92%。就絕對值而言，東西部差異最大，差異值為0.479，分別為中西部與東西部差異的157%和311%。各地區(qū)物流業(yè)物質(zhì)資本投入的不平衡是造成地區(qū)間物流勞動生產(chǎn)率差異的重要原因。從表1的統(tǒng)計數(shù)據(jù)可以看出，平均而言，東部地區(qū)的物流業(yè)社會固定資產(chǎn)存量高出中部地區(qū)60%，與西部相比，更是高出244%。因此，加大投入，尤其是加大西部地區(qū)的物流相關(guān)物質(zhì)資本﹙如交通基礎(chǔ)設(shè)施﹚投入是縮減地區(qū)間﹙尤其是東西部地區(qū)之間﹚物流生產(chǎn)率差異的重要途徑。勞動力所帶來的生產(chǎn)率差異為負，說明控制勞動力變量后﹙即如果東、中、西部的物流勞動力分別處于同一水平﹚，東中部的東部、中西部的中部及東西部的東部的物流勞動生產(chǎn)率將相對提高，而兩兩比較的另一方的勞動生產(chǎn)率則相對降低。這從側(cè)面反映出，盡管勞動力投入仍然是物流產(chǎn)出增加的重要手段，但對于中西部地區(qū)而言，簡單地依靠勞動力的投入來減小生產(chǎn)率上與東部的差距是不足取的。因此，各地區(qū)產(chǎn)業(yè)內(nèi)人力資本水平的提高﹙可以理解為勞動力質(zhì)量﹚較單純勞動力數(shù)量的增長顯得更為重要。但是，目前人力資本水平對物流勞動生產(chǎn)率差異的解釋份額相對不顯著。東中部、中西部及東西部的該要素解釋比例分別為5.03%、3.76%和3.87%，這與目前中國物流業(yè)人力資本水平總體水平不高有關(guān)。就全國總體而言，物流業(yè)專業(yè)技術(shù)人員占行業(yè)全部就業(yè)人員比重約為15.72%，大量低端勞動者從事著低端的物流活動，對物流勞動生產(chǎn)率的提高起到了制約作用。從絕對差異來看，東部與西部的人力資本水平差異最大，差異值為0.032，東中部與中西部的人力資本差異分別是東西部差異的31.25%和59.38%。隨著中部崛起的戰(zhàn)略實施以及承接東部產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的步伐加快，一些優(yōu)質(zhì)勞動力選擇留在中部或從東部回流，提高了中部地區(qū)行業(yè)人力資本水平。這個趨勢可以從東部與中部的人力資本水平差距最小﹙差異值為0.01﹚這一事實得到部分驗證。由于利用Cotton﹙1988﹚加權(quán)指數(shù)的分解方法，雖然能得到較穩(wěn)健的特征差異，但卻不能將不可解釋部分做進一步分解，無法得到各要素彈性系數(shù)﹙要素的市場回報﹚對物流勞動生產(chǎn)率差異的解釋貢獻。盡管如此，我們?nèi)钥梢酝ㄟ^各要素彈性的比較，對由系數(shù)效應(yīng)造成的勞動生產(chǎn)率差異進行初步分析。從物質(zhì)資本來看，東部的彈性最大，地區(qū)物質(zhì)資本存量每上升1%，物流產(chǎn)出上升0.448%，較中部與西部高出0.052個和0.123個百分點。無論是東中西部還是全國水平，物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性在各要素彈性中都是最大的?？紤]到物質(zhì)資本﹙如交通設(shè)施﹚的空間溢出作用﹙劉勇，2010；劉秉鐮等，2010﹚，可以說，就目前而言，物質(zhì)資本投入是拉動物流產(chǎn)出、提高物流生產(chǎn)率的最重要因素。1999年以來，各地區(qū)投資規(guī)模持續(xù)增長，而各地區(qū)的投資中，有相當部分用于流通網(wǎng)絡(luò)的建設(shè)，這擴大了貨物流通的能力，加快了流通速度，進而提高了地區(qū)的物流生產(chǎn)效率。因此，對于仍屬于投資驅(qū)動的中國物流產(chǎn)業(yè)來說﹙歐陽小迅、黃福華，2010﹚，加大物流業(yè)物質(zhì)資本的投入是增加地區(qū)物流產(chǎn)出、匹配地區(qū)社會經(jīng)濟發(fā)展及減小地區(qū)物流勞動生產(chǎn)率差異的重要舉措。物流產(chǎn)出對勞動力的變化表現(xiàn)較為敏感，勞動力數(shù)量每上升1%，物流產(chǎn)出﹙全國水平﹚提高0.324%。這就說明，當前物流業(yè)仍可以作為解決就業(yè)的一個重要行業(yè)。物流業(yè)在適當擴大行業(yè)人員數(shù)量的同時，增加行業(yè)的產(chǎn)出，有助于促進區(qū)域社會經(jīng)濟發(fā)展。但是，鑒于目前中國物流業(yè)處于規(guī)模報酬遞減階段，盲目、無限制地擴大勞動力數(shù)量，最終將導(dǎo)致勞動生產(chǎn)率的下降。從表8的分解結(jié)果也可以看出，如果將中西部地區(qū)勞動力數(shù)量提高到與東部地區(qū)一樣的水平，雖然物流產(chǎn)出有所增加，但是物流勞動生產(chǎn)率則會出現(xiàn)下降，勞動生產(chǎn)率的地區(qū)差異將進一步擴大。人力資本水平目前對物流產(chǎn)出的影響相對較小。但該要素東西部的彈性系數(shù)差異較大，西部地區(qū)的人力資本產(chǎn)出彈性僅為東部地區(qū)的50%，這在一定程度上解釋了系數(shù)效應(yīng)差異中，東西部的差異﹙0.447﹚是最大的原因。從理論上講，增強人力資本水平﹙勞動力質(zhì)量﹚可以提升物流服務(wù)的質(zhì)量水平，降低物流管理成本，促進物流產(chǎn)出和生產(chǎn)效率的提高。本文第二部分的實證結(jié)果已表明，人力資本水平﹙勞動力質(zhì)量﹚對中國物流產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響正在逐步加強，而與此同時勞動力數(shù)量的影響在緩慢下降。這一趨勢是否會延續(xù)則需要更長時間的數(shù)據(jù)進行觀察檢驗。

三、結(jié)論與政策啟示

本文首先利用2000—2011年中國30個省市地區(qū)相關(guān)物流產(chǎn)業(yè)面板數(shù)據(jù)對中國物流生產(chǎn)函數(shù)進行估計。結(jié)果表明，中國物流生產(chǎn)目前具有規(guī)模報酬遞減的性質(zhì)；物質(zhì)資本和勞動力仍然是物流產(chǎn)出及增長的主要源泉，但是物質(zhì)資本和人力資本對物流產(chǎn)出的影響程度在逐漸遞增，而勞動力數(shù)量的影響程度在下降；與中西部相比，技術(shù)進步能為東部地區(qū)帶來更多的物流產(chǎn)出。然后，在建立和估計物流生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上，借鑒BlinderOaxaca方法對中國物流勞動生產(chǎn)率的地區(qū)差異進行分解。分解過程中采用Cotton的加權(quán)指數(shù)法對分解權(quán)數(shù)進行修正，從而得到較為穩(wěn)健的特征差異值，同時也對特征系數(shù)的差異作了初步分析。差異分解結(jié)果顯示，無論是物流產(chǎn)業(yè)的地區(qū)特征稟賦還是特征稟賦的市場回報，東部地區(qū)都最具優(yōu)勢，其次是中部和西部；東部地區(qū)與西部地區(qū)物流勞動生產(chǎn)率的差異最大，中部與西部地區(qū)差異次之，東部與中部地區(qū)差異最?。辉诘貐^(qū)稟賦差異中，物質(zhì)資本對物流勞動生產(chǎn)率地區(qū)差異的解釋份額最大；勞動力造成的生產(chǎn)率差異為負，而人力資本水平對物流勞動生產(chǎn)率地區(qū)差異的解釋份額相對較小，中國物流產(chǎn)業(yè)人力資本總體水平偏低。上述研究結(jié)論給予我們的政策啟示是：增加物流物質(zhì)資本的投入是提高物流產(chǎn)出、縮減地區(qū)物流生產(chǎn)率差異的重要途徑。中國應(yīng)將物流基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的重點從社會經(jīng)濟已經(jīng)發(fā)展到一定水平的區(qū)域轉(zhuǎn)向發(fā)展相對滯后的區(qū)域，比如由城市轉(zhuǎn)向農(nóng)村﹙歐陽小迅、黃福華，2011﹚、從發(fā)達的東部地區(qū)轉(zhuǎn)向相對落后的中西部地區(qū)，尤其是西部地區(qū)；保持適度的產(chǎn)業(yè)人員規(guī)模，避免盲目擴大，造成資源浪費和效率低下；物流業(yè)的要素投入要統(tǒng)籌兼顧，不可偏廢。比如，雖然人力資本水平目前對物流產(chǎn)出的貢獻相對較小，但它對物流產(chǎn)業(yè)的影響程度正日益擴大和顯現(xiàn)。一個地區(qū)物流業(yè)員工的勞動力質(zhì)量﹙如教育程度﹚越高，越有助于行業(yè)的技術(shù)專業(yè)性和多樣性的實現(xiàn)，吸收和利用新知識的能力就越強，越有利于勞動生產(chǎn)率的提高；另外，發(fā)展行業(yè)創(chuàng)新機制，利用技術(shù)進步，促進地區(qū)物流產(chǎn)出的增加和勞動生產(chǎn)率的提高，也是促使物流業(yè)更好地匹配地區(qū)社會經(jīng)濟發(fā)展、縮減地區(qū)差距的有力手段。需要指出的是，由于數(shù)據(jù)的限制，本文對物流生產(chǎn)函數(shù)及物流勞動生產(chǎn)率的分析僅涵蓋2000—2011年，因此，相關(guān)分析可能只具有階段性特點，某些結(jié)論仍需要更長的時間序列數(shù)據(jù)加以檢驗。同時，還存在以下不足之處：一是為了獲得較穩(wěn)健的特征效應(yīng)差異及差異解釋份額，犧牲了對系數(shù)差異解釋份額的分解；二是對物流勞動生產(chǎn)率地區(qū)差異的研究仍屬于靜態(tài)的比較，尚缺乏地區(qū)差異的動態(tài)分析，使用動態(tài)分析或許能得出一些更有意義的結(jié)果。解決以上問題將是我們繼續(xù)研究的方向和重點。

本文作者：歐陽小迅黃福華工作單位：湖南商學院