中國(guó)改革開放以來全要素生產(chǎn)率的估計(jì)-商業(yè)論文發(fā)表

內(nèi)容摘要：本文采取了索洛余值法對(duì)我國(guó)改革開放以來全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率進(jìn)行估計(jì)，并對(duì)我國(guó)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉做了簡(jiǎn)要分析。分析表明：(1)勞動(dòng)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)份額較低，且波動(dòng)幅度較小，其對(duì)于經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的影響也很小。(2)資本投入是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中最主要的推動(dòng)力，其貢獻(xiàn)占到整個(gè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的63.24%。波動(dòng)較為明顯，是引起經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的主要來源。(3)全要素生產(chǎn)率是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿?，其貢獻(xiàn)占到整個(gè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的28%，但相對(duì)資本投入的貢獻(xiàn)而言，仍顯不足。

關(guān)鍵詞：全要素生產(chǎn)率 索洛余值法 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

一、引言

 改革開放以來，中國(guó)經(jīng)濟(jì)取得了很快的增長(zhǎng)，特別是進(jìn)入21世紀(jì)以來，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率都在9%以上。但看到中國(guó)取得矚目成就的同時(shí)，人們也開始擔(dān)心中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)是否可持續(xù)。在對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的供給因素的分析中，全要素生產(chǎn)率越來越受到人們的重視。

而對(duì)于中國(guó)全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)，存在多種觀點(diǎn)，跨度不同時(shí)期、微宏觀不同層面，chow^[1]認(rèn)為中國(guó)在改革開放前TFP基本穩(wěn)定，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿κ琴Y本積累，而改革開放后TFP以每年2.7%的速度增長(zhǎng)；郭慶旺、賈俊雪^[2]分析了1979—2004年我國(guó)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的變動(dòng)，認(rèn)為1993年以前，我國(guó)的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率總體呈現(xiàn)出漲跌互現(xiàn)的波動(dòng)情形且波動(dòng)較為劇烈頻繁，1993年以來 ,則呈現(xiàn)出逐年下降趨勢(shì)，直到 2000年才得以緩解，此后全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率總體呈現(xiàn)出逐年攀升勢(shì)頭。涂正革、肖耿^[3]其于企業(yè)生產(chǎn)率動(dòng)態(tài)變化對(duì)全要素生產(chǎn)率變動(dòng)進(jìn)行了分析，得出1995-2002年間兩位數(shù)工業(yè)行業(yè)TFP的加權(quán)年均增長(zhǎng)率為6.8%。而孫琳琳、任若恩^[4]估計(jì)了1981-2002年中國(guó)的全要素生產(chǎn)率，認(rèn)為TFP在改革后并沒有保持較高增速。

可見眾學(xué)者對(duì)全要素生產(chǎn)率的估計(jì)存在較多分歧。歸根結(jié)底，主要還是數(shù)據(jù)和方法的選擇不同。因此，本文試圖選取較為精確的指標(biāo)，選擇1979-2009年較為有代表性的時(shí)間區(qū)間，在方法上采取較廣泛的索洛余值法來分析中國(guó)全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)。

二、全要素生產(chǎn)率的估算

現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論主要研究資本和勞動(dòng)兩種生產(chǎn)要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，因此，基于現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的全要素生產(chǎn)率估算也主要涉及資本投入和勞動(dòng)投入指標(biāo)。在估算全要素生產(chǎn)率之前，我們首先確定資本投入和勞動(dòng)投入指標(biāo)。

（一） 要素投入指標(biāo)的選擇與數(shù)據(jù)處理

1．資本投入數(shù)據(jù)

    產(chǎn)出的數(shù)量取決于資本存量，而當(dāng)期資本存量又取決于上期的資本存量和當(dāng)期的資本流量。因此，研究資本投入，既要分析流量，也要分析存量。下面我們將確定資本投入的流量指標(biāo)和存量指標(biāo)。

(1)    資本投入的流量指標(biāo)

資本形成總額和全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額這兩個(gè)數(shù)據(jù)序列都是資本投入流量的重要指標(biāo)。全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額是從貨幣投入角度反映各年度全社會(huì)的投資需求，資本形成總額是從最終使用角度反映各年度全社會(huì)的投資需求，顯然資本形成總額更能準(zhǔn)確反映資本投入的實(shí)際效果。

資本形成總額它包括固定資本形成總額和存貨增加兩部分。20世紀(jì)90年代中期，我國(guó)由短缺經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變?yōu)榫植窟^剩，造成了存貨的大量增加，然而這些存貨的增加并不能形成真正的生產(chǎn)力，因此，我們將存貨增加從資本形成總額中剔除，只保留固定資產(chǎn)投資形成總額，并將其作為資本投入的流量指標(biāo)。

(2)資本投入的存量指標(biāo)

    估算資本存量的基本思想來自于“永續(xù)盤存法”。

                                                （1-1）

（1-1）式為“永續(xù)盤存法”的基本公式，其中 表示第 年的資本存量， 表示第 年的資本存量， 表示第 年的固定資本形成總額， 為固定資本折舊率。由（1-1）式可知，各年的資本存量數(shù)據(jù)可由基期全社會(huì)資本存量加上可比價(jià)固定資本形成總額，逐年匯總得到。具體而言：

    第一，以1978年為基期，1978年的資本存量為8663.6億元（1978年不變價(jià)）。這個(gè)數(shù)據(jù)是張軍、章元^[5]2003年估算出來的，他們指出1978年底我國(guó)固定資本存量為12361.96億元（1952年不變價(jià)），根據(jù)以1952年為基年的固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)1978年為0.700827，可以估算出以1978為基期的資本存量為8663.6億元（12361.96×0.700827）。第二，各年度固定資本形成數(shù)據(jù)。1978-2009年的數(shù)據(jù)均來自于2010年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。第三，固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)。固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)從1992年開始公布，此前的數(shù)據(jù)無法獲得。1978-1991年的數(shù)據(jù)使用張軍、章元2003年估算出的固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)，1992-2009年的數(shù)據(jù)來自于2010年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，各年的固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)均經(jīng)過處理，使其基期為1978年。第四，匯總資本存量。各年度資本存量應(yīng)該等于上一年度的資本存量加上本年度的資本增量，但是這里還存在資本折舊問題。資本折舊率 的確定是非常困難的，在郭慶旺和賈俊雪^[6]、張軍和章元^[7]的研究中，均使用5%作為資本折舊率，因此本文將按照5%的資本折舊率來計(jì)算資本存量。

2．勞動(dòng)力投入數(shù)據(jù)

       勞動(dòng)力投入指標(biāo)不僅取決于勞動(dòng)力投入的數(shù)量，而且還與勞動(dòng)力投入效率及質(zhì)量等因素有關(guān)，因此勞動(dòng)投入應(yīng)該是指生產(chǎn)中實(shí)際投入的勞動(dòng)量，用標(biāo)準(zhǔn)勞動(dòng)強(qiáng)度的勞動(dòng)時(shí)間來衡量，本文采用國(guó)內(nèi)學(xué)者的一般做法將全社會(huì)勞動(dòng)者人數(shù)作為歷年勞動(dòng)投入量指標(biāo)，這樣處理的結(jié)果是將勞動(dòng)力投入的效率及質(zhì)量提高等因素歸入全要素生產(chǎn)率中。勞動(dòng)力投入的具體數(shù)據(jù)來源：1978-1989年數(shù)據(jù)取自《新中國(guó)五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，1990-2009自于2010年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3．產(chǎn)出數(shù)據(jù)

衡量國(guó)民經(jīng)濟(jì)整體產(chǎn)出可以有兩項(xiàng)指標(biāo)，一是按可比價(jià)計(jì)算的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，二是按可比價(jià)計(jì)算的國(guó)民生產(chǎn)總值。這兩項(xiàng)指標(biāo)都可直接從各年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中獲得。本文采用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值作為衡量產(chǎn)出的基本指標(biāo)，并按1978年不變價(jià)進(jìn)行換算。

（二）TFP的計(jì)算

       1．TFP的含義及推導(dǎo)

最常用TFP的測(cè)度模型是建立在柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)上的索洛殘差法。

（1-5）式是衡量全要素生產(chǎn)率的數(shù)學(xué)模型。它的含義是：產(chǎn)出增長(zhǎng)是由生產(chǎn)要素（其中包括資本和勞動(dòng)力）投入量的增加以及全要素生產(chǎn)率提高帶來的。

上述模型中，測(cè)算的全要素生產(chǎn)率是指扣除了資本投入和勞動(dòng)力投入的貢獻(xiàn)以外其它所有能實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素的貢獻(xiàn)總和，這個(gè)總和包括了技術(shù)進(jìn)步、生產(chǎn)組織與管理水平提高、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、規(guī)模效益的變化、資源配置的效率、經(jīng)濟(jì)政治體制改革、制度變遷、教育進(jìn)步、企業(yè)家精神和隨機(jī)因素等等?？傊厣a(chǎn)率反應(yīng)了廣義技術(shù)進(jìn)步要素對(duì)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的沖擊。需要指出的是，（1-5）式當(dāng)且僅當(dāng) 時(shí)成立。當(dāng) 或 時(shí)，我們需要對(duì) 、 進(jìn)行正則化處理，以便將規(guī)模效益增加或減少因素歸入全要素生產(chǎn)率中。

表1-2 Chow-Breakpoint檢驗(yàn)結(jié)果

由表1-2可以看出，在置信水平為1%的條件下拒絕了1992年不是突變點(diǎn)的原假設(shè)，即1992年把不變價(jià)GDP時(shí)間序列劃分成兩段樣本區(qū)間中，分別有明顯不同的斜率。因此在估計(jì)要素投入產(chǎn)出彈性時(shí)，引入虛擬變量 。

   因此，生產(chǎn)函數(shù)變?yōu)椋?

通過Eviews6.0對(duì)模型進(jìn)行OLS估計(jì)，得到的結(jié)果如下：

   值    (-6.973776)***  (49.93631)***     (7.067855)***    (4.066659)***

  （***、**、*分別表示1%、5%、10%水平下顯著）

模型中各解釋變量系數(shù)的 值在1%的顯著性水平下均通過檢驗(yàn)，方程總體上顯著，且擬合度非常好。由于OLS回歸中 值為0.81，表明模型存在自相關(guān)，這可能會(huì)導(dǎo)致計(jì)算出的系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差偏小，從而使系數(shù)的 檢驗(yàn)失效。為了消除自相關(guān)，筆者試圖將 項(xiàng)加入模型中進(jìn)行回歸估計(jì)，但最終結(jié)果并不理想，變量 的系數(shù)為負(fù)值，且其系數(shù) 值不顯著，這與經(jīng)濟(jì)理論和現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)均不相符。

由于TFP計(jì)算只涉及 和 的系數(shù)，若模型的OLS估計(jì)是穩(wěn)健的，即自相關(guān)對(duì)OLS估計(jì)的影響程度不足以改變變量系數(shù)的顯著性，我們?nèi)匀豢梢苑判牡厥褂肙LS估計(jì)出的 和 的系數(shù)。Newey-West提出一種方法，可以在同時(shí)存在異方差和自相關(guān)時(shí)對(duì)協(xié)方差矩陣進(jìn)行一致估計(jì)^[11]，得到自相關(guān)或異方差的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤差。由自相關(guān)或異方差的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤差可以計(jì)算出有效而可靠的 檢驗(yàn)值，根據(jù) 檢驗(yàn)值可以檢驗(yàn)OLS估計(jì)的穩(wěn)健性，具體檢驗(yàn)結(jié)果見表1-3。

表1-3 OLS穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果(Newey-West)

從表1-3可以看出，經(jīng)過Newey-West異方差和自相關(guān)修正后的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤差較修正前有了顯著的提高，相應(yīng)的，各變量系數(shù) 檢驗(yàn)值也有了顯著的降低，但在1%的顯著性水平下均顯著。由此可見，模型的OLS估計(jì)是穩(wěn)健的，各變量系數(shù)值也是可靠的。 、 的系數(shù)分別為 ， 。由于 ，我國(guó)經(jīng)濟(jì)可能存在規(guī)模效益增加的現(xiàn)象。為此，我們使用系數(shù)約束的Wald檢驗(yàn)來驗(yàn)證規(guī)模效益不變的假設(shè)。結(jié)果拒絕了規(guī)模效益不變的假設(shè)，表明轉(zhuǎn)型以來我國(guó)經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了規(guī)模效益增加的過程。為了將這種規(guī)模效益增加的因素歸入全要素生產(chǎn)率中，我們對(duì) 和 進(jìn)行正則化處理，最終得到：

，

   因此，轉(zhuǎn)型以來，我國(guó)的資本產(chǎn)出彈性為0.607，勞動(dòng)產(chǎn)出彈性為0.393。

我們根據(jù)以上得出的資本產(chǎn)出彈性和勞動(dòng)產(chǎn)出彈性，對(duì)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行試算，其趨勢(shì)如下圖1-1：

Estimating total factor productivity since <st1:country-region w:st="on">China</st1:country-region>’s reform and opening up

Hua Dongfang&Li Zhiyong

（  Wuxi Professional College of Science and Technology，Wuxi 214028）

Abstract:This paper adopts a method of Solow's Residual Value Law to estimate the growth rate of total factor productivity（TFP） since China’s reform and opening up,and also makes a brief analysis of the source of economic growth. It shows that,(1) Labor input makes a low contribution to the economic growth in China ,and its fluctuating range is also very small,and what’s more, it has little effect on the fluctuation of economic cycle;(2) Capital input is the main driving force in China's economic growth,and its contribution to overall economic growth accounts for 63.24%.Besides,its fluctuation is very obvious,which is the main source of the economic cycle fluctuation;(3) TFP is an important engine of economic growth in China, and its contribution to overall economic growth accounts for 28%, but it is insufficent compared with the high contribution rate of capital input.

Key words: TFP Solow's Residual Method Economic Growth