王建喜

(1.西安交通大學經(jīng)濟與金融學院，陜西西安710061;2.西安外國語大學商學院，陜西西安710061)

一、引 言

“十二五”規(guī)劃指出，加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式是我國經(jīng)濟社會領域的一場深刻變革。工業(yè)增長方式的轉(zhuǎn)變無疑是這場變革的重要內(nèi)容之一。轉(zhuǎn)變工業(yè)增長方式，核心是實現(xiàn)由主要依靠資金和自然資源支撐的經(jīng)濟增長，向主要依靠人力資本投入、勞動力素質(zhì)提高和技術進步支撐的經(jīng)濟增長轉(zhuǎn)變［1］。

中國工業(yè)產(chǎn)出增長率長時間保持在兩位數(shù)以上。1952－1977年，以不變價表示的工業(yè)增加值平均增長速度達到12.1%，1978－2009年為10.6%，而同期國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長速度分別為6.48%和9.43%。那么，作為中國經(jīng)濟中最活躍的產(chǎn)業(yè)部門，工業(yè)高增長的動力因素是什么?主要是投入高增長的結果，還是主要是技術進步的結果?這些關鍵性問題，不僅決定了我國工業(yè)增長的后勁和可持續(xù)性，更重要的是還決定了我國發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的路徑和步伐。對工業(yè)增長因素的研究因而具有了非常重要的理論意義與現(xiàn)實意義，并吸引了大批中外經(jīng)濟學家的關注。

一些學者的研究表明，改革開放后中國工業(yè)的增長動力已由初級要素投入過渡到依靠技術進步上來，增長質(zhì)量和可持續(xù)性明顯提高［2－4］。但另外一些學者則得出了相反的結論，認為中國工業(yè)增長總體上仍然是粗放式增長［5］。

上述研究對于理解中國工業(yè)增長的方式具有重要的參考價值。但存在的問題是，一是已有研究結論的差異較大。除了核算方法上的不同外，數(shù)據(jù)口徑的不同，以及對投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)處理方法上的不同可以解釋這種差異的較大部分。二是研究的時間范圍較短，因而難以分析我國工業(yè)增長方式長期的動態(tài)演化。與已有文獻相比，本文的主要貢獻有三:(1)將研究的時間范圍擴大到1952－2009年，同時將工業(yè)的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)統(tǒng)一到“全部工業(yè)”口徑，建立了一個長時間序列的工業(yè)投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)庫。(2)考慮了人力資本對工業(yè)產(chǎn)出增長的影響，將人力資本對產(chǎn)出增長的貢獻從全要素生產(chǎn)率中分離了出來，使全要素生產(chǎn)率增長率更加接近于純粹的技術進步，從而減少了傳統(tǒng)兩要素投入模型因遺漏重要解釋變量造成對技術進步率的高估。(3)分別使用參數(shù)估計法與隱性變量法估算要素產(chǎn)出彈性與TFP增長率，使核算的結果更加可靠。

文章的結構安排如下，第二部分是增長因素分解模型，第三部分是數(shù)據(jù)處理，第四部分是用兩種方法所估算的要素產(chǎn)出彈性與TFP增長率的實證分析結果，第五部分是增長因素分析，最后是結語。

二、增長因素分解模型

根據(jù)Lucas，Romer等學者的研究，本文將人力資本納入新古典生產(chǎn)函數(shù)，構建了包括人力資本的增長因素分解模型，將工業(yè)增長因素分解為資本投入、勞動投入、人力資本和全要素生產(chǎn)率四部分［6－7］。通過增長因素分解模型量化工業(yè)增長的外延因素和內(nèi)涵因素能夠揭示工業(yè)增長方式的特征及其動態(tài)演化軌跡，有利于對中國工業(yè)增長方式以及可持續(xù)性作出科學判斷。

量化工業(yè)各增長因素的關鍵是估算資本、有效勞動的產(chǎn)出彈性與全要素生產(chǎn)率(Total Factor Productivity，后文簡稱TFP)的值。在增長因素核算分析中，有三種方法確定要素投入的產(chǎn)出彈性和TFP:收入份額法、參數(shù)估計法與隱性變量法。受限于數(shù)據(jù)的可得性，收入份額法在我國的實際應用中受到很大限制，本文主要采用參數(shù)估計法和隱性變量法。

(一)參數(shù)估計法。

參數(shù)估計法以新古典生產(chǎn)函數(shù)為基礎，利用經(jīng)濟計量方法估算出生產(chǎn)函數(shù)中各參數(shù)的值。

假定Y、K、L、H分別為總量水平上的工業(yè)增加值、資本投入、勞動投入以及人力資本水平。人力資本與勞動力以乘積的形式進入生產(chǎn)函數(shù)［8］。本文使用超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)反映工業(yè)總量投入產(chǎn)出關系:

其中t為時間變量。如果估算出(1)式中各參數(shù)的數(shù)值，那么ln(Yt)用分別對lnKt與lnLt求偏導，可得到歷年資本和附加人力資本的勞動力的產(chǎn)出彈性。運用Solow方法可進一步估算出資本、勞動力、人力資本和TFP對產(chǎn)出增長的貢獻度［9］。當(1)式中參數(shù)滿足:α3+ α4=1;α5+ α7=0;α6+ α7=0;α8+ α9=0，(1)式變?yōu)?

(2)式表示規(guī)模收益不變。使用超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的最大優(yōu)勢在于可以獲得不同年份的要素產(chǎn)出彈性，對于長時間序列數(shù)據(jù)而言，時變產(chǎn)出彈性更能反映工業(yè)生產(chǎn)過程中要素密度的動態(tài)變化，所估算的工業(yè)TFP增長率也更加科學準確。但參數(shù)估計法的缺陷主要表現(xiàn)在假定條件在現(xiàn)實中難以完全滿足(如完全競爭假設、希克斯中性技術進步、行業(yè)同質(zhì)等)，而且無法剔除投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)的誤差對估算結果的影響［10］。

對(1)或(2)式通過經(jīng)濟計量分析，確定各參數(shù)的值，據(jù)此就可估算出各因素對產(chǎn)出增長的貢獻度。

(二)隱性變量法

這種方法的基本思路是將技術水平作為一個未觀測的隱性變量，借助于狀態(tài)空間模型(State Space Model，SSM)和卡爾曼濾波算法，利用極大似然估計法得到各投入要素的產(chǎn)出彈性與全要素生產(chǎn)率增長率的值。由于產(chǎn)出、資本和有效勞動數(shù)據(jù)通常存在單位根，而且三者之間不存在協(xié)整關系，所以利用各變量的一階差分形式建立回歸方程:

方程(3)又稱為量測方程。Δln(TFPt)為隱性變量，表示全要素生產(chǎn)率增長率。假設隱性變量服從AR(1)過程，則狀態(tài)方程為:

其中ρ為自回歸系數(shù)，滿足|ρ|＜1，ζt為白噪音。(3)與(4)就是狀態(tài)空間模型，利用卡爾曼濾波算法和極大似然估計法可以同時估算出量測方程和狀態(tài)方程。

隱性變量法的優(yōu)勢在于:首先，與傳統(tǒng)方法將TFP作為殘差不同，這種方法將其作為一個獨立的狀態(tài)變量，將TFP從殘差中分離出來，剔除了數(shù)據(jù)誤差的影響。其次，與OLS估計方法相比，卡爾曼濾波算法在處理多重共線性方面具有優(yōu)勢［11］。最后，在具體估算時，這種方法充分的考慮了數(shù)據(jù)非平穩(wěn)性帶來的偽回歸問題，提高了估計結果的穩(wěn)健性和精確性。但這種方法的缺陷在于要素產(chǎn)出彈性在一段時期內(nèi)固定不變的，適用于估計整個研究時期的平均因素貢獻度，而用于估計時間序列的逐期貢獻度時可能會產(chǎn)生有偏的結論。

上述分析表明，參數(shù)估計法與隱性變量法各有優(yōu)缺點，因此，本文使用這兩種方法估算中國工業(yè)的TFP，并核算各因素貢獻度。

三、數(shù)據(jù)處理

中國的國民經(jīng)濟核算體系在1993年發(fā)生了一次大的改革，原計劃經(jīng)濟體制下的物質(zhì)產(chǎn)品核算體系(MPS)變?yōu)閲鴥?nèi)生產(chǎn)總值核算體系(SNA)。這些變化導致一些指標的統(tǒng)計方法、統(tǒng)計口徑、數(shù)據(jù)的覆蓋范圍以及統(tǒng)計指標的涵義發(fā)生了很大的變化。因此，在長達58年的時間跨度內(nèi)要得到統(tǒng)計口徑一致、數(shù)據(jù)覆蓋范圍相同的工業(yè)部門投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)是本文所要解決的首要難題。

對于中國工業(yè)而言，數(shù)據(jù)處理主要涉及以下二方面問題:一是投入產(chǎn)出口徑的統(tǒng)一問題;二是實際資本存量的估計。本文將1952－2009年工業(yè)部門的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)統(tǒng)一到“全部工業(yè)”的口徑，這也是本文有別于其他類似文獻的地方之一。

(一)不變價工業(yè)增加值

1952－1995年工業(yè)名義工業(yè)增加值數(shù)據(jù)來源于《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料1952－1995》，1996－2009年數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(1997－2010年卷)。對于縮減指數(shù)，我國的工業(yè)品出廠價格指數(shù)從1979年開始統(tǒng)計，1952－1978年的價格指數(shù)選用官方的隱含價格指數(shù)代替。利用這些價格指數(shù)將1952－2009年名義工業(yè)增加值數(shù)據(jù)統(tǒng)一平減到1990年不變價工業(yè)增加值。

(二)不變價固定資本存量

固定資本存量的核算采用永續(xù)盤存法(Perpetual Inventory Approach，簡稱PIA)。其中1952年工業(yè)初始資本存量使用Chow的研究成果，并將其換算到1990年不變價為199.1億元人民幣［12］。當年凈投資采用新增固定資產(chǎn)數(shù)據(jù)。對于1990年以前的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，本文利用《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值歷史核算資料(1952－1995)》提供的1952－1995年我國固定資本形成總額以及資本形成總額指數(shù)，根據(jù)張軍的方法得到1990年為基期的隱含固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)［13］。1991年以后采用統(tǒng)計年鑒公布的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)。工業(yè)固定資本存量的復合折舊率統(tǒng)一為13.67%。

(三)勞動投入與人力資本數(shù)據(jù)

勞動投入選用當年“全部工業(yè)”勞動投入的平均人數(shù)。對于人力資本，目前尚沒有權威的計量方法。由于教育和經(jīng)濟增長具有正相關關系，本文以勞動力的平均受教育程度來表示我國工業(yè)的人力資本水平，具體方法參考Wang和Yao的說明［14］。

四、要素產(chǎn)出彈性與TFP增長率

(一)參數(shù)估計法

在進行參數(shù)估計前，首先對函數(shù)ln(Yt)=c+αln(Kt)+βln(LtHt)+εt進行規(guī)模收益不變的Wald檢驗，檢驗結果見表1。

表1 規(guī)模收益不變的Wald檢驗

表1顯示，在0.01的顯著水平上不能拒絕原假設，即表明我國工業(yè)在1952－2009年大體上表現(xiàn)為規(guī)模收益不變。

接下來需要將(2)式寫成回歸方程形式。需要注意的是，改革開放前，由于“大躍進”以及始于1960年的三年自然災害給我國工業(yè)生產(chǎn)造成較大的沖擊，1961－1965年、1967－1968年、1989－1990年等九年時間出現(xiàn)了投入增加而產(chǎn)出減小的異?，F(xiàn)象。這些異常值不在我國工業(yè)生產(chǎn)的可能性邊界之上。用虛擬變量表示位于生產(chǎn)可能性邊界之內(nèi)的生產(chǎn)點，(2)式為:

Dt為虛擬變量，異常年份的值為1，其余年份為零。對(5)式經(jīng)濟計量的結果見表2。

表2 1952－2009年超越對數(shù)工業(yè)生產(chǎn)函數(shù)回歸結果

表2顯示，模型的擬合優(yōu)度達到0.95，除了個別虛擬變量外，主要變量均在0.1的水平上顯著。對存在技術水平的F檢驗也表明我國工業(yè)存在顯著的技術進步。進一步核算出歷年的產(chǎn)出彈性與TFP增長率，結果見表3。

(二)隱性變量法

為了反映改革開放的制度變革對要素產(chǎn)出彈性的影響，本文將1952－2009年的較長時間劃分為兩個階段:1952－1977年和1978－2009年。

ln(Yt)、ln(Kt)、ln(LtKt)在兩個階段存在協(xié)整關系，那么就可以建立(3)式的測量方程，借助狀態(tài)空間模型和卡爾曼濾波(Kalman Filter)法，利用最大似然估計就可以估計出測量方程(3)和狀態(tài)方程(4)的估算，其估計結果見表4。

根據(jù)表4的要素產(chǎn)出彈性計算得到的TFP增長率見表3。

(三)實證結果分析

1.要素產(chǎn)出彈性。圖1是根據(jù)表3中使用參數(shù)估計法所得到的資本與有效勞動產(chǎn)出彈性的變動趨勢。

圖1 參數(shù)估計法計算得到的要素產(chǎn)出彈性變動趨勢

表3 要素產(chǎn)出彈性與TFP增長率(1952－2009年)

表4 1952－1977年與1978－2009年狀態(tài)空間模型估計結果

由圖1可知，1952－1982年間，工業(yè)的資本產(chǎn)出彈性由0.851下降到0.452，而在1982－2009年間則緩慢上升到0.514。有效勞動產(chǎn)出彈性經(jīng)歷了相反的變動過程。1982年以前，資本產(chǎn)出彈性的下降趨勢與這一時期我國優(yōu)先發(fā)展重化工業(yè)有直接關系，重化工業(yè)屬于資本密集型產(chǎn)業(yè)，其結果是單位勞動力所匹配的資本數(shù)據(jù)增加，在規(guī)模報酬不變的條件下必然導致資本邊際產(chǎn)出下降和勞動邊際產(chǎn)出的增加，而要素產(chǎn)出彈性也將發(fā)生類似的變化。1982年以后，資本產(chǎn)出彈性緩慢上升則可能反映了由于非國有工業(yè)企業(yè)的迅猛發(fā)展所導致的投資效率的提升。

對兩種方法得到的要素產(chǎn)出彈性進行比較發(fā)現(xiàn)，1952－1977年由參數(shù)估計法得到的要素產(chǎn)出彈性平均值(資本與有效勞動的產(chǎn)出彈性均值分別為0.704與0.296))均小于隱性變量法得到的要素產(chǎn)出彈性(分別為0.727和0.308)。1978－2009年參數(shù)估計法計算得到的資本與有效勞動產(chǎn)出彈性平均值分別為0.474與0.526，而隱性變量法得到的要素產(chǎn)出彈性分別為0.451與0.527。另外，在兩個階段隱性變量法得到的要素產(chǎn)出彈性之和分別為1.035和0.978，這也進一步驗證了參數(shù)估計法中規(guī)模收益不變假設的合理性。

2.全要素生產(chǎn)率分析。圖2是兩種方法得到的全要素生產(chǎn)率增長率的變動趨勢。

圖2 TFP增長率變動趨勢

圖2顯示兩種方法得到的TFP增長率高度吻合。參數(shù)估計法得到的TFP增長率在1952－2009年平均為2.55%，其中1952－1977年與1978－2009年的增長率分別為2.81%和2.52%。隱性變量法得到的TFP增長率在1952－2009年平均為2.6%，其中1952－1977年與1978－2009年分別為2.5%和2.86%。TFP增長率的波動在1972年以前最大，標準差為0.17，1996－2009年的波動性最小，標準差為0.025。

五、工業(yè)增長因素分析

有了資本產(chǎn)出彈性和全要素生產(chǎn)率增長率的數(shù)據(jù)，就可以核算各因素對工業(yè)產(chǎn)出增長的貢獻度。表5是不同時期投入與產(chǎn)出增長率，以及各要素對工業(yè)增長的貢獻度①由于隱性變量法與超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)得到的結論差別較小，表5是根據(jù)參數(shù)估計法得到的要素產(chǎn)出彈性與TFP增長率核算的結果。。

表5 各因素對工業(yè)增長的貢獻度

根據(jù)表5，在1952－2009年，我國工業(yè)產(chǎn)出增長中，資本的貢獻度平均達到57.6%，是最主要的增長因素。勞動力的貢獻度為14.9%。初級要素投入(資本和勞動力)的貢獻度合計為72.5%。人力資本的貢獻度為11.2%，TFP的貢獻度為16.3%，智力要素(人力資本與TFP)的貢獻度合計為27.5%。表明我國工業(yè)增長方式為典型的投入推動型粗放式增長。

各因素對工業(yè)產(chǎn)出增長的貢獻度表現(xiàn)出明顯的階段性特征。1952－1977年，初級要素投入對工業(yè)產(chǎn)出增長的貢獻度為69.3%，智力要素的貢獻度為30.7%。其中在1952－1966年間，剛剛成立的新中國在生產(chǎn)力方面獲得了極大解放，工業(yè)產(chǎn)出平均增長率高達16.2%，這一時期TFP增長率對產(chǎn)出增長的貢獻度為42.2%，人力資本的貢獻度為5.4%，智力要素貢獻度合計47.6%。資本投入的貢獻度為46.7%，勞動投入的貢獻度為5.5%。初級要素投入的貢獻度合計為52.2%。雖然初級要素投入仍然是推動這一時期產(chǎn)出增長的主要動力因素，但生產(chǎn)率的提高和人力資本投入的提高同樣發(fā)揮了關鍵性作用，特別是TFP成為僅次于資本投入的一個重要要素。

1967－1977年，發(fā)生的“十年動亂”擾亂了正常的生產(chǎn)秩序，導致這一時期的TFP增長率出現(xiàn)負值。資本和勞動力等初級要素投入對這一階段產(chǎn)出增長的貢獻度高達94.8%，而智力要素的貢獻度僅為 5.4%。

改革開放以后的1978－2009年，工業(yè)增長仍然主要依靠大量初級要素的投入推動。在這一階段，資本投入的貢獻度為57.7%，勞動投入的貢獻度為12.2%，兩者合計貢獻度達69.9%。人力資本的貢獻度為8.7%，TFP增長率的貢獻度為21.5%，智力要素貢獻度合計30.2%。

在1978－1985年間，在生產(chǎn)秩序恢復的基礎上還實行了有利于解放生產(chǎn)力的一系列擴大企業(yè)自主權的改革措施。這些改革措施有效的遏制了“十年動亂”期間TFP持續(xù)惡化的狀態(tài)，出現(xiàn)了恢復性增長。TFP增長率對產(chǎn)出增長的貢獻度提高到為7.7%，人力資本的貢獻度高達21.8%，是人力資本對產(chǎn)出貢獻度最高的一個時期。智力要素的貢獻度合計為29.5%。資本貢獻度為36.2%，勞動投入貢獻度為34.3%，初級要素投入的貢獻合計達70.5%。這說明，在改革開放初期，制度變革雖然提高了企業(yè)生產(chǎn)率表現(xiàn)，但整體上仍然表現(xiàn)為粗放型增長。

1986－1995年間工業(yè)改革進入深化階段。這一階段先后推出了國有企業(yè)承包責任制，以及建立現(xiàn)代企業(yè)制度等改革措施。但由于理論準備不足，認識上有反復，“就事論事”的改革措施并沒有解決國有企業(yè)政企不分、社會包袱沉重、經(jīng)營機制轉(zhuǎn)換滯后等深層次矛盾，造成這一時期工業(yè)生產(chǎn)大起大落，企業(yè)經(jīng)營效益持續(xù)惡化，呈現(xiàn)出“高增長、低效益、低效率”的特征。智力要素的貢獻度合計為 －12%。而初級要素對產(chǎn)出增長的貢獻度高達112%，表現(xiàn)為典型的粗放式增長。

在1996－2009年間，TFP增長率對工業(yè)產(chǎn)出增長的貢獻度平均為55%，智力要素貢獻度合計達到57.13%，首次超過初級要素投入的貢獻(合計42.87%)，成為推動這一時期工業(yè)增長的首要動力，也是建國以來工業(yè)生產(chǎn)率水平獲得平穩(wěn)較快增長的最好時期。這一時期恰好處于國有工業(yè)企業(yè)改革的攻堅時期，政府對國有工業(yè)企業(yè)實施了“抓大放小”、“三年脫困”等一系列改革措施。從本文的實證分析來看，這一階段的改革措施取得了較好的成效，不但扭轉(zhuǎn)了工業(yè)生產(chǎn)率在1986～1995年間連續(xù)負增長的局面，而且實現(xiàn)了較平穩(wěn)的增長，初步實現(xiàn)了工業(yè)增長方式有粗放型向集約型的轉(zhuǎn)變。

六、結 語

使用參數(shù)估計法與隱型變量法估算了1952－2009年中國工業(yè)要素產(chǎn)出彈性與TFP增長率，并核算了各增長因素對工業(yè)增長的貢獻度。研究發(fā)現(xiàn)，在1952－2009年我國工業(yè)表現(xiàn)為典型的粗放型增長方式。各增長因素的重要性具有鮮明的階段性特征，特別是1996－2009年間，智力要素的貢獻度第一次超過了初級要素投入的貢獻度，成為推動這一時期中國工業(yè)產(chǎn)出增長的首要因素，表明中國工業(yè)的增長方式開始由粗放式向集約式轉(zhuǎn)變。

雖然中國工業(yè)已經(jīng)表現(xiàn)出集約式增長方式，但仍存在以下兩方面問題。首先，人力資本對工業(yè)產(chǎn)出增長的貢獻度較低。人力資本存量增長對工業(yè)總量產(chǎn)出增長的貢獻度最大值的是1978－1985年的21.8%。已有研究發(fā)現(xiàn)，在1948－1979年，人力資本對美國產(chǎn)出增長的貢獻度達到41%［15］?？鐕芯匡@示，在1960－1985年人力資本對長期經(jīng)濟增長的貢獻度大約為50%［7］。這些數(shù)據(jù)表明，我國人力資本對產(chǎn)出增長的貢獻度與發(fā)達國家相比還有較大差距，人的能動作用尚未得到充分發(fā)揮。

其次，資本的產(chǎn)出彈性持續(xù)減小。工業(yè)的資本產(chǎn)出彈性由1952－1977年的0.727降低到1978－2009年的0.451。資本產(chǎn)出彈性的下降帶來了資本邊際產(chǎn)出的下降，意味著中國的工業(yè)部門出現(xiàn)了過度投資和投資效率低下等問題［16］。遏制資本產(chǎn)出彈性下降的趨勢，一方面要加快工業(yè)的技術創(chuàng)新步伐，提高技術水平;另一方面要進一步推動工業(yè)結構調(diào)整，將資本配置到邊際產(chǎn)出更高的行業(yè)。

出于討論主旨和篇幅的考慮，本文沒有分析工業(yè)生產(chǎn)中的能源消耗和環(huán)境代價，也沒有討論哪些外部因素影響了中國工業(yè)增長方式的轉(zhuǎn)變。這些將是本文后續(xù)研究的重要方面。

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