潘靜茹

摘 要：全要素生產率是分析經濟增長源泉的工具，也是政府制定長期可持續(xù)增長政策的依據。本文主要利用索洛殘值法對1978年以來山東省全要素生產率進行測算，緊接著從技術進步和產業(yè)結構兩個個方面，對1978年以來山東省全要素生產率變動的原因進行定量考察并分析得出影響山東省經濟增長的主要因素。

關鍵詞：全要素生產率；索洛殘值法；技術進步；產業(yè)結構

一、引言

山東省是中國的經濟大省、人口第二大省、中國溫帶水果之鄉(xiāng)，國內生產總值列全國第三，占中國GDP總量的1/9。2013年，山東與廣東、江蘇，一起被評為中國最具綜合競爭力省區(qū)。本文就山東省經濟持續(xù)快速發(fā)展的實際，，對山東省全要素生產率進行測算，并從技術進步和產業(yè)結構兩個方面，對全要素生產率進行解釋，并從定量分析的角度來考察的得出1978年以來山東全要素生產率的變動原因。

二、全要素生產率的測算模型

索洛殘值法最早由羅伯特·索洛（Robert M. Solow）于1957年提出的，其基本思路是估算出總生產函數以后，采用產出增長率扣除勞動和資本的增長率后的殘差來測算全要素生產率的增長。索洛殘值法的前提假設是規(guī)模收益不變和?？怂怪行约夹g進步。

設總量生產函數為柯布-道格拉斯生產函數：

Yt=AKαtLβt （1）

其中，Yt為實際產出，Lt為勞動投入，Kt為資本存量，α、β分別為平均資本產出份額和平均勞動力產出份額，α+β=1。

全要素生產率的增長率為：

ΔAA=ΔYY-αΔLL-βΔKK（2）

為估計出平均資本產出份額和平均勞動力產出份額，對方程（1）兩邊同時取自然對數得：

lnYt=lnA+αlnKt+βlnLt（3）

在規(guī)模收益不變的約束條件α+β=1得到：

ln（YtLt）=lnA+αln（KtLt）（4）

lnA=ln（YtLt）-αln（KtLt）（5）

估計出平均資本產出份額α和平均勞動力產出份額β后，帶入方程（2）得到全要素生產率增長率。

三、山東省全要素生產率的測算

（一）指標選取及數據處理

鑒于數據的可得性與準確性，本文選取山東省1978—2012年的數據進行分析。

總產出Yt用按不變價格計算的國內生產總值（GDP）表示。以2000年不變價為基期對1978年到2012年的數據進行調整。

勞動投入Lt是指生產過程中實際投入的勞動量，本文采用歷年社會就業(yè)人數作為山東省歷年勞動投入指標。因其屬于存量指標，而國內生產總值屬于流量指標，為保持一致，本文將歷年社會就業(yè)人數的數據進行平均，得到年中就業(yè)人數，以此作為本年的就業(yè)人數。

估算資本存量Kt的主要方法是由戈德史密斯（Goldsmith）于1951年開創(chuàng)的“永續(xù)盤存法（PIM）” ，現在被經濟合作與發(fā)展組織國家所廣泛采用，它的基本公式為：

Kt=ItPt+（1-δ）Kt-1（6）

其中，It是t期以當期價格計價的投資額，Pt是t期的價格指數，δ是折舊率。此式的含義是，t期的資本存量Kt是從上一期留存下來的資本存量（1-δ）Kt-1與t期的實際投資ItPt之和。基期資本存量K0主要是按照特定比例推算出來的，且K0僅對期初以后幾年的資本存量測算影響較大，隨著資本折舊，后期的資本存量測算會更精確。本文的基期資本存量按國際常用方法推算，即K0=I0（g+δ），其中，g是樣本期真實投資的年平均增長率，δ是綜合折舊率。

選取投資流量指標主要是根據郭慶旺、賈俊雪在《中國全要素生產率的估算1979-2004》一文中的對于資本存量的估算方式，確定以山東省全社會固定資產投資額表示。

價格指數以固定資產投資價格指數表示。因固定資產投資價格指數自1991年開始公布，所以對于1991年之前的資本存量無法測量，因此本文根據《中國國內生產總值核算歷史資料（1952-2004）》公布的數據，用固定資產形成總額指數來代替1991年之前的價格指數。

折舊，根據我國的實際情況，一般采用綜合折舊率為5%。

各項指標確定后，通過方程（6）可以推算出1978-2012年山東省的資本存量，并以2000年不變價為基期對1978年到2012年的數據進行調整。

由于本文選取數據均為時間序列數據，為避免“偽回歸”，將對其平穩(wěn)性進行單位根檢驗。

表1 變量的單位根檢驗結果

變量ADF檢驗值

顯著水平下的檢驗值

1%5%10%P值檢驗結果

ln（Y/L）0.912-2.634-1.951-1.610.899不平穩(wěn)

ln（K/L）-2.84-2.637-1.951-1.610.0059平穩(wěn)

Δln（Y/L）1.133-3.639-2.951-2.6140.997不平穩(wěn)

Δln（K/L）-3.834-3.646-2.954-2.6160.006平穩(wěn)

如表1所示，ln（Y/L）、ln（K/L）的水平序列是不平穩(wěn)的，而一階差分序列是平穩(wěn)的。隨后本文對其進行協整分析，根據協整理論，若檢驗的變量都為一階差分平穩(wěn)，且其某種線性組合是平穩(wěn)的，則認為變量之間存在協整關系。本文采用EG兩步法進行協整檢驗，表2的結果說明兩變量存在長期穩(wěn)定協整關系。

表2 殘差ADF的檢驗結果

變量ADF檢驗值

顯著水平下的檢驗值

1%5%10%P值檢驗結果

resid-1.755-2.637-1.951-1.610.075平穩(wěn)

在單位根檢驗和協整檢驗結果的基礎之上，本文利用Eviews7.0軟件采用最小二乘法對模型進行回歸，結果如下：

ln（Yt/Lt）=0.495+0.59ln（Kt/Lt）（7）

（13.151）（11.474）

調整后的R2=0.793

由方程（7）可知α=0.59，β=0.41，然后逐年計算出實際產出、就業(yè)人數和資本存量的增長率，將所得數據代人方程（2），從而推算出山東省1978—2012年的全要素生產率的增長率。

表3 1978—2012年山東省的全要素生產率增長率

年份全要素生產率增長率（%）年份全要素生產率增長率（%）年份全要素生產率增長率（%）

1978—1990-0.483 20027.859

19795.403 19912.258 20037.771

19804.146 19925.178 20047.905

19811.582 19934.343 20058.940

1982-6.009 19941.032 200610.732

19834.136 19953.022 200711.411

19845.940 19968.468 20085.454

19854.220 19978.783 20099.473

19863.334 19987.832 20108.078

19871.494 19996.938 20115.815

19889.268 20006.553 20126.700

19895.923 20017.269

據表3所示，在1994年之前，山東省全要素生產率增長總體呈現出漲跌互現的劇烈波動，波動幅度大且較為頻繁，特別是在1982年，全要素生產率增長率跌至改革開放34年的最低點，為-6.009%。1994年以后，山東省全要素生產率增長率總體處于上升趨勢，雖有波動，但波動幅度較小，變化平穩(wěn)。在2000年以后，隨著我國加入WTO和積極財政政策的實施，山東省全要素生產率變動呈現穩(wěn)定增長的狀態(tài)。2008年全球金融危機爆發(fā)以后，這種穩(wěn)定增長的狀態(tài)被打斷，在2008年山東省全要素生產率增長率降至5.454%，而后于2009年開始回升。這一現象在某種程度上說明市場經濟的發(fā)展正趨于成熟，影響山東省全要素生產率變動的因素已從政治轉向了市場。

四、全要素生產率的解釋

本文通過參考相關文獻，并考慮到各指標數據的可得性，確定選取技術進步（包括技術引進和自主創(chuàng)新）及產業(yè)結構兩個指標進行定量考察，分析其對山東省全要素生產率的影響。

本文將技術進步分為技術引進和自主創(chuàng)新兩個方面進行研究。技術引進是指一個國家或地區(qū)的企業(yè)、研究單位、機構通過一定方式從本國或其他國家、地區(qū)的企業(yè)、研究單位、機構獲得先進適用的技術的行為。自主創(chuàng)新是相對于技術引進來講的一種具有創(chuàng)造性的活動，是建立在擁有自主知識產權基礎之上的。本文將采用技術市場成交合同金額代表技術引進，R&D經費投入強度（即R&D經費投入占國內生產總值的比重）代表自主創(chuàng)新。

產業(yè)結構是指各產業(yè)的構成及各產業(yè)之間的聯系和比例關系。本文將采用第二產業(yè)占國內生產總值的比重以及第三產業(yè)占國內生產總值的比重來替代產業(yè)結構。

綜合以上因素，建立方程（8）對山東省全要素生產率的變動情況進行分析：

TFP=A×（R&D）α1×（lnS）α2×（lnT）α3×（lnIM）α4（8）

其中，TFP即為全要素生產率。R&D代表R&D經費投入強度，S表示第二產業(yè)占國內生產總值比重，T表示第三產業(yè)所占國內生產總值比重，IM為技術市場成交合同金額，A代表除了以上四個因素之外的其他影響因素的全體。

對方程（8）兩邊同時取對數得：

lnTFP=lnA+α1lnR&D+α2lnS+α3lnT+α4lnIM（9）

表4 全要素生產率影響因素各指標對應數值

年份R&D投入強度（%）合同金額（億元）第二產業(yè)占GDP比重（%）第二產業(yè)占GDP比重（%）

20051.12 98.36 57.0532.26

20061.17 23.20 57.4232.82

20071.21 45.03 56.8233.44

20081.40 66.01 56.8133.49

20091.53 71.94 55.7634.72

20101.72 100.68 54.2236.62

20111.86 126.38 52.9538.29

20122.04 140.02 51.4639.98

利用Eviews7.0軟件采用最小二乘法對模型進行回歸，結果如下：

lnTFP=-516.12+7.16lnR&D+0.87lnIM+72.83lnS+63.52lnT（10）

（0.018）（0.005） （0.025） （0.026） （0.009）

調整后的R2=0.989

根據多元線性回歸結果，可以大致得出影響全要素生產率因素的幾個方面：

（1）R&D經費投入占國內生產總值的比重的系數為7.16，且通過了顯著性檢驗，說明R&D投入強度與全要素生產率的增長呈正相關關系，增加R&D經費投入的強度可以提高山東省全要素生產率。

（2）技術市場成交合同金額的系數為正，表明技術市場成交合同金額與全要素生產率的增長呈正相關，且系數為0.87遠低于其它三個影響因素的系數，這說明技術引進這個因素對山東省全要素生產率增長的推動作用非常微弱，本文認為這與目前山東省只注重先進技術的引進而忽視消化吸收再創(chuàng)新有很大的關系。

（3）第二產業(yè)占國內生產總值的比重的系數為72.83，是四個系數中最大的一項，且通過了顯著性檢驗，說明第二產業(yè)占國內生產總值的比重在所有影響山東省全要素生產率的增長的因素中起的推動作用最大，應該著重加強第二產業(yè)在國內生產總值中所占比重。

（4）第三產業(yè)占國內生產總值的比重的系數為63.52，在數值上雖略低于第二產業(yè)占國內生產總值的比重的系數，但是其遠大于R&D經費投入占國內生產總值的比重的系數和技術市場成交合同金額的系數。

（5）將技術市場成交合同金額和R&D經費投入占國內生產總值的比重這兩個影響因素統稱為技術進步，第二產業(yè)占國內生產總值的比重和第三產業(yè)占國內生產總值的比重這兩個影響因素統稱為產業(yè)結構，不難發(fā)現產業(yè)結構對山東省全要素生產率的推動作用遠大于技術進步。

根據以上分析結果可以得出，雖然R&D經費投入強度和技術市場成交合同金額都是逐年遞增的，但是其對山東省全要素生產率的推動作用卻很小，這說明技術引進只是增加了技術知識的存量，其轉化為全要素生產率的能力較低。

五、結語

通過分析1978年至2012年山東省全要素生產率增長率的測算結果，不難發(fā)現山東省的全要素生產率增長率的變化趨勢與我國的全要素生產率增長率的變化趨勢大致相同。并從技術進步和產業(yè)結構兩個方面對山東省全要素生產率變動的原因進行定量的考察可以得出：（1）1993年以后，市場經濟的發(fā)展趨于成熟，影響山東省全要素生產率變動的因素已從政治轉向了市場。（2）較技術進步而言，產業(yè)結構對山東省全要素生產率的拉動作用更大。（3）R&D經費投入強度和技術市場成交合同金額雖然都在逐年增長，但這些技術引進只是增加了技術知識存量，并沒有有效地轉化為全要素生產率的增長。這說明山東省應“加快產業(yè)結構的優(yōu)化升級，努力提高第二產業(yè)，大力發(fā)展第三產業(yè)，積極振興第一產業(yè)”，大力促進產業(yè)結構升級，并且應通過各種政策努力優(yōu)化資源配置，鼓勵技術創(chuàng)新，提高技術知識的轉換能力，從而促進經濟增長方式的轉變。（作者單位：蘭州交通大學）

參考文獻：

[1] 數據來源：《山東省統計年鑒2013》.《新中國60年統計資料匯編》.《中國科技統計年鑒2013》.《中國國內生產總值核算歷史資料1952—2004》

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[3] 郭慶旺.趙志耘.賈俊雪.中國省份經濟的全要素生產率分析[J].世界經濟，2005，（5）

[4] 郭慶旺.賈俊雪.中國潛在產出與產出缺口的估算[J].經濟研究，2004（5）

[5] 趙志耕.楊朝峰.中國全要素生產率的測算與解釋：1979—2009[J].財經問題研究，2011（9）