房漢國

摘要：文章首先采用永續(xù)存盤法對1952年-2014年的資本存量進行估算。在此基礎上，構建了全要素生產(chǎn)率指數(shù)并分析其增長率。文章得出我國經(jīng)濟增長是要素驅動型的粗放增長模式；且近十年，我國全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的貢獻率在逐漸下降，全要素生產(chǎn)率較之前有較大的落差。最后，文章從產(chǎn)業(yè)結構、體制變革等角度提出了促進全要素生產(chǎn)率提升，進而帶動經(jīng)濟復蘇的建議。

關鍵詞：永續(xù)存盤法；資本存量估算；全要素生產(chǎn)率

一、 引言

經(jīng)濟增長是宏觀經(jīng)濟理論研究的核心命題。而探究國家經(jīng)濟增長源泉和動力，分析各生產(chǎn)要素對國家經(jīng)濟增長的影響是經(jīng)濟增長理論的重要內(nèi)容。分析各生產(chǎn)要素在經(jīng)濟增長中的貢獻度，探尋經(jīng)濟增長根源需要對經(jīng)濟增長進行核算。在經(jīng)濟增長核算中通常用全要素生產(chǎn)率（TFP）衡量國家經(jīng)濟發(fā)展的質量，判斷經(jīng)濟是否具有增長的可持續(xù)性。TFP是一個余值，是不能直接被觀測的要素投入所解釋的經(jīng)濟的增長部分，是間接測度的技術進步率。

Solow（1957）采用科布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)推導了索羅增長方程，即TFP是產(chǎn)出增長率與勞動增長率和物質資本增長率的加權線性組合之差。Christensen、Jorgenson和Lau（1973）把柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)改寫為超越對數(shù)形式，使得要素替代彈性可變生產(chǎn)函數(shù)替代要素替代單位彈性生產(chǎn)函數(shù)。Denison（1969，1983）認為將“索羅余值”代指技術進步率太過籠統(tǒng)，因而將TFP分解為資源配置效率、規(guī)模經(jīng)濟和知識進步三項，并且進行測度。

諾貝爾經(jīng)濟學獎獲得者保羅·克魯格曼在《蕭條經(jīng)濟學的回歸》中指出，我國的經(jīng)濟增長是要素投入驅動，而不是生產(chǎn)效率提高的結果。這引發(fā)了我國經(jīng)濟學者對我國經(jīng)濟根源的探究。

概括而言，眾多經(jīng)濟學家的研究表明我國的經(jīng)濟增長是要素驅動型模式，全要素生產(chǎn)率對我國經(jīng)濟的增長的貢獻較低。近十年來，特別是在美國經(jīng)濟危機后，我國步入經(jīng)濟增速下滑的陣痛期和經(jīng)濟結構的調整快車道。為迅速促進經(jīng)濟復蘇和擺脫結構調整的陣痛，必須提高全要素生產(chǎn)率。因而全要素生產(chǎn)率變化對政策的制定和調整有重要的意義。

二、 模型設定

其中t反映的是時間變量。筆者設定我國在1978年之前基本不存在技術進步，因而本文建立了在1978之前為0；在1979年為1，此后每年增加1的等差序列，表示為t。

除了資本和勞動對我國產(chǎn)出具有影響外，突發(fā)性的重大事件和國家政策的重要變化也會對國家經(jīng)濟增長產(chǎn)生重要影響。例如，1959年～1961年的自然災害；1978年我國的改革開放；1994年我國深化市場經(jīng)濟體制改革的舉措等。因此在上面模型的基礎之上，經(jīng)過適當?shù)恼{整，建立回歸計量模型如下：

其中Di是虛擬變量。D1指1959年～1961年的三年自然災害，這一事件使得GDP和投資呈現(xiàn)出大幅度的波動； D2指中國在1994年進行的深化市場體制改革，D3指1978年的改革開放政策。

通過對上述模型計量回歸可得我國總量生產(chǎn)函數(shù)，據(jù)此可以計算我國的全要素生產(chǎn)率。中國在第t年的全要素生產(chǎn)率（TFP）可以表示為：

由此，第t期的TFP增長率為：

三、 數(shù)據(jù)說明

由設定計量模型可見，估計出TFP需要資本存量、勞動投入和國民收入的年度數(shù)據(jù)。然而我國統(tǒng)計局并沒有公布歷年的資本存量數(shù)據(jù)，這需要根據(jù)公布的相關數(shù)據(jù)進行估算。其估算通常采用永續(xù)存盤法。

1. 資本存量估算。資本存量數(shù)據(jù)的估算通常采用永續(xù)存盤法，其公式表達為資本存量為上一期資本存量與凈投資之和。即

由永續(xù)存盤法可知，資本存量的年度數(shù)據(jù)的估計需要我國投資數(shù)據(jù)，投資價格指數(shù)，初始的資本存量估計和中國固定資本折舊率。

（1）投資。本文將固定資本形成額（新增固定資產(chǎn)投資）作為每年的投資來源。我國的全社會固定資產(chǎn)投資總額數(shù)據(jù)來源于《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》，2009年-2014年數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計年鑒》。

（2）固定資產(chǎn)交付使用率。經(jīng)濟增長核算中的要素投入實質為投入要素的服務流。固定資本形成額指的是報告期內(nèi)已經(jīng)完成建造和購置過程，并已交付生產(chǎn)或使用單位的固定資產(chǎn)價值。因此固定資本形成額與固定投資交付使用率的乘積更接近要素服務流的內(nèi)涵。1952年～2003年的固定資產(chǎn)交付使用率數(shù)據(jù)源于Holz（2006）的測算；2003年～2014年數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。

（3）固定投資價格指數(shù)。我國固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)公布于1990年，因此文中使用上海市1952年～1990年的對應指數(shù)替代；1991年～2014年的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。

（4）初始資本存量確定。本文中初始資本存量擬采用賀菊煌（1992）的估值1 384億元。筆者采用該估值首先是因為該估值被引用的較廣泛；其次是該數(shù)值基本處于眾多資本存量估測的中數(shù)位置。因此該估值可以較好的代表初始資本存量水平。隨著初始資本存量的不斷折舊，初始資本存量對歷年資本存量估值的影響會逐漸衰減，資本存量估值會越來越精確。

（5）折舊率處理。在折舊率方面，各篇文獻的估計差距較大。筆者在文中假設不變的年度固定資產(chǎn)折舊率為5%。該假設與Holz（2006）測算的固定資產(chǎn)的折舊率的年度序列數(shù)據(jù)最為接近，驗證該假設的合理性。

將初始資本存量數(shù)值K（0）設為1 384億元，折舊率5%，投資數(shù)據(jù)和價格平減指數(shù)代入永續(xù)存盤法公式可估算出我國1952年～2014年的資本存量數(shù)據(jù)。資本存量具體數(shù)據(jù)估值見表1。

2. 其余數(shù)據(jù)。

（1）總產(chǎn)出。文章總產(chǎn)出采用以1952年為基期，不變價格平減的GDP衡量。其中1952年～2008年數(shù)據(jù)來源于《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》；2009年～2014年數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。

（2）勞動。模型中L實質代表的是勞動投入帶來的服務流。因此，不僅是勞動投入數(shù)量，而且勞動投入的質量同樣能帶來服務流變化的。然而我國缺乏必要的統(tǒng)計資料，所以文中未對勞動投入按照要素質量加權。1952年～2014年中國的勞動數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。

四、 實證分析

筆者實證分析基于的回歸方程為：

其中Di是虛擬變量。D1指我國20世紀60年代初的三年自然災害，該事件使得GDP和投資呈現(xiàn)出大幅度的波動；D2指中國在1994年進行的深化市場體制改革。

筆者首先對1952年～2014年數(shù)據(jù)計量回歸。為了對比改革開放前后，我國TFP的變動趨勢，筆者也分別對1952年～1978年和1979年～2014年的數(shù)據(jù)進行了計量回歸分析?；貧w分析結果如表2所示。

在規(guī)模報酬不變的假設下，采用C-D生產(chǎn)函數(shù)形式對數(shù)據(jù)計量回歸?；貧w結果中各變量的符號符合與經(jīng)濟預期一致；調整后擬合優(yōu)度在0.9以上，擬合良好；杜賓—瓦特森值在2附近，表明不存在自相關。

由1952年～2014年數(shù)據(jù)回歸結果可見，資本投入在產(chǎn)出中所占的份額為0.59，勞動所占的份額為0.41，表明資本對經(jīng)濟增長貢獻較大；三年災害期間對我國經(jīng)濟產(chǎn)生了嚴重的負面影響，造成經(jīng)濟的衰退；而1994年的深化經(jīng)濟體制改革釋放了我國經(jīng)濟的活力，促進了經(jīng)濟的發(fā)展。時間變量t的系數(shù)為正數(shù)，說明改革開放后我國生產(chǎn)技術水平在不斷的進步。1952年～1978年中資本的產(chǎn)出彈性為0.58，而1979年～2014年中資本的產(chǎn)出彈性為0.76，兩個數(shù)值對比說明改革開放后經(jīng)濟的增長更多的依靠資本要素的推動作用，較少的依靠勞動要素的推動作用。

根據(jù)1952年～2014年數(shù)據(jù)回歸結果，筆者計算了TFP指數(shù)（設初始值為100）及其增長率。從TFP的增長率分析，改革開放之前TFP的增長率波動幅度較大；此后波動幅度逐漸下降并逐漸趨于平穩(wěn)。尤其是在十四大確立社會主義市場經(jīng)濟體制后，TFP的波動浮動更加平緩。在2007年之后，我國的TFP增長率為負值。整體而言，20世紀80年代之前TFP的增長率要高于80年代之后的增長率。

由TFP指數(shù)曲線可見，在20世紀50年代我國TFP呈現(xiàn)上升的趨勢；在1959年～1961年三年自然災害期間，TFP急速下降，之后TFP呈現(xiàn)出曲折的上升；在20世紀70年代，我國TFP變化不大；從20世紀80年代開始，經(jīng)濟發(fā)展勢頭良好，TFP開始逐步上升；特別是1994年深化體制改革的政策后，TFP開始快速上升，上升的趨勢持續(xù)到2006年?？梢哉f，這是我國經(jīng)濟增長的黃金30年。在2007年美國經(jīng)濟危機后，我國的經(jīng)濟受到?jīng)_擊和影響，TFP指數(shù)停滯不前，指數(shù)增長率較2007年之前有大幅度的落差。

為清晰比較TFP對經(jīng)濟增長的貢獻，筆者對我國的經(jīng)濟增長進行核算，計算各要素對經(jīng)濟增長的貢獻率。該指標可由投入要素貢獻度與GDP增長率比值衡量。通過計算得出，在1953年～2012年，我國的經(jīng)濟增長主要要素驅動型的，資本和勞動在經(jīng)濟中貢獻之和為80.99%，TFP的貢獻為19.01%。在改革開放前后，資本的貢獻對經(jīng)濟的貢獻差距較大。資本由解釋經(jīng)濟增長的63.11%上升到解釋經(jīng)濟增長的90.65%。而勞動和TFP對經(jīng)濟的貢獻迅速下降：勞動由改革開放前解釋經(jīng)濟增長的16.16%，下降為僅僅能夠解釋經(jīng)濟增長的4.42%；TFP由能夠解釋經(jīng)濟增長的20.73%下降為僅僅能夠解釋經(jīng)濟增長的4.94%。

五、 結論及政策展望

本文通過1952年～2014年我國經(jīng)濟數(shù)據(jù)的回歸分析確定了資本和勞動在產(chǎn)出中份額，并且計算了我國的TFP指數(shù)和TFP變化率。實證分析得出我國經(jīng)濟呈現(xiàn)出生產(chǎn)要素驅動型的粗放型增長模式。且在改革開放之后TFP對經(jīng)濟增長的貢獻度呈現(xiàn)出下降的態(tài)勢。尤其是2007年后，TFP指數(shù)增長停滯，TFP對經(jīng)濟的貢獻度較之此前有較大的落差。

近十年，我國TFP指數(shù)停滯，表面上是外圍經(jīng)濟沖擊引起，然深層次原因是我國本身經(jīng)濟結構的不合理和現(xiàn)有制度紅利的耗盡。政府若想止住我國經(jīng)濟下滑的態(tài)勢，促進經(jīng)濟的復蘇，須由需求管理轉向供給側改革；須調整我國產(chǎn)業(yè)結構，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)布局；深化財稅、金融體制等改革，釋放制度紅利。

首先，政府須宏觀布局，進行供給側改革。我國經(jīng)濟的驅動力應由傳統(tǒng)的“三駕馬車”（消費、投資、出口）向新型“三駕馬車”（資本、勞動、技術）轉變。擺脫過去政府和企業(yè)的無效投資，增加有效投資；推動教育體制改革和職工再培訓，提高勞動力素質；加強專利保護，促進創(chuàng)新體制的完善，促進新技術的研發(fā)和保障應用型新技術能夠迅速的轉化為商業(yè)成果，例如，將傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)與互聯(lián)網(wǎng)技術相結合大大降低了交易成本和提高了服務效率。

其次，調整產(chǎn)業(yè)結構，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)布局。通過“去庫存、去產(chǎn)能、降杠桿”等手段化解我國過生產(chǎn)能，促進產(chǎn)能過剩的鋼鐵、煤炭等行業(yè)的兼并重組和結構轉型，同時大力發(fā)展新興行業(yè)和服務業(yè)。同時，鼓勵東部企業(yè)向中西部轉移，實現(xiàn)“騰籠換鳥”；促進企業(yè)快速“走出去”，并購企業(yè)缺乏的先進技術和營銷網(wǎng)絡等，實現(xiàn)企業(yè)在產(chǎn)業(yè)鏈分工環(huán)節(jié)上的升級，提高產(chǎn)品附加值。

第三，深化體制改革，釋放制度紅利。深化財稅、金融、戶籍制度等改革，釋放制度紅利。改革財稅體制，建立全面規(guī)范、透明的財稅體制。同時，使各級政府的財權和事權相匹配，促進政府活力。改革金融制度，健全多層次的資本市場體系，為企業(yè)發(fā)展提供所需資金，降低企業(yè)融資成本，徹底解決“融資難、融資貴”問題。改革戶籍制度，促進勞動力在全國范圍內(nèi)自由流動，擺脫城鄉(xiāng)二元體制，為經(jīng)濟發(fā)展提供充足高素質的勞動力。

總體而言，從供給側改革出發(fā)，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，深化體制改革，必然會釋放新的經(jīng)濟增長活力，促進全要素生產(chǎn)率在我國經(jīng)濟中的貢獻率，為經(jīng)濟復蘇和經(jīng)濟的中高速增長保駕護航，形成富有彈性和可持續(xù)發(fā)展的經(jīng)濟體制。

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