基于要素貢獻率視角的粵浙產(chǎn)業(yè)升級探討

馬長沙

摘 要：根據(jù)資源密集程度不同進行分析，產(chǎn)業(yè)分為勞動密集型、資本密集型、技術(shù)密集型和知識密集型的產(chǎn)業(yè)。文章用計量模型分別估計了廣東省和浙江省的要素貢獻率，結(jié)果表明，廣東產(chǎn)業(yè)的資本密集程度較高，但其資本密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展仍處于初級階段，而浙江產(chǎn)業(yè)的勞動密集程度較高。因此，廣東省未來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的方向是進一步發(fā)展資本密集型產(chǎn)業(yè)，同時注重高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展；而浙江省產(chǎn)業(yè)政策方向應(yīng)該是發(fā)展資本密集型產(chǎn)業(yè)，這與之前多數(shù)學(xué)者提出的浙江省應(yīng)發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的政策建議是不同的。

關(guān)鍵詞：要素貢獻率；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；產(chǎn)業(yè)政策

1 引言

現(xiàn)代經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動之間的互動是經(jīng)濟學(xué)研究的內(nèi)容之一，這主要體現(xiàn)在三個方面：（1）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀態(tài)是經(jīng)濟增長的決定條件之一（2）在經(jīng)濟增長過程中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)隨之演變。（3）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理性和應(yīng)變能力是經(jīng)濟增長質(zhì)量與持續(xù)性基礎(chǔ)。合理且調(diào)整及時的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)可以促進經(jīng)濟增長，否則，就可能造成經(jīng)濟增長的萎縮和停滯。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的實質(zhì)就是資源在各個產(chǎn)業(yè)之間的重新配置，通過分析生產(chǎn)要素對經(jīng)濟增長的貢獻率，可以清晰地看出一個經(jīng)濟體現(xiàn)階段的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是以哪一種資源密集型為主的，進而可以清晰地指出該經(jīng)濟體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)未來調(diào)整的方向。近年來，尤其是2008年國際金融危機以后，我國沿海地區(qū)省份的經(jīng)濟遭受到了重大打擊，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的問題已經(jīng)刻不容緩。廣東省和浙江省同處于沿海地區(qū)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似，兩者之間有較大的可比性，2011年廣東和浙江地區(qū)生產(chǎn)總值產(chǎn)業(yè)構(gòu)成比例分別為5.0：49.7：45.3和4.9：51.2：43.9。因此，兩省作為沿海地區(qū)的兩個代表性省份，它們的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級路徑值得研究。

2 文獻評述和問題提出

關(guān)于沿海地區(qū)現(xiàn)階段進行產(chǎn)業(yè)升級的必要性，學(xué)術(shù)界的觀點比較一致，并且認(rèn)為生產(chǎn)要素相對價格的變化是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進行調(diào)整升級的一個重要原因。廣東省和浙江省作為沿海地區(qū)的兩個代表性省份，它們進行產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的必要性是毋庸置疑的。盡管如此，兩省卻面臨不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)問題。廣東省現(xiàn)階段的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)問題主要是結(jié)構(gòu)失調(diào)、產(chǎn)業(yè)層次較低以及區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡等問題。其中，結(jié)構(gòu)失衡主要是指產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整相對于廣東省的經(jīng)濟發(fā)展水平滯后。羅必良（2007）根據(jù)著名經(jīng)濟學(xué)家霍利斯.錢納里提出的一個與不同經(jīng)濟發(fā)展水平相對應(yīng)的“標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)”，指出廣東省2006年“二三一”的產(chǎn)值結(jié)構(gòu)處于工業(yè)化中期，與當(dāng)年的廣東省GDP所處的工業(yè)化后期存在很大差距。產(chǎn)業(yè)層次較低是指三個產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)品附加值和技術(shù)水平都較低。區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡是廣東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的另一個重要特征，廣東省四大區(qū)域（珠江三角洲、東翼、西翼、粵北山區(qū)）產(chǎn)業(yè)發(fā)展不平衡，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)主要分布在珠三角地區(qū)，尤其是廣州和深圳等大城市占據(jù)了其中的很大一部分。趙丹妮（2010）指出2008年珠三角地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)占全省的比重為79.8%，第三產(chǎn)業(yè)所占比重為84%。與廣東省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相比，浙江省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)同樣存在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整滯后和產(chǎn)業(yè)層次較低的問題，不同的是浙江省并不存在像廣東那樣產(chǎn)業(yè)區(qū)域發(fā)展不平衡的問題，卻存在占絕對多數(shù)的中小企業(yè)對產(chǎn)業(yè)升級的約束和阻礙問題。沈萍萍、卜慶軍、汪少華（2010）指出浙江省中小企業(yè)以傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)為主，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)易復(fù)制的特點在浙江省得到了充分發(fā)揮，對浙江省經(jīng)濟發(fā)展做出了巨大貢獻，但卻存在生命周期短，技術(shù)水平低等問題，是浙江省產(chǎn)業(yè)升級的一個很重要的制約因素。然而，根據(jù)所掌握的文獻，多數(shù)學(xué)者看到了兩省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級中存在的相同問題，卻忽略了兩省之間存在的不同問題，并據(jù)此為兩省提出了發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)政策建議。

在分析廣東省和浙江省的產(chǎn)業(yè)升級路徑時，認(rèn)識到兩省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的異同非常重要，這是分析兩省產(chǎn)業(yè)升級路徑的起點。通過對兩省的生產(chǎn)要素對經(jīng)濟增長的貢獻率進行分析，我們可以對兩省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的不同有一個非常直觀和清晰的認(rèn)識。但已掌握文獻中，既沒有從要素對經(jīng)濟貢獻率的角度分析過廣東和浙江省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，也沒有對兩省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進行過直接的比較分析。本文將建立計量模型分別估計兩省的要素貢獻率并將兩省的回歸結(jié)果進行比較分析，最后在此基礎(chǔ)上提出適合于兩省的不同的產(chǎn)業(yè)政策。

3 模型與計量分析

3.1 模型說明

經(jīng)濟增長是由生產(chǎn)要素的數(shù)量和質(zhì)量以及它們的組成方式?jīng)Q定的。經(jīng)濟活動中的生產(chǎn)要素一般包括物質(zhì)資本、勞動力和其它要素構(gòu)成的全要素，其中技術(shù)和制度是全要素中最重要的兩個要素。要素貢獻率指的是生產(chǎn)要素對經(jīng)濟總產(chǎn)出的貢獻份額，如果一個經(jīng)濟體的人力資本貢獻率較高，那么這個經(jīng)濟體的產(chǎn)業(yè)是以勞動密集型為主的；物質(zhì)資本貢獻率較高的經(jīng)濟體的產(chǎn)業(yè)是以資本密集型為主的；而全要素貢獻率較高的經(jīng)濟體擁有較高的經(jīng)濟發(fā)展水平，技術(shù)等要素在該經(jīng)濟體中扮演了重要的角色。

用計量模型進行要素貢獻率的估計主要有兩個生產(chǎn)函數(shù)可以選擇，一是索羅模型的生產(chǎn)函數(shù)： （）；另一個是傳統(tǒng)的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)：。如果使用索羅模型的生產(chǎn)函數(shù)，那么總體回歸方程一般都是才采取Mankiw，David Romer和Weil推導(dǎo)的方程形式：

，這一回歸方程要求的

數(shù)據(jù)樣本比較大，一般樣本容量大于60時，回歸結(jié)果才比較好。但是由于我國的經(jīng)濟數(shù)據(jù)時段性比較強，無法獲得樣本容量比較大的完整的時間序列數(shù)據(jù)，因此用索羅模型的生產(chǎn)函數(shù)計量效果比較差。鑒于此原因，本文最終選擇柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)作為模型的生產(chǎn)函數(shù)。

傳統(tǒng)的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為：

（1）

其中，Y為產(chǎn)出，K為物質(zhì)資本投入，L為勞動投入，A為常數(shù)。α和β分別為資本和勞動的產(chǎn)出彈性，也可以分別理解為資本和勞動對經(jīng)濟的貢獻率。

式兩邊取對數(shù)，則可得：

（2）

其中，c為常數(shù)，那么總體回歸方程為：

（3）

ε為隨機誤差項

（3）式即為本文的基礎(chǔ)回歸方程。回歸要對c、α和β進行估計，顯然，α和β要大于0，且兩者之和不能顯著地大于1。

3.2 數(shù)據(jù)來源

廣東省和浙江省的數(shù)據(jù)分別來源于《廣東省統(tǒng)計年鑒》和《浙江省統(tǒng)計年鑒》。廣東省的數(shù)據(jù)樣本容量為25，取1987-2011年的數(shù)據(jù)，全部為時間序列數(shù)據(jù)。浙江省的數(shù)據(jù)樣本容量為20，取1992-2011年的數(shù)據(jù)，全部為時間序列數(shù)據(jù)。生產(chǎn)函數(shù)中，產(chǎn)出用各年的GDP來表示，K用各年年末資本總額來表示，L用各年年末從業(yè)人員人數(shù)來表示。

3.3 回歸結(jié)果

1、廣東省回歸結(jié)果

運用Eviews7.0的經(jīng)濟計量軟件和廣東省數(shù)據(jù)對（3）式進行OLS回歸，結(jié)果如下：

（4.417590） （19.56314） （2.736527）

其中，括號內(nèi)的數(shù)字表示t統(tǒng)計量，下面對以上回歸結(jié)果進行檢驗：（1）經(jīng)濟學(xué)意義檢驗：α和β均大于0，但對α+β=1進行線性約束檢驗的結(jié)果顯示，其相應(yīng)的t統(tǒng)計量的值為2.724124，大于臨界值2.074，且P值為0.0124，這表明α+β值顯著地大于1，和經(jīng)濟現(xiàn)實不相符。（2）統(tǒng)計學(xué)檢驗：判決系數(shù)為0.996705，通過擬合優(yōu)度檢驗；F值為3327.342，通過總體顯著性檢驗；回歸方程的回歸系數(shù)均顯著，通過了t檢驗。這些檢驗結(jié)果表明物質(zhì)資本和勞動投入對國內(nèi)生產(chǎn)總值有整體的解釋意義。（3）計量經(jīng)濟學(xué)檢驗：D-W統(tǒng)計量結(jié)果為0.919353，小于德賓-沃森檢驗統(tǒng)計量的臨界值dL=1.10，說明回歸方程的殘差存在序列相關(guān)性，該回歸方程的參數(shù)估計在統(tǒng)計意義上不可置信。以上檢驗結(jié)果表明，回歸方程（3）的回歸結(jié)果存在問題，必須對其進行調(diào)整。

為了解決上述問題，在方程中加入滯后一期的GDP這一新的解釋變量，總體回歸方程變?yōu)椋?/p>

（4）

對（4）式進行OLS回歸， 結(jié)果如下：

（6.096692）（8.059719） （3.670437） （11.26201）

其中，括號內(nèi)的數(shù)字表示t統(tǒng)計量，接下來對以上回歸結(jié)果進行檢驗：（1）經(jīng)濟學(xué)意義檢驗：α和β均大于0，且α值為0.380024，β值為0.376084，兩者之和為0.756081，明顯小于1，具有經(jīng)濟學(xué)意義。（2）統(tǒng)計學(xué)檢驗：判決系數(shù)為0.999483，通過擬合優(yōu)度檢驗，且該判決系數(shù)高于（3）式回歸的判決系數(shù)，擬合優(yōu)度有所提高；F值為12882.82，通過總體顯著性檢驗，且該F值高于（3）式回歸的F值，總體顯著性提高；回歸方程的回歸系數(shù)均顯著，通過t檢驗。這些檢驗結(jié)果表明物質(zhì)資本和勞動投入對國內(nèi)生產(chǎn)總值有整體的解釋意義。（3）計量經(jīng)濟學(xué)檢驗：D-W統(tǒng)計量結(jié)果為1.561613，大于德賓-沃森檢驗統(tǒng)計量的臨界值dU=1.54，因此不存在序列相關(guān)性問題。

2、浙江省回歸結(jié)果

運用Eviews7.0的經(jīng)濟計量軟件和浙江省數(shù)據(jù)對（3）式進行OLS回歸，結(jié)果如下：

（-0.900830） （18.54717） （2.532839）

其中，括號內(nèi)的數(shù)字表示t統(tǒng)計量。下面對以上回歸結(jié)果進行檢驗：（1）經(jīng)濟學(xué)意義檢驗：α和β均大于0，但α+β值為1.616289，明顯地大于1，與經(jīng)濟現(xiàn)實不相符。（2）統(tǒng)計學(xué)檢驗：判決系數(shù)為0.993228，通過擬合優(yōu)度檢驗；F值為1246.753，通過總體顯著性檢驗；ln（K）與ln（L）的回歸系數(shù)均顯著，通過了t檢驗，但是常數(shù)項不顯著。（3）計量經(jīng)濟學(xué)檢驗：D-W統(tǒng)計量結(jié)果為0.682188，明顯地存在序列相關(guān)性問題，該回歸方程的參數(shù)估計在統(tǒng)計意義上不可置信。以上檢驗結(jié)果表明，回歸方程（3）的回歸結(jié)果存在問題，必須對其進行調(diào)整。

為解決上述出現(xiàn)的問題，在回歸方程中加入滯后一期的GDP這一新的解釋變量，新的回歸方程和廣東省的回歸方程相同，即為（4）式：

對（4）式進行OLS回歸，結(jié)果如下：

（3.410003） （5.533689） （5.688592） （12.16841）

其中，括號內(nèi)的數(shù)字表示t統(tǒng)計量，接下來對以上回歸結(jié)果進行檢驗：（1）經(jīng)濟學(xué)意義檢驗：α和β均大于0，且對α和β進行α+β=1的線性約束檢驗，結(jié)果顯示相應(yīng)的t統(tǒng)計量的值為0.313733，小于臨界值2.131，p值為0.7580，通過線性約束檢驗。（2）統(tǒng)計學(xué)檢驗：判決系數(shù)為0.999238，通過擬合優(yōu)度檢驗，且該判決系數(shù)高于（3）式回歸的判決系數(shù)，擬合優(yōu)度有所提高；F值為6559.034，通過總體顯著性檢驗，且該F值高于（3）式回歸的F值，總體顯著性提高；回歸方程的回歸系數(shù)均顯著，通過t檢驗。這些檢驗結(jié)果表明物質(zhì)資本和勞動投入對國內(nèi)生產(chǎn)總值有整體的解釋意義。（3）計量經(jīng)濟學(xué)檢驗：D-W值為2.267350，大于德賓-沃森檢驗統(tǒng)計量的臨界值dU=1.55，通過序列相關(guān)性檢驗，不存在序列相關(guān)性問題。

以上回歸結(jié)果還有一個重要特點，那就是回歸結(jié)果中l(wèi)n（L）的回歸系數(shù)較高，這一說明ln（L）和ln（Y）之間可能存在因果關(guān)系，因此有必要對產(chǎn)出ln（Y）和ln（L）進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。

3、浙江省產(chǎn)出與勞動投入的格蘭杰因果關(guān)系分析

（1）單位根檢驗

對ln（Y）和ln（L）進行ADF檢驗，結(jié)果如表1所示：

由表1可知，ln（Y）和ln（L）的一階差分都是不平穩(wěn)的，二階差分都是平穩(wěn)的，可以判定它們都為二階單整序列，可以進行協(xié)整檢驗。

（2）協(xié)整關(guān)系檢驗

建立ln（Y）和 ln（L）之間的帶有常數(shù)項的回歸方程，進行OLS回歸，回歸結(jié)果如下：

（-6.730689） （10.35270）

對殘差估計值進行ADF檢驗，結(jié)果如表2所示：

表2：殘差A(yù)DF檢驗結(jié)果

ADF test statistic

-8.014561 t-Statistic Prob.*

0.0000

臨界值 1%水平 -4.616209

5%水平 -3.710482

10%水平 -3.297799

由表2可知，變量ln（Y）和ln（L）之間存在協(xié)整關(guān)系，可以進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。

（3）格蘭杰因果關(guān)系檢驗

檢驗結(jié)果如表3所示：

由表3可知，在5%的顯著水平且滯后1期的情況下，拒絕“l(fā)n（L）不是ln（Y）的格蘭杰原因”的原假設(shè)，在滯后5期的情況下，接受原假設(shè)。這說明，勞動投入在短期是浙江省產(chǎn)出的格蘭杰原因，在長期不是。而產(chǎn)出無論在短期還是長期都不是勞動投入的格蘭杰原因。這一結(jié)果說明浙江省的產(chǎn)業(yè)鏈比較短，這一情況和浙江省中小企業(yè)的經(jīng)營有很大的關(guān)系，浙江省的中小企業(yè)數(shù)量在浙江省占有絕對優(yōu)勢，并且這些中小企業(yè)都是以傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)為主，而這些傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)一般資本投入量少，技術(shù)含量低，生命周期短。沈萍萍、卜慶軍、汪少華（2010）在所調(diào)研的浙江省76家中小企業(yè)中，最長的企業(yè)壽命為55年，平均壽命為10年。在如此短壽命的企業(yè)里，是不可能有大量資金的投入和科研投入的，勞動投入也不會對經(jīng)濟增長有長期的效應(yīng)。

表3：ln（Y）和ln（L）之間Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

滯后階數(shù) 原假設(shè) F統(tǒng)計值 P值

1 ln（L）不是ln（Y）的Granger原因 20.3119 0.0004

ln（Y）不是ln（L）的Granger原因 3.33535 0.0865

5 ln（L）不是ln（Y）的Granger原因 1.53027 0.3506

ln（Y）不是ln（L）的Granger原因 2.74820 0.3968

5 結(jié)論及建議

5.1 結(jié)論

1、廣東省的資本和勞動對產(chǎn)出的貢獻率基本相同，分別38.0024%和37.6804%，浙江省的資本和勞動對產(chǎn)出的貢獻率分別為26.3929%和77.4656%。這一計量結(jié)果說明廣東產(chǎn)業(yè)的資本密集程度較高，而浙江產(chǎn)業(yè)的勞動密集程度較高，勞動投入對浙江省的產(chǎn)出有著較大的促進作用。但是廣東的資本密集型產(chǎn)業(yè)還沒有發(fā)展到比較成熟的階段，因為資本和勞動對產(chǎn)出的貢獻率基本相等，資本貢獻率并沒有明顯高于勞動對產(chǎn)出的貢獻率。

2、浙江省產(chǎn)出和勞動投入在短期內(nèi)存在格蘭杰因果關(guān)系，勞動投入是產(chǎn)出的格蘭杰原因。這一計量結(jié)果說明浙江省的勞動投入對其產(chǎn)出只有短期的帶動作用，這是因為浙江多數(shù)勞動密集型企業(yè)的資本投入量少，技術(shù)含量低，生命周期短。

5.2 政策建議

1、廣東產(chǎn)業(yè)已經(jīng)開始從以勞動密集型為主的階段過渡到資本密集型階段，但資本密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展還處于初級階段，因此需要進一步發(fā)展資本密集型產(chǎn)業(yè)。與浙江相比，廣東的大中型企業(yè)較多，資本實力相對雄厚，容易形成規(guī)模經(jīng)濟，這是廣東發(fā)展資本密集型產(chǎn)業(yè)的優(yōu)勢。與此同時，廣東還應(yīng)該注重技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，技術(shù)是經(jīng)濟發(fā)展的源泉，廣東省政府在制定產(chǎn)業(yè)政策時應(yīng)該高瞻遠(yuǎn)矚，對技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展給予引導(dǎo)和扶持，這樣才能實現(xiàn)經(jīng)濟的長期可持續(xù)發(fā)展。

2、浙江產(chǎn)業(yè)仍以勞動密集型為主，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的方向應(yīng)該是向資本密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展。浙江省企業(yè)以民營中小企業(yè)為主，面臨著融資困難、生產(chǎn)成本高和自主能力不足等問題，這是浙江省產(chǎn)業(yè)至今仍為勞動密集型的一個重要原因，也是浙江發(fā)展資本密集型產(chǎn)業(yè)所遇到的困難。雖然如此，浙江省還是具備向資本密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變的條件的，根據(jù)《浙江省統(tǒng)計年鑒》和《廣東省統(tǒng)計年鑒》，2011年，浙江省經(jīng)濟總量達到3.2萬億元 ，排名全國第二，人均生產(chǎn)總值為59249元，高于廣東省同年人均生產(chǎn)總值50807元，這說明浙江整體資本實力雄厚，具備向資本密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)變的條件。政府在此過程中應(yīng)做好引導(dǎo)和扶持工作，對資本需要量大、規(guī)模經(jīng)濟顯著的行業(yè)，政府應(yīng)采取各種政策措施，積極鼓勵企業(yè)加大資本的投入，逐步形成規(guī)模經(jīng)濟，把企業(yè)做大做強，形成擁有知名品牌的大型企業(yè)。

參考文獻

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