中國全要素生產(chǎn)率測度：1952年—2014年

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(jìn)行估算。在此基礎(chǔ)上，構(gòu)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(jì)增長是要素驅(qū)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(jì)增長的貢獻(xiàn)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(jié)構(gòu)、體制變革等角度提出了促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升，進(jìn)而帶動經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇的建議。

關(guān)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(jì)增長是宏觀經(jīng)濟(jì)理論研究的核心命題。而探究國家經(jīng)濟(jì)增長源泉和動力，分析各生產(chǎn)要素對國家經(jīng)濟(jì)增長的影響是經(jīng)濟(jì)增長理論的重要內(nèi)容。分析各生產(chǎn)要素在經(jīng)濟(jì)增長中的貢獻(xiàn)度，探尋經(jīng)濟(jì)增長根源需要對經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行核算。在經(jīng)濟(jì)增長核算中通常用全要素生產(chǎn)率（TFP）衡量國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量，判斷經(jīng)濟(jì)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(jì)的增長部分，是間接測度的技術(shù)進(jìn)步率。

Solow（1957）采用科布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)推導(dǎo)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(zhì)資本增長率的加權(quán)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(rèn)為將“索羅余值”代指技術(shù)進(jìn)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(jì)和知識進(jìn)步三項，并且進(jìn)行測度。

諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎獲得者保羅·克魯格曼在《蕭條經(jīng)濟(jì)學(xué)的回歸》中指出，我國的經(jīng)濟(jì)增長是要素投入驅(qū)動，而不是生產(chǎn)效率提高的結(jié)果。這引發(fā)了我國經(jīng)濟(jì)學(xué)者對我國經(jīng)濟(jì)根源的探究。

概括而言，眾多經(jīng)濟(jì)學(xué)家的研究表明我國的經(jīng)濟(jì)增長是要素驅(qū)動型模式，全要素生產(chǎn)率對我國經(jīng)濟(jì)的增長的貢獻(xiàn)較低。近十年來，特別是在美國經(jīng)濟(jì)危機(jī)后，我國步入經(jīng)濟(jì)增速下滑的陣痛期和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整快車道。為迅速促進(jìn)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇和擺脫結(jié)構(gòu)調(diào)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(diào)整有重要的意義。

二、 模型設(shè)定

其中t反映的是時間變量。筆者設(shè)定我國在1978年之前基本不存在技術(shù)進(jìn)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(jì)增長產(chǎn)生重要影響。例如，1959年～1961年的自然災(zāi)害；1978年我國的改革開放；1994年我國深化市場經(jīng)濟(jì)體制改革的舉措等。因此在上面模型的基礎(chǔ)之上，經(jīng)過適當(dāng)?shù)恼{(diào)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(zāi)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(jìn)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(shè)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?xì)v年的資本存量數(shù)據(jù)，這需要根據(jù)公布的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)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(dá)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(jì)增長核算中的要素投入實質(zhì)為投入要素的服務(wù)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(wù)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(yīng)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(xiàn)的估計差距較大。筆者在文中假設(shè)不變的年度固定資產(chǎn)折舊率為5%。該假設(shè)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(shè)的合理性。

將初始資本存量數(shù)值K（0）設(shè)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(zhì)代表的是勞動投入帶來的服務(wù)流。因此，不僅是勞動投入數(shù)量，而且勞動投入的質(zhì)量同樣能帶來服務(wù)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(zhì)量加權(quán)。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(jì)60年代初的三年自然災(zāi)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(jìn)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(jìn)行了計量回歸分析。回歸分析結(jié)果如表2所示。

在規(guī)模報酬不變的假設(shè)下，采用C-D生產(chǎn)函數(shù)形式對數(shù)據(jù)計量回歸。回歸結(jié)果中各變量的符號符合與經(jīng)濟(jì)預(yù)期一致；調(diào)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(guān)。

由1952年～2014年數(shù)據(jù)回歸結(jié)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(jì)增長貢獻(xiàn)較大；三年災(zāi)害期間對我國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了嚴(yán)重的負(fù)面影響，造成經(jīng)濟(jì)的衰退；而1994年的深化經(jīng)濟(jì)體制改革釋放了我國經(jīng)濟(jì)的活力，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)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(shù)水平在不斷的進(jìn)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(jì)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(jié)果，筆者計算了TFP指數(shù)（設(shè)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(jì)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(fù)值。整體而言，20世紀(jì)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(jì)50年代我國TFP呈現(xiàn)上升的趨勢；在1959年～1961年三年自然災(zāi)害期間，TFP急速下降，之后TFP呈現(xiàn)出曲折的上升；在20世紀(jì)70年代，我國TFP變化不大；從20世紀(jì)80年代開始，經(jīng)濟(jì)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(jì)增長的黃金30年。在2007年美國經(jīng)濟(jì)危機(jī)后，我國的經(jīng)濟(jì)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(jì)增長的貢獻(xiàn)，筆者對我國的經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行核算，計算各要素對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。該指標(biāo)可由投入要素貢獻(xiàn)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(jì)增長主要要素驅(qū)動型的，資本和勞動在經(jīng)濟(jì)中貢獻(xiàn)之和為80.99%，TFP的貢獻(xiàn)為19.01%。在改革開放前后，資本的貢獻(xiàn)對經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)差距較大。資本由解釋經(jīng)濟(jì)增長的63.11%上升到解釋經(jīng)濟(jì)增長的90.65%。而勞動和TFP對經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)迅速下降：勞動由改革開放前解釋經(jīng)濟(jì)增長的16.16%，下降為僅僅能夠解釋經(jīng)濟(jì)增長的4.42%；TFP由能夠解釋經(jīng)濟(jì)增長的20.73%下降為僅僅能夠解釋經(jīng)濟(jì)增長的4.94%。

五、 結(jié)論及政策展望

本文通過1952年～2014年我國經(jīng)濟(jì)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(jì)呈現(xiàn)出生產(chǎn)要素驅(qū)動型的粗放型增長模式。且在改革開放之后TFP對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)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(jì)的貢獻(xiàn)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(jì)沖擊引起，然深層次原因是我國本身經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)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(jì)下滑的態(tài)勢，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的復(fù)蘇，須由需求管理轉(zhuǎn)向供給側(cè)改革；須調(diào)整我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，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(jìn)行供給側(cè)改革。我國經(jīng)濟(jì)的驅(qū)動力應(yīng)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(shù)）轉(zhuǎn)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(xùn)，提高勞動力素質(zhì)；加強(qiáng)專利保護(hù)，促進(jìn)創(chuàng)新體制的完善，促進(jìn)新技術(shù)的研發(fā)和保障應(yīng)用型新技術(shù)能夠迅速的轉(zhuǎn)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(shù)相結(jié)合大大降低了交易成本和提高了服務(wù)效率。

其次，調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，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(jìn)產(chǎn)能過剩的鋼鐵、煤炭等行業(yè)的兼并重組和結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，同時大力發(fā)展新興行業(yè)和服務(wù)業(yè)。同時，鼓勵東部企業(yè)向中西部轉(zhuǎn)移，實現(xiàn)“騰籠換鳥”；促進(jìn)企業(yè)快速“走出去”，并購企業(yè)缺乏的先進(jìn)技術(shù)和營銷網(wǎng)絡(luò)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(quán)和事權(quán)相匹配，促進(jìn)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(jìn)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(jì)發(fā)展提供充足高素質(zhì)的勞動力。

總體而言，從供給側(cè)改革出發(fā)，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，深化體制改革，必然會釋放新的經(jīng)濟(jì)增長活力，促進(jìn)全要素生產(chǎn)率在我國經(jīng)濟(jì)中的貢獻(xiàn)率，為經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇和經(jīng)濟(jì)的中高速增長保駕護(hù)航，形成富有彈性和可持續(xù)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)體制。

參考文獻(xiàn)：

[1] 國家統(tǒng)計局（2009-2014）.中國統(tǒng)計年鑒[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，2015.

[2] 國家統(tǒng)計局國民經(jīng)濟(jì)綜合統(tǒng)計司.新中國60年統(tǒng)計資料匯編[M].北京：中國統(tǒng)計出版社.

[3] 郭慶旺，賈俊雪.中國全要素生產(chǎn)率的估算：1979- 2004[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005，（6）：51-60.

[4] 單豪杰.中國資本存量K的再估算：1952～2006年[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2008，（10）：17-31.

[5] 楊飛虎.中國經(jīng)濟(jì)增長因素分析：1952-2008[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2010，（9）：1-7.

[6] 張軍，施少華.中國經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率變動：1952-1998[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯，2003，（2）：17-24.

[7] Chow G C.Capital Formation and Economic Growth in China[J].Quarterly Journal of Economics，1993，108（3）：809-842.