中國工業(yè)要素替代彈性的分解
——基于直接替代效應和誘致性技術創(chuàng)新效應的研究

鐘世川

(中山大學 自貿區(qū)綜合研究院，廣東 廣州 510275)

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中國工業(yè)要素替代彈性的分解
——基于直接替代效應和誘致性技術創(chuàng)新效應的研究

鐘世川

(中山大學 自貿區(qū)綜合研究院，廣東 廣州 510275)

摘要：基于固定替代彈性(CES)生產函數(shù)構建了要素替代彈性分解的理論框架模型，根據(jù)技術進步是否發(fā)生改變，將要素替代彈性分解為直接替代效應和誘致性技術創(chuàng)新效應，并利用1978—2013年中國工業(yè)數(shù)據(jù)對其進行了實證檢驗分析。實證結果表明：在中國工業(yè)化進程中，中國工業(yè)資本與勞動之間是呈互補關系；同時，在要素替代過程中，誘致性技術創(chuàng)新效應起到了主要作用。因此，在中國經濟轉型的新常態(tài)下，應該繼續(xù)加大技術創(chuàng)新的投入力度，加速推進工業(yè)產業(yè)技術升級，優(yōu)化產業(yè)結構。

關鍵詞：CES生產函數(shù)；要素替代彈性；誘致性技術創(chuàng)新

一、引言

要素替代彈性，也稱為替代彈性，它是衡量要素邊際替代率對要素比的敏感程度以及要素替代的難易程度。自20世紀30年代要素替代彈性提出后，它便迅速成為經濟學領域研究中的核心參數(shù)之一。要素替代彈性作為總量生產函數(shù)中的一個純技術參數(shù)，一旦商品價格改變，資本或勞動密集型產品或服務也會發(fā)生相應的需求改變，此時就能實現(xiàn)資本與勞動之間的相互替代[1]23-28。要素替代彈性備受學術界的關注，主要集中在以下兩方面：

一方面是關于要素替代彈性對經濟增長的影響。20世紀80年代末，De La Grandville提出了德拉格蘭德維爾假說，主要論述了要素替代彈性對經濟增長具有促進作用[2]。隨后，Yuhn認為韓國政府通過降低資本價格而引發(fā)要素價格扭曲，使韓國的要素替代彈性達到了更高水平，這是韓國經濟增長率高于美國的主要原因之一[3]。Sato等基于美國和日本的對比，也得到了同樣的結論[4]。De La Grandville通過對比分析日本與其他東亞國家的經濟增長情況，認為“東亞奇跡”實現(xiàn)的一個重要因素就是要素替代彈性，因為要素替代彈性對經濟增長的貢獻度遠超過了技術進步和儲蓄率[5]。同時， Mallick和鐘世川的研究結果也同樣證實了德拉格蘭德維爾假說[6-7]。

另一方面是關于要素替代彈性的估計法研究。目前主要有三種方法對替代彈性進行估計：一是單方程模型估計方法，它是將資本和勞動進行需求的一階條件處理。Antras運用此方法估計了美國在1948—1998年的替代彈性和有偏技術進步，研究表明，在有偏技術進步條件下，替代彈性可能小于1[8]。二是Kmenta近似估計方法，它是將CES生產函數(shù)標準化后進行的處理。Mallich采用此方法估計了全球90個國家的要素替代彈性，也發(fā)現(xiàn)替代彈性與經濟增長率呈正相關；Sato等運用該方法測算了美國和日本在1960—2004年間的替代彈性，發(fā)現(xiàn)兩國的替代彈性均小于1，且美國的替代彈性明顯小于日本；鐘世川利用Kmenta近似估計方法估計出中國工業(yè)要素替代彈性為0.475。三是標準化供給面系統(tǒng)估計方法，它是目前學術界普遍采用的方法。Klump等利用此方法估計了美國在1953—1998年間的替代彈性為0.556[9]。隨后，標準化供給面系統(tǒng)估計方法在實證中也得到了廣泛的應用[10-11]。

伴隨經濟全球化的發(fā)展，生產要素在國際間的流動日益加強，要素替代與生產技術也發(fā)生了顯著變化。但是，無論是關于要素替代彈性對經濟增長的影響研究，還是關于要素替代彈性的估算方法研究，它們都忽略了從技術進步角度對要素替代彈性進行分解。Irmen和Klump根據(jù)技術進步是否發(fā)生改變，可以將要素替代彈性分解分為兩部分：一部分是直接替代效應，即當技術進步沒有發(fā)生改變時，廠商在原生產技術下直接通過調整要素投入而產生的替代效應；另一部分是誘致性技術創(chuàng)新效應，當技術進步發(fā)生改變時，廠商在新技術下可在更大程度上調整要素投入而產生的替代效應。值得注意的是，技術進步是否發(fā)生改變直接受制于時間因素，時間的長短導致了要素替代中的直接替代效應和誘致性技術創(chuàng)新效應。

基于此，本文利用固定替代彈性生產函數(shù)構建了要素替代彈性估算和分解的理論分析框架，利用1978—2013年中國工業(yè)數(shù)據(jù)實證分析了資本-勞動報酬比與資本-勞動投入比變化的長期關系，并利用誤差修正模型(ECM)分解出資本-勞動報酬比變化引起的直接替代效應和誘致性技術創(chuàng)新效應，同時對比分析了這兩種效應在要素替代效應中分別所占的比例。

二、理論模型

為更好地刻畫要素替代彈性分解的理論框架，假設代表性廠商有固定替代彈性生產函數(shù)，其中，包括了資本投入要素Kt、勞動投入要素Lt和外生技術進步At，具體生產函數(shù)形式如下：

(1)

其中，θ∈(0,1)是反映生產過程中資本-勞動之間的重要性分配參數(shù)，σ∈(0,)是資本-勞動之間的替代彈性。當σ=0，式(1)成為Leontieff生產函數(shù)；當σ=1時，式(1)成為Cobb-Douglas生產函數(shù)；當σ=時，資本-勞動之間具有完全替代性，式(1)成為線性生產函數(shù)。由此可以看出，固定替代彈性生產函數(shù)囊括了常見的生產函數(shù)形式，它具有更為普遍的適用性。

根據(jù)式(1)可以導出資本邊際產出和勞動邊際產出，有：

(2)

(3)

由式(2)和式(3)可得資本-勞動邊際產出比為：

(4)

假設生產過程中廠商具有“理性人”假設，則當資本-勞動的要素價格給定時，廠商便會根據(jù)已獲取的要素價格信息來制定生產最大產量的要素投入最優(yōu)組合，即在規(guī)模報酬不變時，資本邊際產出等于資本報酬rt，勞動邊際產出等于勞動報酬wt。根據(jù)式(4)，有：

(5)

將式(5)兩邊取對數(shù)，并整理可得：

(6)

由于要素替代彈性σ是大于0的常數(shù)，在其它條件不變時，當資本-勞動報酬比(rt/wt)下降，則資本-勞動投入比(Kt/Lt)將會上升。

基于式(6)，本文從短期波動和長期均衡視角來分解要素替代彈性，因此可以得到時間序列模型，如下所示：

(7)

三、數(shù)據(jù)說明

本文利用1978—2013年中國工業(yè)數(shù)據(jù)來分析短期波動和長期均衡的要素替代效應。根據(jù)《中國工業(yè)經濟統(tǒng)計年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》整理獲得1978—2013年工業(yè)增加值、勞動力投入和資本投入，并根據(jù)《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》和《中國勞動統(tǒng)計年鑒》整理獲得1978—2013年工業(yè)勞動力報酬率和資本報酬率。

工業(yè)產出。本文選取工業(yè)增加值代表工業(yè)產出，由于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國工業(yè)經濟統(tǒng)計年鑒》在1992年前只公布了工業(yè)凈產值數(shù)據(jù)，為便于與1992年后公布的工業(yè)增加值數(shù)據(jù)統(tǒng)一，本文利用統(tǒng)計年鑒上的計算公式計算1992年前的工業(yè)增加值*計算公式為：工業(yè)增加值=工業(yè)凈產值+提取的折舊基金。。同時，將得到的1978—2013年工業(yè)增加值按照工業(yè)品出廠價格指數(shù)(1990年=100)進行平減。

資本投入。本文利用陳詩一*陳詩一.中國工業(yè)分行業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)估算:1980-2008[J].經濟學 (季刊),2011(3)。所得的1980—2008年行業(yè)資本存量數(shù)據(jù)加總得到1980—2008年的工業(yè)資本投入，并利用該文中資本投入的估量方法計算2009—2013年工業(yè)資本投入，1978年和1979年的資本投入是按1980—2013年資本投入的平均比例估算。

勞動力投入。1978—2002年勞動力投入來源于《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》中的工業(yè)年末職工數(shù)，2003—2013年勞動力投入來源于《中國統(tǒng)計年鑒》中的工業(yè)年末就業(yè)人員數(shù)。

勞動力報酬率?！吨袊鴦趧咏y(tǒng)計年鑒》公布了歷年城鎮(zhèn)單位工業(yè)就業(yè)人員平均勞動報酬，本文將其視為歷年勞動力報酬率，并將其按消費價格指數(shù)(1990年=100)進行平減。

資本報酬率。資本收入除以資本投入得到資本報酬率。在會計層面，勞動力報酬以外的所有收入均為資本收入，而工業(yè)勞動力總報酬等于勞動力投入乘以勞動力報酬率，即：資本收入=工業(yè)增加值-勞動力總報酬。然后，便可得工業(yè)資本收益率。

四、實證分析

為判斷式(7)中資本-勞動報酬比(ln(rt/wt))與資本-勞動投入比(ln(Kt/Lt))之間是否存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系，本文依據(jù)上述數(shù)據(jù)首先對資本-勞動報酬比序列與資本-勞動投入比序列進行單位根檢驗和協(xié)整檢驗。然后，通過估計后所得殘差序列來構建誤差修正模型對中國工業(yè)要素替代效應進行分解，以便獲取直接替代效應和誘致性技術創(chuàng)新效應分別所占的比例。

首先，通過對變量資本-勞動投入比序列和資本-勞動報酬比序列進行單位根檢驗，其結果如表1所示。兩變量均在5%的置信水平下顯著，說明兩變量序列存在單位根，均為非平穩(wěn)序列。因而，對它們的一階差分形式進行檢驗，其結果顯示：兩變量的一階差分均小于10%置信水平下的臨界值，因此一階差分序列是平穩(wěn)的，即變量資本-勞動投入比序列和資本-勞動報酬比序列均是一階單整的時間序列變量。

表1　單位根的檢驗結果表*這里的LM統(tǒng)計量臨界值是不含趨勢項的。

注： ***、**和*分別表示在1%、5%和10%的置信水平下顯著。

由于變量資本-勞動投入比序列和資本-勞動報酬比序列均屬一階單整的時間序列，因此可以進行變量間的協(xié)整分析，其估計結果如表2所示。F統(tǒng)計量為56.991 4，表明模型(7)的整體估效果較好；常數(shù)項和變量資本-勞動報酬比均在1%的置信水平下顯著，資本-勞動報酬比每下降1%，將會使資本-勞動投入量比增加-0.423 1個百分點。其中，要素替代彈性σ的值為0.423 1，表明中國工業(yè)資本-勞動之間呈現(xiàn)互補關系。

表2　模型(7)估計結果表

注：()里面的為t值；***、**和*分別表示在1%、5%和10%的置信水平下顯著。

根據(jù)表2的估計結果，并結合模型(7)，便可構造殘差序列，即：

(8)

表3　殘差序列的ADF單位根檢驗結果表

雖然資本-勞動投入比與資本-勞動報酬比存在長期負向均衡關系，但是在現(xiàn)實經濟問題中，所采用的實際經濟數(shù)據(jù)并非是均衡過程生成的。因此，根據(jù)式(8)構建殘差項序列的誤差修正模型，如下所示：

(9)

其中，ξ1是資本-勞動報酬比的短期波動對資本-勞動投入比的影響，反映的是要素替代中的直接替代效應的貢獻部分；λ表示前一期誤差修正項對偏離長期均衡的調整力度，也就意味前一期資本-勞動報酬比所引起的變化λ0.423 1便是要素替代中的誘致性技術創(chuàng)新效應的貢獻部分。

表4的估計結果中，DW統(tǒng)計量為1.842 1，接近于2的水平；R2和調整R2分別為 0.836 7和0.754 0，說明模型(9)的擬合效果比較好，并且殘差項εt不存在序列自相關。由表4可知，在短期波動中，資本-勞動報酬比每提高1個百分點便會引起資本-勞動投入比下降-0.074 9。值得注意的是，Δln(rt/wt)的參數(shù)估計值-0.074 9也反映了資本-勞動報酬比變動后要素替代中發(fā)生的直接替代效應，即：在原技術水平下，廠商通過調整資本-勞動要素比例實現(xiàn)最優(yōu)化生產狀態(tài)所發(fā)生的資本替代勞動的過程。

由表4可知，誤差修正項ln(Kt-1/Lt-1)的參數(shù)估計值為-0.461 4，表明當短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項ln(Kt-1/Lt-1)將非均衡拉回均衡狀態(tài)，它的調整力度為-0.461 4。根據(jù)式(9)，前一期資本-勞動報酬比會對當期的資本-勞動投入比的變動產生負影響，其影響力為λ0.423 1=-0.195 2，表明當前一期資本-勞動報酬比每上升1個百分點，會使得當期資本-勞動投入比下降0.195 2，這反映了當資本-勞動報酬比下降時，便會引起生產中資本使用型和節(jié)約勞動型技術變革的出現(xiàn)，進而導致生產要素投入組合過程中資本替代勞動，這部分要素替代恰好是誘致性技術進步效應所占的比例。

表4　誤差修正模型的估計結果表

由于誤差修正模型可以分離出資本-勞動報酬比對資本-勞動投入比影響的短期均衡，進而可以研判出要素替代過程中的直接替代效應和誘致性技術創(chuàng)新效應。鑒于非VAR模型無法對方差項進行分解，因而本文僅對各部分的彈性系數(shù)進行比較。由表5知，直接替代效應所占比例為27.73%，誘致性技術創(chuàng)新效應所占比例為72.27%。也就是說，在1978—2013年間，資本持續(xù)替代勞動的主要原因在于誘致性技術創(chuàng)新效應，這是引導中國工業(yè)要素替代前進的大方向，也是廠商在工業(yè)化進程過程中實現(xiàn)要素替代的關鍵所在。

表5　要素替代效應的分解結果及其貢獻度表

五、結論與啟示

本文基于固定替代彈性生產函數(shù)構建了要素替代彈性估算和分解的理論框架模型，由于技術進步是否發(fā)生改變直接受制于時間因素，基于時間的長短，將要素替代彈性分解為直接替代效應和誘致性技術創(chuàng)新效應。本文利用1978—2013年中國工業(yè)數(shù)據(jù)對其進行了實證分析，其實證結果顯示：在中國工業(yè)化進程中，資本與勞動之間的替代彈性大于0并且顯著小于1，這說明中國工業(yè)要素之間呈互補關系；同時，在要素替代過程中，直接替代效應與誘致性技術創(chuàng)新效應的貢獻度比例大致為1∶3，也就是說，誘致性技術創(chuàng)新效應對要素替代的發(fā)生起到了主要作用。因此，在中國經濟轉型的新常態(tài)下，應該繼續(xù)加大技術創(chuàng)新的投入力度，加速推進工業(yè)產業(yè)技術升級，優(yōu)化產業(yè)結構。

從研究結論中可以看出，要素替代彈性不僅僅是總量生產函數(shù)中的一個技術參數(shù)，也是政府制定宏觀經濟政策的依據(jù)，這意味深入剖析要素替代彈性的影響因素至關重要，尤其從技術進步視角對要素替代彈性進行分解。同時，從要素替代彈性角度分析要素市場扭曲也是一個全新的視角[12]。此外，由于受時間長度的限制以及模型設定的選取，本文所估計得到的要素替代彈性難免存在衡量上的偏誤，因此，如何改進要素替代彈性的估計方法是一個值得深入研究的問題。

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(責任編輯：張愛婷)

Chinese Industrial Elements of Decomposition of the Elasticity of Substitution

ZHONG Shi-chuan

(Comprebensive institutre FTA,Sun YAT-SEN University,Guangzhou 510275, China)

Abstract:This paper builds a theoretical framework model about factor substitution elasticity of decomposition by using a fixed elasticity of substitution production function. According to the technical progress if it's changed, factor substitution elasticity is broken down into direct substitution effect and the effect of induced technological innovation. This paper uses China's industrial data from 1978 to 2013 for the empirical analysis. The empirical results show that China's industrial element is a complementary relationship in China's industrialization process. Meanwhile, the effect of induced technological innovation plays a major role in the occurrence of factor substitution. Therefore, under the new norm of economic restructuring, we should continue to increase technological innovation investment, accelerate industrial upgrading of industrial technology, and optimize the industrial structure.

Key words:CES production function; factor substitution elasticity; induced technological innovation

收稿日期：2015-09-24；修復日期：2015-11-20

基金項目：國家社會科學基金重點項目《技術進步偏向及其效應的統(tǒng)計測算與計量經濟分析》(13ATJ001)

作者簡介：鐘世川，女，重慶銅梁人，經濟學博士，研究方向：自貿區(qū)服務貿易自由化、宏觀經濟數(shù)量分析。

中圖分類號：F403.8

文獻標志碼：A

文章編號：1007-3116(2016)05-0065-05

【統(tǒng)計應用研究】