李尚蒲
(華南農業大學 經濟管理學院,廣州 510642)
我國農墾全要素生產率收斂的測算
李尚蒲
(華南農業大學 經濟管理學院,廣州 510642)
文章通過測算絕對收斂和條件收斂,發現我國農墾企業在區域間存在著收斂趨勢,收斂的速度較快。位于東、中、西部墾區大城市的農墾企業,對本區域其他企業技術溢出明顯,其中西部墾區收斂速度最快。將國有企業改革措施量化為控制變量,考察它們對生產率收斂的影響。這些措施中的“非公有制經濟增長”和“優化要素投入”與收斂關系密切,說明農墾部分改革措施會產生馬泰效應,對于改革效果明顯、基礎較好的墾區,將以比初始狀態更快的速度增長。
農墾企業;增長收斂;非公有制經濟;要素投入
“屯墾戍邊”在歷代都被奉為治國安邦的重要國策。前期研究[1]曾測算出全國和各地全要素生產率,1999~2007年間逐年定基(1999=1)的全要素生產率。墾區間經濟增長存在顯著的差異和不平衡,省會以上大城市農墾企業全要素生產率主要依靠技術進步推動,而各省區農墾全要素生產率增長主要依靠技術效率的改善。作為全國性、大型的農業企業,它的長期發展主要依賴于生產效率的提高。各地區農墾集團的全要素增長存在何種趨勢,大城市的技術進步能否在省份間溢出,是本文考察的主要議題。
生產率收斂是為了檢驗地區間由于知識和技術擴散導致收入的收斂,它也是經濟增長理論中有意義的一個命題。收斂的文獻集中在勞動生產率和收入收斂方面,Baumol[2]以1870年的勞動生產率為基期,提出了勞動生產率和一國經濟增長的收斂模型,隨后Barro[3]提出了絕對收斂模型。在我國也有類似的研究認為區域勞動生產率的增長是導致區域收入差距的主要原因[4-6]。近期的文獻開始關注我國各省區TFP是導致地區間收入差距的主要原因[7-8],或者特定領域的全要素增長率收斂問題[9-11]。Isam[12]的觀點,相類似的樣本中收斂的速度較高。作為大型農業類國有企業,組織內部實行嚴密的分工和協調,預計墾區間內全要素生產率增長收斂速度較快。
新古典增長模型認為,在經濟偏好與技術條件相同、邊際報酬遞減、要素自由流動等假定前提下,人均收入或產出水平的增長率與初始人均收入或產出水平呈負相關關系,即:長期不發達的地區將會趕上發達地區。測量收斂的常用方法共有三種:σ收斂、絕對β收斂、條件β收斂。
σ收斂是一種直觀的測量方法,通過計算全國各省市墾區全要素生產率或各墾區生產總值的標準差,看其是否隨時間逐漸減小,如果減小就是存在著收斂,這種分析方法對于年度波動頻繁的數據比較困難。絕對β收斂模型的描述也表述相對簡單,其中:git代表從0到T期,區域i的平均增長率;1nyi0和1nyit代表初始增長率和觀測期增長率;α代表常數項,εit表示隨機擾動項;β是待估參數,它是由Mankiw,Romer and Weil[13]和 Bernard和 Jones[14]提出的趕超速度 λ分解而來。收斂速度通常用百分比來表示經濟體每年能夠縮小實際水平與穩態水平之間差距。

其中:β=1/t×[1-e-λt],下(2)同。
Miller和Upadhyay[15]發展了條件收斂模型,使用面板數據模型進行估計。較多的實證分析證實改革期的中國不存在絕對收斂,更多的是存在條件收斂[16-18]。與絕對收斂變量描述相類似,增加了控制變量X。對于控制變量的描述,曾使用:地理位置、優惠政策、儲蓄率、人力資本、市場化程度、對外開放程度等對收斂的影響。本文結合數據可獲得性和墾區的改革措施,擬定:產業結構、對外開放程度、市場化程度和地理區位等指標為控制變量。

數據均來自《中國農村統計年鑒》和中國農墾信息網。由于墾區統計口徑在1999年發生變化,因此選取1999~2007年的相關數據。考慮到需要平衡數據,將哈爾濱、昆明和熱作研究所等非平衡數據剔除,共考察34個區域歷年數據。
地理位置一直是解釋中國地區間差距的最關鍵因素之一。受到“先富論”思想的設計思路,東部沿海地區一直是中國改革的試驗場和市場化的先驅,享受著大量的優惠政策和措施。本文也沿襲這種思路將除了大城市外的墾區分為,東、中、西三大區域。東部墾區包括:江蘇、浙江、福建、廣東、廣西和海南。中部省份墾區包括:內蒙古、吉林、遼寧、黑龍江、河北、山西、安徽、江西、山東、河南、湖北和湖南。西部省份墾區包括:四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆(兵團)、新疆(農業)、新疆(畜牧)。此外,借鑒之前的計算,本文將省會以上大城市農墾單列出來。這類農墾企業依靠屬地大城市科研院校、便利的信息和交易平臺,承擔著科技研發、農產品深加工、服務和技術推廣等任務。作為各省或者全國農墾企業的總部,它們體現了科技的領先和創新。本文主要研究位于:北京、天津、上海、南京、廣州和重慶等地大城市農墾企業。

表1 各地農墾全要素生產率標準差
σ收斂通過分析標準差,檢驗墾區收斂。從總體而言,墾區生產率增長差異在研究初期表現比較顯著,呈現波動下降趨勢。全國全要素生產率的標準差從2000年的0.49,下降至2007年的0.39。在初期各地技術效率的差異是構成全要素生產率差異的主要因素,隨著時間推移各地技術效率的趨同,而技術進步查差異呈現周期波動。
從區域比較而言,區域間呈現明顯的不均衡特征。如表1顯示,中部和西部呈現明顯的收斂趨勢,例如:西部各墾區σ值從2000年的0.86下降為2007年的0.54。大城市和東部沿海地區卻呈現生產率增長的發散特征,2007年度大城市和東南沿海的σ值比2000年分別升高了0.23和0.35。
絕對β是指在趨近穩定的狀態過程中,生產率較低的墾區全要素生產率增長速度更快。絕對收斂數據選取2000~2007年間面板數據。由于Hausman檢驗支持隨機效應模型,本文采用面板數據的最大似然發進行估計,得到表2。在一個經濟系統中,保持增長重要原因是技術的溢出效應,一般認為技術溢出多發生在離技術創新者最近的經濟體。因此,本文將大城市農墾企業按照屬地,分解至各省區農墾,考察它們對各地墾區的帶動作用。
從全國范圍而言,墾區全要素生產率呈現明顯的收斂趨勢。東部省份、中部省份和西部各省的全要素生產率均顯著的表現出絕對收斂狀態。這也表明了大型企業集團間的技術進步擴散的速度較快,知識外溢的效果明顯。特別是西部的絕對收斂系數最高,收斂速度最快。這和新疆建設兵團關系密切,建設兵團以其高效嚴密的軍事化組織形式,有利于自上而下的改革和農業先進技術的推廣。東部各省份生產率增長的絕對收斂速度全國最慢,收斂緩慢可能源于企業內部組織形式的多元化導致內部技術外溢效果的不顯著。

表2 各墾區TFP絕對收斂的回歸分析
條件收斂指各個墾區的增長速度和其自身穩定狀態的距離成正比,即初始水平越低增長速度越快。墾區全要素生產率的增長既與初始資源條件相關,也與發展階段所采取的改革政策聯系密切。本文重點考察1999~2007年間各墾區推行國有企業改革措施對各區增長收斂的影響:優化墾區經濟結構,要素投入改善提升主營業務效率,提升外貿易,鼓勵墾區非公有經濟發展等。本文結合數據可獲得性,擬定以下八個指標為控制變量:“二、三產業增長率”代表優化墾區結構,“資本深化程度、土地面積擴大、勞動力和工資增長率”代表要素投入改善,“出口增長率”代表提升對外開放程度的,“非公有制經濟增長率”代表市場化程度。

表3 大城市與墾區的條件收斂回歸結果
從表3可以得出:非公有制經濟增長、要素投入的改善和所屬區域經濟收斂關系密切,上述兩個因素卻會引發墾區間經濟增長差距的進一步擴大。其中:(1)非公有制經濟增長變量,除了在西部地區不顯著外,基本上通過了各模型的檢驗。這表明農墾企業中的非公有制經濟,做為獨立的經濟決策體相對較少受到管制,經營的自由度相對較大。這類經濟的蓬勃發展,在沒有動搖核心制度“國有”的前提下,為之帶來可觀收益,同時引入了內部競爭,推動墾區經濟發展。(2)經濟增長方式的改變主要體現在生產要素配置方面,隨著各地農墾股份制改造完成,各地墾區呈現出減員增效、資本深化和土地集約經營的特征。在表3中,通過檢驗的變量是:勞動力增長和資本增長。大幅度精簡機構和人員、社企分離降低管理成本,提高運行效率,對于中、東部墾區而言更有利且增進生產率提高,而對于西部墾區卻不明顯。與集約使用勞動力相對應,各地農墾企業普遍出現資本深化現象,反映了農墾企業建立起了規模化經營、機械化作業、標準化生產的農產品生產基地的需要。但是資本投入越高,反而抑制了全要素生產率的增長,可能解釋在于全要素生產率所體現的技術進步是不包括資本投入、外生的、希克斯中性的技術進步(孫琳琳,任若恩,2005)[19]。 (3)相較全國各墾區,西部墾區的全要素收斂最為迅速。這與西部地區集中著大批建設兵團關系密切。建設兵團以其高效嚴密的軍事化組織形式,有利于自上而下的改革和農業先進技術的推廣。外貿易逐年增長縮小了地區間的差距,有利于推進標準化生產,提高產品質量安全水平,同時也拓展農墾對外開放的廣度和深度,提高企業經營水平。(4)東部地區的總體回歸模型顯示,墾區第二產業的增長和土地面積的增長有利于縮小墾區間的差距。墾區經濟結構的優化在體現在“工業興墾”戰略,這有利于墾區第二、第三產業的發展,深化了產業鏈條,提升了農產品的附加值。東部墾區還面臨著與西部和中部不同的資源約束。在工業化和城市化背景下,土地資源供給呈現剛性約束,絕大多數的耕地面積逐年下降,催生墾區土地的集約化經營,擴充墾區的土地面積有助于區域經濟的發展。
全國各墾區的測算結果,表明我國農墾區域間存在著絕對收斂和條件收斂,且收斂的速度較快。這也符合Isam的觀點,對于相類似的樣本中收斂的速度較高。東、中、西部墾區全要素生產率收斂速度的快慢和企業的組織形式有關,收斂速度最快的是西部墾區,最慢的是東部墾區。相對于西部墾區,東部墾區組織形式更為多樣,雖然帶來了較好的經濟效益,但不利于技術快速溢出。
考察各墾區推行國有企業改革措施對各區增長收斂的影響,對改革措施進行量化:優化墾區經濟結構,要素投入改善提升主營業務效率,提升外貿易,鼓勵墾區非公有經濟發展等,并將這些指標做為相對收斂的控制變量。計量的結果中“非公有制經濟增長”和“優化要素投入”和所屬區域經濟收斂關系密切,但是會引發墾區間經濟增長差距的進一步擴大。這說明農墾部分改革措施會產生馬泰效應,對于改革效果明顯、基礎較好的墾區,將以比初始狀態更快的速度增長。然而,由于缺乏相關數據,本文無法解釋各墾區何種組織形式導致了區域間收斂速度的差異,也沒有進一步討論不同的改革措施為何對不同墾區的全要素增長的作用大小不同。這些都是以后值得研究的問題和方向。
[1]李尚蒲,羅必良.我國農墾全要素生產率的測算:1999~2007[J].統計與決策,2009,(13).
[2]William J.Baumol,Edward N.Wolff.ProductivityGrowth,Conver?gence,and Welfare:reply[J].The American Economic Review,1988,(12).
[3]Barro,Robert J.Economic Growth in a Cross Section of Countries[J].Quanterly Journal of Economics,1992,(2).
[4]劉黃金.地區間生產率差異與收斂——基于中國個產業的分析[J].數量經濟與技術經濟研究,2006,(11).
[5]李國璋,魏梅.中國地區差距、生產率的分解及其收斂成因的轉變[J].經濟科學,2007,(5).
[6]范金,嚴斌劍.長三角都市圈勞動生產率的收斂性檢驗:1991~2005[J].世界經濟文匯,2008,(3).
[7]彭國華.中國地區收入差距、全要素生產率及其收斂分析[J].經濟研究,2005,(9).
[8]李靜,劉志迎.中國全要素生產率的收斂及對地區差距變遷影響的實證分析[J].經濟社會體制比較,2007,(5).
[9]柯福艷,王秀清.中國食品加工業勞動生產率收斂性分析[J].農業技術經濟,2004,(6).
[10]韓曉燕,翟印禮.中國農業生產率的地區差異與收斂性研究[J].農業技術經濟,2005,(6).
[11]趙蕾,王懷明.中國農業生產率的增長及收斂性分析[J].農業技術經濟,2007,(2).
[12]Islam N.Growth Empirics:A Panel Data Approach[J].Quanterly Journal of Economics,1995,(4).
[13]Mankiw G.,D.Romer,D.Weil.A Contribution to the Empirics of Econmic Growth[J].Quanterly Journal of Economics,1992,(2).
[14]Andrew B.Bernard,CharlesI.Jones.ComparingApplestoOr?anges:Productivity Convergence and Measurement Across indus?tries and Countries[J].The The American Economic Review,1996,(12).
[15]Miller S.,M.Upadhyay.Total Factor Productivity and the Concer?gence Hypothesis[J].Journal of Macroeconomics,2002,(2).
[16]蔡昉,都陽.中國地區經濟增長的趨同與差異——對西部開發戰略的啟示[J].經濟研究,2000,(10).
[17]林毅夫,劉興明.中國的經濟增長收斂與收入分配[J].世界經濟.2003,(8).
[18]劉夏明,魏英其,李國平.收斂還是發散?——中國區域經濟發展爭論的文獻綜述[J].經濟研究,2004,(7).
[19]孫琳琳,任若恩.中國資本投入和全要素生產率的估算[J].世界經濟,2005,(12).
F326.2
A
1002-6487(2010)22-0079-03
李尚蒲(1980-),女,河南安陽人,博士研究生,研究方向:農業經濟學、制度經濟學。
(責任編輯/浩 天)