中國工業增長因素的實證研究

王建喜

(1.西安交通大學經濟與金融學院，陜西西安710061;2.西安外國語大學商學院，陜西西安710061)

一、引 言

“十二五”規劃指出，加快轉變經濟發展方式是我國經濟社會領域的一場深刻變革。工業增長方式的轉變無疑是這場變革的重要內容之一。轉變工業增長方式，核心是實現由主要依靠資金和自然資源支撐的經濟增長，向主要依靠人力資本投入、勞動力素質提高和技術進步支撐的經濟增長轉變［1］。

中國工業產出增長率長時間保持在兩位數以上。1952－1977年，以不變價表示的工業增加值平均增長速度達到12.1%，1978－2009年為10.6%，而同期國內生產總值的增長速度分別為6.48%和9.43%。那么，作為中國經濟中最活躍的產業部門，工業高增長的動力因素是什么?主要是投入高增長的結果，還是主要是技術進步的結果?這些關鍵性問題，不僅決定了我國工業增長的后勁和可持續性，更重要的是還決定了我國發展方式轉變的路徑和步伐。對工業增長因素的研究因而具有了非常重要的理論意義與現實意義，并吸引了大批中外經濟學家的關注。

一些學者的研究表明，改革開放后中國工業的增長動力已由初級要素投入過渡到依靠技術進步上來，增長質量和可持續性明顯提高［2－4］。但另外一些學者則得出了相反的結論，認為中國工業增長總體上仍然是粗放式增長［5］。

上述研究對于理解中國工業增長的方式具有重要的參考價值。但存在的問題是，一是已有研究結論的差異較大。除了核算方法上的不同外，數據口徑的不同，以及對投入產出數據處理方法上的不同可以解釋這種差異的較大部分。二是研究的時間范圍較短，因而難以分析我國工業增長方式長期的動態演化。與已有文獻相比，本文的主要貢獻有三:(1)將研究的時間范圍擴大到1952－2009年，同時將工業的投入產出數據統一到“全部工業”口徑，建立了一個長時間序列的工業投入產出數據庫。(2)考慮了人力資本對工業產出增長的影響，將人力資本對產出增長的貢獻從全要素生產率中分離了出來，使全要素生產率增長率更加接近于純粹的技術進步，從而減少了傳統兩要素投入模型因遺漏重要解釋變量造成對技術進步率的高估。(3)分別使用參數估計法與隱性變量法估算要素產出彈性與TFP增長率，使核算的結果更加可靠。

文章的結構安排如下，第二部分是增長因素分解模型，第三部分是數據處理，第四部分是用兩種方法所估算的要素產出彈性與TFP增長率的實證分析結果，第五部分是增長因素分析，最后是結語。

二、增長因素分解模型

根據Lucas，Romer等學者的研究，本文將人力資本納入新古典生產函數，構建了包括人力資本的增長因素分解模型，將工業增長因素分解為資本投入、勞動投入、人力資本和全要素生產率四部分［6－7］。通過增長因素分解模型量化工業增長的外延因素和內涵因素能夠揭示工業增長方式的特征及其動態演化軌跡，有利于對中國工業增長方式以及可持續性作出科學判斷。

量化工業各增長因素的關鍵是估算資本、有效勞動的產出彈性與全要素生產率(Total Factor Productivity，后文簡稱TFP)的值。在增長因素核算分析中，有三種方法確定要素投入的產出彈性和TFP:收入份額法、參數估計法與隱性變量法。受限于數據的可得性，收入份額法在我國的實際應用中受到很大限制，本文主要采用參數估計法和隱性變量法。

(一)參數估計法。

參數估計法以新古典生產函數為基礎，利用經濟計量方法估算出生產函數中各參數的值。

假定Y、K、L、H分別為總量水平上的工業增加值、資本投入、勞動投入以及人力資本水平。人力資本與勞動力以乘積的形式進入生產函數［8］。本文使用超越對數生產函數反映工業總量投入產出關系:

其中t為時間變量。如果估算出(1)式中各參數的數值，那么ln(Yt)用分別對lnKt與lnLt求偏導，可得到歷年資本和附加人力資本的勞動力的產出彈性。運用Solow方法可進一步估算出資本、勞動力、人力資本和TFP對產出增長的貢獻度［9］。當(1)式中參數滿足:α3+ α4=1;α5+ α7=0;α6+ α7=0;α8+ α9=0，(1)式變為:

(2)式表示規模收益不變。使用超越對數生產函數的最大優勢在于可以獲得不同年份的要素產出彈性，對于長時間序列數據而言，時變產出彈性更能反映工業生產過程中要素密度的動態變化，所估算的工業TFP增長率也更加科學準確。但參數估計法的缺陷主要表現在假定條件在現實中難以完全滿足(如完全競爭假設、希克斯中性技術進步、行業同質等)，而且無法剔除投入產出數據的誤差對估算結果的影響［10］。

對(1)或(2)式通過經濟計量分析，確定各參數的值，據此就可估算出各因素對產出增長的貢獻度。

(二)隱性變量法

這種方法的基本思路是將技術水平作為一個未觀測的隱性變量，借助于狀態空間模型(State Space Model，SSM)和卡爾曼濾波算法，利用極大似然估計法得到各投入要素的產出彈性與全要素生產率增長率的值。由于產出、資本和有效勞動數據通常存在單位根，而且三者之間不存在協整關系，所以利用各變量的一階差分形式建立回歸方程:

方程(3)又稱為量測方程。Δln(TFPt)為隱性變量，表示全要素生產率增長率。假設隱性變量服從AR(1)過程，則狀態方程為:

其中ρ為自回歸系數，滿足|ρ|＜1，ζt為白噪音。(3)與(4)就是狀態空間模型，利用卡爾曼濾波算法和極大似然估計法可以同時估算出量測方程和狀態方程。

隱性變量法的優勢在于:首先，與傳統方法將TFP作為殘差不同，這種方法將其作為一個獨立的狀態變量，將TFP從殘差中分離出來，剔除了數據誤差的影響。其次，與OLS估計方法相比，卡爾曼濾波算法在處理多重共線性方面具有優勢［11］。最后，在具體估算時，這種方法充分的考慮了數據非平穩性帶來的偽回歸問題，提高了估計結果的穩健性和精確性。但這種方法的缺陷在于要素產出彈性在一段時期內固定不變的，適用于估計整個研究時期的平均因素貢獻度，而用于估計時間序列的逐期貢獻度時可能會產生有偏的結論。

上述分析表明，參數估計法與隱性變量法各有優缺點，因此，本文使用這兩種方法估算中國工業的TFP，并核算各因素貢獻度。

三、數據處理

中國的國民經濟核算體系在1993年發生了一次大的改革，原計劃經濟體制下的物質產品核算體系(MPS)變為國內生產總值核算體系(SNA)。這些變化導致一些指標的統計方法、統計口徑、數據的覆蓋范圍以及統計指標的涵義發生了很大的變化。因此，在長達58年的時間跨度內要得到統計口徑一致、數據覆蓋范圍相同的工業部門投入產出數據是本文所要解決的首要難題。

對于中國工業而言，數據處理主要涉及以下二方面問題:一是投入產出口徑的統一問題;二是實際資本存量的估計。本文將1952－2009年工業部門的投入產出數據統一到“全部工業”的口徑，這也是本文有別于其他類似文獻的地方之一。

(一)不變價工業增加值

1952－1995年工業名義工業增加值數據來源于《中國國內生產總值核算歷史資料1952－1995》，1996－2009年數據來源于《中國統計年鑒》(1997－2010年卷)。對于縮減指數，我國的工業品出廠價格指數從1979年開始統計，1952－1978年的價格指數選用官方的隱含價格指數代替。利用這些價格指數將1952－2009年名義工業增加值數據統一平減到1990年不變價工業增加值。

(二)不變價固定資本存量

固定資本存量的核算采用永續盤存法(Perpetual Inventory Approach，簡稱PIA)。其中1952年工業初始資本存量使用Chow的研究成果，并將其換算到1990年不變價為199.1億元人民幣［12］。當年凈投資采用新增固定資產數據。對于1990年以前的固定資產投資價格指數，本文利用《中國國內生產總值歷史核算資料(1952－1995)》提供的1952－1995年我國固定資本形成總額以及資本形成總額指數，根據張軍的方法得到1990年為基期的隱含固定資產投資價格指數［13］。1991年以后采用統計年鑒公布的固定資產投資價格指數。工業固定資本存量的復合折舊率統一為13.67%。

(三)勞動投入與人力資本數據

勞動投入選用當年“全部工業”勞動投入的平均人數。對于人力資本，目前尚沒有權威的計量方法。由于教育和經濟增長具有正相關關系，本文以勞動力的平均受教育程度來表示我國工業的人力資本水平，具體方法參考Wang和Yao的說明［14］。

四、要素產出彈性與TFP增長率

(一)參數估計法

在進行參數估計前，首先對函數ln(Yt)=c+αln(Kt)+βln(LtHt)+εt進行規模收益不變的Wald檢驗，檢驗結果見表1。

表1 規模收益不變的Wald檢驗

表1顯示，在0.01的顯著水平上不能拒絕原假設，即表明我國工業在1952－2009年大體上表現為規模收益不變。

接下來需要將(2)式寫成回歸方程形式。需要注意的是，改革開放前，由于“大躍進”以及始于1960年的三年自然災害給我國工業生產造成較大的沖擊，1961－1965年、1967－1968年、1989－1990年等九年時間出現了投入增加而產出減小的異常現象。這些異常值不在我國工業生產的可能性邊界之上。用虛擬變量表示位于生產可能性邊界之內的生產點，(2)式為:

Dt為虛擬變量，異常年份的值為1，其余年份為零。對(5)式經濟計量的結果見表2。

表2 1952－2009年超越對數工業生產函數回歸結果

表2顯示，模型的擬合優度達到0.95，除了個別虛擬變量外，主要變量均在0.1的水平上顯著。對存在技術水平的F檢驗也表明我國工業存在顯著的技術進步。進一步核算出歷年的產出彈性與TFP增長率，結果見表3。

(二)隱性變量法

為了反映改革開放的制度變革對要素產出彈性的影響，本文將1952－2009年的較長時間劃分為兩個階段:1952－1977年和1978－2009年。

ln(Yt)、ln(Kt)、ln(LtKt)在兩個階段存在協整關系，那么就可以建立(3)式的測量方程，借助狀態空間模型和卡爾曼濾波(Kalman Filter)法，利用最大似然估計就可以估計出測量方程(3)和狀態方程(4)的估算，其估計結果見表4。

根據表4的要素產出彈性計算得到的TFP增長率見表3。

(三)實證結果分析

1.要素產出彈性。圖1是根據表3中使用參數估計法所得到的資本與有效勞動產出彈性的變動趨勢。

圖1 參數估計法計算得到的要素產出彈性變動趨勢

表3 要素產出彈性與TFP增長率(1952－2009年)

表4 1952－1977年與1978－2009年狀態空間模型估計結果

由圖1可知，1952－1982年間，工業的資本產出彈性由0.851下降到0.452，而在1982－2009年間則緩慢上升到0.514。有效勞動產出彈性經歷了相反的變動過程。1982年以前，資本產出彈性的下降趨勢與這一時期我國優先發展重化工業有直接關系，重化工業屬于資本密集型產業，其結果是單位勞動力所匹配的資本數據增加，在規模報酬不變的條件下必然導致資本邊際產出下降和勞動邊際產出的增加，而要素產出彈性也將發生類似的變化。1982年以后，資本產出彈性緩慢上升則可能反映了由于非國有工業企業的迅猛發展所導致的投資效率的提升。

對兩種方法得到的要素產出彈性進行比較發現，1952－1977年由參數估計法得到的要素產出彈性平均值(資本與有效勞動的產出彈性均值分別為0.704與0.296))均小于隱性變量法得到的要素產出彈性(分別為0.727和0.308)。1978－2009年參數估計法計算得到的資本與有效勞動產出彈性平均值分別為0.474與0.526，而隱性變量法得到的要素產出彈性分別為0.451與0.527。另外，在兩個階段隱性變量法得到的要素產出彈性之和分別為1.035和0.978，這也進一步驗證了參數估計法中規模收益不變假設的合理性。

2.全要素生產率分析。圖2是兩種方法得到的全要素生產率增長率的變動趨勢。

圖2 TFP增長率變動趨勢

圖2顯示兩種方法得到的TFP增長率高度吻合。參數估計法得到的TFP增長率在1952－2009年平均為2.55%，其中1952－1977年與1978－2009年的增長率分別為2.81%和2.52%。隱性變量法得到的TFP增長率在1952－2009年平均為2.6%，其中1952－1977年與1978－2009年分別為2.5%和2.86%。TFP增長率的波動在1972年以前最大，標準差為0.17，1996－2009年的波動性最小，標準差為0.025。

五、工業增長因素分析

有了資本產出彈性和全要素生產率增長率的數據，就可以核算各因素對工業產出增長的貢獻度。表5是不同時期投入與產出增長率，以及各要素對工業增長的貢獻度①由于隱性變量法與超越對數生產函數得到的結論差別較小，表5是根據參數估計法得到的要素產出彈性與TFP增長率核算的結果。。

表5 各因素對工業增長的貢獻度

根據表5，在1952－2009年，我國工業產出增長中，資本的貢獻度平均達到57.6%，是最主要的增長因素。勞動力的貢獻度為14.9%。初級要素投入(資本和勞動力)的貢獻度合計為72.5%。人力資本的貢獻度為11.2%，TFP的貢獻度為16.3%，智力要素(人力資本與TFP)的貢獻度合計為27.5%。表明我國工業增長方式為典型的投入推動型粗放式增長。

各因素對工業產出增長的貢獻度表現出明顯的階段性特征。1952－1977年，初級要素投入對工業產出增長的貢獻度為69.3%，智力要素的貢獻度為30.7%。其中在1952－1966年間，剛剛成立的新中國在生產力方面獲得了極大解放，工業產出平均增長率高達16.2%，這一時期TFP增長率對產出增長的貢獻度為42.2%，人力資本的貢獻度為5.4%，智力要素貢獻度合計47.6%。資本投入的貢獻度為46.7%，勞動投入的貢獻度為5.5%。初級要素投入的貢獻度合計為52.2%。雖然初級要素投入仍然是推動這一時期產出增長的主要動力因素，但生產率的提高和人力資本投入的提高同樣發揮了關鍵性作用，特別是TFP成為僅次于資本投入的一個重要要素。

1967－1977年，發生的“十年動亂”擾亂了正常的生產秩序，導致這一時期的TFP增長率出現負值。資本和勞動力等初級要素投入對這一階段產出增長的貢獻度高達94.8%，而智力要素的貢獻度僅為 5.4%。

改革開放以后的1978－2009年，工業增長仍然主要依靠大量初級要素的投入推動。在這一階段，資本投入的貢獻度為57.7%，勞動投入的貢獻度為12.2%，兩者合計貢獻度達69.9%。人力資本的貢獻度為8.7%，TFP增長率的貢獻度為21.5%，智力要素貢獻度合計30.2%。

在1978－1985年間，在生產秩序恢復的基礎上還實行了有利于解放生產力的一系列擴大企業自主權的改革措施。這些改革措施有效的遏制了“十年動亂”期間TFP持續惡化的狀態，出現了恢復性增長。TFP增長率對產出增長的貢獻度提高到為7.7%，人力資本的貢獻度高達21.8%，是人力資本對產出貢獻度最高的一個時期。智力要素的貢獻度合計為29.5%。資本貢獻度為36.2%，勞動投入貢獻度為34.3%，初級要素投入的貢獻合計達70.5%。這說明，在改革開放初期，制度變革雖然提高了企業生產率表現，但整體上仍然表現為粗放型增長。

1986－1995年間工業改革進入深化階段。這一階段先后推出了國有企業承包責任制，以及建立現代企業制度等改革措施。但由于理論準備不足，認識上有反復，“就事論事”的改革措施并沒有解決國有企業政企不分、社會包袱沉重、經營機制轉換滯后等深層次矛盾，造成這一時期工業生產大起大落，企業經營效益持續惡化，呈現出“高增長、低效益、低效率”的特征。智力要素的貢獻度合計為 －12%。而初級要素對產出增長的貢獻度高達112%，表現為典型的粗放式增長。

在1996－2009年間，TFP增長率對工業產出增長的貢獻度平均為55%，智力要素貢獻度合計達到57.13%，首次超過初級要素投入的貢獻(合計42.87%)，成為推動這一時期工業增長的首要動力，也是建國以來工業生產率水平獲得平穩較快增長的最好時期。這一時期恰好處于國有工業企業改革的攻堅時期，政府對國有工業企業實施了“抓大放小”、“三年脫困”等一系列改革措施。從本文的實證分析來看，這一階段的改革措施取得了較好的成效，不但扭轉了工業生產率在1986～1995年間連續負增長的局面，而且實現了較平穩的增長，初步實現了工業增長方式有粗放型向集約型的轉變。

六、結 語

使用參數估計法與隱型變量法估算了1952－2009年中國工業要素產出彈性與TFP增長率，并核算了各增長因素對工業增長的貢獻度。研究發現，在1952－2009年我國工業表現為典型的粗放型增長方式。各增長因素的重要性具有鮮明的階段性特征，特別是1996－2009年間，智力要素的貢獻度第一次超過了初級要素投入的貢獻度，成為推動這一時期中國工業產出增長的首要因素，表明中國工業的增長方式開始由粗放式向集約式轉變。

雖然中國工業已經表現出集約式增長方式，但仍存在以下兩方面問題。首先，人力資本對工業產出增長的貢獻度較低。人力資本存量增長對工業總量產出增長的貢獻度最大值的是1978－1985年的21.8%。已有研究發現，在1948－1979年，人力資本對美國產出增長的貢獻度達到41%［15］。跨國研究顯示，在1960－1985年人力資本對長期經濟增長的貢獻度大約為50%［7］。這些數據表明，我國人力資本對產出增長的貢獻度與發達國家相比還有較大差距，人的能動作用尚未得到充分發揮。

其次，資本的產出彈性持續減小。工業的資本產出彈性由1952－1977年的0.727降低到1978－2009年的0.451。資本產出彈性的下降帶來了資本邊際產出的下降，意味著中國的工業部門出現了過度投資和投資效率低下等問題［16］。遏制資本產出彈性下降的趨勢，一方面要加快工業的技術創新步伐，提高技術水平;另一方面要進一步推動工業結構調整，將資本配置到邊際產出更高的行業。

出于討論主旨和篇幅的考慮，本文沒有分析工業生產中的能源消耗和環境代價，也沒有討論哪些外部因素影響了中國工業增長方式的轉變。這些將是本文后續研究的重要方面。

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