從全要素生產(chǎn)率增長看經(jīng)濟(jì)增長方式的變化

陳　娟

摘要:中國全要素生產(chǎn)率增長的變化主要經(jīng)歷了三個(gè)階段。20世紀(jì)80年代的波動(dòng)增長期,90年代的穩(wěn)定發(fā)展期和2000年以后的下降恢復(fù)期。就各要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)來說,資本投入的貢獻(xiàn)是推動(dòng)中國經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)恿?平均占到46.90%;勞動(dòng)投入的貢獻(xiàn)較為穩(wěn)定,但水平相對(duì)較低,只有17.36%;全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)平均維持在35.75%的水平。因此,從整體來看,中國經(jīng)濟(jì)增長的方式仍然沒有擺脫效率較低的粗放型增長,但其趨勢(shì)是向著集約型增長發(fā)展。

關(guān)鍵詞:全要素生產(chǎn)率;經(jīng)濟(jì)增長;增長方式;狀態(tài)空間模型

中圖分類號(hào):F124 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A 文章編號(hào):1003-3890(2009)09-0020-05

經(jīng)濟(jì)增長是一個(gè)國家(地區(qū))的基本經(jīng)濟(jì)目標(biāo)之一。當(dāng)代西方經(jīng)濟(jì)學(xué)界一般認(rèn)為促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的因素可以分解為三項(xiàng),即勞動(dòng)力數(shù)量的增長、固定資本存量的增長以及全要素生產(chǎn)率(TFP)的增長。在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)生活中,由勞動(dòng)力和固定資本要素投入增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長起主導(dǎo)作用的情況,稱之為粗放型的經(jīng)濟(jì)增長方式;由全要素生產(chǎn)率提高對(duì)經(jīng)濟(jì)增長其主導(dǎo)作用的情況,稱之為集約型的經(jīng)濟(jì)增長方式。從長期來看,由于各種生產(chǎn)要素投入都受到邊際收益遞減規(guī)律的制約,而全要素生產(chǎn)率卻具有邊際收益遞增的特點(diǎn),所以,全要素生產(chǎn)率的增長是支持經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長的唯一源泉。全要素生產(chǎn)率已逐漸成為分析經(jīng)濟(jì)增長方式的重要工具,也是政府制定長期可持續(xù)增長政策的重要依據(jù),估算全要素生產(chǎn)率有助于進(jìn)行經(jīng)濟(jì)增長源泉分析,即分析各種要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn),確定經(jīng)濟(jì)增長的可持續(xù)性。

全要素生產(chǎn)率作為衡量經(jīng)濟(jì)增長效率的體現(xiàn),已被大多數(shù)學(xué)者所認(rèn)同,其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn),也已經(jīng)受到越來越多人的關(guān)注。目前,已有的研究成果主要有:易綱[1]等從定性的角度對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長和全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系進(jìn)行理論研究。胡鞍鋼[2]分析指出1978年以來全要素生產(chǎn)率增長對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的決定性作用,以及目前中國經(jīng)濟(jì)增長模式轉(zhuǎn)變的迫切性,得出未來經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵是全要素生產(chǎn)率的增長這一重要結(jié)論。張軍[3]等測(cè)算中國1952-1998年的TFP增長率大約在1.07%,對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率為13.9%。吳三忙[4]對(duì)1953-2003年間各要素投入的增長速度進(jìn)行了測(cè)算,研究表明,資本貢獻(xiàn)的年均增長速度為4.09%,勞動(dòng)產(chǎn)出則為4.7%,全要素生產(chǎn)率僅為0.6%,全要素生產(chǎn)率的增長對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)僅為12.87%,經(jīng)濟(jì)增長方式仍然屬于資本驅(qū)動(dòng)型。石磊[5]等通過對(duì)1978-2003年中國全要素生產(chǎn)率增長率以及資本、勞動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的測(cè)算發(fā)現(xiàn),中國的全要素生產(chǎn)率增長從1992年開始有明顯下降,1994年以后,全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率一直在0以下,資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率則居高不下,整個(gè)經(jīng)濟(jì)對(duì)資本的依賴度越來越大。郭慶旺[6]測(cè)算了中國1979-2004年的全要素生產(chǎn)率平均增長率為0.891%,對(duì)經(jīng)濟(jì)增長平均貢獻(xiàn)率僅為9.46%,指出中國經(jīng)濟(jì)增長主要是要素驅(qū)動(dòng)的投入型增長方式。吳延瑞[7]對(duì)中國1992-2004年全要素生產(chǎn)率增長提出了最新的估計(jì),全要素生產(chǎn)率的增長平均解釋了中國經(jīng)濟(jì)增長的27%,遠(yuǎn)小于同期的日本和德國的類似估計(jì)值。因此,中國的經(jīng)濟(jì)增長仍然是靠大量的要素投入,尤其是資本形成所推動(dòng)。

現(xiàn)有的關(guān)于全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長方式的研究結(jié)果存在著一定的差異,究其原因主要是對(duì)于全要素生產(chǎn)率的度量標(biāo)準(zhǔn)不一致。目前,關(guān)于全要素生產(chǎn)率的測(cè)度方法主要有:統(tǒng)計(jì)指數(shù)法(如張軍)、非參數(shù)Malmquist指數(shù)法(郭慶旺)和索洛余值法(如吳三忙,石磊,吳延瑞)。對(duì)于索洛余值法,其主要思想是以回歸模型的余值作為全要素生產(chǎn)率的估算,但這樣往往會(huì)產(chǎn)生較大的測(cè)算誤差,從而影響計(jì)算結(jié)果的準(zhǔn)確性。同時(shí),這種余項(xiàng)或殘差本身并不能在模型系統(tǒng)內(nèi)得到有效的解釋。因此,本文試圖利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的狀態(tài)空間模型來刻畫全要素生產(chǎn)率增長的變動(dòng)情況。該方法避免將回歸模型的殘差作為全要素生產(chǎn)率的度量值,而是將其視為一個(gè)獨(dú)立的狀態(tài)變量,這樣將全要素生產(chǎn)率從余值中分離出來,剔除測(cè)算誤差對(duì)其估算的影響,使得研究結(jié)果更準(zhǔn)確。本文正是從這個(gè)角度展開全要素生產(chǎn)率增長對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長方式的實(shí)證研究。

一、全要素生產(chǎn)率增長的狀態(tài)空間模型

在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中,狀態(tài)空間模型(state space model)的運(yùn)用十分廣泛[8],主要被用來估計(jì)不可觀測(cè)的時(shí)間變量、理性預(yù)期、測(cè)量誤差、長期收入和不可觀測(cè)因素(趨勢(shì)和循環(huán)要素)。狀態(tài)空間模型的一個(gè)特點(diǎn)是可以將不可觀測(cè)的變量(即狀態(tài)變量)并入可觀測(cè)模型并與其一起得到估計(jì)結(jié)果,從而使得一些問題的研究成為可能。為了避免索洛余值法中將回歸模型的余值作為全要素生產(chǎn)率的度量而產(chǎn)生的估算偏差,本文決定采用狀態(tài)空間模型來估算全要素生產(chǎn)率。該方法的基本思路是:將全要素生產(chǎn)率視為一個(gè)隱性變量,即未觀測(cè)變量,從而借助狀態(tài)空間模型,利用極大似然估計(jì)給出全要素生產(chǎn)率的估算結(jié)果。在估算過程中,為了避免出現(xiàn)偽回歸,需要進(jìn)行模型設(shè)定檢驗(yàn),具體包括數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)。平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)的方法很多,常見的有ADF單位根檢驗(yàn)和JJ協(xié)整檢驗(yàn)。

以兩要素的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)來建立模型:Y_tAK^α_tL^β_t,其中Y_t為t期的實(shí)際產(chǎn)出,At為技術(shù)進(jìn)步速度或稱全要素生產(chǎn)率(TFP),K_t為t期的資本投入,L_t為t期的勞動(dòng)投入,α與β分別為資本的產(chǎn)出彈性和勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性,通常我們假設(shè)α+β=1,即規(guī)模報(bào)酬不變。建立如下信號(hào)方程:

△Ln(Y_t)=α△Ln(K_t)+β△Ln(L_t)+△Ln(TFP_t)+u_t(1)

其中,△Ln(TFP_t)為t期全要素生產(chǎn)率的增長率,假設(shè)其為一個(gè)隱性變量,且遵循一階自回歸AR(1)過程,則有如下狀態(tài)方程:

△Ln(TFP_t)=ρ△Ln(TFP_t-1)+v_t(2)

其中,ρ為自回歸系數(shù),滿足ρ<1。利用狀態(tài)空間模型,通過極大似然估計(jì)估算出信號(hào)方程和狀態(tài)方程中的各系數(shù)值,從而計(jì)算得到全要素生產(chǎn)率增長率的估算值。

二、全要素生產(chǎn)率增長的實(shí)證分析

(一)變量數(shù)據(jù)來源

本文的研究樣本選取中國1978-2006年的產(chǎn)出Y,勞動(dòng)投入L,資本投入K的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。其中,產(chǎn)出Y:用實(shí)際GDP代替,本文以剔出了價(jià)格因素變動(dòng)影響(以1978年為基期)的實(shí)際GDP作為經(jīng)濟(jì)增長的衡量指標(biāo)。勞動(dòng)投入L:用全社會(huì)就業(yè)人數(shù)來衡量勞動(dòng)投入情況。資本投入K:經(jīng)濟(jì)增長的資本投入主要是指基礎(chǔ)設(shè)施、更新改造和房地產(chǎn)投資等物質(zhì)資本的投入。由于資本存量的計(jì)算目前學(xué)術(shù)界還沒有一個(gè)統(tǒng)一的結(jié)果,以張軍為代表的永記盤存法來計(jì)算資本存量最為普遍,并且為多數(shù)學(xué)者的研究所引用。因此,本文在張軍[9]測(cè)算的資本存量數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上,剔除價(jià)格影響(以1978年為基期),計(jì)算得到1978-2006年的中國實(shí)際資本存量數(shù)據(jù)。

(二)實(shí)證分析過程

以上變量數(shù)據(jù)均為時(shí)間序列,而時(shí)間序列的非平穩(wěn)和偽回歸問題一直是傳統(tǒng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)最主要的挑戰(zhàn)。為了消除這兩方面的影響,本文對(duì)各變量數(shù)據(jù)作如下處理:首先,為避免數(shù)據(jù)差異的影響,對(duì)各原始數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù);然后對(duì)模型設(shè)定進(jìn)行檢驗(yàn),包括ADF單位根檢驗(yàn)和JJ協(xié)整檢驗(yàn),借助Eviews5.0軟件得到檢驗(yàn)結(jié)果如表1、表2所示。

表1的單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明,實(shí)際產(chǎn)出LnY、資本投入LnK和勞動(dòng)投入LnL三個(gè)時(shí)間序列ADF值的絕對(duì)值都顯著地小于各個(gè)臨界值的絕對(duì)值,并且MacKinnon P值也表明各變量序列非平穩(wěn)。但原序列一階差分后序列的ADF值的絕對(duì)值都通過了95%的臨界值檢驗(yàn),這表明在5%的顯著水平下可以認(rèn)為原序列為I(1)。表2的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明,在5%的顯著水平下,LnY,LnK,LnL三者之間不存在協(xié)整關(guān)系。因此,利用它們的一階差分系列?駐LnY,?駐LnK,?駐LnL建立形如(1)、(2)式的狀態(tài)空間模型,得到如下估計(jì)結(jié)果(見表3)。

信號(hào)方程的估計(jì)結(jié)果表明,資本投入的彈性系數(shù)達(dá)到0.877,在規(guī)模報(bào)酬不變的假定下,可以得到勞動(dòng)投入的彈性系數(shù)為0.123。狀態(tài)方程的估計(jì)結(jié)果表明,全要素生產(chǎn)率的增長變化具有一定的持續(xù)性,其一階自相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.552?；貧w結(jié)果的DW值為1.85,說明模型不存在自相關(guān)。由信號(hào)方程和狀態(tài)方程一同估算得到研究期內(nèi)全要素生產(chǎn)率的增長率,如圖1所示。

(三)實(shí)證分析結(jié)果

從圖1所表明的1979-2006年全要素生產(chǎn)率增長率的發(fā)展變化來看,在整個(gè)研究期內(nèi),除了1990年和1993年的TFP增長率出現(xiàn)負(fù)值,分別為-4.84%和-1.42%,其余年份的增長率均保持正增長,這與以往的研究成果有所不同。具體來說,全要素生產(chǎn)率的增長變化過程可以分為波動(dòng)增長、穩(wěn)定發(fā)展和下降恢復(fù)三個(gè)時(shí)期。

首先,波動(dòng)增長期1980—1989年,全要素生產(chǎn)率的增長率大致在3%左右變化。20世紀(jì)80年代初期,受中國改革開放政策實(shí)施的影響,中國經(jīng)濟(jì)開始由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制逐步向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)軌。在農(nóng)村實(shí)行家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制,在城市推行打破“大鍋飯”的經(jīng)濟(jì)責(zé)任制,各種新經(jīng)濟(jì)制度的實(shí)施很好地促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的增長。因此,這個(gè)時(shí)期的全要素生產(chǎn)率受制度因素改變的影響而呈現(xiàn)出良好的增長勢(shì)頭。但1985年以后,中國經(jīng)濟(jì)開始滑落,全要素生產(chǎn)率的增長也一同呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。這主要與當(dāng)時(shí)政府采取的壓縮財(cái)政開支、緊縮銀根的“雙緊”經(jīng)濟(jì)政策有關(guān)。其目的是抑制改革開放初期出現(xiàn)的經(jīng)濟(jì)過熱現(xiàn)象。全要素生產(chǎn)率在1990年這次低谷的出現(xiàn),主要與西方發(fā)達(dá)國家對(duì)中國進(jìn)行經(jīng)濟(jì)制裁有關(guān)。政府為了避免國內(nèi)經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)急劇下滑,從而采取了增加投資支出來拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的政策。投資的過快增長,在一定程度上影響到投資增長的效率,以至于全要素生產(chǎn)率在這個(gè)時(shí)期的增長大幅下降。

其次,穩(wěn)定發(fā)展期1991—2000年,除了1993年外,其余年份的全要素生產(chǎn)率的增長率基本維持在5%左右的水平,并在1994年達(dá)到最大值8.79%。20世紀(jì)90年代初期是中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的又一個(gè)黃金時(shí)期。鄧小平同志的南巡講話,使得中國改革開放的范圍和領(lǐng)域得到明顯的擴(kuò)大,與國際間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系也進(jìn)一步加強(qiáng)。國外大量的先進(jìn)技術(shù)、生產(chǎn)設(shè)備和管理模式的引進(jìn),極大地促進(jìn)了社會(huì)生產(chǎn)力的快速發(fā)展,推動(dòng)了技術(shù)進(jìn)步,引起生產(chǎn)效率的大幅度提高。同時(shí),大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力從低生產(chǎn)率的農(nóng)業(yè)向高生產(chǎn)率的工業(yè)(主要是鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè))轉(zhuǎn)移,促進(jìn)了生產(chǎn)要素的重新配置,從而進(jìn)一步提高了生產(chǎn)的效率。這個(gè)時(shí)期的TFP增長率也達(dá)到一個(gè)較高的水平,即平均每年增長5.18%。

最后,下降恢復(fù)期2000年以后,全要素生產(chǎn)率的增長率有所下降,但2003年后開始恢復(fù),2006年已逐步恢復(fù)到接近5%的水平。這個(gè)時(shí)期全要素生產(chǎn)率增長緩慢的原因主要是,一方面,由于20世紀(jì)90年代初,過度投資形成的過剩產(chǎn)能,使得國內(nèi)市場(chǎng)已從短缺經(jīng)濟(jì)發(fā)展到過剩經(jīng)濟(jì);另一方面,經(jīng)濟(jì)體制的改革在20世紀(jì)80年代初起到了促進(jìn)生產(chǎn)率的成效之后(比如促進(jìn)了資源的優(yōu)化配置),近年來的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型遇到了制度瓶頸,體制改革的難度加大,如國企問題、金融系統(tǒng)問題以及地方政府對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不適當(dāng)干預(yù)等。這些原因造成了整個(gè)經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)系統(tǒng)的低效運(yùn)行。而伴隨著經(jīng)濟(jì)的萎縮,市場(chǎng)的不景氣,許多企業(yè)也面臨著經(jīng)營不善,效率難以提升的困境。雖然,國家此時(shí)采取了積極的財(cái)政政策,但是其投資項(xiàng)目的社會(huì)效益大于經(jīng)濟(jì)效益,民間投資又得不到較好的利用與發(fā)展,從而導(dǎo)致了全要素生產(chǎn)率的增長緩慢。

三、經(jīng)濟(jì)增長方式的變化

經(jīng)濟(jì)增長方式是指通過生產(chǎn)要素投入的變化,包括生產(chǎn)要素?cái)?shù)量增加、質(zhì)量改善和組合優(yōu)化來實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長的方式。按照要素投入方式劃分,經(jīng)濟(jì)增長方式大體分為兩種:一種是通過增加生產(chǎn)要素占有和消耗來實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長,即粗放型增長方式;另一種是通過提高生產(chǎn)要素質(zhì)量、優(yōu)化生產(chǎn)要素配置和提高利用效率來實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長,即集約型增長方式。轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式,就是從粗放型增長方式轉(zhuǎn)變?yōu)榧s型增長方式。1978年以來,中國經(jīng)濟(jì)增長方式發(fā)生了什么樣的變化,是否實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變,這些問題都成為現(xiàn)在對(duì)于中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究的重要方面。以下本文就從各種推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的源泉來分析中國經(jīng)濟(jì)增長方式的變化。通過計(jì)算資本投入增長率、勞動(dòng)投入增長率和全要素生產(chǎn)率增長率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率,來說明中國自改革開放以來經(jīng)濟(jì)增長方式的變化特點(diǎn)(具體結(jié)果見表4)。

各要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)表明,資本投入貢獻(xiàn)變化較大,剔除1981年的-3.81%和1993年的105.58%兩個(gè)異常點(diǎn)不考慮外,其他年份的資本投入貢獻(xiàn)率基本在20%到80%之間波動(dòng)。尤其是進(jìn)入2000年以后,資本投入貢獻(xiàn)率不斷上升,在2003年甚至達(dá)到87.43%的較高水平。雖然此后,資本投入的貢獻(xiàn)率有所下降,但也基本維持在50%以上的水平。從整體來說,資本投入的貢獻(xiàn)最大,平均達(dá)到46.90%,這說明資本投入對(duì)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長還是起決定性作用的。勞動(dòng)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率除了在1990年異常偏大外,在整個(gè)研究期內(nèi)變化相對(duì)比較穩(wěn)定,平均只有17.36%。尤其是從20世紀(jì)90年代中后期開始,勞動(dòng)投入的貢獻(xiàn)就逐步下降,直到近兩年僅占大概4%左右。全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)變化也比較明顯,除1990年和1993年為負(fù)值外,其余年份基本都在20%以上,有的年份甚至達(dá)到76.96%。當(dāng)然,個(gè)別年份的全要素生產(chǎn)率貢獻(xiàn)水平較高并不能說明中國經(jīng)濟(jì)已經(jīng)屬于集約型增長,而應(yīng)該看其平均水平。整個(gè)研究期內(nèi),全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的平均貢獻(xiàn)率為35.75%,相對(duì)于資本投入的平均貢獻(xiàn)率46.90%來說,全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)水平仍然較低。

通過計(jì)算集約系數(shù)來反映中國經(jīng)濟(jì)增長方式的變化,集約系數(shù)(C)=全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)/(資本投入的貢獻(xiàn)+勞動(dòng)投入的貢獻(xiàn))。C>1表明經(jīng)濟(jì)增長方式為集約型,并且數(shù)值越大越說明推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量因素水平越高;C<1表明經(jīng)濟(jì)增長方式為粗放型,數(shù)值越大說明粗放增長的程度越嚴(yán)重。在研究期內(nèi),中國經(jīng)濟(jì)增長的集約系數(shù)大于1的年份顯然比較少,除了20世紀(jì)90年代中后期(1994-2000年),集約系數(shù)有一個(gè)比較長的時(shí)段大于1外,其他時(shí)段的數(shù)值幾乎都比1小而且水平較低,整個(gè)研究期內(nèi)的平均水平僅有0.56。因此,對(duì)改革開放近30年中國經(jīng)濟(jì)增長方式的判斷仍然屬于粗放型。從近幾年的經(jīng)濟(jì)發(fā)展來看,集約系數(shù)有逐步增大的趨勢(shì),2006年更是達(dá)到了0.73的水平,這說明中國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式的行動(dòng)還是明顯的。但值得注意的是,經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變是一個(gè)長期、持久的經(jīng)濟(jì)發(fā)展任務(wù),它是不可能在短期內(nèi)實(shí)現(xiàn)的。

四、主要結(jié)論

本文運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的狀態(tài)空間模型,對(duì)1978年以來中國全要素生產(chǎn)率的增長變化進(jìn)行了實(shí)證研究。在此基礎(chǔ)上分析比較了要素投入增長和全要素生產(chǎn)率的增長對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn),以此來說明中國經(jīng)濟(jì)增長方式的發(fā)展變化。相比以往的研究成果,本文的研究結(jié)果有以下三個(gè)方面的不同:

1. 1978年以來,中國全要素生產(chǎn)率增長的變化主要經(jīng)歷了三個(gè)階段。20世紀(jì)80年代的波動(dòng)增長期,90年代的穩(wěn)定發(fā)展期和2000年以后的下降恢復(fù)期。全要素生產(chǎn)率的增長主要源于三方面因素:一是各種新經(jīng)濟(jì)體制的實(shí)施,較好地適應(yīng)了當(dāng)時(shí)生產(chǎn)關(guān)系的發(fā)展,進(jìn)而推動(dòng)了全要素生產(chǎn)率的提高。二是大量農(nóng)村剩余勞動(dòng)力從低生產(chǎn)率的農(nóng)業(yè)向高生產(chǎn)率的工業(yè)(主要是鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè))的轉(zhuǎn)移,實(shí)現(xiàn)了生產(chǎn)要素的重新配置,提高了生產(chǎn)的效率;三是對(duì)外開放,西方發(fā)達(dá)國家先進(jìn)技術(shù)和管理手段的引進(jìn),使中國的生產(chǎn)力技術(shù)水準(zhǔn)和效率在短期內(nèi)取得大幅提高,這樣促使全要素生產(chǎn)率取得快速增長。全要素生產(chǎn)率增長的下降,一方面是由于投資的過快增長導(dǎo)致生產(chǎn)效率降低,進(jìn)而造成全要素生產(chǎn)率的下降;另一方面是近年來經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型遇到了制度瓶頸,體制改革的難度加大,很多問題難以得到有效的解決,這就成為影響全要素生產(chǎn)率提高的又一個(gè)制約因素。

2. 中國1978年以來的經(jīng)濟(jì)增長仍然是依靠資本投入的增長來實(shí)現(xiàn),其貢獻(xiàn)程度平均達(dá)到46.90%;勞動(dòng)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)相對(duì)穩(wěn)定,但程度較低僅占到17.35%,并且在近幾年有逐步下降的趨勢(shì);全要素生產(chǎn)率增長的貢獻(xiàn)變化較大,其平均貢獻(xiàn)率為35.75%。相對(duì)于資本投入的貢獻(xiàn)率來說,全要素生產(chǎn)率增長對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)程度仍然較低。以經(jīng)濟(jì)增長的四個(gè)階段——要素驅(qū)動(dòng)階段、投資驅(qū)動(dòng)階段、創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)階段、財(cái)富驅(qū)動(dòng)階段來看,中國經(jīng)濟(jì)目前還屬于第二個(gè)階段——投資驅(qū)動(dòng)階段,即資本經(jīng)濟(jì)階段。經(jīng)濟(jì)增長的主要驅(qū)動(dòng)力來自于大規(guī)模的投資及生產(chǎn),其特征資本密集型企業(yè)是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)。這也正是中國1978年以來經(jīng)濟(jì)發(fā)展的顯著特點(diǎn)。因此,需要通過全要素生產(chǎn)率貢獻(xiàn)率的提高來盡快進(jìn)入經(jīng)濟(jì)增長的第三階段,實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

3. 經(jīng)濟(jì)增長方式的研究表明,除了20世紀(jì)90年代中后期(1994-2000年)集約系數(shù)有一個(gè)比較長的時(shí)段大于1外,其他時(shí)段的數(shù)值都比1小而且水平較低,整體研究期內(nèi)的平均水平也僅有0.56。因此,自1978年以來的近30年間,中國經(jīng)濟(jì)增長方式仍然屬于效率較低的粗放型。所以,政府應(yīng)繼續(xù)加大公共教育和科技等投入,提高勞動(dòng)者素質(zhì)及技術(shù)水準(zhǔn),大力促進(jìn)生產(chǎn)能力改善,優(yōu)化資源配置,提升技術(shù)效率,從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變,實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

參考文獻(xiàn):

[1]易綱,樊綱,李巖.關(guān)于中國經(jīng)濟(jì)增長與全要是生產(chǎn)率的理論思考[J].經(jīng)濟(jì)研究,2003,(8):27-35.

[2]胡鞍鋼,鄭京海.中國全要素生產(chǎn)率為何明顯下降?[N].中國經(jīng)濟(jì)時(shí)報(bào),2004-3-26.

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

[4]吳三忙.全要素生產(chǎn)率與中國經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變[J].北京郵電大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版),2007,(1):24-29.

[5]石磊,劉霞.從全要素生產(chǎn)率(TFP)考察中國金融風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生的可能[J].復(fù)旦學(xué)報(bào),2006,(1):24-29.

[6]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):34-43.

[7]吳延瑞.生產(chǎn)率對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn):新的估計(jì)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊),2008,(4):827-842.

[8]高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模[M].北京:清華大學(xué)出版社,2006.

[9]張軍,章元.再論中國資本存量的估計(jì)方法[J].經(jīng)濟(jì)研究,2003,(7):35-43.

責(zé)任編輯:王巖云

責(zé)任校對(duì):世 玲