我國1953年~2007年TFP增長率的估計

摘要 以我國1952年~2007年的宏觀數據為基礎，利用改進的C—D生產函數模型估算并分析了我國1952年以來55年的TFP增長率。發現建國以來，我國的TFP增長率波動較大且水平較低;從1952年~2007年間，平均TFP增長率僅為1.48%，對產出增長的貢獻也僅為18.4%。這說明新中國成立以來，雖然我國的經濟取得了快速發展，但是經濟增長方式粗放，增長質量較低;同時分析自1992年以來，我國TFP增長率下降的原因，認為進一步的推進改革，消除降低經濟效率的體制因素是我國經濟可持續增長的關鍵。

關鍵詞TFP增長率;C-D生產函數;經濟增長方式

中圖分類號 F123.16 [文獻標識碼] A 文章編號1673-0461(2010)02-0017-04

一、引言

全要素生產率(TFP)是宏觀經濟學領域的一個重要概念，是研究、規劃、調控經濟發展的重要依據，也是評價經濟增長質量和反映經濟效益的重要指標。它的增長能反映科技進步和人員素質提高的效果以及經濟結構調整與生產規模變化的影響，所以研究TFP增長率有非常重要的意義① 。TFP增長率，一般是指由各要素(如資本和勞動等) 投入之外的技術進步、效率改善和規模效應所帶來的產出增加。有不少學者對我國經濟的TFP增長率進行了分析與測算，不過因分析數據以及研究方法的不盡相同，得出的結果也有差異。在數據段的選取上，有的學者只是分析與測算了改革開放以來的TFP增長率，如郭慶旺等(2005)[1]、徐家杰(2007)[2]，也有學者對我國1952年以來的TFP增長率進行了估計，如舒元(1993)[3]估算了1952年~1990年的TFP增長率，王小魯(2000)[4]估計了1953年~1999年的TFP增長率 ，王艷麗[5](2006)測算了1953年~2002年的TFP增長率，但是都沒有延伸到2007年。在分析方法的選擇上，大部分采用以C-D函數為基礎的索洛余值法，郭慶旺(2005)[1]則采用了四種不同的方法進行估計與比較，還有不少學者采用以面板數據為對象的邊界生產函數法，主要是參數隨機前沿分析和非參數數據包絡分析，不過以面板數據為對象的邊界生產函數法更多的用于區域TFP的分析和比較。

本文則是在前人研究的基礎上，對數據進行了擴展，以我國1952年~2007年的宏觀數據為對象，利用改進型的C-D生產函數估計和分析了我國1953年以來55年的TFP增長率。

二、模型

由于TFP增長率是指由各要素(如資本和勞動等) 投入之外的技術進步、效率改善和規模效應所帶來的產出增加。因此通常在估計總量生產函數后，采用產出增長率扣除各要素投入增長率的產出效益后的余值來測算TFP增長率。對于總量生產函數的形式有不同的選擇，如C-D生產函數、CES生產函數、VES以及超越對數生產函數等。本文和大多數學者一樣采用C-D生產函數，不過由于C-D生產函數又有普通和改進的兩種，這也會帶來估計結果的差異。不少研究者用普通的C-D函數(Y =AKL)來估計TFP增長率，應用該模型時通常隱含兩個假定，一是技術要素A是一個不變的參數，也就是認為廣義的技術進步對不同樣本點的作用是相同的;二是規模報酬不變。筆者認為在這種情況下，最小二乘法(OLS)估計一般會導致TFP增長率的低估而高估資本等要素投入的貢獻。

原因在于，技術進步對不同樣本點的作用是相同的這一假定是不符合實際的，通過考察世界經濟史我們就會發現每一次技術革命所帶來的經濟增長都是一種飛躍而不是簡單的線性增加，所以認為技術進步對不同樣本點的作用應該是隨著時間的推進呈上升趨勢，即A=A(t)，且A(t)是t的遞增函數。而用普通C-D函數進行估計時，將A當作了不變參數，再加上最小二乘法的擬和特點，必然導致投入要素貢獻的高估和TFP增長率的低估。本文就是以此為基點來選擇的估計模型。

Solow[6]于1957年提出了改進的C—D生產函數模型:Y =A(t)KL，A(t)=A (1+?酌) ;這里加入了時間指數趨勢以測定技術進步，通常設定其中參數γ表示技術的年進步速度。這使得技術進步在不同樣本點的作用隨著時間的推進呈上升趨勢，所以將利用該模型對我國的TFP增長率進行估計。首先對方程兩邊取對數得到如下方程:

ln(Y )=lnA +t ln(1+?酌)+ɑ ln(K )+?茁 ln(L ) (1)

為了估算TFP增長率，我們假定規模報酬不變即α+β=1，進一步得到方程(2):

ln(Y /L )=lnA +tln(1+?酌)+ɑ ln(K /L )(2)

對模型(2)進行OLS估計，就得到了資本與勞動的產出彈性，于是就可以得到TFP增長率了，其計算公式如下:

TEP增長率=dY /Y -ɑ dK /K -(1-ɑ)dL /L(3)

三、數據采集與模型估算

具體的計算過程中，需要采集歷年來國民生產總值Y、固定資本存量K，勞動力L的樣本數據。

產出(Y)用以1978年為基期的GDP平減指數調整得到(具體結果見表1)。

從業人員(L)數據直接取自于《中國統計年鑒2008》和《新中國五十年統計資料匯編》(具體結果見表1)。

資本投入水平用資本存量(K)表示，計算公式為K =I /P +(1-?啄 )K ，其中K 、I/ P 、?啄 分別為第t期實際資本存量、實際投資和固定資產折舊率?；曩Y本存量采用郭克莎(1996)的研究方法:1952年資本存量為1500億元，按1978年可比價格可換算為1465億元。并選用林毅夫、劉明興[7]計算的全國固定資本形成平減指數[8](為1978年價格，但是只有1999年以前的數據，根據2000年~2007歷年《中國統計年鑒》中固定投資價格指數，將平減指數延長至2007年)來縮減固定投資，折舊率設定為10%。通過以上處理就得到了1978年可比的1952年~2007年的固定資本存量數據(具體結果見表1)。

利用表1中的我國相關數據，通過計量經濟學軟件Eviews5.1，采用普通最小二乘法(OLS)進行回歸模擬，得到結果如下:

ln(Y /L )=-1.39+0.01It+0.68ln(Kt/Lt)+1.15AR(1)-0.58AR(2)(4)

t=-6.81t=2.92t=11.01t=10.2t=-5.23

p=0.000 p=0.005 p=0.000p=0.000p=0.000

F-statistic=3422.041 Prob(F-statistic)=0.0000DW=1.89

觀察估計結果，可以看出t檢驗、F檢驗均合格，方程的擬合優度相當高，且經計量經濟學檢驗，不存在序列相關性，并在較高的顯著性水平下拒絕了異方差假設(由于篇幅關系不再列出)。于是便得到了資本與勞動的產出彈性分別為0.68和0.32，這樣根據模型(3)就可以得出1953年~2007年的全國TFP增長率變化狀況，具體結果見表2。

注:各年的TFP增長率=GDP增長率-0.68*K的增長率-0.32*L的增長率;五年計劃的TFP增長率指的是平均增長率= GDP的年平均增長率-0.68*K的年平均增長率-0.32*L的年平均增長率。

注:TFP增長率的貢獻=TFP平均增長率/產出的平均增長率*100

為了進一步觀察我國TFP增長率的變化狀況，做了折線圖，具體情形見圖1。

圖1、1953～2007年我國的TFP增長率變化狀況

四、結果分析

從圖1可以看出，一五計劃以來，我國TFP增長率的變化特點是波動比較大，而整體水平不高。以下將根據我國經濟的發展特點，以1978年為界分為改革前與改革后兩個大的階段，并以五年計劃為小節來具體分析我國TFP增長率的變化特點及其原因。

(1)改革開放前，我國的TFP增長率的波動的比較劇烈，大起大落。①1953年～1957年是我國的第一個五年計劃，這段時間我國經濟的TFP增長率表現良好，TFP平均增長率大約為4.14%。由于一五計劃在制定的過程中經過了反復調研和充分論證，目標基本符合我國當時建設的急需和國力的可能，因此這一期間我國的經濟建設取得了很大的成就，工業技術水平有了較大提高，工程技術人員迅速增加，勞動生產率迅速提高。所以這一時期，TFP增長率對產出的貢獻率比較高，達到53.7%，經濟增長質量比較高。②1958年～1962年，這段時間我國經濟的平均TFP增長率大約為-11.55%，GDP平均增長率為-7.11%，TFP增長率對產出增長的貢獻為-162.39%。從數據中可以看出，TFP增長率下降的速度遠遠高于產出下降的速度，這是我國建國以來最大的一次經濟滑坡。由于缺乏社會主義建設經驗，對經濟發展規律和經濟基本情況認識不足，政府在決策上出現失誤，導致了連續三年的“大躍進”，造成了產業結構嚴重失調，資源配置惡化、抑制消費、企業之間缺乏專業化協作、競爭嚴重不足等問題，加上1959年～1961年發生的自然災害，產出大幅度下降，使得該期間我國TFP急劇下降。③1963年～1970年，這段時間經歷了三年調整和三五計劃，是TFP增長率大起大落的幾年。1963年～1965年是“大躍進”之后的進一步調整階段，TFP和產出持續了幾年的增長，這里需要提到的是，1963年～1965年的3年調整時期，TFP的貢獻高達84.3%，其原因一方面在于該時期良好的政策措施起了積極作用，另一方面是由于“一五”、“二五”時期高資本積累的時滯作用而造成的。但是1966年，文化大革命開始了，直接導致1967年和1968年TFP的大幅度下降;九大的召開在一定程度上緩和了當時的局勢，使得1969年和1970年的TFP又出現了較大幅度的增長，增長率均超過了10%。④1971年～1977年，為第四個五年計劃和改革開放前的最后兩年。四五計劃期間的平均TFP增長率大約為0.09%，產出平均增長率為5.62%，TFP增長率對產出增長的貢獻為1.55%。這幾年是文化大革命的最后幾年，經歷了“批林批孔”以及“反擊右傾翻案風”，局勢動蕩，所以經濟低迷，TFP增長率很低。1976年TFP出現了大幅度下降，一方面在于政治局勢的變化，另一方面也與唐山大地震所帶來的嚴重損失有關。到1977年全國局勢逐步穩定，經濟得到恢復，TFP上升，增長率達到3.02%。

(2)改革開放以后，我國的TFP增長率波動相對比較平緩，整體看來表現不錯。①1978年～1985年，這段時間為五五計劃的后期以及六五期間。我國剛剛實行改革開放，不少舊時期的觀念還處于突破階段，不過農村家庭聯產承包責任制的推廣使得農業生產率得到了極大提高，再加上城市經濟體制改革的試點和推行，國民經濟取得較大發展，六五期間的平均TFP增長率達到2.72%，對產出的貢獻率為22.42%。②1986年～1990的七五計劃期間TFP表現平平，甚至在1989、1990年出現了2次連續的負增長，使得整個七五期間的平均TFP增長率降低為-2.27%，對GDP的貢獻也降低到-29.8%。這一方面可能是因為，七五初期經濟過熱使得在后期進行的整頓期間采取了緊縮的經濟政策，但是宏觀政策的不成功導致了通貨緊縮出現了市場疲軟，整個經濟增長衰退;另一方面可能與當時的國際國內局勢有關。③八五期間是我國經濟發展的黃金時間，也是我國改革開放和現代化建設蓬勃發展的階段。這段時間我國經濟保持了較快速度的增長，TFP的增長率較高，其中1992年TFP增長率達到歷史最高點為6.42%，平均TFP增長率為3.74%，對產出增長的貢獻達到28.7%。1992年鄧小平南巡講話后，我國徹底擺脫了把計劃經濟和市場經濟視做不同社會制度基本特征的觀念束縛，這極大地鼓舞了全國人民加快改革開放和現代化建設的積極性，改革開放的范圍和領域明顯擴大，國際經濟聯系加強，非公有制經濟快速發展，這些對我國TFP的提高起了非常關鍵的作用;而且后期的宏觀調控也取得了顯著成效，在降低通貨膨脹的同時，保持了較高的經濟發展速度，所以這一階段我國的經濟增長質量比較高。④1996年～2000年是我國的第九個五年計劃期間。1997年下半年，東南亞國家爆發金融危機，世界經濟全面走低，波及我國;并且1998年夏，我國又遇到一場歷史罕見的特大洪澇災害使我國經濟受到了嚴重的打擊，產出的增長速度明顯下降，TFP也出現了負增長，該期間平均TFP增長率為-0.08%。⑤2001年～2007，我國經濟又進入了平穩快速增長時期，TFP增長率比較高，平均TFP增長率為2.9%，GDP的平均增長率為10.53%，TFP增長率對產出增長的貢獻達到27.53%。縱觀我國改革開放以來，TFP增長率的變化狀況，我們還會發現這樣一個特點，那就是TFP增長率自1992年達到頂峰后，一直在較低水平徘徊。由于我國的市場規模在不斷擴大，已有研究者驗證我國的經濟增長符合Verdoorn定律(魏梅，2008)[8]，即我國市場規模的擴大促進了生產率的提高，同時我國的技術也在不斷進步，所以認為影響TFP增長率提高的原因在于效率改善的停滯或下降，而影響效率改善的原因則在于中國經濟改革的效益遞減和實質性改革的停滯不前。鄧小平南方講話引發的改革浪潮雖然持續了一段時間，但是到了20世紀90年代中期，改革的速度又開始減緩，主要表現為:國有企業改革難以深入、金融體制改革嚴重滯后、政治體制改革落后于經濟體制改革、農村制度改革停滯不前，城鄉二元結構并未觸動等。這些必然會影響和制約我國資源的配置和使用效率的進一步提高。

五、結語

縱覽建國50多年來我國的經濟增長狀況，從1952～2007的55年間，我國的年均GDP增長率達到8.05%，這說明新中國成立以后，我國的經濟有了快速的增長，但是從增長來源來看，情況并不樂觀。觀察我國TFP增長率的變化狀況，可以發現雖然TFP增長率或高或低，波動較大，但是整體水平卻比較低。由表2、表3，可以看出，從1952年～2007年的55年間，我國的平均TFP增長率為1.48%，它對產出增長的平均貢獻僅為18.4%，這意味著資本、勞動等硬投入的增加對產出增長的貢獻達到82.6%，與發達的資本主義國家相比，如美、日、德的TFP增長率對GDP的貢獻達到70%以上，其差距是非常顯著的。這說明建國以來我國的經濟增長主要是由要素投入的增加來驅動的，屬于硬投入帶動的粗放型增長方式，經濟增長的整體質量不高。

誠然，過去無法改變，但將來卻是可以創造的。我國自1992年以來TFP增長率的降低帶來了警示，改革的停滯不前與改革效益的遞減減緩了我國效率的改善和經濟增長質量的提高，所以提高全要素生產率，轉變我國的經濟增長方式，維持中國經濟可持續增長的關鍵在于繼續深層次推進改革，打破各項制度對資源有效配置的約束。當然，提高技術水平仍然是我國經濟持續增長的長遠之路。

[注釋]

①楚鈺，《全要素生產率》，政策，2003年第1期。

[參考文獻]

[1]郭慶旺，賈俊雪.中國全要素生產率估算:1979-2004[J].經濟研究，2005，(6):51-60.

[2]徐家杰.中國全要素生產率估計:1978-2006年[J].亞太經濟，2007，(6):65-68.

[3]舒元.中國經濟增長分析[M].復旦大學出版社，1993:82-88.

[4]王小魯.中國經濟增長的可持續性與制度變革[J].經濟研究，2000，(7):3-15，79.

[5]王艷麗，劉傳哲.全要素生產率對中國經濟增長的貢獻:1952～2002[J].北京理工大學學報，2006，(5):90-93，99.

[6]Solow， R.M. Technical Change and the Aggregate Production Function [J]. The Review of Economics and Statistics，1957，39:312-320.

[7]林毅夫，劉明興.中國的經濟增長收斂與收入分配[J].世界經濟，2003，(8):3-14，80.

[8]魏梅.區域全要素生產率影響因素及效率收斂分析[J].統計與決策，2008，(12):79-81.

The Estimation of the China’s TFP Growth Rate from 1953 to 2007

Zhou Caiyun，Mao Huixiao

(Economics College， Lanzhou University， Lanzhou 730000， China)

Abstract: Based on the 1952-2007 macroeconomic data， this paper uses the improved C-D production function model to estimate and analysis the TFP growth rate of 55 years since 1952. We find that since the founding of New China， the fluctuations of the TFP growth rate is violate and the level is low; From 1952 to 2007， the average TFP growth rate is only 1.48%， and the contribution rate to the GDP growth also is only 18.4%. This shows that since the founding of New China， although China，s economy has achieved rapid development， the economic growth pattern is extensive and the quality of growth is low; At the same， by analyzing the reasons for the declining of TFP growth rate since 1992， we believe that promoting the reform further and eliminating the institutional factor which reduced the economic efficiency are the key of sustainable growth.

Key words: the TFP growth rate; C-D production function; the economic growth pattern