我國經濟全要素生產率增長效應分析

□文/郭小超 王小利

一、引言

在有關經濟增長的相關研究文獻中，普遍的觀點是勞動投入、資本投入和全要素生產率是推動經濟持續增長的三大要素，在這三大要素中，全要素生產率在決定經濟增長方面起著很重要的作用。研究全要素生產率對經濟增長的效應的主要意義在于，這一指標代表了規模經濟、教育投入、人員素質等方面對產出的作用，體現的是內涵式擴大再生產。

從目前看，關于全要素生產率增長的研究是從兩條路線展開的。第一條路線是從FDI、國際貿易導致的國際知識溢出角度分析入手，討論國際知識溢出活動對全要素生產率增長的影響；另一條路線是直接從包括技術進步、規模經濟等因素在內的全要素生產率入手，討論由于全要素生產率引起的經濟結構的變化，等等。普遍的做法仍然是基于索羅模型測度全要素生產率，并以此作為全要素生產率的代理變量開展進一步的研究（趙志耘，2007）。本文試圖利用結構向量自回歸技術（SVAR），將全要素生產率、資本存量投入、人力資本投入以及產出同時納入一個互為內生變量的閉合系統，并通過對這些變量的增長率指標進行研究，追蹤分析1978年以來我國產出、資本存量、人力資本三者增長率對全要素生產率增長率的沖擊，以及這些沖擊在全要素生產率增長率長期走向中的解釋能力。

二、模型、變量與數據來源

（一）模型。VAR是基于數據的統計性質建立模型，VAR模型把系統中每一個變量作為系統中所有內生變量的滯后值的函數來構造。非結構化VAR模型并沒有給出變量之間當期相關關系的確切形式，這些當期相關關系隱藏在誤差項的相關結構之中，是無法解釋的，因此又稱為非結構化VAR模型。模型中的誤差是不可觀測的，通常被稱為新息，可以看作是不可解釋的隨機擾動（高鐵梅，2006），SVAR模型實際是VAR模型的結構式，SVAR可以考慮變量之間的當期關系。

為了考慮變量間當期關系，我們結合新古典經濟增長理論，做出以下假設：假設1：資本存量對當期人力資本和全要素生產率有影響，即a32，a42均不為0；假設2：人力資本對當期資本存量有影響，即a23不為0；假設3：TFP對當期資本存量和人力資本均有影響，即a24，a34均不為0；假設4：產出對當期人力資本有影響，即a31不為0。根據以上三個假設中的6個短期約束條件，我們建立結構向量自回歸（SVAR）模型：

其中，Ut和 Et為四維列向量，Ut其分量分別表示LG、LK、LL、LT的非結構式殘差，而Et就是要識別的相互無關的結構沖擊，其經濟意義就是經濟增長的動態效應分析。A和B均為4×4矩陣，其元素分別用aij和bij表示，根據上述6個約束條件，我們可以得出 a23、a24、a31、a32、a34、a42均不為0。A矩陣中零以外的元素用c（i）表示，其中 c（i）≠0，i＝1，2，3，4，5，6。

本文短期約束是通過A矩陣來實現的，而B矩陣我們把其看作為單位矩陣。其中，A、B矩陣分別為：

（二）變量與數據。本文樣本時間序列均來自于歷年《中國統計年鑒》（部分經過加工整理），樣本數據范圍是1978～2008年均為年度數據。為了消除數據波動，我們對數據 GDP、K、L、T進行了一階差分對數變換，變換結果分別用LG、LK、LL、LT表示，其經濟意義分別表示產出增長率（LG）、資本存量增長率（LK）、人力資本增長率（LL）、全要素生產率增長率（LT）。其中，產出Y數據用1978～2008年GDP表示，并按1978年為不變價格平減。由于統計年鑒數據的缺乏，我們用固定資本存量代替資本流量，并用上海市1978～2001年固定資產價格指數折算。關于人力資本，我們延續用歷年從業人員人數代替的傳統方法。本文中全要素生產率TFP增長率數據來源于我們過去的研究成果，并參閱了《中國資本投入和全要素生產率的估算》（孫琳琳、任若恩，2005）。

三、模型檢驗與估計

（一）平穩性和滯后結構檢驗。表1中ADF單位根檢驗結果顯示，在10%顯著水平下，時間序列 LG、LK、LL、LT 均為一階差分平穩；從表1可以看出VAR模型所有特征根都位于單位圓內，因此我們所估計的VAR模型是平穩的，可以進一步分析。為了得到合理的VAR模型滯后結構，我們采用滯后長度標準和滯后階數排除檢驗兩種方法確定VAR模型合理的滯后結構。根據AIC值和SC值取值最小準則，最佳滯后階數應為2。表2顯示，內生變量LG、LK、LL、LT的所有1階和2階滯后整體上是聯合顯著的。（表1、表2）

表1 時間序列平穩性檢驗

（二）估計SVAR模型的結構因子。SVAR模型是VAR模型的結構式，亦即根據經濟理論對內生變量施加短期約束，從上文四個假設中可以找到7個約束條件，進而得到結構因子估計矩陣，如表3所示，結果表明估計結果很顯著，估計有效。從中還可以發現產出增長對人力資本增長有促進作用，系數不大，為1.43，說明我國在人力資本方面的投入力度不大。資本存量增長對人力資本增長有反向影響，系數為-28.797，表明我國資本存量對人力資本有替代效應，資本存量增長對全要素生產率增長有正向影響，影響系數為63.257，表明我國的投資增長對全要素生產率的增長很大程度促進TFP的增長，可能存在規模經濟效應，這都與改革開放以來中國的國情相符。（表3）

表2 VAR模型滯后排除檢驗結果

表3 結構因子估計結果

（三）脈沖響應函數（IRF）分析。脈沖響應分析反映了一個內生變量的一次性沖擊引起所有內生變量當前值和未來值的變化。本文選擇用殘差協方差矩陣的Cholesky因子的逆來正交化脈沖法，在估計的殘差協方差矩陣利用Cholesky因子時進行小樣本的自由度修正。圖1、圖2分別描述了對于產出增長率LG、資本存量增長率LK、人力資本增長率LL的一個新息的增加，全要素生產率增長率LT對這些新息的非累積和累積動態反應。（圖1、圖2）我們可以看出：

1、產出增長率LG對全要素生產率增長率LT的沖擊。全要素生產率增長率LT在當期有一個負的響應，響應系數大約在-0.08，在第5期左右為零，之后緩慢增長，累積效應在第5期之前是一個負向遞增過程，而5期之后是一個負向遞減過程。自改革以來，我國經濟增長方式逐漸由靠廉價勞動、資源開發、投資資本的粗獷式發展向依靠技術創新的集約式發展，這種發展方式的轉變會帶來技術創新、規模經濟、管理知識的增長，但由于這種經濟增長方式轉變的不徹底，導致全要素生產率進步速度是緩慢的，甚至制約全要素生產率的提高。

2、資本存量增長率LK對全要素生產率增長率LT的沖擊。受資本沖擊的影響，全要素生產率增長率TFP在當期有一個正向響應，響應系數大約為0.07，其后各期，TFP這種響應一直減弱，在第4期和第5期左右減弱為0，之后這種響應變為負，正向累積效應過程大約持續到第7期。1995～2001年中國經濟增長主要來源于資本投入，勞動投入低下，全要素生產率增長率明顯下降。

3、人力資本LL對全要素生產率LT的沖擊。對于人力資本增長率的一個正向沖擊，全要素生產率增長率LT在當期產生一個負的響應，這種負向沖擊效應一直持續到第3期左右，第3期后，全要素生產率對于人力資本的響應趨向于正向。其累積效應在第7期左右變為0，之后是一個正的累積效應過程，同時，人力資本的這種擾動對TFP的影響時間較長。所以，從長期看，人力資本的增長促進全要素生產率的提高，但是促進效果不明顯。

四、結論與對策建議

本文采用1978～2008年宏觀數據構建結構向量自回歸（SVAR）模型，分別從產出增長率、資本存量增長率、人力資本增長率三個沖擊視角，對我國全要素生產率的增長效應進行實證分析。首先，從動態角度看，資本存量增長率、人力資本增長率和產出增長率對全要素生產率的增長均有貢獻，但貢獻率大小有很大差別。其中資本存量的增長率對全要素生產率的增長貢獻最大，產出增長率貢獻率次之，人力資本增長率貢獻率最小，隨著時間推移，資本存量增長率對全要素生產率增長的貢獻度能達到40%左右；其次，短期內資本存量增加促進全要素生產率的增長，但從長期看，全要素生產率增長只能靠人力資本的增長來推動。這一結論基本上符合新古典經濟學等主流經濟學關于人力資本對全要素生產率貢獻的理念。

由以上結論我們提出：首先，政府在改革經濟體制、鼓勵轉變經濟發展方式的同時，應該同步促進政治體制改革，消除約束全要素生產率進步的體制性障礙因素，創造良好的市場環境，促進包括技術進步、組織創新、專業化和生產創新等要素的全要素生產率的增長；其次，我國經濟還處在資本經濟階段，資本投資對社會經濟的推動作用功不可沒。政府在鼓勵技術創新的同時，應該采取行之有效的政策鼓勵社會加大對知識技術密集、物質資源消耗少、成長潛力大、綜合效益好等產業的資本投資，促進全要素生產率的增長；最后，提高人力資本對全要素生產率增長的貢獻。政府政策可以通過提供良好的教育、培訓體系，并鼓勵人們利用這樣的體系，提高人力資本質量。同時，努力改善就業環境，更好地促進知識轉化為生產力，為經濟發展提供持續動力。

[1]趙志耘.資本積累與技術進步的動態融合[J].經濟研究，2007.11.

[2]孫琳琳，任若恩.中國資本投入和全要素生產率的估算.世界經濟，2005.1.

[3]高鐵梅.計量經濟分析方法與建?！狤views應用與實例[M].北京：清華大學出版社，2006.