中國(guó)全要素生產(chǎn)率的測(cè)算與解釋:1979—2009年

趙志耘，楊朝峰

(中國(guó)科學(xué)技術(shù)信息研究所，北京 100038)

一、引 言

自從索洛提出全要素生產(chǎn)率概念以來，經(jīng)過不斷發(fā)展和擴(kuò)充，全要素生產(chǎn)率已經(jīng)成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)問題最為流行的研究領(lǐng)域之一。國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)全要素生產(chǎn)率的研究始于20世紀(jì)80年代初。Krugman認(rèn)為，20世紀(jì)60年代以來東亞新興工業(yè)化國(guó)家的經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)主要是依靠大量使用資本和勞動(dòng)，而不是依靠技術(shù)進(jìn)步的作用，并且這種投入驅(qū)動(dòng)的高速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是不可持續(xù)的［1］。Krugman對(duì)東亞增長(zhǎng)奇跡的質(zhì)疑以及1997年東南亞經(jīng)濟(jì)危機(jī)的爆發(fā)，掀起了國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)全要素生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)的研究熱潮。從研究對(duì)象上，大體可以把這些研究成果分為兩大部分:對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率的估算和對(duì)生產(chǎn)部門全要素生產(chǎn)率的估算。對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率估算代表性的研究有張軍和施少華、樊綱和王小魯、顏鵬飛和王兵、郭慶旺和賈俊雪、鄭京海和胡鞍鋼、李賓和曾志雄等［2］－［7］。這些研究通過估算中國(guó)整體經(jīng)濟(jì)的全要素生產(chǎn)率和省際區(qū)域的全要素生產(chǎn)率，來分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉，判斷中國(guó)整體和區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否具有可持續(xù)性。還有一些研究是針對(duì)某一生產(chǎn)部門或者行業(yè)的全要素生產(chǎn)率估算，分析生產(chǎn)部門或者行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步情況［8－9］。不可否認(rèn)，這些研究對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)政策的制定與調(diào)整都起到了重要的參考作用，但是我們也應(yīng)看到，國(guó)內(nèi)全要素生產(chǎn)率研究還存在一些薄弱環(huán)節(jié)，即大部分研究關(guān)注的是全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)問題，而對(duì)于全要素生產(chǎn)率的構(gòu)成僅限于一些理論上的分析和分解 (如非參數(shù)方法可將全要素生產(chǎn)率分解為技術(shù)效率和資源配置效率)，缺少對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響因素的實(shí)證分析。

本文試圖利用一些最新的研究成果改變以上的狀況，通過構(gòu)造市場(chǎng)化指數(shù)來衡量改革開放以來我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制的變遷，同時(shí)用R＆D投入和國(guó)外技術(shù)引進(jìn)經(jīng)費(fèi)分別衡量自主創(chuàng)新和技術(shù)引進(jìn)，對(duì)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行新的解釋，定量考察改革開放以來我國(guó)全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)原因。

二、全要素生產(chǎn)率的測(cè)算方法

目前，對(duì)全要素生產(chǎn)率的測(cè)算主要有兩大類方法:參數(shù)方法和非參數(shù)方法。參數(shù)方法包括索羅殘差法、隱性變量法和前沿生產(chǎn)函數(shù)法。

1.索羅殘差法。Solow提出全要素生產(chǎn)率表示為產(chǎn)出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率扣除勞動(dòng)和資本貢獻(xiàn)之后的余額［10］。設(shè)總量生產(chǎn)函數(shù)為C－D生產(chǎn)函數(shù):

其中，Yt為實(shí)際產(chǎn)出，Lt為勞動(dòng)投入，Kt為資本存量，α、β分別為平均資本產(chǎn)出份額和平均勞動(dòng)力產(chǎn)出份額。在規(guī)模收益不變和中性技術(shù)假設(shè)下，全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率為:

為估計(jì)出平均資本產(chǎn)出份額和平均勞動(dòng)力產(chǎn)出份額，對(duì)方程 (1)兩邊同時(shí)取自然對(duì)數(shù)有:

在規(guī)模收益不變的約束條件α+β=1下有:

估計(jì)出平均資本產(chǎn)出份額α和平均勞動(dòng)力產(chǎn)出份額β后，帶入方程 (2)可以得到全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率。

索洛殘差法避開了生產(chǎn)函數(shù)具體形式的討論，而關(guān)注函數(shù)的相關(guān)性質(zhì)，使得基于這一模型的技術(shù)進(jìn)步度量方法具有廣泛的適用性;加之索洛殘差法計(jì)算方法簡(jiǎn)便、直觀，該模型實(shí)用性也很強(qiáng)。但索洛殘差法也存在明顯的缺陷。在索洛模型中，技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)只是產(chǎn)出增長(zhǎng)扣除勞動(dòng)力和資本貢獻(xiàn)份額之后的“余值”，該“余值”反映了任何導(dǎo)致生產(chǎn)函數(shù)變動(dòng)的因素。但是實(shí)際上，并非勞動(dòng)和資本兩種投入以外任何導(dǎo)致產(chǎn)出增加的因素都是技術(shù)進(jìn)步。由于索洛殘差所包含的因素過于寬泛，所以不能真實(shí)反映現(xiàn)實(shí)的技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)，特別是對(duì)于中國(guó)這樣一個(gè)轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)更是如此。

2.隱性變量法。隱性變量法將全要素生產(chǎn)率看做為一個(gè)不可觀測(cè)的變量，在檢驗(yàn)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性和協(xié)整性的基礎(chǔ)上，利用狀態(tài)空間模型做極大似然估計(jì)來估算全要素生產(chǎn)率。采用C－D生產(chǎn)函數(shù)，且假設(shè)規(guī)模收益不變，則有如下觀測(cè)方程:

式中，ln(TFPt)為全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率。假設(shè)ln(TFPt)為一個(gè)隱性變量，且遵循一階自回歸即AR(1)過程，則有如下狀態(tài)方程:

其中，ρ為自回歸系數(shù)，滿足|ρ|＜1，ut為白噪聲。這樣，利用狀態(tài)空間模型，通過極大似然估計(jì)同時(shí)估算出觀測(cè)方程和狀態(tài)方程，從而得到全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的估算值。

隱性變量法將全要素生產(chǎn)率看做一個(gè)獨(dú)立的狀態(tài)變量，并從殘差中分離出來，更為精確地估算了全要素生產(chǎn)率。但是，這種方法僅僅是從計(jì)量方法上對(duì)用最小二乘法估計(jì)全要素生產(chǎn)率的較小改進(jìn)，在理論上仍然是建立在新古典基礎(chǔ)上的，仍然采用規(guī)模報(bào)酬不變假定和C－D生產(chǎn)函數(shù)形式。

3.前沿生產(chǎn)函數(shù)法。Fare等認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來源于投入要素增長(zhǎng)、技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率提高［11］。這樣就等于把全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率分解為技術(shù)進(jìn)步率和技術(shù)效率兩部分。技術(shù)效率測(cè)度的是短期內(nèi)對(duì)現(xiàn)有生產(chǎn)能力的利用程度，反映的是現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)的生產(chǎn)技術(shù)效率。技術(shù)進(jìn)步率是較長(zhǎng)期內(nèi)測(cè)算技術(shù)效率的參照物，前沿生產(chǎn)函數(shù)正是測(cè)度這個(gè)參照物的有用工具。因此，前沿生產(chǎn)函數(shù)法成為測(cè)度及分解全要素生產(chǎn)率的好方法。但它的缺點(diǎn)也很明顯，主要體現(xiàn)在它是建立在產(chǎn)出缺口估算基礎(chǔ)上，而無論用何種方法估算產(chǎn)出缺口，都會(huì)存在估算誤差，從而導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率估算偏差［12］。

估算全要素生產(chǎn)率的非參數(shù)方法包括Malmquist指數(shù)方法和HMB指數(shù)方法。非參數(shù)方法要求樣本必須是面板數(shù)據(jù)，不能對(duì)一個(gè)孤立的國(guó)家或地區(qū)的全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)算，而我們的數(shù)據(jù)均為時(shí)間序列，因此，這種方法不適合我們的研究。我們的研究目的是測(cè)算全要素生產(chǎn)率并進(jìn)行解釋，要求測(cè)算出來的全要素生產(chǎn)率不含誤差項(xiàng)，隱性變量法在測(cè)算全要素生產(chǎn)率時(shí)排除了誤差項(xiàng)的干擾，似乎比索洛殘差法更適合本文的研究，但經(jīng)過我們的實(shí)際測(cè)算后發(fā)現(xiàn)，因?yàn)殡[性變量法假設(shè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率遵循一階自回歸，使得測(cè)算結(jié)果波動(dòng)很小 (幾乎就是一條水平線)。我們認(rèn)為，正是隱性變量法這個(gè)假設(shè)使得全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的大量信息被“平滑掉了”，導(dǎo)致信息丟失很嚴(yán)重，測(cè)算出來的結(jié)果與實(shí)際情況有很大的差異。因此，我們還是采用傳統(tǒng)的索洛殘差法來測(cè)算全要素生產(chǎn)率。雖然該方法不能像前沿生產(chǎn)函數(shù)法和非參數(shù)方法一樣對(duì)全要素進(jìn)行分解，但這并不影響我們的研究。

三、全要素生產(chǎn)率的測(cè)算

計(jì)算全要素生產(chǎn)率所需的真實(shí)產(chǎn)出和勞動(dòng)投入序列可以方便地從現(xiàn)有的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中直接獲得，但資本存量序列需要在統(tǒng)計(jì)資料的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上進(jìn)行估算。

測(cè)算資本存量的基本方法是由Goldsmith于1951年開創(chuàng)的永續(xù)盤存法［13］，現(xiàn)在被OECD國(guó)家所廣泛采用，它的基本公式為:

其中，It是t期以當(dāng)期價(jià)格計(jì)價(jià)的投資額，Pt是t期的價(jià)格指數(shù)，δ是折舊率。此式含義是，t期的資本存量Kt是從上一期留存下來的資本存量 (1－δ)Kt－1與t期的實(shí)際投資It/Pt之和。容易看出，估算資本存量涉及到四個(gè)方面的工作:對(duì)基期資本存量K0的猜測(cè)、歷年投資流量指標(biāo)的選取、價(jià)格指數(shù)的選取或構(gòu)造和折舊率的設(shè)定。現(xiàn)有研究基本上都是在永續(xù)盤存法的基礎(chǔ)上來進(jìn)行的，但是在處理細(xì)節(jié)上卻有很大差異，比較有代表性的如表1所示。

表1 資本存量估算方法對(duì)比

從表1中可以看出，各方在四個(gè)方面的處理方法也同樣有很大差異。

基期資本存量基本上都是按某個(gè)比例推算出來的 (如全國(guó)基期資本存量與上海市基期資本存量的比例、與工業(yè)企業(yè)的基期資本存量比例、與國(guó)民收入的比例等)。哪種算法較好，我們無法做出評(píng)價(jià)。比較一致的看法是，K0僅對(duì)期初之后幾年里的資本存量估算影響較大，隨著K0的逐漸折舊，后期的資本存量估算會(huì)越來越準(zhǔn)確。我們的基期資本存量按國(guó)際常用方法計(jì)算，即K0=I0/(g+δ)，其中，g是樣本期真實(shí)投資的年平均增長(zhǎng)率，δ是綜合折舊率。

投資流量指標(biāo)的選取集中在積累額、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資、新增固定資產(chǎn)投資和固定資本形成總額四個(gè)指標(biāo)。因中國(guó)統(tǒng)計(jì)體系自1993年起不再公布積累額之類的指標(biāo)，故張軍和章元［16］以及Chow［14］的方法不適于沿用。全社會(huì)固定資本投資是在MPS和SNA體系下都公布的一個(gè)投資指標(biāo)，它的主要問題是與SNA的統(tǒng)計(jì)體系不相容，是中國(guó)投資統(tǒng)計(jì)特有的指標(biāo)。固定資本形成總額是不包括存貨的投資流量，它與經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中通常所指的投資具有一致的含義，同時(shí)也是和國(guó)際上通常用的固定資產(chǎn)投資基本一致的指標(biāo)。新增固定資產(chǎn)投資實(shí)際上是對(duì)固定資本形成總額進(jìn)行一定程度的扣除后得到的一個(gè)指標(biāo)，但在實(shí)際操作過程中，扣除的理由和標(biāo)準(zhǔn)不一，隨意性較大。綜上所述，我們?cè)诒疚闹胁捎玫漠?dāng)年投資指標(biāo)是固定資本形成總額，并且認(rèn)為它是衡量當(dāng)年投資的合理指標(biāo)。

用什么價(jià)格指數(shù)來平減當(dāng)期的投資流量，是估算中的重要一環(huán)。統(tǒng)計(jì)年鑒自1991年起，開始公布固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)。這基本被一致認(rèn)為是最合適的指標(biāo)，但它只從1991年才開始有，1990年以前用什么指標(biāo)呢?從表1可見，研究者們大多是用其它的價(jià)格指數(shù)指標(biāo)進(jìn)行替代。常見的替代指標(biāo)是工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)、上海市固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)等。另一種辦法是從固定資本形成總額及固定資本形成指數(shù)來構(gòu)造投資隱含平減價(jià)格指數(shù)。何楓等［17］、Holz［18］就是這么處理的。我們認(rèn)為既然投資流量指標(biāo)的選取為固定資本形成總額，而2007年《中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料 (1952—2004)》的發(fā)布，為推算固定資本形成平減指數(shù)奠定了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)，那么用該指數(shù)來平減當(dāng)期的投資流量是最合適的。

根據(jù)《中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料 (1952—2004)》公布的數(shù)據(jù)，我們只有截止于2004年的固定資本形成總額指數(shù)。這樣，我們便無法直接把我國(guó)2004—2009年間的用當(dāng)年價(jià)格給出的固定資本形成總額折算成以2000年價(jià)格表示的數(shù)據(jù)。但是，我們可以通過構(gòu)造指數(shù)來間接實(shí)現(xiàn)這個(gè)目的。經(jīng)過分析，我們選擇了通過擬合固定資本形成總額平減指數(shù)與GDP平減指數(shù)在1978—2004年間的關(guān)系來估算2005—2009年的固定資本形成總額平減指數(shù) (2000年=1)，以推算我國(guó)2004—2009年間以2000年價(jià)格表示的固定資本形成總額。具體構(gòu)造關(guān)系如下:

調(diào)整后的R2=0.996

其中，IDt為所構(gòu)造的第t年的固定資本形成總額平減指數(shù)，GDPDt第t年的GDP平減指數(shù)，共計(jì)27個(gè)觀測(cè)值。

至于折舊，目前沒有公認(rèn)的合適處理辦法。即便是2009年的統(tǒng)計(jì)年鑒，它也提到目前我國(guó)尚不具備對(duì)全社會(huì)固定資產(chǎn)進(jìn)行重估價(jià)的基礎(chǔ)，只能按照規(guī)定的固定資產(chǎn)折舊率的方法來提取固定資產(chǎn)折舊。因此，我們不對(duì)各方處理方法的優(yōu)劣進(jìn)行判斷。根據(jù)我國(guó)的情況，一般采用綜合折舊率為5%。

確定了基期資本存量、投資流量指標(biāo)、價(jià)格指數(shù)指標(biāo)和折舊率后，通過方程 (7)可以估算出1978—2009年我國(guó)的資本存量。計(jì)算全要素生產(chǎn)率所需的其它兩個(gè)序列可從統(tǒng)計(jì)年鑒中獲得。對(duì)于與生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定中變量L相對(duì)應(yīng)的現(xiàn)實(shí)數(shù)據(jù)，國(guó)外文獻(xiàn)通常使用工作小時(shí)數(shù)，但我國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒中沒有提供這個(gè)指標(biāo)，故選取歷年的就業(yè)人員數(shù)。另外，注意到指標(biāo)給出的是年底數(shù)，為與GDP流量的含義相一致，將前后兩年的就業(yè)人員數(shù)進(jìn)行算術(shù)平均，獲得年中的就業(yè)數(shù)。1978—2009年我國(guó)真實(shí)產(chǎn)出、資本存量和勞動(dòng)投入數(shù)據(jù)見表2所示。

表2 推算我國(guó)的全要素生產(chǎn)率

由表2中的數(shù)據(jù)對(duì)方程 (4)進(jìn)行OLS估計(jì)，結(jié)果如下:

調(diào)整后的R2=0.997

圖1 1979—2009年中國(guó)全要素生產(chǎn)率變動(dòng)

由此得到α=0.711，β=0.289，再分別計(jì)算出實(shí)際產(chǎn)出、就業(yè)人數(shù)和資本存量的逐年增長(zhǎng)率，一并代入方程 (4)，可以得到我國(guó)1979—2009年的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率，結(jié)果見表2所示。1979—2009年中國(guó)全要素生產(chǎn)率變動(dòng)情況如圖1所示。

本文測(cè)算出來的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率與郭慶旺和賈俊雪［5］測(cè)算出來的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率大體趨勢(shì)是一致的，但是存在一定的偏差。除了資本存量估算方法不一樣外，資本和勞動(dòng)力要素投入數(shù)據(jù)處理方法不一樣也是造成這些差異的原因。本文使用資本和勞動(dòng)力要素投入都是年中數(shù)，而郭慶旺和賈俊雪使用的是年末數(shù)。本文認(rèn)為，年中數(shù)能更準(zhǔn)確地反映要素投入的真實(shí)情況。從圖1中可以看出，1994年以前，中國(guó)全要素生產(chǎn)率變動(dòng)主要受自身制度改革的影響，隨著政策措施的變化而大起大落，在1992年全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率達(dá)到歷史最高點(diǎn)7.189%。1992年后，對(duì)外開放度的逐步加大，使得外部因素 (比如東南亞金融危機(jī))對(duì)中國(guó)全要素生產(chǎn)率的影響力上升。在加入WTO后，全要素生產(chǎn)率變動(dòng)進(jìn)入穩(wěn)定增長(zhǎng)的狀態(tài)，但這種穩(wěn)定增長(zhǎng)狀態(tài)隨后又被2008年的全球金融風(fēng)暴所打斷，中國(guó)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率在2007年達(dá)到一個(gè)波峰后迅速跌落至2009年的－0.402%，這在某種程度上表明我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)育在趨向成熟，影響全要素生產(chǎn)率的主要因素從政策因素已經(jīng)轉(zhuǎn)向市場(chǎng)因素。

四、全要素生產(chǎn)率的解釋

全要素生產(chǎn)率是指扣除了資本投入和勞動(dòng)投入的貢獻(xiàn)以外，其他所有能夠?qū)崿F(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素貢獻(xiàn)的總和。這個(gè)總和的來源包括技術(shù)進(jìn)步、資源配置效率的提高 (主要體現(xiàn)為體制的不斷完善)和隨機(jī)因素等。因此，理論上我們所計(jì)算出來的全要素生產(chǎn)率主要包含兩個(gè)方面的因素:一個(gè)是技術(shù)進(jìn)步，另一個(gè)就是體制完善 (主要是經(jīng)濟(jì)體制的完善)。在實(shí)證環(huán)節(jié)上，只要能對(duì)技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)體制的完善進(jìn)行量化，就能定量測(cè)算技術(shù)進(jìn)步和體制改進(jìn)這兩個(gè)主要因素對(duì)全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)。一般認(rèn)為，技術(shù)引進(jìn)和自主創(chuàng)新是發(fā)展中國(guó)家實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步的最基本的方式。基于以上考慮，我們建立如下模型對(duì)改革開放以來中國(guó)全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)情況進(jìn)行實(shí)證分析:①全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果表明該時(shí)間序列存在自相關(guān)性，且其自相關(guān)系數(shù)在第1期后迅速趨于0，因此我們?cè)谀Ｐ椭屑尤肫湟黄跍箜?xiàng)作為解釋變量。

其中，Mindt為市場(chǎng)化指數(shù)，用來衡量經(jīng)濟(jì)體制的改進(jìn);Timpt為國(guó)外技術(shù)引進(jìn)經(jīng)費(fèi)，用來衡量技術(shù)進(jìn)步中的技術(shù)引進(jìn)因素;Rdt為研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入，用來衡量技術(shù)進(jìn)步中的自主創(chuàng)新因素，lnTFPt－1為全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的一期滯后項(xiàng);α0為常數(shù)項(xiàng)，α1、α2、α3和α4分別為全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率對(duì)經(jīng)濟(jì)體制的改進(jìn)、國(guó)外技術(shù)引進(jìn)、自主創(chuàng)新投入和滯后項(xiàng)的彈性系數(shù);εt為白噪音。

方程 (10)中全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率序列已經(jīng)在前文中估算出來了，國(guó)外技術(shù)引進(jìn)經(jīng)費(fèi)和研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入數(shù)據(jù)可以從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中直接獲得，只有市場(chǎng)化指數(shù)需要我們建立指標(biāo)體系進(jìn)行測(cè)算。

在改革開放以前，我國(guó)是一個(gè)封閉的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)國(guó)家，在1978年后才從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型。因此，以市場(chǎng)化指數(shù)作為我國(guó)經(jīng)濟(jì)制度變遷不失為一個(gè)不錯(cuò)的選擇。改革開放以后，我國(guó)由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的轉(zhuǎn)型總體上是從四個(gè)方面展開的:即政府與市場(chǎng)關(guān)系的理順、非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、經(jīng)濟(jì)對(duì)外開放程度的提高和產(chǎn)品市場(chǎng)的培育。我們從中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的這四個(gè)方面入手構(gòu)造市場(chǎng)化指數(shù)指標(biāo)體系 (見表3所示)，在指標(biāo)體系設(shè)計(jì)上借鑒并綜合了陳宗勝等、金玉國(guó)、易綱等和康繼軍等的研究思路和方法［19］－［22］，與這些已有的研究相比，我們?cè)诋a(chǎn)品市場(chǎng)培育程度方面指標(biāo)體系設(shè)計(jì)上做了較大的改進(jìn)，同時(shí)對(duì)其他方面的指標(biāo)體系和數(shù)據(jù)處理做了進(jìn)一步的改進(jìn)和完善。

表3 市場(chǎng)化指數(shù)指標(biāo)體系

各方面指標(biāo)體系建立以后，我們采用“相對(duì)比較法”將各二級(jí)指標(biāo)數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為指數(shù)值，即指標(biāo)的評(píng)分表示了該年度該方面指標(biāo)在整個(gè)樣本區(qū)間時(shí)間序列上市場(chǎng)化進(jìn)程的相對(duì)位置。根據(jù)指標(biāo)數(shù)值高低與市場(chǎng)化程度高低的理論關(guān)系，計(jì)算指標(biāo)得分的公式可分為兩大類:正指標(biāo)和負(fù)指標(biāo)。正指標(biāo)是與市場(chǎng)化程度高低正相關(guān)的指標(biāo)，這些指標(biāo)的得分采用下列公式計(jì)算:

第 i個(gè)指標(biāo)得分= (vi－vmin)/(vmax－vmin)×100

其中，vi是第i個(gè)指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)，vmax和vmin為樣本區(qū)間 (1978—2009年)內(nèi)指標(biāo)原始數(shù)據(jù)的最大值和最小值。

當(dāng)指標(biāo)數(shù)值高低與市場(chǎng)化程度高低負(fù)相關(guān)時(shí)稱這些指標(biāo)為負(fù)指標(biāo)，負(fù)指標(biāo)的得分采用下列公式計(jì)算:

第 i個(gè)指標(biāo)得分= (vmax－vi)/(vmax－vmin)×100

經(jīng)過上述處理，各項(xiàng)得分均與市場(chǎng)化程度正相關(guān)，即:得分越高，市場(chǎng)化程度越高;反之市場(chǎng)化程度越低。

在多因素分析中，權(quán)重的選取是個(gè)難點(diǎn)。其中，定性的方法與定量的方法都有廣泛的應(yīng)用。由于市場(chǎng)化是一個(gè)抽象概念，其各組成方面的重要程度很難從經(jīng)濟(jì)理論或定性的方面加以判斷。為避免主觀隨機(jī)因素的干擾，本文選擇變異系數(shù)法來確定指標(biāo)權(quán)重。變異系數(shù)法以指標(biāo)的均值和方差為基礎(chǔ)，根據(jù)評(píng)價(jià)指標(biāo)特征值之間的變異程度對(duì)指標(biāo)進(jìn)行賦權(quán)，對(duì)不同評(píng)價(jià)對(duì)象之間區(qū)別比較大的指標(biāo)賦予較大的權(quán)重，而對(duì)沒明顯差異的指標(biāo)賦予較小的權(quán)重。我們認(rèn)為，市場(chǎng)化指標(biāo)的權(quán)重不應(yīng)該是固定不變的，應(yīng)該隨著市場(chǎng)化進(jìn)程的變化而變化。變異系數(shù)法隨著數(shù)據(jù)的不同，測(cè)算得出不同的權(quán)重，較好地體現(xiàn)了指標(biāo)權(quán)重的動(dòng)態(tài)性。

從圖2中可以看出，中國(guó)的市場(chǎng)化進(jìn)程以1994年為界，分成兩個(gè)階段。第一階段中國(guó)的市場(chǎng)化進(jìn)程進(jìn)展迅速，從1978年的0.5229直線上升到1994年的76.81，年均增長(zhǎng)36.59%。經(jīng)過這一階段的發(fā)展，我國(guó)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的基本框架已初步建立。第二階段中國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制建設(shè)進(jìn)入一個(gè)逐漸完善的階段。這一階段中國(guó)的市場(chǎng)化進(jìn)程則表現(xiàn)為穩(wěn)步推進(jìn)，從1995年的74.86逐漸上升到2007年的歷史最高點(diǎn)86.50。之后，由于全球金融危機(jī)的爆發(fā)，我國(guó)推出4萬億元經(jīng)濟(jì)刺激計(jì)劃，這些資金大部分流向國(guó)有企業(yè)，使得市場(chǎng)化指數(shù)出現(xiàn)了小幅下降。經(jīng)過這一階段的發(fā)展，我國(guó)已經(jīng)是相對(duì)成熟的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)了。

在中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒僅公布了從1987年以來歷年的R＆D經(jīng)費(fèi)數(shù)據(jù)。對(duì)于1978—1986年的R＆D投入，本文擬通過自回歸趨勢(shì)模型外推獲得。根據(jù)AIC，SC最小化原則，發(fā)現(xiàn)最優(yōu)的滯后期為1。對(duì)自回歸趨勢(shì)模型回歸得到:

調(diào)整后的R2=0.996

利用上式，可以外推得到1978—1986年的R＆D投入。改革開放以來歷年的技術(shù)引進(jìn)數(shù)據(jù)來自商務(wù)部。1978—2009年中國(guó)技術(shù)引進(jìn)經(jīng)費(fèi)和R＆D經(jīng)費(fèi)投入見圖3所示。從圖3中可以看出，在1994年以前，無論是國(guó)外技術(shù)引進(jìn)經(jīng)費(fèi)還是R＆D經(jīng)費(fèi)投入都比較少，從1994年開始，無論國(guó)外技術(shù)引進(jìn)經(jīng)費(fèi)還是R＆D經(jīng)費(fèi)投入都開始大幅增加，但在2000年以前，我國(guó)國(guó)外技術(shù)引進(jìn)經(jīng)費(fèi)在大多數(shù)年份都高于R＆D經(jīng)費(fèi)投入，說明我國(guó)在2000年以前具有很強(qiáng)的“重引進(jìn)、輕消化和創(chuàng)新”傾向。2000年以后我國(guó)越來越重視自主創(chuàng)新，R＆D經(jīng)費(fèi)投入年均增長(zhǎng)速度達(dá)到16.27%，R＆D經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度從2000年的0.9%增長(zhǎng)到2009年的1.7%，增加近一倍。

從理論上講，技術(shù)引進(jìn)對(duì)全要素生產(chǎn)率具有影響，反過來，由于我國(guó)全要素生產(chǎn)率水平提高，從而提高對(duì)新技術(shù)吸收能力，進(jìn)而有助于技術(shù)引進(jìn)，從而導(dǎo)致所謂內(nèi)生性問題，產(chǎn)生有偏、非一致的估計(jì)量。因此，在對(duì)方程(10)進(jìn)行估計(jì)之前，還需檢驗(yàn)變量的內(nèi)生性。我們利用Hausman檢驗(yàn)直接比較普通最小二乘 (OLS)和兩階段最小二乘 (2SLS)估計(jì)值，判斷其差異是否在統(tǒng)計(jì)上顯著［23］。因?yàn)樗薪忉屪兞慷际峭馍鷷r(shí)，OLS和2SLS都是一致估計(jì)量，如果差異顯著，則可以判定有內(nèi)生性變量。

我們選取lnTimpt－1作為lnTimpt的工具變量。用待檢驗(yàn)變量lnTimpt對(duì)方程 (10)的全部外生變量 lnMindt、lnRdt、lnTFPt－1和選定的工具變量 lnTimpt－1進(jìn)行回歸:

用OLS法對(duì)方程 (12)進(jìn)行回歸，并求殘差。將所求的殘差作為附加變量加入到方程 (10)中，得到:

對(duì)方程 (13)進(jìn)行OLS回歸，如果α5是顯著的，則α0、α1、α2、α3和α4不具有一致性，說明lnTimpt是內(nèi)生變量。

檢驗(yàn)結(jié)果是vt的系數(shù)值為－0.08，P值為0.06，表明系數(shù)不顯著，可以在統(tǒng)計(jì)上排除變量ln-Timpt的內(nèi)生性。因此，我們可以認(rèn)為方程 (10)的OLS估計(jì)結(jié)果是無偏、一致的。

前文的分析表明，無論是從市場(chǎng)化指數(shù)還是從R＆D經(jīng)費(fèi)和技術(shù)引進(jìn)經(jīng)費(fèi)來看，1994年似乎都是一個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)，這個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)可能會(huì)對(duì)全要素生產(chǎn)率影響因素模型的穩(wěn)定性產(chǎn)生影響。因此在對(duì)方程(10)進(jìn)行OLS估計(jì)后，還需進(jìn)行拐點(diǎn)的檢驗(yàn)，以確認(rèn)拐點(diǎn)的存在。本文采用Chow檢驗(yàn)來判斷1994年是否是一個(gè)拐點(diǎn)，①Chow檢驗(yàn)法是鄒至莊提出的，用于判斷結(jié)構(gòu)在預(yù)先給定的時(shí)點(diǎn)是否發(fā)生了變化的一種方法。檢驗(yàn)結(jié)果見表4所示。

圖3 1978—2009年中國(guó)R＆D經(jīng)費(fèi)和技術(shù)引進(jìn)經(jīng)費(fèi)

表4 拐點(diǎn) (1994年)檢驗(yàn)結(jié)果

無論是從F統(tǒng)計(jì)量還是從對(duì)數(shù)似然比LR統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)結(jié)果都表明，在考察期內(nèi)全要素生產(chǎn)率和其影響因素之間的關(guān)系在1994年發(fā)生了機(jī)制轉(zhuǎn)變，那么在整個(gè)考察期內(nèi)全要素生產(chǎn)率影響因素模型的參數(shù)應(yīng)該是不固定的，因此，我們?cè)谶M(jìn)行模型回歸時(shí)，先以1994年為界將樣本分為兩部分進(jìn)行分段回歸，隨后再進(jìn)行全樣本的回歸。方程 (10)的OLS回歸結(jié)果見表5所示。

表5 全要素生產(chǎn)率影響因素模型回歸結(jié)果

1979—2009年的全樣本回歸結(jié)果表明，改革開放以來，我國(guó)全要素生產(chǎn)率變化受其自身上一期滯后值的影響最大，說明我國(guó)全要素生產(chǎn)率變化存在著較大的慣性，靈敏度較低。除此之外，技術(shù)引進(jìn)是改革開放以來我國(guó)全要素生產(chǎn)率變化的主要原因 (國(guó)外技術(shù)引進(jìn)經(jīng)費(fèi)每增加一個(gè)百分點(diǎn)，全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)0.0131個(gè)百分點(diǎn))，制度變遷和自主創(chuàng)新對(duì)全要素生產(chǎn)率變化的影響不明顯。

1979—1994年的子樣本回歸結(jié)果表明，制度變遷和自主創(chuàng)新對(duì)這段時(shí)間內(nèi)的全要素生產(chǎn)率的影響都不明顯，技術(shù)引進(jìn)是1979—1994年間我國(guó)全要素生產(chǎn)率變化的主要原因，而且其影響較整個(gè)樣本期間內(nèi)要高0.003個(gè)百分點(diǎn)。一般認(rèn)為，制度變遷會(huì)導(dǎo)致資本、勞動(dòng)和全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，進(jìn)而促使經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。我們的研究結(jié)果表明，1979—1994年期間，我國(guó)制度變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)更多的是通過促進(jìn)資本、勞動(dòng)增長(zhǎng) (進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng))這一方式來進(jìn)行的，而不是通過提高全要素生產(chǎn)率 (進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng))來進(jìn)行的。

1995—2009年的子樣本回歸結(jié)果表明，制度變遷是這段時(shí)期內(nèi)我國(guó)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)的主要原因，市場(chǎng)化每增加一個(gè)百分點(diǎn)，全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)0.0824個(gè)百分點(diǎn)，這說明我國(guó)在初步建立社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)之后，我國(guó)制度變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用才從推動(dòng)資本、勞動(dòng)增長(zhǎng)轉(zhuǎn)到推動(dòng)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)上來。技術(shù)引進(jìn)在這段時(shí)期內(nèi)對(duì)我國(guó)全要素生產(chǎn)率的作用不明顯可能是由以下原因造成的:由于20世紀(jì)80年代我國(guó)技術(shù)水平遠(yuǎn)落后于發(fā)達(dá)國(guó)家，差距比較大，通過引進(jìn)國(guó)外成熟技術(shù)也能提高全要素生產(chǎn)率;當(dāng)差距縮小后，發(fā)達(dá)國(guó)家為了自身的利益不愿意轉(zhuǎn)讓先進(jìn)技術(shù)，通過技術(shù)引進(jìn)提高全要素生產(chǎn)率效果自然會(huì)變差。回歸結(jié)果還表明，盡管近年來我國(guó)的R＆D經(jīng)費(fèi)投入增長(zhǎng)迅速，但這些R＆D投入只是大大增加了我國(guó)技術(shù)知識(shí)存量，并沒有有效地轉(zhuǎn)化為全要素生產(chǎn)率的提高。

五、結(jié) 語

本文首先利用索洛殘差法對(duì)改革開放以來我國(guó)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行了估算，隨后通過構(gòu)造市場(chǎng)化指數(shù)來衡量改革開放以來我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制的變遷，同時(shí)用R＆D投入和國(guó)外技術(shù)引進(jìn)經(jīng)費(fèi)分別衡量自主創(chuàng)新和技術(shù)引進(jìn)，對(duì)改革開放以來我國(guó)全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的原因進(jìn)行定量的考察。分析表明:(1)技術(shù)引進(jìn)是改革開放以來我國(guó)全要素生產(chǎn)率變化的主要原因。(2)1994年以后我國(guó)制度變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用才從推動(dòng)資本、勞動(dòng)增長(zhǎng)轉(zhuǎn)到推動(dòng)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)上來。(3)雖然改革開放以來R＆D經(jīng)費(fèi)投入增長(zhǎng)迅速，但這些R＆D投入只是大大增加了我國(guó)技術(shù)知識(shí)存量，并沒有有效地轉(zhuǎn)化為全要素生產(chǎn)率的提高。

中國(guó)全要素生產(chǎn)率的變化與發(fā)達(dá)國(guó)家不同，不是因?yàn)镽＆D工作取得了很大進(jìn)展，而是因?yàn)楦母?市場(chǎng)化)和開放 (技術(shù)引進(jìn))效應(yīng)，但是這些效應(yīng)正在逐漸減弱，同時(shí)，中國(guó)還需要從低就業(yè)增長(zhǎng)轉(zhuǎn)向高就業(yè)增長(zhǎng);從不公平增長(zhǎng)轉(zhuǎn)向公平增長(zhǎng);從不可持續(xù)增長(zhǎng)轉(zhuǎn)向可持續(xù)增長(zhǎng)。在這種情況下，很顯然，傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式將難以為繼。因此，能否真正實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變是未來中國(guó)能不能保持穩(wěn)定較快增長(zhǎng)的關(guān)鍵所在。

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