中國要素增強型的內生技術變化：1985～2012

袁 鵬，葉 鑫

（1.西南財經(jīng)大學　工商管理學院，成都　611130；2.大連理工大學　管理與經(jīng)濟學部，遼寧　大連　116024）

中國要素增強型的內生技術變化：1985～2012

袁 鵬1，葉 鑫2

（1.西南財經(jīng)大學工商管理學院，成都611130；2.大連理工大學管理與經(jīng)濟學部，遼寧大連116024）

通過對要素效率的內生化設定，并建立要素增強型的內生技術變化模型，對1985～2012年期間中國資本、勞動和能源對技術變化的作用進行了實證分析，并考察了技術變化的演進趨勢和來源，分析結果表明：研發(fā)、進出口、FDI、人力資本和基礎設施等因素對三種要素的效率演進具有不同影響；技術進步是推動中國經(jīng)濟增長的重要力量，而其主要來源為勞動效率和能源效率的提升所導致的增強型技術變化；資本效率下降所致的負向技術變化對技術進步起到了抑制作用；勞動增強型技術變化和資本負向技術變化主要來自于技術效應，能源增強型技術變化主要來自于價格效應；規(guī)模效應對所有要素的技術變化影響均較小。

內生技術變化；要素增強型；要素效率

改革開放以來，中國的經(jīng)濟增長引人矚目。有關中國經(jīng)濟奇跡背后的驅動因素成為學術界討論的熱點話題。特別是關于生產率增長或者技術進步作用的討論十分熱烈，因為這一問題事關中國經(jīng)濟增長的可持續(xù)性。由于要素邊際報酬遞減的作用，持續(xù)的經(jīng)濟增長唯有依靠生產率增長或者技術進步。大量的國內外實證文獻從行業(yè)、地區(qū)、企業(yè)等層面考察了全要素生產率（TFP）增長或技術進步在不同時期中國經(jīng)濟增長中的作用，但未獲得一致結論。［1］

雖然現(xiàn)有研究加深了我們對中國經(jīng)濟增長的認識，但其普遍存在的一個局限是關于Hicks中性技術變化的假設。在這一假設下，技術變化對所有生產要素的效率具有相同作用，并且各要素在成本中的份額將保持不變。然而就中國而言，一個明顯的事實是，最近20年來，勞動報酬在GDP中的份額持續(xù)下降，而資本報酬的份額卻持續(xù)上升。這實際上暗示了技術變化可能是非中性的，即技術變化對不同要素的效率具有不同的影響。近年來，在非中性技術變化的假設下，少數(shù)研究針對中國經(jīng)濟，估計了資本和勞動的效率變化率，發(fā)現(xiàn)兩種要素的效率變化具有明顯差異，［2］［3］不過，這些研究均將技術變化視為外生的，沒有考慮相關因素在要素效率變化過程中的作用。此外，現(xiàn)有研究通常只考慮了資本和勞動兩種要素，而忽視了其他一些重要的生產要素，特別是能源。中國面臨越來越嚴重的能源約束，在考察中國技術變化的時候，將能源這一關系國計民生的生產要素納入研究視域是十分必要的。

針對以上不足，本文試圖在以下兩個方面擴展現(xiàn)有研究：第一，摒棄了中性技術變化的假定，采用要素增強型技術變化模型，將能源納入技術變化的測度框架，考察要素之間效率演進的差異，以及要素效率變化對總技術變化的貢獻；第二，將技術變化進行了內生化處理，更有利于識別人力資本、研發(fā)、國際貿易與外商直接投資、基礎設施等多種經(jīng)濟因素在要素效率演進中的作用。

一、要素增強型的內生技術變化模型

在要素增強型技術變化模型基礎上，［4］我們對要素效率進行了內生化處理，設定如下內生化的技術變化模型：

其中，F(xiàn)（·）表示生產技術水平，Y代表產出，Xj表示第j種要素投入（j=1…，J）；Aj（t，Z）＞0，表示第j種要素在t年的效率，以下簡寫為Aj。除時間趨勢變量t外，Aj還受到一組外生經(jīng)濟變量Z的影響，這一設定將Aj內生化=AjXj代表要素j的有效投入。如果Aj增大，意味著要素效率提高，從而實現(xiàn)投入不變，而產出增加。若?j有Aj=A，且生產函數(shù)為線性齊次的，那么技術變化是希克斯中性的。以上生產結構使得要素特定的技術變化能夠被區(qū)分出來，從而能夠衡量特定要素對總技術變化的貢獻。事實上，要素特定的技術變化和總技術變化可能具有不同的，甚至相反的趨勢。

總技術變化可以表示為：

其中，Aj=?log?t=?logAj/?t，TCj=?logF（~Xj）/?log~Xj·Aj。在變量名上方加點“·”，表示該變量隨時間的變化率。從TCj表示要素 j的技術變化，體現(xiàn)了該要素的效率變動對總技術變化的貢獻。Aj和 ?logF （~x）/?log~Xj，分別表示要素j的效率變化和完全競爭市場條件下要素j的成本份額。（1）式所示生產函數(shù)的對偶成本函數(shù)可以寫成：C=C（~P，Y）。C是要素投入的總成本（C=∑jPjXj），Pj表示要素j的實際價格，~Pj= Pj/Aj，表示要素j的有效價格。一種要素效率提高意味著它有效價格下降（~Pj）。在成本函數(shù)框架下，技術進步TC定義為：TC=Shephard引理，S=?logC/?logP~=P~X~/C=PX/C，故Sj的成本份額。

其中，j。根據(jù)jjjjjjj表示要素因此，根據(jù)（3）式，總技術變化是各要素效率變化和其成本份額的加權平均值。（3）式與（2）式所定義的總技術變化是相同的。現(xiàn)在我們設定成本函數(shù)的具體形式為如下超越對數(shù)成本函數(shù)：

其中，j，k=K，L，E，K、L、E分別表示資本、勞動和能源。根據(jù)謝潑德引理，得到要素份額方程的具體形式為：

將份額方程（5）帶入（3）式，整理后得到：

（6）式表明，技術變化可以分解為三個部分：第一項表示純技術變化，稱之為技術效應；第二項表示價格誘致的技術變化，稱之為價格效應；第三項表示規(guī)模引致的技術變化，稱之為規(guī)模效應。

如前所述，除時間趨勢變量外，要素效率或生產率還受到一組外生變量的影響。本文主要考慮了研發(fā)（RD）、人力資本（HR）、出口（EX）、進口（IM）、外商直接投資（FDI）、基礎設施（IF）等外生變量，并設定要素效率的具體函數(shù)形式為：

其中，γj為常數(shù)項，用以表示自發(fā)的要素效率變化，它只受時間的影響，而與上述其他經(jīng)濟變量無關。通過外生變量的引入，要素效率得到了內生化。根據(jù)A·j=?logAj/?t，得到：

二、數(shù)據(jù)說明

本文采用了1985～2012年期間29個中國省域（直轄市、省和自治區(qū)）地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，樣本中未包含港澳臺地區(qū)和西藏自治區(qū)，重慶與四川進行合并處理。基礎數(shù)據(jù)來源于相應年份的中國統(tǒng)計年鑒、中國能源統(tǒng)計年鑒，以及新中國55年、60年統(tǒng)計資料匯編。

產出Y采用地區(qū)生產總值表示。勞動價格PL以收入法計算的地區(qū)生產總值中的勞動者報酬與從業(yè)人數(shù)之比來表示。資本價格PK的計算公式為：資本價格 =（地區(qū)生產總值 -勞動者報酬）/實物資本存量。［5］實物資本存量采用永續(xù)盤存法進行核算，公式為Kt=Kt-1（1-δ）+It。下標 t代表第t年，I表示投資，δ為折舊率，K0為期初實物資本存量。對于It，本文采用的是固定資本形成額的時間序列，并用固定資產投資價格指數(shù)換算為1985年的不變價格。由于1990年之前的固定資產投資價格指數(shù)沒有官方的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，我們采用固定資本形成隱含平減指數(shù)代替。①借鑒張軍等人的方法，研究期間所有省份采用9.6%的折舊率。［6］K0采用Hall和Jones［7］的方法估計，即K0=I0/（θ+δt）。其中，I0為期初投資，θ為1985～2012年投資的年平均增長率。

分省的能源價格PE并不能直接獲得。我們借鑒陶小馬等［8］的方法，采用《中國物價年鑒2004》公布的2003年36個大中城市分能源品種的價格數(shù)據(jù)（以省會城市的能源價格表示其所在省份的能源價格），以及分省的燃料動力類價格指數(shù)序列（1986-2012年）進行推算。

地區(qū)生產總值，以及要素價格均采用GDP平減指數(shù)進行價格平減，轉換為以1985年價格表示的可比價。經(jīng)濟運行的總成本等于資本、勞動和能源三種要素的支出總和。各地區(qū)的能源支出等于能源投入量（以標準煤計）與能源價格的乘積。研發(fā)強度（RD）采用各地區(qū)的研發(fā)資本存量與實物資本存量的比重來表示。研發(fā)資本存量（RDS）一般也采用永續(xù)盤存法進行核算，［9］公式為：RDSt=RDSt-1（1-σ）+rdt。rd表示研發(fā)支出，以各地區(qū)科技活動內部支出來衡量，并通過一個構造的研發(fā)價格指數(shù)換算為1985年的不變價格。研發(fā)價格指數(shù)的構造參考了吳延兵的方法，［10］以消費者價格指數(shù)和固定資產投資價格指數(shù)的加權平均值來表示。權重分別為研發(fā)支出中的勞務費份額和固定資產構建費份額。σ為折舊率，參照通常的做法，取值為0.15。RDS為期初的研發(fā)存量，借鑒期初實物資本存量的計算方法，其計算公式為：RDS0=rd0/（σ+g）。rd0為期初的研發(fā)支出，g為研究期間研發(fā)支出的年均增長率。

人力資本水平（HR）采用各地區(qū)本專科在校學生人數(shù)與總人口的占比來衡量。出口強度（EX）、進口強度（IM）分別用各地區(qū)出口額、進口額占地區(qū)生產總值的比重來表示。外商直接投資（FDI）采用各地區(qū)的外商直接投資存量與實物資本存量的比值來衡量，外商直接投資存量與實物資本存量的核算方法相同。基礎設施（IN）是地區(qū)經(jīng)濟環(huán)境的重要組成部分，其包含的范圍很廣，事實上難以用單一指標來衡量，本文采用人均貨物周轉量作為基礎設施的代理變量。人均貨物周轉量體現(xiàn)了一個地區(qū)交通運輸?shù)陌l(fā)達程度，其值越高，反映出基礎設施越完善。

三、結果分析

1.估計結果

在成本方程（4）和份額方程（5）的右邊加上經(jīng)典誤差項，組成了一個包含J+1個方程的系統(tǒng)方程組。該系統(tǒng)方程組采用非線性迭代似不相關回歸技術估計參數(shù)（NISUR）。所有要素的份額方程加總等于1，這將導致誤差項的方差-協(xié)方差矩陣為奇異矩陣，因此需要去除一個要素的份額方程。由于當估計結果產生收斂的時候，NISUR等價于極大似然法，因此去掉任何一個份額方程并不影響估計結果。在本文中，我們選擇去掉能源份額方程。我們首先估計了包含所有要素效率影響因素的系統(tǒng)方程組I，表1、表2分別給出了成本與份額方程、要素效率方程的參數(shù)估計結果。成本方程的絕大部分參數(shù)都通過了常見水平的顯著性檢驗。成本方程、資本份額方程和勞動份額方程的R2，都非常高，分別為0.978、0.976、0.981。

表1　成本與份額方程的估計結果

表2　要素效率方程的估計結果（系統(tǒng)　I）

要素效率方程（系統(tǒng)I）的估計結果顯示，同一種因素對不同要素的效率具有不同的，甚至相反的影響。為了提高估計的效率，我們剔除了要素效率方程中不顯著的影響因素，估計了系統(tǒng)方程組II。成本方程和要素效率方程的估計結果分別見表1、表3。結果顯示，除個別參數(shù)沒有通過10%的顯著性檢驗外，成本方程的其他參數(shù)和要素效率方程中的所有參數(shù)都通過了1%的顯著性檢驗，且估計結果接近于系統(tǒng)方程組I。成本方程、資本份額方程和勞動份額方程的R2也都超過了0.97。

表3　要素效率方程的估計結果（系統(tǒng)　II）

2.要素效率的變化與影響因素分析

以要素效率方程（系統(tǒng)II）的估計結果為基礎，我們計算了要素效率的變化率。結果表明，研究期間，三15.2%以上，且呈現(xiàn)出波動向上的增長趨種要素的效率變化具有明顯差異。勞動效率的增長率（）保持在勢，最高超過17.9%，年均為16.7%。能源效率的增長率（A·ε）也為正，年際間略有波動，但基本上保持在7.2%左右的水平。與勞動和能源快速上升的效率變化趨勢不同，資本的效率呈現(xiàn)出持續(xù)的下降趨勢，年均增長率（AK）為-7.9%。資本效率的不斷下降警示中國，依靠投資拉動經(jīng)濟增長難以持續(xù)。

那么，相關因素在要素效率的演進中具有怎樣的實際影響呢？根據(jù)（8）式，我們將要素效率的年均變化率分解，從而考察各因素對要素效率變化的貢獻，結果見于表4，而主要結論如下所示。

表4　要素效率年均變化率的分解

（1）在各要素的效率演進中起到最重要作用的均為自發(fā)效率變化。如表4所示，各要素的自發(fā)效率變化趨勢具有明顯差異：勞動和能源的自發(fā)效率分別以年均7.5%和3.2%的速度上升，而資本的自發(fā)效率以年均11.1%的速度下降。自發(fā)效率變化在資本、勞動和能源的效率變化中分別占據(jù)了140.5%、44.9%和44.4%的份額。可見資本的效率下降完全來自于其自發(fā)效率的下降，而勞動和能源的效率提升在很大程度上得益于各自的自發(fā)效率增長。

（2）研發(fā)為資本效率的下降貢獻了-17.7%，為能源效率的上升貢獻了18.1%，意味著研發(fā)起到了制約資本效率下降以及提高能源效率的作用。雖然研發(fā)對勞動效率沒有產生顯著影響，但由于其對資本和能源的效率產生了較大的正面作用，因而加大研發(fā)力度還是能夠有效地促進技術進步。研發(fā)沒有顯著地帶來勞動效率的提高可能與中國的研發(fā)方向有關。

（3）出口對三種要素的效率均存在正面影響。出口帶來的正面效應在一定程度上阻止了資本效率的下降（份額為-13.9%），也促進了勞動和能源的效率提升（份額分別為15.6%和20.8%）。出口的積極作用可能來自于企業(yè)加入出口市場獲得的競爭與創(chuàng)新效應、規(guī)模經(jīng)濟效應、出口對象的知識溢出效應等。與出口帶來要素效率的提升不同，進口對所有要素的效率均沒有產生顯著影響。進口溢出效應不明顯的原因可能與中國的進口貿易結構有關，即中國的進口貿易品主要是大宗礦產和糧食等初級產品以及服務于加工貿易的進口零部件。

（4）FDI對資本效率具有正面作用，但作用較小，而其對勞動和能源的效率沒有產生顯著影響。與出口相比，F(xiàn)DI的正向溢出效應相對更弱，原因可能在于FDI的溢出效應具有兩面性，其正向溢出效應在一定程度上被負向溢出效應所抵消了。雖然FDI為中國帶來了先進的技術和管理經(jīng)驗，但是經(jīng)營進程中追加技術投入的意愿不夠強烈，反而會通過過度競爭、資源爭奪甚至壟斷等手段抑制本土企業(yè)的創(chuàng)新。

（5）人力資本在勞動效率增長中占了27.5%的份額，即人力資本的提升對勞動效率產生了顯著的促進作用。改革開放以來，中國的教育事業(yè)得到了穩(wěn)步發(fā)展，人口素質明顯改善。特別是上世紀90年代末期高等教育的快速發(fā)展培養(yǎng)了大量高素質人才，對提高整體水平的勞動生產率起到了積極作用。基礎設施對勞動效率和能源效率起到了積極作用，但對資本效率沒有產生顯著影響。基礎設施的改善在勞動、能源的效率增長中的份額分別為12% 和16.7%，表明中國的生產率增長或技術進步在一定程度上受益于基礎設施的改善。

3.技術變化的趨勢與來源分析

不斷上升的勞動效率和能源效率意味著這兩種要素存在正向的要素增強型技術變化，而遞減的資本效率則意味著資本存在負向的要素增強型技術變化。我們計算了各要素的技術變化率以及總的技術變化率。研究期間，中國技術變化率的年均值為4.3%，考慮到同期中國經(jīng)濟的實際增長率大約為10%，技術進步對中國經(jīng)濟增長的貢獻約占四成。因此，我們的研究結果表明，雖然經(jīng)濟增長主要來自要素投入，但技術進步對經(jīng)濟增長也有顯著的貢獻。不過，需要警惕的是，研究期間，總的技術變化率呈現(xiàn)出逐步下降的趨勢，從期初的4.8%下降到期末的3.7%。特別是從上世紀90年代后期開始，技術進步速度下降的趨勢愈加明顯，反映出經(jīng)濟增長質量的下滑。

要素特定的技術變化率具有較大的差異。勞動的技術變化率高達6.2%（2009年）至7.2%（1991年），超過了總的技術變化率。因此，勞動效率的提高，是中國技術進步的主要動力。不過，勞動的技術變化率呈現(xiàn)出下降趨勢，也帶動了總技術變化率的下降。能源的技術變化率在0.9%（1993年）至1.4%（2012年）之間，對總技術變化的貢獻相對較小。但是，能源的技術變化率呈現(xiàn)出緩慢的上升趨勢，對總技術變化的貢獻因而也越來越大。資本的技術變化率為負，范圍在-3.9%（1988年）至-3.3%（2008年）之間。因此，資本效率的下降在很大程度上抑制了中國的技術進步。

進一步地，我們考察技術變化的來源，即技術效應、價格效應和規(guī)模效應對技術變化的貢獻。結果顯示，總技術效應的范圍在3.9%至5.2%之間，年均值為4.6%，超過了總技術變化率。總價格效應和總規(guī)模效應均為負值，范圍分別在-0.7至-1.3%和-0.1%至-1.5%之間。從數(shù)值上看，總技術效應是總技術變化的主要貢獻者，而其他兩種效應對總技術變化的影響較小，且為負向影響。從變化趨勢來看，總技術效應和總規(guī)模效應均呈現(xiàn)出下降的趨勢，導致了總技術變化率的下降，而總價格效應表現(xiàn)為上升趨勢，能夠在一定程度上減緩總技術變化率的下降。

分要素來看，勞動的技術效應為正，范圍在7.5%至9.1%之間，呈現(xiàn)下降趨勢；資本的技術效應為負，范圍在之間-3.6%至-4.1%之間，同樣表現(xiàn)為下降趨勢；而能源的技術效應在-0.2%至0.5%之間，在1985 ～1995年期間為負，之后為正，表現(xiàn)為上升趨勢。

在要素特定的價格效應方面，資本和能源的價格效應均為正，范圍分別在0.8%至1.1%，以及1.6%至1.8%之間，而勞動的價格效應為負，范圍在-3.4%至-4.0%之間。顯然，勞動的價格效應為負是導致總價格效應為負的唯一原因。因此，三種要素間相對價格的變化有利于資本和能源的技術進步，而不利于勞動的技術進步。特別是對于能源來說，其價格效應超過了能源的技術變化率，是能源增強型技術進步的主要原因。勞動的價格效應之所以為負，原因可能在于勞動與資本、能源的相對價格上升了。當一種要素（勞動）變得相對昂貴，為了節(jié)約成本，企業(yè)的理性選擇是開發(fā)使用相對便宜的要素（資本和能源）的技術。

在要素特定的規(guī)模效應方面，三種要素的規(guī)模效應非常小。其中，勞動的規(guī)模效應在0.16%至0.26%的范圍內，呈現(xiàn)微弱的上升趨勢，而資本和能源的規(guī)模效應均在-0.6%至-0.9%的范圍內，呈現(xiàn)微弱的下降趨勢。可見，產出規(guī)模的擴張對勞動的技術變化產生了正向影響，對資本和能源的技術變化產生了負面影響。不過，無論是哪種影響，程度都較小。

四、結 論

本文放棄中性技術變化的假設，采用要素增強型技術變化模型，對要素效率因子進而技術變化采取了內生化設定，考察了1985～2012年期間中國資本、勞動和能源三種要素的效率變化趨勢，以及各要素的效率變化在總技術變化中的作用。主要結論如下：

第一，三種要素的效率變化趨勢具有顯著差異。研究期間，勞動效率和能源效率持續(xù)上升，年均增長率分別為16.7%和7.5%，而資本效率表現(xiàn)出持續(xù)的下降趨勢，年均下降7.9%。因此，勞動效率和能源效率的持續(xù)上升對改善中國經(jīng)濟增長的質量和績效發(fā)揮了積極作用，而且還有助于緩解勞動力數(shù)量下降和不斷趨緊的能源約束帶來的壓力，不過，資本效率的持續(xù)下降意味著投資驅動的經(jīng)濟增長模式面臨著越來越大的挑戰(zhàn)。

第二，同一經(jīng)濟因素在不同要素效率變化中的作用可能不同。具體而言：自發(fā)效率的變化在各要素的效率演進均起到了最重要作用；研發(fā)對勞動效率沒有產生顯著影響，但對資本和能源的效率產生了較大的促進作用；出口對三種要素的效率均起到了正面影響，但進口對所有要素的效率均沒有產生顯著影響；FDI除了對資本效率具有較小的正面作用外，對勞動和能源的效率均未產生顯著影響；人力資本的提升顯著地促進了勞動效率的提高，但對資本和能源的效率沒有顯著影響；基礎設施對勞動效率和能源效率起到了積極作用，但對資本效率沒有產生顯著影響。

第三，研究期間，總的技術變化率年均值為4.3%，約占同期中國經(jīng)濟增長率的四成，表明技術進步在中國經(jīng)濟增長中發(fā)揮了非常重要的作用。不過，上世紀90年代后期技術進步的速度開始出現(xiàn)明顯的下降趨勢，反映出這段時期經(jīng)濟增長質量的下降。三種要素的技術變化對總技術變化的作用具有明顯差異。勞動的技術變化率超過了總的技術變化率，表明勞動效率的提高是技術進步的主要動力。能源的技術變化對總技術變化的貢獻相對較小，但隨著能源的技術變化率的上升，其對總技術變化的貢獻也將增加。由于資本效率的持續(xù)下降，資本的技術變化率為負，成為了技術進步的抑制因素。

第四，對技術變化的分解結果顯示，技術效應是資本負向技術變化和勞動增強型技術變化的主要來源，但對能源增強型技術變化的影響較小。價格效應是能源增強型技術進步的主要原因，也在一定程度上有利于抑制資本的負向技術變化，但對勞動增強型的技術變化具有負面作用。規(guī)模效應對勞動增強型的技術變化產生了正向影響，對資本和能源的技術變化產生了負面影響。不過，無論是哪種影響，程度都較小。

注 釋

①固定資本形成隱含平減指數(shù)=固定資本形成總額（當年現(xiàn)價）/（固定資本形成總額（上年現(xiàn)價）*固定資本形成總額發(fā)展速度（以上年為1）。

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責任編輯：黎貴才

2014-09-23

定稿日期：2015-01-10

國家自然科學基金項目（71203018）；教育部人文社會科學基金（12YJC790248）

袁鵬（1981-），男，四川榮縣人，經(jīng)濟學博士，西南財經(jīng)大學工商管理學院副教授，主要從事技術創(chuàng)新與產業(yè)發(fā)展研究；葉鑫（1989-），男，遼寧葫蘆島人，大連理工大學管理與經(jīng)濟學部碩士研究生，主要從事金融創(chuàng)新研究。

FF061.2

A

1005-2674（2015）03-067-07