我國(guó)經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)效應(yīng)分析

□文/郭小超 王小利

一、引言

在有關(guān)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)研究文獻(xiàn)中，普遍的觀點(diǎn)是勞動(dòng)投入、資本投入和全要素生產(chǎn)率是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的三大要素，在這三大要素中，全要素生產(chǎn)率在決定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面起著很重要的作用。研究全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)的主要意義在于，這一指標(biāo)代表了規(guī)模經(jīng)濟(jì)、教育投入、人員素質(zhì)等方面對(duì)產(chǎn)出的作用，體現(xiàn)的是內(nèi)涵式擴(kuò)大再生產(chǎn)。

從目前看，關(guān)于全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的研究是從兩條路線展開(kāi)的。第一條路線是從FDI、國(guó)際貿(mào)易導(dǎo)致的國(guó)際知識(shí)溢出角度分析入手，討論國(guó)際知識(shí)溢出活動(dòng)對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響；另一條路線是直接從包括技術(shù)進(jìn)步、規(guī)模經(jīng)濟(jì)等因素在內(nèi)的全要素生產(chǎn)率入手，討論由于全要素生產(chǎn)率引起的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化，等等。普遍的做法仍然是基于索羅模型測(cè)度全要素生產(chǎn)率，并以此作為全要素生產(chǎn)率的代理變量開(kāi)展進(jìn)一步的研究（趙志耘，2007）。本文試圖利用結(jié)構(gòu)向量自回歸技術(shù)（SVAR），將全要素生產(chǎn)率、資本存量投入、人力資本投入以及產(chǎn)出同時(shí)納入一個(gè)互為內(nèi)生變量的閉合系統(tǒng)，并通過(guò)對(duì)這些變量的增長(zhǎng)率指標(biāo)進(jìn)行研究，追蹤分析1978年以來(lái)我國(guó)產(chǎn)出、資本存量、人力資本三者增長(zhǎng)率對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的沖擊，以及這些沖擊在全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率長(zhǎng)期走向中的解釋能力。

二、模型、變量與數(shù)據(jù)來(lái)源

（一）模型。VAR是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)建立模型，VAR模型把系統(tǒng)中每一個(gè)變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來(lái)構(gòu)造。非結(jié)構(gòu)化VAR模型并沒(méi)有給出變量之間當(dāng)期相關(guān)關(guān)系的確切形式，這些當(dāng)期相關(guān)關(guān)系隱藏在誤差項(xiàng)的相關(guān)結(jié)構(gòu)之中，是無(wú)法解釋的，因此又稱為非結(jié)構(gòu)化VAR模型。模型中的誤差是不可觀測(cè)的，通常被稱為新息，可以看作是不可解釋的隨機(jī)擾動(dòng)（高鐵梅，2006），SVAR模型實(shí)際是VAR模型的結(jié)構(gòu)式，SVAR可以考慮變量之間的當(dāng)期關(guān)系。

為了考慮變量間當(dāng)期關(guān)系，我們結(jié)合新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，做出以下假設(shè)：假設(shè)1：資本存量對(duì)當(dāng)期人力資本和全要素生產(chǎn)率有影響，即a32，a42均不為0；假設(shè)2：人力資本對(duì)當(dāng)期資本存量有影響，即a23不為0；假設(shè)3：TFP對(duì)當(dāng)期資本存量和人力資本均有影響，即a24，a34均不為0；假設(shè)4：產(chǎn)出對(duì)當(dāng)期人力資本有影響，即a31不為0。根據(jù)以上三個(gè)假設(shè)中的6個(gè)短期約束條件，我們建立結(jié)構(gòu)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(jié)構(gòu)式殘差，而Et就是要識(shí)別的相互無(wú)關(guān)的結(jié)構(gòu)沖擊，其經(jīng)濟(jì)意義就是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析。A和B均為4×4矩陣，其元素分別用aij和bij表示，根據(jù)上述6個(gè)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(guò)A矩陣來(lái)實(shí)現(xiàn)的，而B(niǎo)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(shù)據(jù)。本文樣本時(shí)間序列均來(lái)自于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（部分經(jīng)過(guò)加工整理），樣本數(shù)據(jù)范圍是1978～2008年均為年度數(shù)據(jù)。為了消除數(shù)據(jù)波動(dòng)，我們對(duì)數(shù)據(jù) GDP、K、L、T進(jìn)行了一階差分對(duì)數(shù)變換，變換結(jié)果分別用LG、LK、LL、LT表示，其經(jīng)濟(jì)意義分別表示產(chǎn)出增長(zhǎng)率（LG）、資本存量增長(zhǎng)率（LK）、人力資本增長(zhǎng)率（LL）、全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率（LT）。其中，產(chǎn)出Y數(shù)據(jù)用1978～2008年GDP表示，并按1978年為不變價(jià)格平減。由于統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)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(chǎn)價(jià)格指數(shù)折算。關(guān)于人力資本，我們延續(xù)用歷年從業(yè)人員人數(shù)代替的傳統(tǒng)方法。本文中全要素生產(chǎn)率TFP增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)來(lái)源于我們過(guò)去的研究成果，并參閱了《中國(guó)資本投入和全要素生產(chǎn)率的估算》（孫琳琳、任若恩，2005）。

三、模型檢驗(yàn)與估計(jì)

（一）平穩(wěn)性和滯后結(jié)構(gòu)檢驗(yàn)。表1中ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在10%顯著水平下，時(shí)間序列 LG、LK、LL、LT 均為一階差分平穩(wěn)；從表1可以看出VAR模型所有特征根都位于單位圓內(nèi)，因此我們所估計(jì)的VAR模型是平穩(wěn)的，可以進(jìn)一步分析。為了得到合理的VAR模型滯后結(jié)構(gòu)，我們采用滯后長(zhǎng)度標(biāo)準(zhǔn)和滯后階數(shù)排除檢驗(yàn)兩種方法確定VAR模型合理的滯后結(jié)構(gòu)。根據(jù)AIC值和SC值取值最小準(zhǔn)則，最佳滯后階數(shù)應(yīng)為2。表2顯示，內(nèi)生變量LG、LK、LL、LT的所有1階和2階滯后整體上是聯(lián)合顯著的。（表1、表2）

表1 時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

（二）估計(jì)SVAR模型的結(jié)構(gòu)因子。SVAR模型是VAR模型的結(jié)構(gòu)式，亦即根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論對(duì)內(nèi)生變量施加短期約束，從上文四個(gè)假設(shè)中可以找到7個(gè)約束條件，進(jìn)而得到結(jié)構(gòu)因子估計(jì)矩陣，如表3所示，結(jié)果表明估計(jì)結(jié)果很顯著，估計(jì)有效。從中還可以發(fā)現(xiàn)產(chǎn)出增長(zhǎng)對(duì)人力資本增長(zhǎng)有促進(jìn)作用，系數(shù)不大，為1.43，說(shuō)明我國(guó)在人力資本方面的投入力度不大。資本存量增長(zhǎng)對(duì)人力資本增長(zhǎng)有反向影響，系數(shù)為-28.797，表明我國(guó)資本存量對(duì)人力資本有替代效應(yīng)，資本存量增長(zhǎng)對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)有正向影響，影響系數(shù)為63.257，表明我國(guó)的投資增長(zhǎng)對(duì)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)很大程度促進(jìn)TFP的增長(zhǎng)，可能存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，這都與改革開(kāi)放以來(lái)中國(guó)的國(guó)情相符。（表3）

表2 VAR模型滯后排除檢驗(yàn)結(jié)果

表3 結(jié)構(gòu)因子估計(jì)結(jié)果

（三）脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF）分析。脈沖響應(yīng)分析反映了一個(gè)內(nèi)生變量的一次性沖擊引起所有內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來(lái)值的變化。本文選擇用殘差協(xié)方差矩陣的Cholesky因子的逆來(lái)正交化脈沖法，在估計(jì)的殘差協(xié)方差矩陣?yán)肅holesky因子時(shí)進(jìn)行小樣本的自由度修正。圖1、圖2分別描述了對(duì)于產(chǎn)出增長(zhǎng)率LG、資本存量增長(zhǎng)率LK、人力資本增長(zhǎng)率LL的一個(gè)新息的增加，全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率LT對(duì)這些新息的非累積和累積動(dòng)態(tài)反應(yīng)。（圖1、圖2）我們可以看出：

1、產(chǎn)出增長(zhǎng)率LG對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率LT的沖擊。全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率LT在當(dāng)期有一個(gè)負(fù)的響應(yīng)，響應(yīng)系數(shù)大約在-0.08，在第5期左右為零，之后緩慢增長(zhǎng)，累積效應(yīng)在第5期之前是一個(gè)負(fù)向遞增過(guò)程，而5期之后是一個(gè)負(fù)向遞減過(guò)程。自改革以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式逐漸由靠廉價(jià)勞動(dòng)、資源開(kāi)發(fā)、投資資本的粗獷式發(fā)展向依靠技術(shù)創(chuàng)新的集約式發(fā)展，這種發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變會(huì)帶來(lái)技術(shù)創(chuàng)新、規(guī)模經(jīng)濟(jì)、管理知識(shí)的增長(zhǎng)，但由于這種經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的不徹底，導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率進(jìn)步速度是緩慢的，甚至制約全要素生產(chǎn)率的提高。

2、資本存量增長(zhǎng)率LK對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率LT的沖擊。受資本沖擊的影響，全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率TFP在當(dāng)期有一個(gè)正向響應(yīng)，響應(yīng)系數(shù)大約為0.07，其后各期，TFP這種響應(yīng)一直減弱，在第4期和第5期左右減弱為0，之后這種響應(yīng)變?yōu)樨?fù)，正向累積效應(yīng)過(guò)程大約持續(xù)到第7期。1995～2001年中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要來(lái)源于資本投入，勞動(dòng)投入低下，全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率明顯下降。

3、人力資本LL對(duì)全要素生產(chǎn)率LT的沖擊。對(duì)于人力資本增長(zhǎng)率的一個(gè)正向沖擊，全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率LT在當(dāng)期產(chǎn)生一個(gè)負(fù)的響應(yīng)，這種負(fù)向沖擊效應(yīng)一直持續(xù)到第3期左右，第3期后，全要素生產(chǎn)率對(duì)于人力資本的響應(yīng)趨向于正向。其累積效應(yīng)在第7期左右變?yōu)?，之后是一個(gè)正的累積效應(yīng)過(guò)程，同時(shí)，人力資本的這種擾動(dòng)對(duì)TFP的影響時(shí)間較長(zhǎng)。所以，從長(zhǎng)期看，人力資本的增長(zhǎng)促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高，但是促進(jìn)效果不明顯。

四、結(jié)論與對(duì)策建議

本文采用1978～2008年宏觀數(shù)據(jù)構(gòu)建結(jié)構(gòu)向量自回歸（SVAR）模型，分別從產(chǎn)出增長(zhǎng)率、資本存量增長(zhǎng)率、人力資本增長(zhǎng)率三個(gè)沖擊視角，對(duì)我國(guó)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析。首先，從動(dòng)態(tài)角度看，資本存量增長(zhǎng)率、人力資本增長(zhǎng)率和產(chǎn)出增長(zhǎng)率對(duì)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)均有貢獻(xiàn)，但貢獻(xiàn)率大小有很大差別。其中資本存量的增長(zhǎng)率對(duì)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)貢獻(xiàn)最大，產(chǎn)出增長(zhǎng)率貢獻(xiàn)率次之，人力資本增長(zhǎng)率貢獻(xiàn)率最小，隨著時(shí)間推移，資本存量增長(zhǎng)率對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度能達(dá)到40%左右；其次，短期內(nèi)資本存量增加促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，但從長(zhǎng)期看，全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)只能靠人力資本的增長(zhǎng)來(lái)推動(dòng)。這一結(jié)論基本上符合新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)等主流經(jīng)濟(jì)學(xué)關(guān)于人力資本對(duì)全要素生產(chǎn)率貢獻(xiàn)的理念。

由以上結(jié)論我們提出：首先，政府在改革經(jīng)濟(jì)體制、鼓勵(lì)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的同時(shí)，應(yīng)該同步促進(jìn)政治體制改革，消除約束全要素生產(chǎn)率進(jìn)步的體制性障礙因素，創(chuàng)造良好的市場(chǎng)環(huán)境，促進(jìn)包括技術(shù)進(jìn)步、組織創(chuàng)新、專業(yè)化和生產(chǎn)創(chuàng)新等要素的全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)；其次，我國(guó)經(jīng)濟(jì)還處在資本經(jīng)濟(jì)階段，資本投資對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的推動(dòng)作用功不可沒(méi)。政府在鼓勵(lì)技術(shù)創(chuàng)新的同時(shí)，應(yīng)該采取行之有效的政策鼓勵(lì)社會(huì)加大對(duì)知識(shí)技術(shù)密集、物質(zhì)資源消耗少、成長(zhǎng)潛力大、綜合效益好等產(chǎn)業(yè)的資本投資，促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)；最后，提高人力資本對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。政府政策可以通過(guò)提供良好的教育、培訓(xùn)體系，并鼓勵(lì)人們利用這樣的體系，提高人力資本質(zhì)量。同時(shí)，努力改善就業(yè)環(huán)境，更好地促進(jìn)知識(shí)轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力，為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供持續(xù)動(dòng)力。

[1]趙志耘.資本積累與技術(shù)進(jìn)步的動(dòng)態(tài)融合[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007.11.

[2]孫琳琳，任若恩.中國(guó)資本投入和全要素生產(chǎn)率的估算.世界經(jīng)濟(jì)，2005.1.

[3]高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建?！狤views應(yīng)用與實(shí)例[M].北京：清華大學(xué)出版社，2006.