我國制造業(yè)工業(yè)品價(jià)格影響因素分析

孫 巍，楊 帥

（吉林大學(xué)a.數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心；b.商學(xué)院，長春 130012）

我國制造業(yè)工業(yè)品價(jià)格影響因素分析

孫 巍a,b，楊 帥b

（吉林大學(xué)a.數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究中心；b.商學(xué)院，長春 130012）

文章首先利用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型度量了樣本期間制造業(yè)各行業(yè)的全要素生產(chǎn)率變化率，再利用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型研究了勞動(dòng)力成本、技術(shù)進(jìn)步和價(jià)格關(guān)聯(lián)性對工業(yè)品價(jià)格的影響。結(jié)果表明當(dāng)期和前一期勞動(dòng)力成本對當(dāng)期工業(yè)品價(jià)格的彈性表現(xiàn)出差異性，當(dāng)期為正而前期為負(fù)；當(dāng)期和前一期技術(shù)進(jìn)步對當(dāng)期工業(yè)品價(jià)格都表現(xiàn)出負(fù)向影響，但當(dāng)期作用更明顯；前一期工業(yè)品價(jià)格對當(dāng)期工業(yè)品價(jià)格的彈性小于1，表現(xiàn)出收斂性特征。

工業(yè)品價(jià)格；價(jià)格關(guān)聯(lián)性；市場競爭；技術(shù)進(jìn)步；動(dòng)態(tài)面板模型

0 引言

改革開放以來，我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅猛，尤其是跨入21世紀(jì)，在2001年我國成功加入世界貿(mào)易組織的有利條件下，制造業(yè)蓬勃發(fā)展，同時(shí)表現(xiàn)出工業(yè)品價(jià)格持續(xù)上漲的態(tài)勢和競爭激烈的市場結(jié)構(gòu)特征。一方面，我國是制造業(yè)工業(yè)品的出口大國，有學(xué)者的研究顯示，工業(yè)品價(jià)格上漲勢必對本國凈出口造成影響[1]；另一方面，包括食品、辦公和生活用品以及服裝等工業(yè)產(chǎn)品也是構(gòu)成我國消費(fèi)的主要部分，這些工業(yè)品價(jià)格上漲也會(huì)對國內(nèi)消費(fèi)需求產(chǎn)生抑制作用，與國家提倡擴(kuò)大內(nèi)需提高自主消費(fèi)的政策有悖。作為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長三駕馬車組成部分的凈出口和自主消費(fèi)受到抑制，也勢必會(huì)對我國經(jīng)濟(jì)的長期平穩(wěn)增長造成不利影響。國內(nèi)學(xué)者也對我國物價(jià)總水平進(jìn)行了理論研究[2]，但缺乏對制造業(yè)工業(yè)品價(jià)格變化特征的分析。因此，有必要對工業(yè)品價(jià)格持續(xù)上漲的成因及其機(jī)理進(jìn)行分析，以探求抑制工業(yè)品價(jià)格快速上漲解決凈出口和自主消費(fèi)增長瓶頸的途徑，尋求適合我國制造業(yè)發(fā)展的長期道路。

1 模型構(gòu)建及指標(biāo)選取

面板數(shù)據(jù)模型的優(yōu)點(diǎn)之一是可以對個(gè)體的動(dòng)態(tài)行為進(jìn)行建模。一些經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，由于慣性或部分調(diào)整，個(gè)體的當(dāng)前行為一定程度上取決于其過去行為。如果在面板數(shù)據(jù)模型中，被解釋變量的滯后期加入到解釋變量中去，則稱之為“動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型”。其一般形式為

為消除個(gè)體效應(yīng)ui，對（1）式做一階差分，可得

然而解釋變量Δyit-1=yit-1-yit-2依然與Δεit=εit-εit-1相關(guān)，因?yàn)閥it-1與εit-1相關(guān)。因此，Δyit-1為內(nèi)生變量，需要尋找適當(dāng)?shù)墓ぞ咦兞坎拍艿玫揭恢鹿烙?jì)。Arellano and bond使用所有可能的滯后變量作為工具變量進(jìn)行廣義矩估計(jì)（GMM）。這就是“Arellano-Bond估計(jì)量”，也被稱為“差分GMM”。

但做差分后也會(huì)引致一些問題，其一是不隨時(shí)間變化的變量zi被消掉了，故差分GMM無法估計(jì)zi的系數(shù)，其二是yit-k與Δyit-1的相關(guān)性可能很弱，特別當(dāng)yit接近隨機(jī)游走時(shí)，導(dǎo)致弱工具變量問題（滯后越多期則相關(guān)性越弱）。為了解決上述問題，Arellano and Bover重新回到了差分之前的水平方程，并使用Δyit-1，Δyit-2，…作為yit-1的工具變量，在滿足“εit不存在自相關(guān)”和“Δyit-1，Δyit-2，…與個(gè)體效應(yīng)ui不相關(guān)”的假設(shè)下，可以使用Δyit-1，Δyit-2，…作為工具變量對水平方程進(jìn)行GMM估計(jì)。這被稱作“水平GMM”。

Blundell and Bond則將差分GMM與水平GMM結(jié)合在一起，將差分方程與水平方程作為一個(gè)方程系統(tǒng)進(jìn)行GMM估計(jì)，稱作“系統(tǒng)GMM”。其優(yōu)點(diǎn)包括可以估計(jì)不隨時(shí)間變化的變量zi的系數(shù)和提高了估計(jì)的效率。

基于本文的研究思路，構(gòu)建方程系統(tǒng)如下，并采用兩步系統(tǒng)GMM法估計(jì)參數(shù)

2 指標(biāo)計(jì)算和數(shù)據(jù)來源

2.1 技術(shù)進(jìn)步TP

隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型最早由Aginer、Lovell and Schmidt以及Meeusen and Broeck幾乎同時(shí)獨(dú)立提出。隨機(jī)前沿既包含企業(yè)由于個(gè)體原因?qū)е碌募夹g(shù)非效率部分，還包含外部隨機(jī)因素引起的隨機(jī)誤差部分，如此的設(shè)定方式可以合理解釋所研究的個(gè)體不能達(dá)到其生產(chǎn)前沿的原因。因此，本文使用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型計(jì)算全要素生產(chǎn)率變化率度量技術(shù)進(jìn)步。

根據(jù)Kumbhakar的總結(jié)[3]，在獲知要素價(jià)格信息的條件下，可以對全要素生產(chǎn)率的增長做出如下四部分分解

這里εj，Sj和λj分別代表要素 j的投入產(chǎn)出彈性，要素 j在總要素成本中所占的份額和要素j在前沿生產(chǎn)函數(shù)中的相對產(chǎn)出彈性。但當(dāng)要素價(jià)格信息是未知時(shí)，無論配置有效與否，都難以計(jì)算其無效的部分。基于此，我們假設(shè)對任何j，測度要素j在前沿生產(chǎn)函數(shù)中的相對產(chǎn)出彈性λj與要素j在總要素成本中所占的份額Sj相等，則方程（5）可以化簡為

對于f(x,t)我們使用Christensen提出的時(shí)變形式超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型，該模型同時(shí)考慮了要素和時(shí)間對生產(chǎn)率的影響，如下所示

其中，yit表示產(chǎn)出；kit和lit分別表示資本和勞動(dòng)投入量；根據(jù)Battese and Coelli所假設(shè)的形式，即技術(shù)非效率uit=ui?exp[-η(t-T)]，ui為技術(shù)非效率不隨時(shí)間變化的成分，服從截?cái)嘣?處的N(μ,σu2)分布，待估參數(shù)η若大于、等于和小于0則分別表示技術(shù)非效率隨時(shí)間減小、不變和增大；而隨機(jī)誤差vit服從N(0,σv2)。技術(shù)非效率uit的均值為參數(shù)μ，μ=0表示技術(shù)是完全效率的，μ＞0表示存在技術(shù)非效率；我們估計(jì)σ2=σu2+σv2和γ=σu2/σ2，其中γ表示技術(shù)非效率部分對生產(chǎn)非效率的占比，越接近于1則表明技術(shù)非效率的影響程度越大，進(jìn)而說明技術(shù)非效率是生產(chǎn)非效率的主要部分。我們利用FRONTIER4.1軟件采用最大似然法估計(jì)方程（7）中參數(shù)，估計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 模型參數(shù)的最大似然估計(jì)結(jié)果

模型的總體估計(jì)結(jié)果比較好，不顯著的參數(shù)以平方項(xiàng)或交叉項(xiàng)為主，其本身經(jīng)濟(jì)意義較弱，可能由于統(tǒng)計(jì)誤差所致。具體而言，LR統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)假設(shè)H0:σu2=μ=0，其服從混合χ2分布，該檢驗(yàn)是通過與(n（)雙邊檢驗(yàn)）或者(n（)單邊檢驗(yàn)）的比較判定，本文所使用的是單邊似然比檢驗(yàn)，LR=295.216，在1%水平下，(3)=11.345，顯然LR＞(3)，則拒絕H0，由此說明制造業(yè)各行業(yè)普遍存在技術(shù)非效率。γ=σu2/σ2=0.9252，表明技術(shù)非效率對生產(chǎn)非效率的占比為92.52%，技術(shù)非效率是生產(chǎn)非效率的主要部分。η=0.001＞0，表明技術(shù)非效率uit=ui?exp[-η(t-T)]將隨著時(shí)間t而逐漸變小，也即技術(shù)效率將隨著時(shí)間而提高。綜上分析，模型關(guān)于時(shí)變形式技術(shù)非效率的假設(shè)是正確的，且這種技術(shù)非效率占生產(chǎn)非效率的主要部分并逐漸減小。

由于篇幅所限，本文不再給出各行業(yè)各年的計(jì)算結(jié)果，但從制造業(yè)全行業(yè)年均TP 及其組成部分可以看出，樣本期制造業(yè)全行業(yè)年均TP 曲折上升，在2003年經(jīng)歷了一次較大的波動(dòng)，這主要是由當(dāng)年SE波動(dòng)造成，究其原因在于當(dāng)年的勞動(dòng)力年均就業(yè)人數(shù)激增，部分行業(yè)甚至增長了近一倍，勞動(dòng)要素大量投入使得行業(yè)呈現(xiàn)出規(guī)模經(jīng)濟(jì)性。除2003年外，SE均小于0，表明我國制造業(yè)各行業(yè)大部分年份表現(xiàn)了程度較輕的規(guī)模報(bào)酬遞減，對TP 起到了負(fù)面作用。而T均大于0，同時(shí)逐年遞減，表明我國制造業(yè)各行業(yè)技術(shù)效率表現(xiàn)為增速漸緩的提升。FTP的均值超過0.3且穩(wěn)固攀升，構(gòu)成TP 的主要組成部分，在抵消SE的負(fù)面影響后，仍維持TP 年均超過25%的增長。

2.2 數(shù)據(jù)來源

對模型中所涉及的指標(biāo)，本文將工業(yè)品價(jià)格PI定義為工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)；計(jì)算TP 時(shí)，將產(chǎn)出量y定義為工業(yè)增加值，將資本投入量k定義為流動(dòng)資產(chǎn)年平均余額與固定資產(chǎn)凈值年平均余額之和，勞動(dòng)投入量l定義為行業(yè)全部從業(yè)人員年平均人數(shù)，上述數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)口徑為全部國有及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)，且均來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。將勞動(dòng)力成本LC定義為勞動(dòng)力年人均報(bào)酬，數(shù)據(jù)來源為相應(yīng)年份的《中國勞動(dòng)力統(tǒng)計(jì)年鑒》。對涉及當(dāng)年價(jià)格因素的產(chǎn)出量和資本投入量的計(jì)算中使用孫巍等的價(jià)格平減處理方法剔除影響[4]，這樣測算的技術(shù)進(jìn)步更為精確。

3 動(dòng)態(tài)面板模型實(shí)證結(jié)果與分析

對方程系統(tǒng)（3）使用Stata10工具軟件，并采用兩步系統(tǒng)GMM法估計(jì)參數(shù)，參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表2所示。

表2 兩步系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果

總體來看，參數(shù)的估計(jì)結(jié)果顯著性很高，均達(dá)到了1%顯著性水平，wald統(tǒng)計(jì)量為448983遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過臨界水平表明模型的設(shè)定形式無誤。從參數(shù)估值的角度分析：

（1）β1反映了前一期工業(yè)品價(jià)格對當(dāng)期工業(yè)品價(jià)格的彈性影響。結(jié)果顯示，當(dāng)期工業(yè)品價(jià)格的制定與其前一期的價(jià)格水平存在穩(wěn)定的正向關(guān)系，也即當(dāng)期工業(yè)品價(jià)格是在考慮前一期工業(yè)品價(jià)格的基礎(chǔ)上形成的，β1=0.947表明前一期工業(yè)品價(jià)格每變動(dòng)1%會(huì)對當(dāng)期工業(yè)品價(jià)格造成0.947%的影響，其值小于1表明我國工業(yè)品價(jià)格的增長趨于某一均衡點(diǎn)，具有收斂的特征。

（2）β2和β3反映了當(dāng)期技術(shù)進(jìn)步和前一期技術(shù)進(jìn)步對當(dāng)期工業(yè)品價(jià)格的影響。從作用方向上看兩期技術(shù)進(jìn)步表現(xiàn)出一致性，β2=-0.242和β3=-0.103表明當(dāng)期和前一期發(fā)生的技術(shù)進(jìn)步均對當(dāng)期工業(yè)品價(jià)格快速上漲起到了抑制的作用，盡管這種抑制作用未能最終扭轉(zhuǎn)工業(yè)品價(jià)格上漲的趨勢。從作用程度上看，當(dāng)期發(fā)生的技術(shù)進(jìn)步較前一期相比，對抑制價(jià)格上漲的作用更明顯，這也體現(xiàn)了技術(shù)進(jìn)步時(shí)效性。

（3）β4和β5分別刻畫了當(dāng)期勞動(dòng)力成本與前一期勞動(dòng)力成本對工業(yè)品價(jià)格的彈性影響。β4=0.754量化表現(xiàn)為當(dāng)期勞動(dòng)力成本每上升1%會(huì)使得當(dāng)期工業(yè)品價(jià)格上漲0.754%，當(dāng)期勞動(dòng)力成本上升時(shí)，在很短的時(shí)期內(nèi)，廠商難以立刻做出要素配置調(diào)整，使用邊際產(chǎn)出與價(jià)格比值更高的資本要素替代勞動(dòng)力，因此，在短期內(nèi)難以消化的勞動(dòng)力成本上升所造成的結(jié)果是工業(yè)品成本的上升，盡管迫于競爭的壓力，廠商不想上調(diào)工業(yè)品價(jià)格，卻又不得不調(diào)整。β5=-0.773表明前一期勞動(dòng)力成本每上升1%會(huì)使得當(dāng)期工業(yè)品價(jià)格下調(diào)0.773%，前一期勞動(dòng)力成本上升對前一期工業(yè)品價(jià)格有正向影響，由于工業(yè)品價(jià)格具有跨期傳遞性和關(guān)聯(lián)性，前一期工業(yè)品價(jià)格的上漲會(huì)體現(xiàn)在當(dāng)期工業(yè)品價(jià)格中，但前一期勞動(dòng)力成本上升導(dǎo)致的工業(yè)品成本上升在當(dāng)期已經(jīng)被一定程度消化了，因而對于當(dāng)期工業(yè)品價(jià)格而言，前一期勞動(dòng)力成本體現(xiàn)的是一種負(fù)向作用。而從這樣的結(jié)果也反映出前期勞動(dòng)力成本上升需要一定時(shí)間才能被消化。在整個(gè)作用機(jī)制中，勞動(dòng)力成本上升是誘因，市場競爭是驅(qū)使廠商降低生產(chǎn)成本、下調(diào)產(chǎn)品價(jià)格的內(nèi)在動(dòng)力，技術(shù)進(jìn)步是載體和手段，而時(shí)間則是一種限制性因素。

其次，為得到一致估計(jì)，通常會(huì)選擇內(nèi)生變量的滯后期作為工具變量，但考慮到如果樣本期較長，則會(huì)使用較多的工具變量，容易出現(xiàn)弱工具變量問題，即滯后越多期則相關(guān)性越弱，為了克服弱工具變量問題，本文將滯后期限定為3期。此系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法使用了28個(gè)工具變量（矩條件），故需要進(jìn)行過度識(shí)別的Sargan檢驗(yàn)。其原假設(shè)是“所有工具變量均有效”，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示，在5%的顯著性水平下，p值=0.2067＞0.05，無法拒絕原假設(shè)，表明模型估計(jì)所使用的系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法正確。

表3 Arellano-bond檢驗(yàn)結(jié)果

表4 Sargan檢驗(yàn)

4 結(jié)論和建議

本文首先通過價(jià)格成本差額的計(jì)算刻畫了我國制造業(yè)整體競爭狀態(tài)，得出我國制造業(yè)競爭較為激烈的結(jié)論，在此背景下，利用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型度量了樣本期間制造業(yè)各行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，并進(jìn)一步利用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，采用兩步GMM法考察了勞動(dòng)力成本和技術(shù)進(jìn)步對制造業(yè)工業(yè)品價(jià)格的影響，以及價(jià)格的跨期關(guān)聯(lián)性，得到如下結(jié)論。

⑴隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型度量的技術(shù)進(jìn)步顯示，樣本期間我國制造業(yè)各行業(yè)全要素生產(chǎn)率變化率曲折上升，其中前沿技術(shù)進(jìn)步是主要組成部分，技術(shù)效率逐年提升，總體上表現(xiàn)出規(guī)模報(bào)酬遞減的特征。

⑵動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)結(jié)果顯示：①當(dāng)期和前一期勞動(dòng)力成本對當(dāng)期工業(yè)品價(jià)格的影響表現(xiàn)出差異性，當(dāng)期勞動(dòng)力對工業(yè)品價(jià)格的彈性為0.754，由于前一期勞動(dòng)力成本上升在當(dāng)期已被部分消化，故對工業(yè)品價(jià)格表現(xiàn)出負(fù)彈性，為-0.773；②當(dāng)期和前一期技術(shù)進(jìn)步對當(dāng)期工業(yè)品價(jià)格的作用表現(xiàn)出一致性，但從程度上看，當(dāng)期技術(shù)進(jìn)步比前一期對工業(yè)品價(jià)格的抑制作用更強(qiáng)；③前一期工業(yè)品價(jià)格對當(dāng)期工業(yè)品價(jià)格的彈性為0.947，工業(yè)品價(jià)格上漲表現(xiàn)出收斂性特征。

那么既然市場競爭如此激烈，技術(shù)進(jìn)步也突飛猛進(jìn)，為什么制造業(yè)工業(yè)品價(jià)格的上漲勢頭依舊不減？從根本上說是由于樣本期間勞動(dòng)力成本年均13.79%的高速上漲，從目前我國制造業(yè)現(xiàn)狀來看，技術(shù)進(jìn)步雖然能通過資本替代勞動(dòng)實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品成本的下降，但仍受兩方面因素的制約：一是目前技術(shù)所實(shí)現(xiàn)的資本替代勞動(dòng)仍是有限度的，即技術(shù)進(jìn)步的程度無法實(shí)現(xiàn)使得邊際產(chǎn)出與價(jià)格之比相等狀態(tài)所需的替代比例，從而也無法完全抵消勞動(dòng)力成本上漲所帶來的影響，這也表明技術(shù)進(jìn)步仍存在動(dòng)力；二是技術(shù)進(jìn)步實(shí)現(xiàn)資本替代勞動(dòng)并不具有即時(shí)性，這個(gè)消化成本上升的過程仍需要一定周期。因而，技術(shù)進(jìn)步仍是控制制造業(yè)工業(yè)品價(jià)格上漲的根本解決辦法，為此應(yīng)從上述兩方面入手，加大自主技術(shù)研發(fā)和對國外先進(jìn)技術(shù)的引進(jìn)力度，從而從根本上提升技術(shù)進(jìn)步所能實(shí)現(xiàn)的要素替代程度，另外，還應(yīng)縮短技術(shù)進(jìn)步實(shí)現(xiàn)要素替代的周期，這對抑制工業(yè)品價(jià)格上漲和緩解東南沿海出現(xiàn)的由于勞動(dòng)力過高導(dǎo)致的“用工荒”都有裨益。

[1]Luis A Riveros.Labor Costs and Manufactured Exports in Developing Countries：an Econometric Analysis[J].World Development,2001,(7).

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F426

A

1002-6487（2013）04-078-03

教育部人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地重大項(xiàng)目（10JJD790032）；吉林省科技引導(dǎo)計(jì)劃軟科學(xué)項(xiàng)目（20110614）

孫 巍（1963-），男，吉林人，博士，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)。

楊 帥（1985-），男，四川樂山人，博士研究生，研究方向：數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)。

（責(zé)任編輯/浩 天）