西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的全要素生產(chǎn)率測算及影響因素研究
——以寧夏為例

(寧夏大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 寧夏銀川 750021)

2017年10月，習(xí)近平總書記在十九大報(bào)告中指出，我國社會(huì)的主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。[1]我國西部地區(qū)資源豐富，市場潛力大，2000年1月，我國實(shí)施西部大開發(fā)。寧夏作為西部大開發(fā)的一部分，是對外開放的重要地區(qū)，西部的能源化工基地、生態(tài)農(nóng)業(yè)基地和特色旅游基地。本文擬通過研究寧夏經(jīng)濟(jì)增長的全要素生產(chǎn)率，尋找寧夏經(jīng)濟(jì)增長的新動(dòng)能，提高寧夏經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量，以推動(dòng)西部大開發(fā)，縮小西部與東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)差距。

全要素生產(chǎn)率(簡稱TFP)又稱綜合要素生產(chǎn)率,是指產(chǎn)量與全部要素投入量之比。全要素生產(chǎn)率增長率指產(chǎn)出增長率超出要素投入增長率的部分[2]，主要反映資本、勞動(dòng)力等所有投入要素的綜合產(chǎn)出效率。荷蘭經(jīng)濟(jì)學(xué)家Tinbergen對TFP 內(nèi)涵進(jìn)行了理論化闡述。他在柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型中增加了表示生產(chǎn)效率的時(shí)間趨勢，用以研究經(jīng)濟(jì)增長問題[3]。美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家羅伯特·索洛推導(dǎo)出經(jīng)濟(jì)增長速度方程,從而創(chuàng)造出本文將要使用的索洛殘差法[3]。美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家Jorgenson提出了新的資本投入測定方法，估算了美國1948年至1979年的經(jīng)濟(jì)增長。估算結(jié)果顯示TFP對美國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率為23.6%,比資本與勞動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率低[5]。

國內(nèi)學(xué)者借鑒國外學(xué)者的研究成果，于上世紀(jì)80年代初開始對TFP進(jìn)行研究。魏權(quán)齡首先引入測度相對效率的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(簡稱DEA),促進(jìn)了數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法在中國的普及和推廣[6]。郭慶旺、賈俊雪認(rèn)為國內(nèi)生產(chǎn)率從1993年開始出現(xiàn)下降趨勢,2000年才有了上升跡象[7]。國內(nèi)學(xué)者還研究了TFP的要素投入度量、發(fā)展規(guī)律等。張少華、蔣偉杰使用加入投入冗余的全要素生產(chǎn)率指數(shù)(ISP)，從國家層面、區(qū)域?qū)用婧褪‰H層面進(jìn)一步測算與分解投入要素的生產(chǎn)率[8]。羅良文、潘雅茹、陳崢采用DEA-Malmquist指數(shù)法結(jié)合動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型計(jì)算了2004—2013年中國30個(gè)省份的TFP及其組成，認(rèn)為我國基礎(chǔ)設(shè)施投資可以促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高[9]。尹向飛、段文斌根據(jù)DEA模型和對偶理論推導(dǎo)出效率分配方程,并在此方程的基礎(chǔ)上把全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步等分解為對應(yīng)的要素效率,對中國多個(gè)省的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析[10]。本文試圖從索洛殘差法入手，運(yùn)用1978—2015年的數(shù)據(jù)，對寧夏經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量進(jìn)行實(shí)證分析。

1 寧夏經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀

1.1 從宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行現(xiàn)狀看

整體經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步發(fā)展，第三產(chǎn)業(yè)帶動(dòng)增強(qiáng)。2015年寧夏實(shí)現(xiàn)地區(qū)生產(chǎn)總值2911.77億元，按可比價(jià)格計(jì)算,比上年增長8%，高于全國同期水平0.3個(gè)百分點(diǎn)。1998—2006年、2008—2015年期間，寧夏GDP增長率高于全國GDP增長率。改革開放以來寧夏經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速地增長，見圖1所示。①

圖1 寧夏和全國實(shí)際GDP增長率

如圖2和圖3所示，作為寧夏支柱產(chǎn)業(yè)的第二產(chǎn)業(yè)2004年以來產(chǎn)值占寧夏GDP的45%以上，第三產(chǎn)業(yè)占40%左右；2015年寧夏一、二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比為8.17∶47.38∶44.45，全國一、二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比為 8.8∶40.9∶50.2。

圖2 寧夏第一、二、三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值分別占GDP的比重

圖3 中國第一、二、三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值分別占GDP的比重

1.2 從需求狀況分析

寧夏固定資產(chǎn)投資保持較快增長，消費(fèi)品零售額增速平穩(wěn)，凈出口總額下降，總體呈現(xiàn)“兩增一降”格局。如圖4所示，寧夏固定資產(chǎn)投資保持持續(xù)較快增長，是寧夏經(jīng)濟(jì)增長的首推動(dòng)力。

圖4 寧夏GDP結(jié)構(gòu)

1.3 從經(jīng)濟(jì)發(fā)展?jié)摿?/h3>

隨著全球經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和競爭的加劇,R&D(科學(xué)研究與試驗(yàn)發(fā)展)的重要性日益凸顯, R&D經(jīng)費(fèi)投入、R&D人員數(shù)等相關(guān)指標(biāo)也逐漸受到重視。R&D經(jīng)費(fèi)占GDP比重已成為國際通用的用于衡量一個(gè)國家(或地區(qū))科技活動(dòng)規(guī)模及科技投入強(qiáng)度的重要指標(biāo),并能夠在一定程度上反映該國(或地區(qū))經(jīng)濟(jì)增長的潛力和可持續(xù)發(fā)展能力。

從圖5和圖6可看出，寧夏R&D支出占地區(qū)生產(chǎn)總值不到1%，企業(yè)研發(fā)投資少，創(chuàng)新能力不足，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化缺乏核心技術(shù)支撐。

圖5 寧夏和全國R&D經(jīng)費(fèi)支出占GDP比重

圖6 寧夏和全國R&D經(jīng)費(fèi)支出的增長速度

2 全要素生產(chǎn)率測算及影響因素

2.1 全要素生產(chǎn)率測算

2.1.1 理論方法與模型

本文使用索洛殘差法估算寧夏經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率，使用國際上認(rèn)可的兩要素(資本和勞動(dòng))C-D 生產(chǎn)函數(shù)，生產(chǎn)函數(shù)為：

(1)

上式中：Yt為實(shí)際GDP;Kt為實(shí)際資本存量;Lt為勞動(dòng)力的投入數(shù)量;A為技術(shù)進(jìn)步;α、β分別為資本和勞動(dòng)力的投入產(chǎn)出彈性系數(shù)，其中0<α<1且0<β<1；eμ為引入的隨機(jī)干擾項(xiàng)。對公式(1)兩邊同時(shí)取對數(shù)，則有：

ln(Yt)=ln(A)+αln(Kt)+βln(Lt)+μ

(2)

同時(shí)，假設(shè)規(guī)模報(bào)酬不變，即β+α=1，將β+α=1代入(2)式，可得：

ln(Yt)=ln(A)+αln(Kt)+(1-α)ln(Lt)+μ

(3)

上式整理后得：

(4)

將公式(2)兩邊同時(shí)對時(shí)間t求導(dǎo)，計(jì)算結(jié)果為：

(5)

在本文中，由于產(chǎn)出、資本、勞動(dòng)力均為離散型數(shù)據(jù)，三個(gè)變量都由Y、K、L表示，由公式(5)可以得到如下離散時(shí)間序列公式：

(6)

(7)

(8)

2.1.2 指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)說明

本文采用寧夏年底就業(yè)人員作為衡量勞動(dòng)力投入的指標(biāo)。

本文用永續(xù)盤存法[11]估算資本存量，公式為Kt=It/Pt+(1-δt)Kt-1。文章將資本存量作為權(quán)衡物質(zhì)資本投入的指標(biāo),公式中Kt、Kt -1、Pt、It、δt分別為t年的實(shí)際資本存量、t-1年的實(shí)際資本存量、固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)、t年的名義投資、t年的固定資產(chǎn)折舊率。本文的資本數(shù)據(jù)使用固定資本形成總額，寧夏t年的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)=1978年為基期的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)× (寧夏t年的商品零售價(jià)格指數(shù)/全國t年的商品零售價(jià)格指數(shù))。最后，本文采用王小魯[12]所用的5%經(jīng)濟(jì)折舊率。本文的數(shù)據(jù)都來自國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站和寧夏統(tǒng)計(jì)年鑒。

本文采用以基期不變價(jià)格計(jì)算的GDP增長率作為產(chǎn)出增長指標(biāo)。GDP增長率的計(jì)算公式為：Yt=(t年的GDP指數(shù)-(t-1)年的GDP指數(shù))/(t-1)年的GDP指數(shù)×100%，其中Yt是計(jì)算期t年的實(shí)際GDP；Y0是基期的實(shí)際GDP。

2.1.3 實(shí)證分析

由于GDP、K、L都是時(shí)間序列數(shù)據(jù)，為了避免偽回歸，在利用OLS估計(jì)模型之前必須對這些變量的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。根據(jù)式(7)，分別對上述變量取對數(shù)，記為lnY、lnK、lnL。結(jié)果表明，所有變量一階差分后都通過了單位根檢驗(yàn)，均為I(1)平穩(wěn)過程，符合協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。檢驗(yàn)結(jié)果見表1和表2。

表1 各變量的ADF檢驗(yàn)

注:(C,T,P)分別表示截距項(xiàng)、時(shí)間趨勢和滯后項(xiàng)。

表2 各變量一階差分后的ADF檢驗(yàn)

注：(C,T,P)分別表示截距項(xiàng)、時(shí)間趨勢和滯后項(xiàng)。

據(jù)此建立VECM模型，并得到各變量的長期協(xié)整關(guān)系

lnY=-1.824935+0.3768357lnK+0.6312598lnL+0.0328708Trend

(9)

將α﹑β代入式(7)和式(8)，則有

(10)

(11)

將數(shù)據(jù)帶入上述公式，計(jì)算出寧夏實(shí)際GDP、資本和勞動(dòng)力要素投入以及TFP及其對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

通過比較經(jīng)濟(jì)增長率和全要素生產(chǎn)率增長率的相關(guān)圖形，我們可以看出經(jīng)濟(jì)增長率與TFP增長率的波動(dòng)情況一致，經(jīng)濟(jì)增長率受資本、勞動(dòng)力等投入要素的綜合產(chǎn)出效率的影響，全要素生產(chǎn)率的增長促進(jìn)了寧夏的經(jīng)濟(jì)增長，見圖7。

圖7 寧夏經(jīng)濟(jì)增長率與全要素生產(chǎn)率增長率

接下來以1981—2015年為研究期間，以每5年為一個(gè)樣本區(qū)間，比較寧夏各投入要素的增長及其對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，我們可以得到表3。

表3 寧夏產(chǎn)出、要素投入和TFP：增長率及其貢獻(xiàn)(不同階段比較) (單位：%)

我們可以得出經(jīng)濟(jì)增長率與各個(gè)投入要素增長率的相關(guān)圖及勞動(dòng)力、資本和TFP對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率圖，如圖8和圖9所示。

圖8 寧夏經(jīng)濟(jì)增長、要素投入、TFP的增長率(不同階段比較)

圖9 寧夏經(jīng)濟(jì)增長、要素投入、TFP的貢獻(xiàn)率 (不同階段比較)

1)從總體經(jīng)濟(jì)來看，寧夏經(jīng)濟(jì)向集約型增長轉(zhuǎn)變，要素投入產(chǎn)出比逐漸增大。

2)從要素投入方面分析，由圖8可以看出：勞動(dòng)力要素增長率變動(dòng)不大；資本要素增長率在1986年之前有所下降，1990年之后開始增大；全要素生產(chǎn)率增長率在1986年之前波動(dòng)比較大，1996—2000年和2001—2005年都在增大，之后有所下降。

3)從要素的貢獻(xiàn)率方面分析，由圖9可以看出：1981—1985年、1986—1990年和1991—1995年期間，經(jīng)濟(jì)增長主要靠勞動(dòng)力和資本的投入；從1986年開始，勞動(dòng)力的貢獻(xiàn)率開始下降，全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)率開始上升。全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)率在2006—2010年期間超過50%,說明要素投入的產(chǎn)出效率增加，寧夏經(jīng)濟(jì)正在實(shí)現(xiàn)由粗放型增長向集約型增長轉(zhuǎn)變。

2.2 全要素生產(chǎn)率的影響因素研究

2.2.1 指標(biāo)選取與模型介紹

本文主要選取科技投入、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、政府財(cái)政支出、稟賦結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)增長速度作為影響全要素生產(chǎn)率的指標(biāo)。用寧夏R&D經(jīng)費(fèi)投入占GDP比重衡量科技投入；分別用寧夏第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重、第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀；用寧夏各個(gè)時(shí)期政府財(cái)政支出占GDP比重衡量政府財(cái)政支出；用資本—?jiǎng)趧?dòng)比來代表稟賦結(jié)構(gòu)；用寧夏歷年實(shí)際GDP變化率衡量經(jīng)濟(jì)增長速度。由于數(shù)據(jù)的可得性，本文使用2000—2015年的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于歷年寧夏統(tǒng)計(jì)年鑒和國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

本文構(gòu)造向量自回歸模型(Vector Auto-Regression，VAR),模型為:Yt=α+AiYt-i+εt。

其中：Yt為lnY、lnX1、lnX2、lnX3、lnX4、lnX5、lnX6構(gòu)成的列向量，Ai代表系數(shù)矩陣，εt代表隨機(jī)誤差項(xiàng)，t代表時(shí)間，i代表滯后期。由于時(shí)間序列的對數(shù)值更容易平穩(wěn)，并且不會(huì)改變各變量數(shù)據(jù)的原始特征，因此，本文對各變量數(shù)據(jù)取對數(shù)值， 即 lnY、lnX1、lnX2、lnX3、lnX4、lnX5、lnX6，分別代表全要素生產(chǎn)率、R&D投入、第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重、第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重、資本—?jiǎng)趧?dòng)比、政府財(cái)政支出占GDP比重、經(jīng)濟(jì)增長速度。

2.2.2 實(shí)證分析

首先進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得到表4。

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，變量lnY、lnX1、lnX2、lnX3、lnX4、 lnX5、 lnX6的ADF-Fisher檢驗(yàn)值均大于臨界值5%，所以向量是非平穩(wěn)序列。經(jīng)過一階差分后，對各變量再進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示ADF統(tǒng)計(jì)量均小于臨界值5%，即各變量在5%顯著性水平下是一階平穩(wěn)序列。

本文接著進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，以檢測變量間是否存在長期均衡。本文在建立VAR模型的基礎(chǔ)上，進(jìn)行Johansen 檢驗(yàn)，分別驗(yàn)證lnY與lnX1、lnX2、lnX3、lnX4、lnX5、lnX6關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

表4 變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注:檢驗(yàn)形式 (c，t，p) 中，c表示ADF檢驗(yàn)帶有常數(shù)項(xiàng)，t表示 ADF檢驗(yàn)帶有趨勢項(xiàng)，0表示無常數(shù)項(xiàng)或趨勢項(xiàng)，p表示由AIC確定的滯后階數(shù)。

表5 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

檢驗(yàn)結(jié)果顯示， lnY與lnX4的跡統(tǒng)計(jì)量(18. 301)大于5%顯著性水平，其余的跡統(tǒng)計(jì)量小于5%顯著性水平，也就是說，在5%顯著性水平下，除lnX4，全要素生產(chǎn)率的其他影響因素之間存在長期協(xié)整關(guān)系。因此，下面的研究舍棄 lnY與lnX4。

本文使用stata軟件，用Johansen的MLE估計(jì)寧夏的TFP與R&D投入、第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重、第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重、政府財(cái)政支出占GDP比重、經(jīng)濟(jì)增長速度之間的誤差修正模型(VECM)，結(jié)果如表6所示。

表6 TFP的影響因素分析結(jié)果

關(guān)于TFP增長影響因素的具體分析如下：

1)R&D投入對TFP的影響系數(shù)為正,并通過顯著性檢驗(yàn)，這表明R&D投入強(qiáng)度與TFP增長正相關(guān)。

2) 第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重對TFP的影響系數(shù)為2.213701，在四個(gè)系數(shù)中最大，并且通過了顯著性檢驗(yàn)，這說明影響全要素生產(chǎn)率增長的所有因素中，第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重這一因素的影響最大。

3)第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重對TFP的影響系數(shù)為1.147351，在數(shù)值上低于第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重對TFP的影響系數(shù)。

4)政府財(cái)政支出占GDP比重對TFP的影響系數(shù)為負(fù)，這說明政府財(cái)政支出主要形成資本積累，對人才培養(yǎng)、技術(shù)創(chuàng)新方面的投入較少。

5)經(jīng)濟(jì)增長速度與TFP增長正相關(guān),這表明經(jīng)濟(jì)的較快發(fā)展不僅帶來經(jīng)濟(jì)總量的提高,同時(shí)還有利于TFP的增長。

3 結(jié)論與建議

研究發(fā)現(xiàn):寧夏經(jīng)濟(jì)增長正在由粗放型向集約型轉(zhuǎn)變，所以應(yīng)加強(qiáng)轉(zhuǎn)變的力度；政府財(cái)政支出對全要素生產(chǎn)率的作用呈負(fù)相關(guān)，所以優(yōu)化政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)是拉動(dòng)全要素生產(chǎn)率的必然選擇；二、三產(chǎn)業(yè)對全要素生產(chǎn)率的拉動(dòng)作用較大，特別是第二產(chǎn)業(yè)，所以重視服務(wù)業(yè)是發(fā)展寧夏經(jīng)濟(jì)的必然選擇。據(jù)此，本文提出具體建議如下：

1)增強(qiáng)創(chuàng)新能力,提高技術(shù)水平。從實(shí)證分析結(jié)果來看, R&D投入對寧夏經(jīng)濟(jì)增長有著重要的意義。但目前寧夏R&D經(jīng)費(fèi)投入占GDP的比重仍處于較低水平，這不利于寧夏自主創(chuàng)新能力的提高。為了促進(jìn)西部經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，應(yīng)增加寧夏的企業(yè)研發(fā)投資，增強(qiáng)創(chuàng)新能力，為優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)提供核心技術(shù)支撐。

2)優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)。寧夏應(yīng)該在重視農(nóng)業(yè)的基礎(chǔ)上，實(shí)現(xiàn)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的高新技術(shù)化改造，利用國際服務(wù)業(yè)向我國轉(zhuǎn)移的機(jī)遇,充分利用自身優(yōu)勢大力發(fā)展現(xiàn)代服務(wù)業(yè)?，F(xiàn)代服務(wù)業(yè)的發(fā)展和第三產(chǎn)業(yè)比重的提高,有利于增強(qiáng)寧夏可持續(xù)發(fā)展能力。

3)充分發(fā)揮地方政府的作用。為了提高經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量，尋找經(jīng)濟(jì)發(fā)展新動(dòng)能，西部地區(qū)地方政府可以從兩個(gè)方面著手：第一，為技術(shù)研發(fā)提供資金；第二，為人才培養(yǎng)提供更多的資金。

注釋：

① 本文寧夏的數(shù)據(jù)均來自《寧夏統(tǒng)計(jì)年鑒》，全國GDP增長率等數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。本文圖1至圖6均利用《寧夏統(tǒng)計(jì)年鑒》、國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站相關(guān)數(shù)據(jù)繪制。

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