中國工業(yè)資本回報率影響因素識別

郭 文，王海宇

（1.北京大學 國家發(fā)展研究院，北京 100871；2.東北財經大學 產業(yè)組織與企業(yè)組織研究中心，遼寧 大連 116025）

一、引言

改革開放以來，投資成為中國經濟增長的重要引擎。中國居高不下的投資率是否合理一直備受爭議，而投資回報率作為衡量投資效率的有效指標，為判斷投資率是否合理提供科學度量指標[1，2]。因此，準確地測算資本回報率并識別其影響因素成為判斷投資率高低的重要課題?，F(xiàn)有研究中，資本回報率的測算方法大致可以分為微觀測算法和宏觀測算法。其中，微觀測算法以企業(yè)財務報表數(shù)據(jù)為基礎，代表性研究如CCER(2007)[2]；宏觀測算法以資本存量為基礎，以Bai等(2006)[1]的研究為典型代表。郭文和秦建友(2021)對兩類方法的優(yōu)缺點進行了詳細論述，推導了改進的宏觀資本回報率測算模型，并測算了1978—2018年中國省際工業(yè)資本回報率[3]。

資本回報率的影響因素大致可分為微觀影響因素和宏觀影響因素。其中，微觀影響因素的研究主要集中在公司金融和產業(yè)組織兩大領域，前者以MM定理(Modigliani and Miller，1958)[4]和資本資產定價模型(Sharp，1964)[5]為基礎，主要探討企業(yè)資本結構和運營效率對資本回報率的影響；后者則以Bain(1951)和Porter(1980)[6，7]的研究為基礎，主要探討市場結構和企業(yè)利潤率之間的相互作用機制。

宏觀影響因素的研究主要從兩個視角展開：一是資源錯配；二是對資本回報率變動進行分解。以資源錯配為分析視角的文獻主要考察產業(yè)結構[8]、所有制結構[9]、市場競爭程度[10]、生產要素錯配[11]和空間錯配[12，13]對資本回報率的影響。關于資本回報率變動的分解，學者們構建了統(tǒng)一框架對資本回報率變動進行分解[14-16]。但黃先海等(2012)的理論分析模型忽略生產要素錯配的問題[14]；白重恩、張瓊(2014)僅考察2008年以來中國資本回報率下降的成因[15]；張勛、徐建國(2016)側重于分析近年來中國資本回報率上升的成因[16]。而且，鮮有文獻從開放經濟視角展開分析。

鑒于此，文章以開放經濟為研究視角，系統(tǒng)地識別改革開放以來中國工業(yè)資本回報率的影響因素。文章的邊際貢獻主要體現(xiàn)為以下兩點：一是從理論分解、經驗分解和實證檢驗三個角度系統(tǒng)地識別中國工業(yè)資本回報率的影響因素，在經驗分解過程中，基于陳永偉、胡偉明(2011)的研究[17]估算1978—2018年中國省際工業(yè)資本錯配系數(shù)；二是在實證檢驗過程中，以開放經濟為視角，在模型中引入對外開放度變量，運用2SLS、GMM檢驗中國工業(yè)資本回報率的影響因素。

二、理論分解

中國經濟中存在明顯的生產要素錯配現(xiàn)象，其中資本錯配現(xiàn)象尤為顯著[18]。鑒于此，文章參考Hsieh&Klenow(2009)[11]刻畫資本錯配的思路，推導不完全競爭模型中資本回報率變動的最終分解公式。

假定生產函數(shù)采用固定替代彈性(CES)形式，并且技術進步滿足?？怂怪行?，則生產函數(shù)的表達式為：

其中，Yt、Kt、Lt和At分別代表總產出、資本投入、勞動投入和技術進步；參數(shù)θ滿足0＜θ＜1，ρ為替代參數(shù)。式(1)滿足：規(guī)模報酬不變和要素替代彈性ε為常數(shù)，且ε=1/(1+ρ)。文章引入資本錯配，在要素市場不完全競爭的條件下，用從價稅刻畫資本錯配所導致的價格扭曲。利潤最大化條件下資本回報率r滿足：

其中，τK表示資本扭曲稅。式(2)兩邊取自然對數(shù)并對時間t求導可得：

把式(4)、(5)代入式(3)中，整理后可得：

式(6)中，Kt/Lt表示資本深化，表示資本深化速率；(1+ρ)(αK-1)為乘數(shù)，表示資本的邊際產出MPK對資本Kt的彈性。接下來推導乘數(shù)表達式(1+ρ)(αK-1)。

設定資本的邊際產出MPK對資本Kt的彈性為εKK，由彈性定義可知：

在邊際報酬遞減規(guī)律的作用下，隨著資本Kt投入量的增加，資本的邊際產出MPK遞減，即εKK＜0。進一步地，由式(1)可得出：

把式(8)、(9)代入式(7)可得：

把式(10)代入式(6)，得到資本回報率變動的最終分解公式：

三、經驗分解

基于理論分解結論，文章利用1978—2018年數(shù)據(jù)對中國工業(yè)資本回報率變動進行經驗分解。郭文和秦建友(2021)[3]對工業(yè)全要素生產率、工業(yè)資本深化速率和乘數(shù)等指標的構建進行了詳細說明，此處不再贅述。文章重點構建資本錯配系數(shù)以度量資本錯配程度。

1.度量資本錯配程度

（1）構建資本錯配系數(shù)

假定生產函數(shù)采用柯布—道格拉斯形式，并且技術進步滿足?？怂怪行裕瑒t地區(qū)i代表性企業(yè)生產函數(shù)的表達式為：

其中，Yi、Ki、Li和Ai分別代表地區(qū)i的總產出、資本投入、勞動投入和技術進步，αKi、1-αKi分別表示資本收入和勞動收入所占份額。地區(qū)i代表性企業(yè)的利潤最大化問題為：

其中，pi、τKi和τLi分別代表地區(qū)i的產品價格、資本和勞動扭曲稅。利潤最大化問題的最優(yōu)解為：

接著考慮地區(qū)生產函數(shù)的加總，整個經濟體的總產出Y（價格被設定為1）由各地區(qū)的總產出構成，則有：

假定式(16)滿足規(guī)模報酬不變的性質，由歐拉定理可得：

如果生產要素總量是外生給定的，則最優(yōu)解式(14)、(15)面臨如下約束條件：

進一步地，參考陳永偉和胡偉明(2011)的做法[17]，可將地區(qū)i的資本相對扭曲系數(shù)定義為：

由式(23)、(24)可以分別推導出地區(qū)i的資本相對扭曲系數(shù)和勞動相對扭曲系數(shù)，具體表達式如下：

2.經驗分解結果

基于以上估算結果，運用資本回報率變動的分解公式，可以得到1978—2018年中國工業(yè)資本回報率變動的經驗分解結果。由經驗分解結果可知，全要素生產率、資本錯配、資本深化和乘數(shù)對資本回報率變動的解釋力較強，即全要素生產率、資本錯配、資本深化和乘數(shù)是影響工業(yè)資本回報率的主要因素。并且，對于大部分年份而言，全要素生產率與工業(yè)資本回報率正相關，資本深化、資本錯配程度與工業(yè)資本回報率負相關。由此可知，經驗分解結果與理論分解結果具有一致性。

四、實證檢驗

基于理論分解和經驗分解結論，文章以開放經濟為分析視角，利用1978—2018年數(shù)據(jù)對中國工業(yè)資本回報率的影響因素進行實證檢驗。

1.指標說明

（1）指標選擇

文章選取工業(yè)資本回報率作為被解釋變量，工業(yè)全要素生產率、工業(yè)資本錯配、工業(yè)資本深化和對外開放度作為主要解釋變量，并結合文獻在解釋變量中加入市場化程度、基礎設施、國有經濟比重、產業(yè)結構、人力資本、勞動參與率和工業(yè)資本份額等因素。其中，工業(yè)全要素生產率、對外開放度、市場化程度、基礎設施可以歸納為技術效率因素，在經濟運行中充當“潤滑劑”或“阻凝劑”的角色；工業(yè)資本錯配、國有經濟比重和產業(yè)結構可以歸納為配置效率因素，表現(xiàn)為不同部門、行業(yè)、地區(qū)、所有制結構等在生產要素使用效率上的差異性；工業(yè)資本深化、人力資本、勞動參與率和工業(yè)資本份額可以歸納為要素有效使用因素，與資源浪費和生產效率損失相關。

表1 代表性年份中國省際工業(yè)資本錯配系數(shù)

需要指出的是，由資本回報率變動分解式(11)可知，被解釋變量工業(yè)資本回報率以及主要解釋變量工業(yè)全要素生產率、工業(yè)資本錯配和工業(yè)資本深化均與工業(yè)資本存量相關，為盡可能地解決因遺漏重要解釋變量導致的內生性問題，文章將工業(yè)資本存量作為控制變量引入回歸模型中。

（2）數(shù)據(jù)來源

被解釋變量工業(yè)資本回報率和控制變量工業(yè)資本存量的數(shù)據(jù)直接來自郭文和王海宇(2021)[3]的研究，主要解釋變量工業(yè)全要素生產率、工業(yè)資本錯配和工業(yè)資本深化的數(shù)據(jù)由上文估算結果提供。

其他技術效率因素中，對外開放度的常用度量指標是地區(qū)生產總值中進出口總額占比（蔡昉、都陽，2000）[20]，1978—2018年省際地區(qū)生產總值數(shù)據(jù)源自《中國統(tǒng)計年鑒》（2019）；1978—1999年省際進出口總額數(shù)據(jù)源自《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》，2000—2018年數(shù)據(jù)源自NBS網(wǎng)站，并將計價單位調整為人民幣。市場化程度的常用度量指標是政府消費支出占地區(qū)生產總值的比重（蔡昉、都陽，2000）[20]。1978—2018年省際政府消費支出數(shù)據(jù)源自中國統(tǒng)計年鑒和各省區(qū)市統(tǒng)計年鑒?；A設施采用地區(qū)公路密度指標度量，1978—2018年省際公路密度數(shù)據(jù)源自中國各省區(qū)市交通年鑒和交通運輸部網(wǎng)站。

其他配置效率因素中，國有經濟比重的常用度量指標是工業(yè)總產值中國有企業(yè)產值占比，1978—2018年省際數(shù)據(jù)源自中國統(tǒng)計年鑒和各省區(qū)市統(tǒng)計年鑒。產業(yè)結構的度量指標是地區(qū)生產總值中工業(yè)增加值占比，1978—2018年省際數(shù)據(jù)源自中國統(tǒng)計年鑒和各省區(qū)市統(tǒng)計年鑒。

其他要素有效使用因素中，人力資本的代理指標選取人均受教育年限等。陳釗等(2004)構建人均受教育年限指標并檢驗了其合理性[21]。故文章選取人均受教育年限指標，并將數(shù)據(jù)擴展至1978—2018年。勞動參與率的度量指標是總就業(yè)人數(shù)中第二產業(yè)就業(yè)人占比，1978—2018年省際數(shù)據(jù)源自中國統(tǒng)計年鑒和各省市區(qū)統(tǒng)計年鑒。主要變量的描述性統(tǒng)計見表2。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

2.模型設定

文章設定如下面板數(shù)據(jù)計量模型：

其中，i、t、m分別代表中國各省區(qū)市、時間和年份，rocit代表地區(qū)i在第t年的工業(yè)資本回報率，tfpit、cap_mit、cap_sit、cap_dit分別代表地區(qū)i在第t年的工業(yè)全要素生產率、工業(yè)資本錯配系數(shù)、工業(yè)資本收入份額和工業(yè)資本深化。Xit代表其他解釋變量，具體包括國有經濟比重soeit、產業(yè)結構ind_sit、勞動力參與率lprit、對外開放度dopit、市場化程度domit、基礎設施的自然對數(shù)lninait、人力資本的自然對數(shù)lnhcit、資本存量的自然對數(shù)lncap_stit。參數(shù)β0為常數(shù)項，β1、β2、β3、β4分別為解釋變量lntfpit、cap_mit、cap_sit、cap_dit的回歸系數(shù)，γ為其他解釋變量Xit的回歸系數(shù)向量，yearm代表年份的虛擬變量，δm為其回歸參數(shù)，ui代表個體效應，εit為隨機誤差項。

需要指出的是，為了糾正工業(yè)全要素生產率、基礎設施分布的非對稱性，以及降低極值的影響，工業(yè)全要素生產率和基礎設施均采取對數(shù)形式lntfpit、lninait。此外，人力資本和資本存量也均采取對數(shù)形式lnhcit、lncap_stit。

3.實證結果

為盡可能地解決內生性問題，文章選取地區(qū)高等學校數(shù)量、資本錯配系數(shù)的滯后項和東部地區(qū)虛擬變量作為工具變量，對式(28)進行兩階段最小二乘法(2SLS)估計和廣義矩估計(GMM)。

（1）基本回歸結果

基本回歸結果（見表3）顯示，主要解釋變量中，全要素生產率lntfp、資本深化cap_d的回歸系數(shù)顯著為正，表明全要素生產率和資本深化對工業(yè)資本回報率具有正向促進作用；而資本錯配cap_m的回歸系數(shù)顯著為負，表明資本錯配會導致工業(yè)資本回報率降低。實證分析結論與上述理論分解和經驗分解結論保持一致。

表3 基本回歸結果

其他解釋變量中，資本份額cap_s、產業(yè)結構ind_s的回歸系數(shù)顯著為正，表明資本份額、產業(yè)結構與工業(yè)資本回報率顯著正相關。進一步地，對比GMM（模型b）、GMM（模型c）的回歸結果可知，在GMM（模型b）中引入變量產業(yè)結構后，資本份額的回歸系數(shù)降低13.95%，表明產業(yè)結構可能通過影響資本份額間接影響工業(yè)資本回報率。對外開放度dop的回歸系數(shù)顯著為正，表明對外開放度對工業(yè)資本回報率的正效應大于負效應，即對外開放促進企業(yè)的學習效應，足以抵消市場競爭加劇帶來的負效應。國有經濟比重soe的回歸系數(shù)有正有負且不顯著，可能是國有經濟對工業(yè)資本回報率存在正負兩種效應，兩者相互抵消。勞動參與率lpr的回歸系數(shù)顯著為正，表明勞動參與率對工業(yè)資本回報率具有正向促進作用。

政府消費支出占地區(qū)生產總值比重dom的回歸系數(shù)顯著為負，表明市場化程度越高，工業(yè)資本回報率越高。市場化程度與工業(yè)資本回報率的正向關系，在某種程度上可以解釋中國工業(yè)資本回報率由東向西依次遞減的區(qū)域性特征。人力資本lnhc的回歸系數(shù)為正但不顯著，可能是人力資本對資本回報率的正負兩種效應相互抵消所致[15]。同樣地，基礎設施lnina的回歸系數(shù)不顯著為正，可能是基礎設施對經濟的作用具有滯后性。對比2SLS（模型a）、2SLS（模型c）的回歸結果可知，在2SLS（模型c）中引入變量市場化程度、人力資本和基礎設施后，全要素生產率的回歸系數(shù)明顯下降。說明新加的變量可能通過作用于全要素生產率而間接影響工業(yè)資本回報率，從而削弱全要素生產率的作用。

（2）分區(qū)域回歸結果

改革開放以來，中國工業(yè)資本回報率呈現(xiàn)由東向西依次遞減的區(qū)域性特征[3]。鑒于此，文章分區(qū)域考察中國工業(yè)資本回報率的影響因素。由分區(qū)域回歸結果（表4）可知，解釋變量全要素生產率、資本錯配系數(shù)、市場化程度和對外開放度的回歸系數(shù)表現(xiàn)出明顯的區(qū)域性差異。其中，全要素生產率lntfp的回歸系數(shù)在東部、中部地區(qū)為正但不顯著，而在西部、東北地區(qū)顯著為正且系數(shù)更大，表明相比于東部和中部地區(qū)，西部和東北地區(qū)全要素生產率對工業(yè)資本回報率的作用空間更大。資本錯配cap_m的回歸系數(shù)在東部、中部地區(qū)為負但不顯著，而在西部、東北地區(qū)顯著為負且系數(shù)更大，表明相比于東部和中部地區(qū)，西部和東北地區(qū)資本錯配程度的降低更有助于提高工業(yè)資本回報率。

表4 分區(qū)域回歸結果

政府消費支出占地區(qū)生產總值比重dom的回歸系數(shù)在東部、中部地區(qū)不顯著，而在西部、東北地區(qū)顯著為負，表明相比于東部和中部地區(qū)，提高西部和東北地區(qū)的市場化程度更有助于提升工業(yè)資本回報率。原因可能是中國市場化程度呈現(xiàn)由東向西依次遞減的區(qū)域性特征[20]，西部和東北地區(qū)較低的市場化程度阻礙了市場經濟的發(fā)展。對外開放度dop的回歸系數(shù)在東部地區(qū)顯著為正，而在其他三個地區(qū)均不顯著，表明擴大東部地區(qū)對外開放度有助于提升工業(yè)資本回報率。

（3）穩(wěn)健性檢驗

考慮到內生性問題，文章以地區(qū)高等學校數(shù)量、資本錯配系數(shù)的滯后項和東部地區(qū)虛擬變量作為工具變量，對式(28)進行2SLS和GMM估計；對比2SLS和GMM的估計結果可知，回歸結果相對穩(wěn)健。同時，雖然工具變量的相關性檢驗拒絕存在弱工具變量的原假設，但為了進一步地驗證回歸結果的穩(wěn)健性，文章選取對弱工具變量更不敏感的有限信息最大似然法(LIML)估計面板模型。由穩(wěn)健性檢驗結果（表5）可知，除國有經濟比重和基礎設施外，其他解釋變量對工業(yè)資本回報率的影響保持一致且回歸系數(shù)變化不大，意味著實證結果相對穩(wěn)健。

表5 穩(wěn)健性檢驗結果

五、主要結論和啟示

文章從理論分解、經驗分解和實證檢驗三個角度識別中國工業(yè)資本回報率的影響因素。理論分解結論和經驗分解結論一致，即中國工業(yè)資本回報率的變動可以分解為四個部分：全要素生產率、資本深化速率、乘數(shù)和資本錯配程度。其中，全要素生產率與工業(yè)資本回報率變動正相關，資本錯配程度、資本深化速率與工業(yè)資本回報率變動負相關，乘數(shù)的作用在于放大或縮小資本深化速率的影響。此外，在經驗分解過程中，文章估算1978—2018年中國省際工業(yè)資本錯配系數(shù)。

基于理論和經驗分解結論，文章以開放經濟為視角，利用1978—2018年數(shù)據(jù)對中國工業(yè)資本回報率的影響因素進行實證檢驗。基本回歸結果表明，主要解釋變量中，對外開放度、全要素生產率與工業(yè)資本回報率顯著正相關，資本錯配、資本深化與工業(yè)資本回報率顯著負相關。其他解釋變量中，資本份額、產業(yè)結構、市場化程度、勞動參與率與工業(yè)資本回報率顯著正相關；國有經濟比重、基礎設施和人力資本對工業(yè)資本回報率的影響在統(tǒng)計上不顯著。并且產業(yè)結構可能通過影響資本份額間接影響工業(yè)資本回報率，市場化程度、人力資本和基礎設施可能通過作用于全要素生產率間接影響工業(yè)資本回報率。分區(qū)域回歸結果顯示，全要素生產率、資本錯配系數(shù)、市場化程度和對外開放度的回歸系數(shù)表現(xiàn)出明顯的區(qū)域性差異。

為提高中國工業(yè)資本回報率并縮小其區(qū)域差異，一是提高全要素生產率，尤其是西部和東北地區(qū)的全要素生產率。西部和東北地區(qū)需從市場化、技術和管理等角度全面提升全要素生產率。二是降低資本錯配和資本深化，提高資本配置效率。深化資本要素市場化配置改革，促進資本合理流動；深化金融供給側結構性改革，提高資本服務工業(yè)經濟的效率。三是推動產業(yè)結構轉型升級，優(yōu)化產業(yè)空間配置。促進工業(yè)經濟由勞動、資本密集型向技術和知識密集型轉型，促進工業(yè)制造由粗放型向精益型轉變，提高產業(yè)鏈附加值，以實現(xiàn)工業(yè)動能轉換和結構優(yōu)化。四是堅持改革和開放雙輪驅動，構建新發(fā)展格局。深化經濟體制改革，破除要素自由流動的體制壁壘；加快國內自貿區(qū)建設，落實區(qū)域全面經濟伙伴關系協(xié)定，構建開放型經濟新體制。