技術(shù)進步偏向性、要素配置偏向性與中國三次產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升

任 韜，宋子琨

(首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué) 統(tǒng)計學(xué)院，北京 100070)

一、問題提出

在新古典經(jīng)濟增長理論中，全要素生產(chǎn)率(TFP)的提升一直被視為經(jīng)濟長期增長的源頭活水。在中國經(jīng)濟進入高質(zhì)量發(fā)展階段的新時期，選擇將全要素生產(chǎn)率作為衡量經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量和效率的重要指標，其理論意義在于，可以僅通過一個變量來區(qū)分某一時期經(jīng)濟增長的主要驅(qū)動力是要素效率的增長還是要素投入的擴大。

事實上，技術(shù)進步存在要素偏向是一個經(jīng)濟學(xué)中長期討論的話題。希克斯(Hicks，1932)指出，要素相對價格的上升會誘導(dǎo)技術(shù)進步節(jié)約這種要素，進而導(dǎo)致技術(shù)進步呈現(xiàn)出要素偏向[1]。自經(jīng)濟增長核算方程提出以來，全要素生產(chǎn)率的定量研究成為宏觀經(jīng)濟研究中的重要內(nèi)容。然而在現(xiàn)實的經(jīng)濟增長過程中，技術(shù)進步既不是外生的，也并非始終呈現(xiàn)出?？怂怪行约夹g(shù)進步的特征。顯然，在傳統(tǒng)的經(jīng)濟增長核算方程中技術(shù)進步的偏向性被人為忽略了。因此，在考慮技術(shù)進步偏向性的前提下，對TFP增長率進行分解并深入考察其驅(qū)動機制，對于加快提高TFP增長率具有重要的現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

在定義要素偏向型技術(shù)進步時，阿西莫格魯(Acemoglu，2002) 從兩種生產(chǎn)要素的相對邊際產(chǎn)出變化的角度出發(fā)，認為當(dāng)技術(shù)進步使得某種生產(chǎn)要素的邊際產(chǎn)出提升更大時，則稱技術(shù)進步偏向這種要素[2]。關(guān)于引起要素偏向型技術(shù)進步的原因，阿西莫格魯(2002) 認為主要是技術(shù)進步受到了要素替代彈性、市場規(guī)模效應(yīng)和價格效應(yīng)三者間協(xié)同作用的影響，具體表現(xiàn)為：當(dāng)兩種生產(chǎn)要素間呈現(xiàn)替代關(guān)系時，市場規(guī)模效應(yīng)更強，技術(shù)進步偏向豐裕要素；當(dāng)兩種生產(chǎn)要素間呈現(xiàn)互補關(guān)系時，價格效應(yīng)更強，技術(shù)進步偏向稀缺要素[2]。

隨著阿西莫格魯(2003、2007)[3-5]進一步完善并發(fā)展了要素偏向型技術(shù)進步的理論，要素偏向型技術(shù)進步開始逐漸受到國內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注?？死返?Klump et al.，2007)通過構(gòu)建標準化供給面系統(tǒng)對資本與勞動間的要素替代彈性進行估計，并提出通過“全局最優(yōu)”的方法確定非線性方程組中的初始值。他們研究發(fā)現(xiàn)，美國在1953—1998年整體上呈現(xiàn)資本偏向型技術(shù)進步，更有利于提高資本的邊際產(chǎn)出，此外還發(fā)現(xiàn)資本與勞動間的要素替代彈性小于1，資本要素與勞動要素呈互補關(guān)系[6]。戴天仕和徐現(xiàn)祥(2010)基于阿西莫格魯(2002)[2]關(guān)于要素偏向型技術(shù)進步的定義，從技術(shù)進步所導(dǎo)致的資本勞動邊際產(chǎn)出比變化率的角度出發(fā)，構(gòu)建出可以衡量技術(shù)進步偏向性的技術(shù)進步偏向性指數(shù)，對1978—2005年中國技術(shù)進步的偏向性進行系統(tǒng)測算。他們研究發(fā)現(xiàn)，在1978—2005年中國資本要素與勞動要素間呈互補關(guān)系，技術(shù)進步在改革開放初期偏向勞動要素，隨后技術(shù)進步呈現(xiàn)出偏向資本的特征，并且偏向程度逐漸提升[7]。這項研究成果為要素偏向型技術(shù)進步的研究提供了一個來自中國的回答。

隨著要素偏向型技術(shù)進步理論研究的不斷深入，逐漸有學(xué)者將要素偏向型技術(shù)進步的理論應(yīng)用到TFP增長率的研究當(dāng)中。雷欽禮和徐家春(2015)參考戴天仕和徐現(xiàn)祥(2010)[7]的研究構(gòu)建了技術(shù)進步偏向性指數(shù)，并提出構(gòu)建用于反映要素配置偏向性的要素配置偏向性指數(shù)，定量分析了技術(shù)進步的偏向性和要素配置的偏向性對中國TFP增長率的影響。他們測算發(fā)現(xiàn)，1978—2012年中國技術(shù)進步和要素配置在整體上均呈現(xiàn)出偏向資本的特征，基于技術(shù)進步偏向性指數(shù)和要素配置偏向性指數(shù)對中國TFP增長率進一步分析發(fā)現(xiàn)，技術(shù)進步偏向效應(yīng)和要素配置偏向效應(yīng)逐漸開始抑制中國TFP增長率的提升，而二者的交互作用逐漸開始發(fā)揮促進中國TFP增長率提升的積極作用[8]。李小平和李小克(2018)在要素偏向型技術(shù)進步的視角下對中國工業(yè)部門的TFP增長率進行了分解，研究發(fā)現(xiàn)，在1999—2016年，要素效率的提高和資本偏向型技術(shù)進步是中國工業(yè)部門TFP增長率提升的主要驅(qū)動力，但要素效率增長緩慢卻在一定程度上導(dǎo)致了TFP增長率增速偏低[9]。常遠和吳鵬(2019)從理論層面詳細論證了技術(shù)進步和要素配置的偏向性對TFP增長率的影響機制，研究發(fā)現(xiàn)，中國TFP增長率的提升主要由要素投入驅(qū)動，技術(shù)進步偏向效應(yīng)和要素配置偏向效應(yīng)對中國TFP增長率的提升起抑制作用[10]。胡亞男和余東華(2021)以中國裝備制造業(yè)為研究對象，探究了1994—2018年技術(shù)進步和要素配置的偏向性對中國裝備制造業(yè)TFP增長率提升的影響。他們研究發(fā)現(xiàn)，中國裝備制造業(yè)存在不同程度的要素錯配，資本效率水平較低且增速緩慢，最終削弱了中國裝備制造業(yè)TFP增長率的提升潛力[11]。

綜上所述，目前國內(nèi)學(xué)者已經(jīng)基于地區(qū)間和行業(yè)內(nèi)的角度對技術(shù)進步的偏向性、要素配置的偏向性以及二者對TFP增長率的影響做了深入的研究。本文著重探究以下兩個問題：1993—2017年中國三次產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步和要素配置偏向何種要素？技術(shù)進步的偏向性和要素配置的偏向性對1993—2017年中國三次產(chǎn)業(yè)TFP增長率的提升有何影響？

本文余下部分的安排為：第三部分，對中國三次產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步偏向性指數(shù)、要素配置偏向性指數(shù)和標準化供給面系統(tǒng)的構(gòu)建進行詳細證明，并推導(dǎo)出中國三次產(chǎn)業(yè)TFP增長率的表達式；第四部分和第五部分，利用1993—2017年中國三次產(chǎn)業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)對標準化供給面系統(tǒng)進行估計，計算得到中國三次產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步偏向性指數(shù)和要素配置偏向性指數(shù)，并結(jié)合TFP增長率的表達式進行分析；第六部分為結(jié)論，依據(jù)本文的研究對提高中國三次產(chǎn)業(yè)TFP增長率的路徑給出相應(yīng)建議。

三、理論模型

對理論模型推導(dǎo)過程中涉及的關(guān)鍵變量及下標的含義作出如下說明(見表1)。

表1 關(guān)鍵變量和下標說明

(一)技術(shù)進步、要素配置偏向性指數(shù)的構(gòu)建

在本文對中國三次產(chǎn)業(yè)的分析中，需要引入里昂-萊德斯馬等(León-Ledesma et al.，2010)[12]提出的要素增強型常數(shù)替代彈性(CES)生產(chǎn)函數(shù)：

(1)

假定資本和勞動按照其邊際產(chǎn)出獲得報酬，將式(1)對資本求一階偏導(dǎo)得到資本邊際產(chǎn)出MPKit，對勞動求一階偏導(dǎo)得到勞動邊際產(chǎn)出MPLit，將二者相除便得到資本與勞動的邊際產(chǎn)出比并記為Δit：

(2)

將式(2)對要素效率比Ait/Bit和要素投入比Kit/Lit分別求一階偏導(dǎo)可得：

(3)

(4)

本文借鑒戴天仕和徐現(xiàn)祥(2010)[7]在研究中構(gòu)建的技術(shù)進步偏向性指數(shù)Dit對三次產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的偏向性進行測度，其經(jīng)濟學(xué)含義是由技術(shù)進步所引起的資本與勞動邊際產(chǎn)出比的變化率，則有：

(5)

根據(jù)技術(shù)進步偏向性指數(shù)Dit可知，第i產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的偏向性取決于資本與勞動間的要素替代彈性和要素增強型技術(shù)進步兩大因素(1)當(dāng)資本要素與勞動要素間呈現(xiàn)替代關(guān)系時，若技術(shù)進步使得資本效率相較于勞動效率提升更大，則資本要素邊際產(chǎn)出相較于勞動要素邊際產(chǎn)出提升更大，此時稱技術(shù)進步為資本增強型技術(shù)進步，同時也是資本偏向型技術(shù)進步；當(dāng)資本要素與勞動要素間呈現(xiàn)互補關(guān)系時，若技術(shù)進步使得資本效率相較于勞動效率提升更大，則勞動要素邊際產(chǎn)出相較于資本要素邊際產(chǎn)出提升更大，此時稱技術(shù)進步為資本增強型技術(shù)進步或勞動偏向型技術(shù)進步。，因此Dit>0表示在t時期第i產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步偏向資本，Dit<0表示在t時期第i產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步偏向勞動，Dit=0表示在t時期第i產(chǎn)業(yè)為中性技術(shù)進步。

本文在要素配置偏向性指數(shù)Sit的構(gòu)建方法上參考雷欽禮和徐家春(2015)[8]的做法，其經(jīng)濟學(xué)含義是由要素配置所引起的資本與勞動邊際產(chǎn)出比的變化率，則有：

(6)

由于資本與勞動間的要素替代彈性σi∈(0，+∞)，因此第i產(chǎn)業(yè)要素配置的偏向性僅取決于資本要素投入增長率與勞動要素投入增長率之間的相對大小，即Sit<0表示在t時期第i產(chǎn)業(yè)要素配置偏向資本，Sit>0表示在t時期第i產(chǎn)業(yè)要素配置偏向勞動。

(二)TFP增長率表達式的構(gòu)建

將式(2)資本與勞動的邊際產(chǎn)出比Δit代入式(1)中可得：

(7)

(8)

將式(7)、式(8)整理后可得資本效率Ait和勞動效率Bit的表達式：

(9)

(10)

借鑒克曼塔(Kmenta，1967)[13]的方法，本文將式(1)等號兩端取對數(shù)，在σi=1處進行二階泰勒展開并求導(dǎo)，經(jīng)整理可得產(chǎn)出增長率的表達式：

(11)

依據(jù)索洛(Solow，1957)[14]推導(dǎo)經(jīng)濟核算方程的做法，將資本和勞動投入的貢獻從產(chǎn)出增長率中剔除，并引入上文中構(gòu)建的技術(shù)進步偏向性指數(shù)Dit和要素配置偏向性指數(shù)Sit，整理后得到中國三次產(chǎn)業(yè)TFP增長率的表達式：

(12)

在式(12)中，ln(Ait/Bit)反映了第i產(chǎn)業(yè)在t時期的要素效率結(jié)構(gòu)，ln(Ait/Bit)>0(<0)表明資本(勞動)效率更高，而ln(Ait/Bit)上升(下降)的趨勢則表明資本效率相較于勞動效率提升(降低)得更多；ln(Kit/Lit)反映了第i產(chǎn)業(yè)在t時期的要素投入結(jié)構(gòu)，ln(Kit/Lit)>0(<0)表明資本(勞動)要素的投入更大，而ln(Kit/Lit)上升(下降)的趨勢則表明資本不斷深化(廣化)。此外，常遠和吳鵬(2019)指出，當(dāng)ln(Ait/Bit)與ln(Kit/Lit)方向一致時表明要素配置合理，而當(dāng)ln(Ait/Bit)與ln(Kit/Lit)方向不一致時表明存在要素錯配[10]，因此，可以通過分析要素效率結(jié)構(gòu)ln(Ait/Bit)與要素投入結(jié)構(gòu)ln(Kit/Lit)的方向是否一致來判斷要素配置的合理性。

基于上述分析，可以將式(12)所示的TFP增長率分解為如下三種效應(yīng)：第一，要素效率的增長效應(yīng)；第二，技術(shù)進步偏向效應(yīng)；第三，要素配置偏向效應(yīng)。其中，要素效率的增長效應(yīng)由式(12)中第一項資本效率的增長效應(yīng)和第二項勞動效率的增長效應(yīng)共同構(gòu)成，反映了要素效率的變動對TFP增長率的影響。式(12)中第三項為技術(shù)進步偏向效應(yīng)，反映了技術(shù)進步的偏向性對TFP增長率的影響，在要素配置合理的狀態(tài)下，與ln(Ait/Bit)和ln(Kit/Lit)方向一致的技術(shù)進步對TFP增長率的提升起促進作用。式(12)中第四項為要素配置偏向效應(yīng)，反映了要素配置的偏向性對TFP增長率的影響，在要素配置合理的狀態(tài)下，當(dāng)資本要素與勞動要素間呈現(xiàn)替代關(guān)系(σi>1)時，與ln(Ait/Bit)和ln(Kit/Lit)方向一致的要素配置對TFP增長率的提升起促進作用；當(dāng)資本要素與勞動要素間呈現(xiàn)互補關(guān)系(σi<1)時，與ln(Ait/Bit)和ln(Kit/Lit)方向相反的要素配置對TFP增長率的提升起促進作用。而在要素錯配的狀態(tài)下，ln(Ait/Bit)和ln(Kit/Lit)方向不一致，導(dǎo)致ln(Ait/Bit)+ln(Kit/Lit)的絕對值減小，此時將削弱技術(shù)進步偏向效應(yīng)和要素配置偏向效應(yīng)對TFP增長率的提升作用。

表2展示了在各種要素效率結(jié)構(gòu)和要素投入結(jié)構(gòu)下提升TFP增長率的作用機制。

表2 提升TFP增長率的作用機制

(三)標準化供給面系統(tǒng)的構(gòu)建

本文借鑒克拉姆等(2007)[6]的研究對中國三次產(chǎn)業(yè)資本與勞動間的要素替代彈性σi和資本密集度αi進行估計。根據(jù)大衛(wèi)等(David et al.，1965)[15]提出的要素增強型線性齊次CES生產(chǎn)函數(shù)，假設(shè)第i產(chǎn)業(yè)在t0期資本要素投入為Ki0，勞動要素投入為Li0，總產(chǎn)出為Yi0，資本效率Ait與勞動效率Bit的增長率為Box-Cox型，即：

(13)

假定資本要素和勞動要素均按照其邊際產(chǎn)出獲得報酬，將要素增強型線性齊次CES生產(chǎn)函數(shù)在t0期分別對資本和勞動求一階偏導(dǎo)，得到t0期的資本回報率ri0與工資率ωi0，將二者相除并假定在t0期有：

(14)

將式(14)代入要素增強型線性齊次CES生產(chǎn)函數(shù)中，整理可得t0期的資本效率Ai0和勞動效率Bi0，將Ai0和Bi0代入式(13)中便可得到資本效率Ait和勞動效率Bit的表達式：

(15)

(16)

對式(16)兩端求導(dǎo)并取對數(shù)可得式(17)，將式(16)分別對資本和勞動求導(dǎo)并假定其按照邊際收益獲得報酬，則可得到式(18)和式(19)，由式(17)、式(18)和式(19)所構(gòu)成的非線性方程組即為估計中國三次產(chǎn)業(yè)資本與勞動間的要素替代彈性σi和資本密集度αi所需的標準化供給面系統(tǒng)：

(17)

(18)

(19)

四、數(shù)據(jù)來源與估算

為了對1993—2017年中國三次產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步偏向性指數(shù)Dit、要素配置偏向性指數(shù)Sit、資本與勞動間的要素替代彈性σi和資本密集度αi進行準確測算，本文需要測算的變量及相關(guān)數(shù)據(jù)來源為：總產(chǎn)出(Yit)，數(shù)據(jù)來自《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料1952—2004》、歷年《中國統(tǒng)計年鑒》；資本要素投入(Kit)，數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》；勞動要素投入(Lit)，數(shù)據(jù)來自《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、歷年《中國統(tǒng)計年鑒》；勞動收入份額(SLit)，數(shù)據(jù)來自《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料1952—2004》、相關(guān)年份中國地區(qū)投入產(chǎn)出表；資本收入份額(SKit)，等于1減去勞動收入份額(SLit)；固定資本形成總額，數(shù)據(jù)來自《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料1952—1995》《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料1996—2002》；全社會固定資產(chǎn)投資，數(shù)據(jù)來自歷年《中國固定資產(chǎn)統(tǒng)計年鑒》。

(一)總產(chǎn)出(Yit)

本文將中國三次產(chǎn)業(yè)增加值1993—2017年數(shù)據(jù)作為其各自的總產(chǎn)出，并按照1990年價格水平利用國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)平減指數(shù)平減處理以消除價格因素的影響。具體而言，中國三次產(chǎn)業(yè)增加值1993—2004年數(shù)據(jù)獲取自《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料1952—2004》，中國三次產(chǎn)業(yè)增加值2005—2017年數(shù)據(jù)獲取自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。

(二)資本要素投入(Kit)

本文采用永續(xù)盤存法(PIM)對中國1993—2004年的資本存量Kt進行估算：

Kt=(1-δt)Kt-1+It/Pt

(20)

參考已有文獻[16-17]，本文采用單豪杰(2008)[17]的做法對中國1993—2017年的資本存量進行估算。具體的操作為：選取歷年固定資本形成總額序列作為當(dāng)年新增資本投入It；選取由國家統(tǒng)計局公布的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)(1990年為基期)作為投資價格指數(shù)Pt；將折舊率δt統(tǒng)一設(shè)定為10.96%。本文將1990年設(shè)定為研究基期，在單豪杰(2008)[17]的研究中，曾估算出中國1990年的資本存量為16 247.13億元(1952年價格) ，本文將其乘以隱含平減指數(shù)轉(zhuǎn)換為30 219.66億元(1990年價格)作為本次研究的基期資本存量K0。至此，利用上述方法，根據(jù)歷年《中國統(tǒng)計年鑒》提供的數(shù)據(jù)便可計算得到中國1993—2017年的資本存量Kt(1990年價格)。

下一步，需要將估算得到的資本存量序列Kt分配到三次產(chǎn)業(yè)中，進而得到三次產(chǎn)業(yè)的資本存量序列Kit，因此需要確定三次產(chǎn)業(yè)資本存量的占比。本文借鑒已有文獻[18]，根據(jù)三次產(chǎn)業(yè)固定資本形成總額數(shù)據(jù)(1993—2002年)和全社會固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)(2003—2017年)計算得到1993—2017年三次產(chǎn)業(yè)資本存量的占比，依據(jù)計算得到的三次產(chǎn)業(yè)資本存量占比，將全國資本存量序列Kt分配到三次產(chǎn)業(yè)中，最終得到1993—2017年三次產(chǎn)業(yè)的資本存量序列Kit(見表3)。

表3 1993—2017年中國三次產(chǎn)業(yè)資本存量 單位：億元

(三)勞動要素投入(Lit)

目前關(guān)于中國三次產(chǎn)業(yè)勞動要素投入的數(shù)據(jù)統(tǒng)計較為完善，因而獲取相對容易，本文選擇將三次產(chǎn)業(yè)年末就業(yè)人數(shù)作為勞動要素投入Lit。其中，1993—1997年數(shù)據(jù)獲取自《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》，1998—2017年數(shù)據(jù)獲取自相關(guān)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》。

(四)勞動收入份額(SLit)

理論上，將初次分配中勞動者報酬占GDP的比重稱為勞動收入份額，然而在實際的收入分配中，往往存在與核算賬戶不完全對應(yīng)的情況，因此在計算中國三次產(chǎn)業(yè)勞動收入份額時需要考慮到兩方面的核算問題。第一，勞動者報酬的調(diào)整。白重恩和錢震杰(2009)研究發(fā)現(xiàn)，通過收入法對GDP進行核算時，統(tǒng)計口徑于2004年進行了兩項核算方式上的重大調(diào)整：(1)個體經(jīng)濟業(yè)主收入從勞動收入變?yōu)闋I業(yè)盈余；(2)對農(nóng)業(yè)不再記營業(yè)盈余[19]。受以上兩項核算方法調(diào)整的影響，研究中農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)部門的勞動收入份額在2004年均發(fā)生了明顯的變動，具體表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)部門勞動收入份額增加，而非農(nóng)業(yè)部門則減少。在白重恩和錢震杰(2009)的研究中，首先測算出2004年國有農(nóng)場或集體農(nóng)場的營業(yè)盈余并從勞動者報酬中扣除，接著利用《中國經(jīng)濟普查年鑒2004》的統(tǒng)計結(jié)果計算得到2004年個體經(jīng)濟營業(yè)盈余并加回到勞動者報酬，由此便完成了對2004年勞動收入份額的調(diào)整[19]。周明海(2010)提出，可以先通過兩種不同的方法分別進行調(diào)整，最后對兩種調(diào)整方法的結(jié)果取均值作為勞動收入份額的最終調(diào)整結(jié)果[22]。第二，生產(chǎn)稅凈額的處理。目前，在計算勞動收入份額時，是否應(yīng)當(dāng)從GDP中扣除生產(chǎn)稅凈額的討論在學(xué)界尚未達到統(tǒng)一。在白重恩和錢震杰(2009)[19]、羅長遠和張軍(2009)[21]、周明海(2014)[22]的研究中，選擇通過“勞動者報酬/扣除生產(chǎn)稅凈額的GDP”的方法對勞動收入份額進行估算；而在郭慶旺和呂冰洋 (2011)[23]的研究中，則采用“勞動者報酬/GDP”的方法對勞動收入份額進行估算，并沒有將生產(chǎn)稅凈額從GDP中剔除。通過上文對已有文獻的梳理發(fā)現(xiàn)，目前針對在計算勞動收入份額時遇到的核算問題尚未形成統(tǒng)一的解決方案，因此在實際處理時更多地是結(jié)合研究問題和數(shù)據(jù)的可得性進行綜合考慮。

本文在產(chǎn)業(yè)層面對勞動收入份額進行測算，基于以下三點原因，選擇采用“勞動者報酬/扣除生產(chǎn)稅凈額的GDP”的方法對勞動收入份額進行測算。

第一，三次產(chǎn)業(yè)層面相關(guān)數(shù)據(jù)存在缺失。目前，中國三次產(chǎn)業(yè)勞動者報酬和生產(chǎn)稅凈額數(shù)據(jù)的來源較為有限，特別是2004年后勞動收入份額進行調(diào)整所需的數(shù)據(jù)存在較多年份的缺失。若借鑒現(xiàn)有文獻的調(diào)整方法對勞動收入份額進行調(diào)整，則不可避免地需要對缺失年份數(shù)據(jù)進行估算，顯然，這樣的多輪估算會影響到調(diào)整方法的準確性，甚至帶來較大的誤差。

第二，調(diào)整方法的可操作性。運用白重恩和錢震杰(2009)[19]提出的調(diào)整方法盡管可以對產(chǎn)業(yè)層面的勞動收入份額進行調(diào)整，但對于2004年后的數(shù)據(jù)卻無能為力。而使用周明海(2010)[22]提出的調(diào)整方法盡管可以調(diào)整2004年后的數(shù)據(jù)，但在產(chǎn)業(yè)層面進行調(diào)整所需的數(shù)據(jù)存在部分年份缺失，需要再次估算。因此，針對本文的研究問題，現(xiàn)有的調(diào)整方法尚不具備良好的可操作性。

第三，生產(chǎn)稅凈額的處理。從勞動收入份額的定義出發(fā)可知其上限為1，而中國第一產(chǎn)業(yè)勞動收入份額最主要的特點就是水平較高，在計算時若不剔除生產(chǎn)稅凈額便會出現(xiàn)勞動收入份額大于1的情況，增大數(shù)據(jù)誤差。

綜合上述三點原因，本文將采用“勞動者報酬/扣除生產(chǎn)稅凈額的GDP”的方法對中國三次產(chǎn)業(yè)勞動收入份額進行估算。

依據(jù)上文中所確定的勞動收入份額的估算方法，本文對1993—2017年中國三次產(chǎn)業(yè)勞動收入份額進行實際估算。第一步，利用《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料1952—2004》中的三次產(chǎn)業(yè)地區(qū)收入法生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)，計算得到1993—2004年中國三次產(chǎn)業(yè)勞動收入份額；第二步，利用2007年、2012年、2017年中國地區(qū)投入產(chǎn)出表，計算得到2007年、2012年、2017年中國三次產(chǎn)業(yè)勞動收入份額；第三步，根據(jù)已經(jīng)計算得到的勞動收入份額數(shù)據(jù)，可以得知勞動收入份額的大致變動趨勢，因此采用對數(shù)線性插值法對缺失年份的數(shù)據(jù)進行插值處理，最終便可計算得到1993—2017年中國三次產(chǎn)業(yè)勞動收入份額SLit(見表4)。

表4 1993—2017年中國三次產(chǎn)業(yè)勞動收入份額

五、實證分析

(一)標準化供給面系統(tǒng)估計結(jié)果

根據(jù)表5中的參數(shù)估計結(jié)果可知，三次產(chǎn)業(yè)規(guī)模因子ξi依次為0.914、1.105、1.003，接近其期望值1，符合預(yù)期。在1993—2017年三次產(chǎn)業(yè)資本與勞動間的要素替代彈性σi依次為0.925、0.922、0.626，均顯著小于1，這表明三次產(chǎn)業(yè)資本要素與勞動要素間都呈現(xiàn)出互補的關(guān)系。三次產(chǎn)業(yè)資本密集度αi分別為0.102、0.543、0.477，與樣本期內(nèi)三次產(chǎn)業(yè)資本收入份額的均值非常接近。反映三次產(chǎn)業(yè)資本、勞動效率增長率的參數(shù)γKi、γLi均不等于零，表明三次產(chǎn)業(yè)內(nèi)不存在純粹的勞動增強型或資本增強型技術(shù)進步，即技術(shù)進步對資本效率和勞動效率均會產(chǎn)生影響。具體地，第一產(chǎn)業(yè)γK1、γL1均大于0，表明樣本期內(nèi)第一產(chǎn)業(yè)資本、勞動效率的增長率為正；第二產(chǎn)業(yè)γK2小于0而γL2大于0，表明樣本期內(nèi)第二產(chǎn)業(yè)資本效率的增長率為負，勞動效率的增長率為正；第三產(chǎn)業(yè)γK3小于0而γL3大于0，表明樣本期內(nèi)第三產(chǎn)業(yè)資本效率的增長率為負，勞動效率的增長率為正。

表5 參數(shù)估計結(jié)果

利用三次產(chǎn)業(yè)資本與勞動間的要素替代彈性和資本密集度，結(jié)合三次產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出、資本投入、勞動投入、資本收入份額和勞動收入份額數(shù)據(jù)，根據(jù)式(5)、式(6)、式(9)和式(10)便可計算得到三次產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步偏向性指數(shù)Dit和要素配置偏向性指數(shù)Sit，代入式(12)便可得到三次產(chǎn)業(yè)TFP增長率及其分解結(jié)果。

(二)第一產(chǎn)業(yè)

通過表6所展示的1994—2017年第一產(chǎn)業(yè)關(guān)鍵指標可知，第一產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的偏向性在不同時期呈現(xiàn)出不同的特征。在1994—2003年，技術(shù)進步偏向性指數(shù)整體為正，技術(shù)進步主要呈現(xiàn)出偏向資本的特征，這是由于改革開放后一系列政策極大地提高了勞動生產(chǎn)積極性，促進了勞動效率的提升，加之人口紅利的存在提供了大量勞動力，使得資本要素的相對稀缺性提高，最終促使技術(shù)進步偏向資本；在2004—2017年，技術(shù)進步偏向性指數(shù)為負，技術(shù)進步主要呈現(xiàn)出偏向勞動的特征，這是由于經(jīng)濟發(fā)展和現(xiàn)代化生產(chǎn)設(shè)備的引入導(dǎo)致資本效率相對于勞動效率提升更快，加之資本深化與人口紅利逐漸減少的共同作用，使得勞動要素的相對稀缺性提高，因此技術(shù)進步表現(xiàn)為勞動偏向型技術(shù)進步且偏向勞動的程度逐年增加。從整體上看，在1994—2003年第一產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步偏向性指數(shù)的均值為負，表明第一產(chǎn)業(yè)在總體上表現(xiàn)為勞動偏向型技術(shù)進步。第一產(chǎn)業(yè)要素配置偏向性指數(shù)在1994—2017年整體為負，表明資本要素投入的增長率更高，要素配置呈現(xiàn)偏向資本的特征。第一產(chǎn)業(yè)要素效率結(jié)構(gòu)基本為正并呈現(xiàn)出先下降后加速上升的趨勢，表明資本效率在整體上高于勞動效率，資本效率的增長率相較于勞動效率更高。第一產(chǎn)業(yè)要素投入結(jié)構(gòu)基本為負并呈現(xiàn)出遞增的趨勢，表明勞動要素的投入大于資本要素，但資本深化的程度在逐漸提高。通過分析第一產(chǎn)業(yè)要素效率結(jié)構(gòu)和要素投入結(jié)構(gòu)的方向可以發(fā)現(xiàn)，第一產(chǎn)業(yè)存在資本效率較高而勞動要素投入更多的特征，即要素效率結(jié)構(gòu)與要素投入結(jié)構(gòu)的方向相反，最終導(dǎo)致第一產(chǎn)業(yè)存在要素錯配。

對第一產(chǎn)業(yè)TFP增長率分解的結(jié)果顯示，技術(shù)進步偏向效應(yīng)僅在1994—1995年和2004—2006年對TFP增長率的提升起促進作用，在2006年后，技術(shù)進步偏向效率較低的勞動要素，削弱了對效率較高的資本要素的使用，進而引發(fā)了“勞動低效率陷阱”，使得技術(shù)進步偏向效應(yīng)抑制了TFP增長率的提升，且抑制程度在逐漸加重，這也凸顯出加快提升第一產(chǎn)業(yè)勞動效率并擺脫“勞動低效率陷阱”的重要性。要素配置偏向效應(yīng)在1994—2006年對TFP增長率的提升起促進作用，而從2007年開始要素配置偏向效應(yīng)抑制了TFP增長率的提升。要素效率的增長效應(yīng)僅在1999年為負，而在其余年份均為正且呈現(xiàn)出上升的趨勢，表明要素效率的增長效應(yīng)對TFP增長率的提升發(fā)揮了促進作用并且促進的程度在逐漸提高。此外，通過橫向?qū)Ρ热N效應(yīng)對第一產(chǎn)業(yè)TFP增長率的影響發(fā)現(xiàn)，要素效率的增長效應(yīng)在整體上大于其余兩種效應(yīng)之和，表明要素效率的增長效應(yīng)是第一產(chǎn)業(yè)TFP增長率提升的主要驅(qū)動力。而技術(shù)進步偏向效應(yīng)和要素配置偏向效應(yīng)對TFP增長率提升的負向作用，在一定程度上削弱了要素效率的增長效應(yīng)對TFP增長率提升的促進作用，進而對第一產(chǎn)業(yè)TFP增長率的提升造成損失。

表6 1994—2017年第一產(chǎn)業(yè)關(guān)鍵指標

(三)第二產(chǎn)業(yè)

通過表7所展示的1994—2017年第二產(chǎn)業(yè)關(guān)鍵指標數(shù)據(jù)可知，第二產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的偏向性在整個觀察期中可以分為三個不同的階段，在1994—1998年第二產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步偏向勞動，在1999—2007年技術(shù)進步偏向資本，而在2008—2017年技術(shù)進步再次偏向勞動?？梢钥闯?，第二產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的偏向性所呈現(xiàn)出的“勞動—資本—勞動”的轉(zhuǎn)變與中國工業(yè)化進程中具有的階段性特征基本吻合：在二十世紀九十年代，引進了外來的資本和技術(shù)，使得資本效率得到極大提升，而與此同時對勞動要素也產(chǎn)生了超額需求，使得資本邊際產(chǎn)出與勞動邊際產(chǎn)出之比下降，即更有利于提高勞動要素的邊際產(chǎn)出，因此技術(shù)進步偏向勞動；第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展呈現(xiàn)出明顯的資本驅(qū)動的特征，隨著資本不斷深化，低效、無效投資等問題日益嚴重，導(dǎo)致資本效率水平偏低且增長緩慢，而與此同時勞動效率卻增長較快，使得技術(shù)進步偏向資本；伴隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化升級，資本效率增長緩慢的問題得到改善，加之資本投入持續(xù)擴張與人口紅利消退的共同作用，導(dǎo)致勞動要素的相對稀缺性提高，使得技術(shù)進步偏向勞動。

從整體上看，1994—2017年第二產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步偏向性指數(shù)的均值為正，表明第二產(chǎn)業(yè)在總體上表現(xiàn)為資本偏向型技術(shù)進步。第二產(chǎn)業(yè)要素配置偏向性指數(shù)僅在1994年為正，而在1995—2017年為負，表明資本要素投入的增長率高于勞動要素，第二產(chǎn)業(yè)要素配置在總體上呈現(xiàn)出偏向資本的特征。第二產(chǎn)業(yè)要素效率結(jié)構(gòu)在1994—2001年為正，表明在此期間內(nèi)資本效率高于勞動效率；而在2002—2017年，要素效率結(jié)構(gòu)為負并呈現(xiàn)出先降后升的趨勢，表明在此期間內(nèi)勞動效率高于資本效率，但由于產(chǎn)能過剩、低效投資等問題造成了資本效率的損失，導(dǎo)致要素效率結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)下降趨勢，而隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化升級使得資本效率重新煥發(fā)活力，要素效率結(jié)構(gòu)在2007年后開始呈現(xiàn)出上升趨勢。第二產(chǎn)業(yè)要素投入結(jié)構(gòu)在1994—2017年始終為正并呈現(xiàn)出上升的趨勢，表明資本要素的投入大于勞動要素，同時也反映出第二產(chǎn)業(yè)在發(fā)展過程中依賴資本高投入驅(qū)動的特征。通過分析第二產(chǎn)業(yè)要素效率結(jié)構(gòu)和要素投入結(jié)構(gòu)的方向可以發(fā)現(xiàn)，在1994—2001年要素效率結(jié)構(gòu)與要素投入結(jié)構(gòu)的方向相同，資本效率較高并且投入較大，表明要素配置合理；而在2002—2017年要素效率結(jié)構(gòu)與要素投入結(jié)構(gòu)的方向相反，勞動效率較高但資本要素投入較大，表明此時第二產(chǎn)業(yè)存在要素錯配。

對第二產(chǎn)業(yè)TFP增長率分解的結(jié)果顯示，技術(shù)進步偏向效應(yīng)分別在1994年、1999—2003年促進了TFP增長率的提升，而在1995—1998年、2004—2007年對TFP增長率的提升產(chǎn)生了抑制作用，2008年后技術(shù)進步偏向效應(yīng)對TFP增長率的提升開始發(fā)揮促進作用，但促進程度呈現(xiàn)下降趨勢，并從2015年開始抑制TFP增長率的提升，且抑制程度逐年提高。要素配置偏向效應(yīng)在1994—2003年對TFP增長率的提升起抑制作用，在2004年后要素配置偏向效應(yīng)開始對TFP增長率的提升發(fā)揮促進作用，但促進程度呈現(xiàn)下降趨勢，并從2015年開始抑制TFP增長率的提升，且抑制程度逐年提高。要素效率的增長效應(yīng)整體上為正，呈現(xiàn)出逐年下降的趨勢，表明要素效率的增長效應(yīng)對TFP增長率的提升起促進作用，但促進程度正在逐漸降低。此外，通過橫向?qū)Ρ热N效應(yīng)對第二產(chǎn)業(yè)TFP增長率的影響發(fā)現(xiàn)，要素效率的增長效應(yīng)在整體上大于其余兩種效應(yīng)之和，表明第二產(chǎn)業(yè)TFP增長率的提升主要是由要素效率的增長效應(yīng)所驅(qū)動的。

表7 1994—2017年第二產(chǎn)業(yè)關(guān)鍵指標

(四)第三產(chǎn)業(yè)

通過表8所展示的1994—2017年第三產(chǎn)業(yè)關(guān)鍵指標數(shù)據(jù)可知，1994—2017年第三產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步偏向性指數(shù)基本為正，技術(shù)進步整體呈現(xiàn)出偏向資本的特征。根據(jù)本文第三產(chǎn)業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)，經(jīng)計算得到1993—2017年中國第三產(chǎn)業(yè)勞均資本的年均增長率為9.6%，這表明第三產(chǎn)業(yè)具有高投資率的特征。相較于勞動要素而言，資本積累的速度更快，因此企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新更傾向于資本，加之在引進外資時寓于物質(zhì)資本中的資本偏向型技術(shù)進步也被引入，這些因素最終導(dǎo)致技術(shù)進步呈現(xiàn)出偏向資本的特征。第三產(chǎn)業(yè)的要素配置偏向性指數(shù)為負，表明資本要素投入的增長率高于勞動要素，要素配置呈現(xiàn)出偏向資本的特征。此外，經(jīng)分析發(fā)現(xiàn)，第三產(chǎn)業(yè)要素配置偏向資本的程度存在著明顯的階段性變化，具體表現(xiàn)為要素配置在1994—1995年偏向資本的程度下降，在1995—1998年偏向資本的程度持續(xù)上升，隨后在1999—2005年偏向資本的程度呈現(xiàn)下降趨勢，在2006—2010年偏向資本的程度呈現(xiàn)上升趨勢，在2010年后要素配置偏向資本的程度呈現(xiàn)下降趨勢。第三產(chǎn)業(yè)要素效率結(jié)構(gòu)在1994—2017年為負并且呈現(xiàn)逐年遞減的趨勢，表明勞動效率高于資本效率，并且勞動效率的增長率相較于資本效率更高。第三產(chǎn)業(yè)要素投入結(jié)構(gòu)在1994—2017年為正并且呈現(xiàn)逐年遞增的趨勢，表明資本要素的投入高于勞動要素，而要素投入結(jié)構(gòu)的上升趨勢也印證了第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展過程中高投資率的特征。通過分析第三產(chǎn)業(yè)要素效率結(jié)構(gòu)和要素投入結(jié)構(gòu)的方向可以發(fā)現(xiàn)，第三產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)出勞動效率較高而資本要素投入較大的特征，使得要素效率結(jié)構(gòu)與要素投入結(jié)構(gòu)的方向相反，最終導(dǎo)致第三產(chǎn)業(yè)存在要素錯配。

對第三產(chǎn)業(yè)TFP增長率分解的結(jié)果顯示，技術(shù)進步偏向效應(yīng)在1997—2005年、2011—2017年為正，對TFP增長率的提升起促進作用，而在1994—1996年、2006—2010年為負，對TFP增長率的提升起抑制作用。要素配置偏向效應(yīng)在1994—1996年、2004—2010年為正，對TFP增長率的提升起促進作用，而在1997—2003年、2011—2017年為負，對TFP增長率的提升起抑制作用。要素效率的增長效應(yīng)在1994—2017年整體上為正，對第三產(chǎn)業(yè)TFP增長率的提升起促進作用。此外，通過橫向?qū)Ρ热N效應(yīng)對第三產(chǎn)業(yè)TFP增長率的影響發(fā)現(xiàn)，要素效率的增長效應(yīng)在整體上大于其余兩種效應(yīng)之和，表明要素效率的增長效應(yīng)是第三產(chǎn)業(yè)TFP增長率提升的主要驅(qū)動力，而技術(shù)進步偏向效應(yīng)和要素配置偏向效應(yīng)在部分年份對TFP增長率的抑制作用，削弱了要素效率的增長效應(yīng)對第三產(chǎn)業(yè)TFP增長率的促進作用。

表8 1994—2017年第三產(chǎn)業(yè)關(guān)鍵指標

六、結(jié)論與啟示

本文對中國三次產(chǎn)業(yè)TFP增長率進行分解，對中國三次產(chǎn)業(yè)資本和勞動間的要素替代彈性以及資本密集度進行估計，分析了要素效率的增長效應(yīng)、技術(shù)進步偏向效應(yīng)和要素配置偏向效應(yīng)對TFP增長率的驅(qū)動機制，得出如下結(jié)論：

第一，要素配置結(jié)構(gòu)合理性方面。第一產(chǎn)業(yè)在整體上要素效率結(jié)構(gòu)與要素投入結(jié)構(gòu)方向不一致，資本效率較高而勞動要素投入較大，存在要素錯配；第二產(chǎn)業(yè)在1994—2001年資本效率較高并且投入較大，要素配置合理，而在2002—2017年勞動效率較高而資本要素投入較大，存在要素錯配；第三產(chǎn)業(yè)要素效率結(jié)構(gòu)與要素投入結(jié)構(gòu)方向不一致，勞動效率較高而資本要素投入較大，存在要素錯配。綜上所述，中國三次產(chǎn)業(yè)均存在不同程度的要素錯配，對TFP增長率的提升造成了損失。

第二，技術(shù)進步和要素配置的偏向性。第一產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步整體上偏向勞動要素；第二產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步的偏向性發(fā)生了“勞動—資本—勞動”的轉(zhuǎn)變；第三產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步偏向資本要素；三次產(chǎn)業(yè)要素配置在整體上均呈現(xiàn)出偏向資本要素的特征。

第三，TFP增長率及其影響因素。要素效率的增長效應(yīng)是三次產(chǎn)業(yè)TFP增長率提升的主要驅(qū)動力，而技術(shù)進步偏向效應(yīng)和要素配置偏向效應(yīng)僅在部分年份對三次產(chǎn)業(yè)TFP增長率的提升起促進作用。

在高質(zhì)量發(fā)展的新階段下，創(chuàng)新不僅是促進經(jīng)濟發(fā)展的第一動力，也是建設(shè)創(chuàng)新型國家的必然要求，更是推動TFP增長率提高的重要途徑。提升三次產(chǎn)業(yè)TFP增長率的路徑在于綜合考慮技術(shù)進步和要素配置的方向是否適宜、要素效率結(jié)構(gòu)和要素投入結(jié)構(gòu)是否合理，而充分發(fā)揮創(chuàng)造性破壞的作用，打破資源配置僵化現(xiàn)狀，促進要素在產(chǎn)業(yè)間和產(chǎn)業(yè)內(nèi)優(yōu)化配置并加快提升要素效率將成為促進TFP增長率提升的關(guān)鍵。以優(yōu)化要素配置結(jié)構(gòu)為出發(fā)點，以適宜的技術(shù)進步和要素配置方向為著眼點，以提高要素效率為著力點，將有助于最終實現(xiàn)提高三次產(chǎn)業(yè)TFP增長率的目的。