我国价格剪刀差的政治经济学分析理论模型与计量实证.doc

《我国价格剪刀差的政治经济学分析理论模型与计量实证.doc》由会员分享，可在线阅读，更多相关《我国价格剪刀差的政治经济学分析理论模型与计量实证.doc（15页珍藏版）》请在淘文阁 - 分享文档赚钱的网站上搜索。

1、林毅夫 、 余淼杰 : 我国价格剪刀 差的政治经济学分析 : 理论模型与计量实证 我国价格剪刀差的政治经济学分析 : 理论模型与计量实证 林毅夫 余淼杰 内容提要 : 在 Sah Stiglitz 价格剪刀差的经济学 模型中 , 他们通过考虑政府目标函数 的结构去研究工农价格剪刀差对经济的影响 。 本文首先通过引入国际贸易和农产品配额 拓展他们的模型以使其更适用于我国 , 然后再利 用 1949 年到 1992 年的省级面板数据对 修正后的理论模型进行多种计量估算 。 我们的结构式参数估算表明 : 在我国政府的目标 函数中 , 农民的权重小于工人 。 此外 , 农民福利的权重也小于资本积累的权

2、重 。 这些结论 都与中国的实际情况一致 。 在这层意义上 , 本文在一定程度上填补了对计划经济时期我 国政府目标函数估算的研究空白 。 关键词 : 贸易 政治经济学 价格剪刀差 政府目标函数 一、引 言 价格剪刀差 的概念由前苏联经济学家普列奥布拉任斯基 ( Preobrazhensky) 于 1926 年提出 , 它 指的是发展中国家 ( 尤其是社会主义国家 ) 的政府如何从农业部门的农民那里赚取利润来补贴城市 工业部门的工人 ; 同时 , 通过实施价格剪刀差 , 政府可以加快资本积累速度。尽管 价格剪刀差 这 一概念由来已久 , 但在学术界上最早成功地把这一概念发展成严谨的理论模型的却是

3、由萨和斯蒂 格利茨 ( Sah St iglitz, 1984) ( 以下称为 S S) 来完成的。他们通过分析政府的社会福利函数描述了对 农民不利的贸易条件形式。由于他们的模型简单且有很强的解释力 , 因而迅速成为随后的许多研 究的模板。例如 , Carter( 1986) 把 S S 模型由封闭经济扩展到开放经济 , Blomqvist ( 1986) 则研究了社 会主义国家对农产品征收间接税的情形。 本文的主要目的不在于研究 价格剪刀差 是否有利于资本积累 , 而在于借助该理论框架来估 算我国的政府目标函数。一般认为 , 社会主义国家政府重积累而轻消费 , 重工人而轻农民。然而 , 这种

4、观点仅仅是先验的 : 它并没有得到实证研究的支持或否认。因而 , 本文旨在弥补这一研究空 白 , 即从政治经济学的角度来严格检验我国是否也存在这种现象。而如果有 , 则政府又是在多大程 度、多大数量上重工人轻农民、重资本积累轻居民福利的。 为此 , 我们先拓展 S S 理论框架使其更适合我国国情。事实上 , 为力求理论模型简洁 , 在研究 最优的工农产品价格剪刀差时 , S S 运用了简化版的伯格森 ! 萨缪尔森 ( Bergson Samuelson) 社会福 利函数 : 在政府的理念中 , 工人和农民的福利对国家而言被假 设是等价的。但这并不符合我国的实 * 林毅夫 , 世界银行 , 电子

5、信 箱 : justinlin ccer. edu. cn; 余淼杰 , 北京 大学 国家 发展研 究院 中国 经济 研究中 心 , 邮 政编 码 : 100871, 电子信箱 : mjyu ccer. edu. cn。作者感谢 Robert Feenstra、 Joaquim Silvestre、 Arne Bigsten、 John Knight、 Christer Ljungwall、宫云 丹、 李稻葵、黎志刚、马捷、冼刍荛、宋铮、王勇、汪伟、许斌 、许定波和朱家祥所 提的十分有益 的建议 , 也 要感谢参 加斯德哥 尔摩经济 学 院 ( SSE) 2007 年 CERC CCER 中国

6、世界经济论坛、第三届中俄年度全球机构 国际会议 的与会人 士 , 以及参与 在哥德堡 大学、北大 中 国经济研究中心、北大经济学院、中欧国际商学院 ( CEIBS) 、复旦大学、厦 门大学王亚南经 济研究院 ( WISE) 和韩国首尔 国立大学 学 术研讨讲座的参与者。特别感谢三位匿名审稿人 的建议性 意见。最后 还要感谢田 巍、张敏和 周祝源同 学出色 的研究 助理工 作。 当 然 , 文责自负。 42 * 2009 年第 1 期 际。因此 , 本文对 S S 的模型从以下三方面进行修正和拓展 : 第一 , 依照 Carter ( 1986) , 我们把模型 从封闭经济体扩展到开放经济体。这

7、主要是因为考虑到这样一个事实 : 虽然我国在 1992 年市场经 济正式建立以前的外贸依存度偏低 , 但却从来不是完全封闭的自给自足的经济体。 第二 , 本文理 论模型的创新之处在于考虑了农产品消费 配额。在计划经济时代 , 我国对城镇居民实行农产品消 费配额以重新调节供需关系。这样 , 我们的模型就能够区别于其他实行计划经济的国家而更符合 我国的现实。第三 , 与 S S 模型不同 , 我们并不人为限定政府目标函数中工人与农民的权重 , 而是 通过数据来说话 , 利用数据本身并在理论模型的引导下来估算工人与农民的权重大小。 基于这一修正版的 S S 理论模型 , 利用 1949 ! 1992

8、 年计划经济期间的省级面板数据 , 我们通过 估算理论模型中的相关结构性参数 ( structure form parameters) 来研究我国政府目标函数中农业与工 业的相对重要性及投资与消费的相对重要性。同时 , 也估计了工业部门的工资相对于农业价格的 弹性 , 这主要因为没有现成的数据可供使用 , 而这些数据对估算和还原政府目标函数中居民福利和 资本积累的相对权重又是必不可少的。为解决这个问题 , 我们利用不同的计量方法来估算该价格 弹性。当然 , 估算过程中所存在的测量误差可能会给结构估计造成内生性问题。为此 , 本文使用合 适的工具变量来解决这个问题。 为使我们的实证模型更加贴近现

9、实 , 在估计中还加入了两个额外的控制变量 ! ! ! 饥荒哑变量 和重工业基地哑变量 , 以检验其是否能使理论模型具有更强的解释力。众所周知 , 我国在 1959 ! 1961 年间经历了一场全国性的大饥荒。一般认为这种负面冲击会影响到政府目标函数中的各部 门相应权重。同样 , 由于历史原因 , 我国在某些特定省份 ( 如东北三省 ) 建有大型重工业基地 , 政府 在这些地区可能有不同的政治目标。因此 , 本文加入这两个变量来检验这些传统观点是否正确。 与本文相关的文献目前并不多。令人惊讶的是 , 尽管 S S 模型做出了明确的经验预测 , 对价格 剪刀差进行的实证研究却很少 , 而有关中国

10、的更是凤毛麟角。据笔者所知 , 在国际一流的经济学学 术刊物中 , 有关价格剪刀差的实证研究较具代表性的首推 Li 和 Tsui( 1990) 一文。与其他的理论研 究不同 , 他们没有用前苏联作为研究对象 , 而是用中国作为社会主义国家的例子来检验普列奥布拉 任斯基的第一命题 , 即价格剪刀差能够使一个国家通过农业补贴工业而赚取更多的工业剩余用于 资本积累。他们发现农业相对价格与资本积累是正相关的 , 然后用效率工资假说来解释这个出乎 意料的结果。 Knight ( 1995, 1999) 通过分析国际贸易学 中的各种提供曲线 ( offer curve) 的变化得到了 一些关于中国农村、城

11、市划分的有趣结论。 本文的主要贡献在于通过理论模型进行结构式的实证研究 , 以成功还原并估算我国政府目标 函数中的两个相对权重 : 居民福利和资本积累的相对权重及农民相对于工人的权重。计量结果表 明 : 农民的权重比工人小 , 同时消费的权重远远小于资本积累。这些结论与中国的现实均一致。因 此 , 本文的政治经济学分析能较好地解释我国在计划经济时期的一些政策措施。 当然 , 本文的研究也有一些局限性。这主要是没有我国在 1978 年以前的省 级农业贸易数据。 为充分地研究价格剪刀差对农业贸易的影响 , 应用面板数据做回归是必要的。因为简单的时间序 列分析存在着样本太少无法估算的问题。 遗憾的是

12、 , 我们得不到中国经济改革之前的农业贸易 数据。退而求其次 , 只好借用国际贸易理论中的引力模型来估计各省农业贸易量大小。而在 1978 年以后 , 则可以方便地用省份贸易面板数据来估算。 5% 。 # Naughton (2005) 指出 , 1979 年之前 , 中国 的 总贸易 额与 GDP 的比例 大约是 10% 。这个 比例在 1970 ! 1971 年达 到最小 值 这里如仅运用时间序列分析 , 样本量将锐减到 40 个左右年度观察值 , 虽能勉强进行回归 , 但却无法进行深入的分期讨论。 笔者感谢匿名审稿人提出的建议。 43 # 林毅夫 、 余淼杰 : 我国价格剪刀 差的政治经

13、济学分析 : 理论模型与计量实证 本文余下部分的结构如下 : 第二部分介绍价格剪刀差在中国的实际状况 ; 第三部分描述基于 S S 模型的理论模型 ; 第四部分具体介绍实证检验所用的计量经济方法 ; 第五部分是数据描述和实 证结论说明 ; 第六部分小结。 二、中 国的价格剪刀差状况 在经济改革之前 , 中国所有商品的价格都是由政 府制定的。如林毅夫 ( Lin, 2003, 2005, 2007) 所指出的 , 与许多欠发达国家 ( LDCs) 相似 , 中国在建国后采用了重工业导向的发展战略。由于重 工业属于资本密集型 , 其项目的生产需要巨额资本投入并且周期很长 , 而中国当时是一个资本短

14、缺 的农业国家 , 国家领导人又强调以自力更生来筹集资本 , 所以政府的唯一出路是通过压低农民出售 的农产品价格同时提高卖给农民的工业产品的价格来取得农业剩余 , 投入到重工业的资本积累。 简言之 , 在这个战略下 , 政府自然而然会选择不利于农民的价格剪刀差来发 展工业。 如 S S( 1984) 等经典文献指出的 , 工农产 品价格剪刀差可用工农产品的相对价格比率 来衡量。假设没有政府干预 , 工农产品的相 对价格则由市场直接决定。而价格剪刀差就 是指政府 通过压低农民 出售的农 产品价格 ( pA ) 和 或提高卖给农民的工业产品的价格 ( p 1 ) 来人为改变工农产品的相对价格比。图

15、 1 可以帮助理解价格剪刀差的经济效应。在 没有政府干预时 , 农产品的相对价格由市场 图 1 价格剪刀差 、 农业配额和贸易 A I 1 产品的过度需求。如果价格不能调整 , 政府 m 产品消费实行配额。换言之 , 需求曲线被人 为控制在一条垂线。通过农产品配额 , 政府 不但可以不用进口农产品 , 而且可以出口农产品来赚取外汇。 在实证检验上 , 我们依照 Lardy( 1983) 等人先前的标准定义 , 把价格剪刀差 ( p ) 定义为农产品的 购买价格指数 ( pA ) 与工业产品在农村的零售价格指数 ( p I ) 的相对比率 , 即 p pA pI 。 图 2 显示 出农产品的相对

16、价格指数在这些年间有所上升。 不过 , 值得注意的是 , 这种上升不能完全由不利 于农民的价格剪刀差来解释 , 这 主要是因为 1984 年以后并非所有商品的价格都是由政府制定的。 如 Li 和 Tsui( 1990) 所讨论的 , 衡量价格比率的一个可参考指标是 p A pI , 即农产品的购买价格指数 ( pA ) 与工业产品在农村 的零售价格指数 ( pI ) 的相对比率 , 其中 p I 是工业产品的出厂价 格指数。他 们的研究发 现应用 这 两个指标 得出的结 果基本一 样。 在本文中 , 由于 p # A p I 的数据更为完整 , 故用它来衡量价格剪刀差。 % 算的。 如图 2

17、所示 , 由于 1959 ! 1961 年间的大饥荒 , 农产品的购买价格指数有一个突然上升。 农产品的相对价格指数大于 1。但这并不表示农业价格水平高于工业价格水平 , 因为各种价格指数 是用 Laspeyres 公 式计 44 直接 决定 , 即 ( p p ) 。为了压榨 农业利润 以进行资本积累 , 政 府给农产品制定一个较 低的相对价格 ( pA p I ) 1 , 这样就产 生了对农 m m a a 市场上有超额需 求 - , 其 中 S 是人 均农 村农 业剩 余供 N Y N Y 给。所以 , 国家就有对农 产品的 进口需 求。但是 , 如图 中的 垂线所 就必须进口农产品来平

18、衡需求。但由于我国 N x 示 ,对城市工人实行农业配额后城 市农业相 对需求为 , 这不仅 N Y N S N x 并不可行。 所以 , 政府只得对城市工人的农 N Y N Y 国家在价格剪刀差和配额的共同作用下就可以出口农产品。 # % 2009 年第 1 期 从 1978 年开始的经济改革是通过渐进式的价格双轨制改革 , 由计划经济逐渐过渡到市场经济 的。如林毅夫等 ( 1994) 指出 , 价格双轨制改革大致包括两阶段。第一阶段是 1978 ! 1984 年 , 改革重 点在于调整农业和工业的相对价格。第二阶段则是从 1985 ! 1992 年 , 改革的目标是引入与计划经 济轨相平行

19、的市场经济轨。在这一阶段 , 计划内产品仍然由国家定价 , 但计划外产品价格则是由市 场直接决定的。因此这一阶段有三种价格形成机制 : 政府计划价、政府指导价和 市场决定价。实际 上 , 中国政府在 1992 年正式宣布实行市场 经济时 , 通过前两种定 价方式定价的产品的比重仅为 7!1% ( 国家计划委员会价格管理司 , 1997) 。 三、理论模型 如前 所 述 , 本 文 的 理 论 模 型 是 以 S S ( 1984) 模型为基础的。为使模型更贴近中国 的情形 , 我们在 S S 模型中引入国际贸易和 农业配额。同时 , 为便于实证回归 , 也具体化 了消费者的效用函数。 考虑一个

20、两部门的经济体 : 农村和城市 , 图 2 中国的各种价格指数 j 具有下列拟线性效用函数 Uj : 注 : 价格剪刀差的定义是农产品的购买价格指数 ( PPIFP) 与 Uj = yj + u( xj ) , j = a , m ( 1) 其中 , 消费者 j 分别来自农业部门 ( a) 及城市 工业部门 ( m ) 。 x 和 y 分别代表农产品和工业品。 ( 1) 式中 , 子效用函数 u( xj ) 为一个对 x j 可微的 递增凹函数。相对于工业品而言 , 农产品为生活必需品 , 因而其财富的需求弹性很小可近似为零。 换言之 , 工业品的消费 y 在式 ( 1) 中可视为一般等价物

21、( numeraire) 。 工业部门使用两种要素 : 资本 ( K ) 和劳动 ( Lm ) 进行生产 , 而农业部门的生产则依靠土地 ( R ) 和 劳动 ( La ) 。注意到 Lm 和 La 为每个劳动者的劳动时间且不可跨部门流动。这与我国当时实际情况 一致 : 严格的户籍管理政策使人员很难在地区间自由流动。两个部门的技术都假定为常规模回报。 农工产品相对价格 p 由政府决定 , 较低的相对价格则说明经济中存在着严重的工农剪刀差。 代表性农民面临如下的预算约束 : pxa + y a = pX ( R N a , La ) ( 2) 其中 , X 为该农民的农业产出。由于国家平均分配土

22、地给全国农民 , 故 R N a 为人均土地禀赋。这 样 , 该农民的间接效用函数 Va 为 : xa 由包络定理 ( Envelope Theorem) 可得 : Va p = X - xa Sa ( 4) 其中 , 定义每个农民的农业剩余产出 Sa 为 X - x a 。类似地 , 工资 w 是城市工人唯一的收入 来源。 这意味着一个代表性城市工人有如下的预算约束 : px m + ym = wLm ( 5) 此外 , 该工人还面对着另一个约束 ! ! ! 农产品消费配额 , 即 : 我国工人没有明显的资本禀赋。计划经济时期的宪法明确规定 , 所有的资本都直接归国家所有。 45 其人口数分

23、别为 N 和 N 。一代表性消费者 工业产品在农村的零售价格指数 ( RRPIIP) 之比。数据来源 : &新中国 五十五年统计资料汇编 , 1949 ! 2004。 Va ( p , N a ) = maxpX ( R N a , La ) - pxa + u( x a ) ( 3) 林毅夫 、 余淼杰 : 我国价格剪刀 差的政治经济学分析 : 理论模型与计量实证 xm ( x m 其中 , xm 为城市农产品消费的人均配额。于是 : Vm p = - xm ; Vm w = Lm ( 6) ( 7) 再者 , 由于中国在 1978 年经济改革之前并不是一个封闭经济 , 它也出口农产品至其它

24、社会主 义国家 ( Naughton, 2005) , 所以也应把国际贸易加入模型中来。具体地 , 农产品的市场均衡等式是 : E = N aSa - N mx m ( 8) 其中 , E 为农业出口量。这说明 : 由于实施了农产品配额 , 尽管国内有超额需求 , 我国实际上仍然能 够出口农产品。 由于政府人为压低农产品价格 , 导致国内农产品相对价比世界水平的农产品相对价 ( p ) 要 低。差价 ( ) p - p ) 是政府剩余的一部分。这样 , 我们得到如下的政府预算盈余 ( G) : G = N m Y( K N m , Lm ) - wL m + ) E ( 9) 其中 , Y 表

25、示人均工业产出。也就是说 , 政府预算盈余有两个来源 : 工业剩余和农业贸易顺差。工 业剩余由工业部门保留的利润来衡量。等式 ( 9) 右边的最后一项是农业贸易顺差值。 政府通过选择最优相对价格来最大化社会总福利。根据 S S( 1984) 模型 , 政府目标 函数如下 : = N a Va + N mVm + G ( 10) 等式 ( 10) 右边的第一项是农业部门的福利 , N mVm 则为工业部门的福利。由于农业部门的权重被标 准化为 1, 参数 实际上就是政府目标函数中工业部门的权重。而系数 所衡量的则是政府预算 盈余 G 的社会价值。本文的主要研究目标就是要估计政府目标函数中 和 这

26、两个权重 , 以考察 在计划经济时期我国是否真的重资本积累而轻居民福利、重工人而轻农民。 把 ( 9) 代入 ( 10) , 我们得到 : ( p , w , x m ) = N a Va + N mVm + N m Y( K N m , Lm ) - wLm + ) E ( 11) 为确定最优贸易条件 , 求解政府社会福利函数 对 p 的偏导数 , 并令其为零 : dp p w dp 据此 , 得到如下均衡条件 ( 数学推导见附录 ) : ( 1 - ) pE + pN mx m + ( - ) ( N mwLm ) !- p N mx m = 0 ( 13) 其中 , 等式 ( 13) 的

27、第一项 pE 是农业出口额。第二项中的 pN mx m 是在配额条件下的城市农产品总 消费。第三项包括两个部分 : 城市工人的工资总和 pwLm 和工资对农产品相对价格的弹性 ( !) 。弹 性 ! 在这里定义为 ! ( dw dp ) p w 。最后一项为无法观察的居民非扼制下的自愿需求。 四、计量经济模型 式 ( 13) 启发了我们的实证模型设定。因为在计划经济体制下 , 我国各级地方政府都处在中央 政府的严格监督和控制之中。因此为简化 , 设定省级政府和中央政府具有相同 的目标函数。这样 , 我们的实证研究就可依赖于省级面板数据集。但是 , 它却没有具体提示如何在计量经济学模型中 引入误

28、差项。所以我们首先考虑如下的模型设定 : Cit = ( - 1) A it + ( - ) !Wit + N m mx ( 14) = 1 A it + 2 !Wit + #i + i + %it ( 15) 其中 , 因变量是配额条件下的城市农产品消费 ( C pN mx m ) , 它的主要影响因素包括农业出口额 ( A pE) 、城市工资水平 ( W N mwLm ) 和工资对农产品相对价格的弹性 ( !) 。下标 i 代表省份 , t 代表 年份。误差项代表了未被理论模型所包括的其他任何影响城市农产品消费的因素。它可以被分为 46 w w d dw = + = 0 ( 12) 200

29、9 年第 1 期 三部分 : ( 1) 依省份而定的固定效应 #i , 它表示的是未被观察到的依省份而定但不随时间变化的固 定效应 ; ( 2) 依年而定的随时间变化的固定效应 t ; ( 3) 特异效应 %it , 它的期望值为零 , 异方差为 &i 。 我们的主要目的是估计两个结构参数 : 1 - 1 和 2 - 。 当然 , 这种模型设定并不是估计式 ( 13) 的唯一方法。至少还有其它两种模型设定可供 选择。 第一种是把农业出口额 ( Ait ) 移到等式左边。这样 , 剩下的两项 Cit 和 !Wit 就作为自变量。第二种是 把 !Wit 作为因变量 , 而把 A it 和 Cit

30、放在等式右边。在这三种方式中采用式 ( 14) 是基于如下的原因 : 首先 , 与把农业出口额作为因变量的模型设定相比 , 式 ( 14) 可以回避缺少数据的问题。如上文 所提到的 , 我们无法获得 1978 年之前的省级农业贸易数据。解决这个困难的一个可行办法是用省 级 GDP 和工业部门的总产出的数据来计算它的近似值 ( 下文马上会具体讨论 此方法 ) 。但是 , 这种 近似会产生通常的测量误差问题。而在计量经济学中 , 完全可以通过把它移到等式左边来回避这 个问题 , 因为可以把这种测量误差包括在误差项中。但是 , 我们还面对着另一个问题 : 没有等式右 边的工资的价格弹性数据。任何对弹

31、性的估计或数据近似都会造成等式右边的另一个测量误差。 类似地 , 我们也可以把 !Wit 作为因变量。很明显 , 计算出的价格弹性的测量误差就会被包括在 误差项中。但是 , 由于没有农业贸易数据 , 由农业贸易数据近似产生的测量误差问题很容易使估计 有偏。所以 , 我们不用这种方法 而采取如式 ( 14) 的模型设定。 最后 , 注意到我国已于 1992 年正式建立社会主义市场经济。在市场经济体制下 , 绝大部分产 品价格由市场直接决定 , 国家不再干预。因而工农产品价格的剪刀差也不复存在。因而 , 我们把本 研究的时间跨度定为 1949 ! 1992 年。 ( 一 ) 农业出口 为估计式 (

32、 14) , 需要省级农业出口数据。遗憾的是 , 尽管能获得 1978 年之前国家加总的贸易 数据 , 却无从获得 1978 年之前的省级数据。为解决这个实证困难 , 我们用引力贸易模型为 真实 的省级农业出口数据 计算一个近似值。 根据贸易模型中的重力方程的预测 , 出口量与出口国的 GDP 有直接的比例关系。这个结论在 以产业为单位或省级水平上仍成立 ( Helpman, 1987) 。换言之 , i 省的出口 ( T it ) 与该省的产出 ( Qit ) 直接成比例。这样 , 就得到 T it = itQit , 其中 it 是在 t 年对 i 省产出的国外需求份额。 类似地 , 对

33、省工业产出的国外需求份额是 it , 即 Mit = it Q it , 其中 Qit 是 i 省在 t 年的制造业产出。这样 , 就可 以为工业出口量构造一个代理变量 Mit = sit ( Qit Qit ) T it , 其中 sit = it it 衡量的是工业产品的需求 占所有商品的需求的比例。农业出口 ( A it ) 是总出口 ( Tit ) 和工业出口 ( Mit ) 之差 : A it = T it - Mit 。 即农业出口可以表示为 : A it = Tit - sit ( Qit Qit ) T it ( 16) 这里 , 我们有 Q it 、 Q it 和 T it

34、的数据 , 但相对需求比例 sit 是需要估计的。 1978 年之后的农业出口是由省级农业产出和省级农业消费 ( 即城市与农村之和 ) 的差额来计 算的。我们没有直接使用国际贸易数据 , 这是因为根据模型设定 , 应考虑 1978 年之后的省间贸易。 ( 二 ) 工资对农业相对价格的弹性 有三种获得工资对价格弹性的可能途径。第一种是使用以前的研究数据。但是就我们所知 , 目前为止几乎没有研究可以提供我们所需的弹性指标。第二种可能的途径是直接 由定义 !it ( dw dp ) p w it 来计 算弹性 , 这在技术上是可行的。但是 , 这并不具有经济学含义。因为在我国 # 例如 , 如果 i

35、t = 1, 那么 i 省出口它的全部产出。相反 , 如果 it = 0, 那么 i 省不出口任何产品。 请注意 , 1949 ! 1992 年间 , 中国服务部门的出口非常少 ( Naughton, 2005) 。 47 2 m m m m m m m m # m m m m 林毅夫 、 余淼杰 : 我国价格剪刀 差的政治经济学分析 : 理论模型与计量实证 的中央计划体系中 , 各省很少享有自治权 , 工资对价格的弹性不会跨省变化 ; 同时 , 因为主要经济指 数和重要的经济政策都是由国家的五年计划决定的 , 该弹性也不会频繁地跨时变化。所以 , 只能用 间接 途径来估计工资的价格弹性。于是

36、 , 我们考虑一个如下的双向固定效应模型 : lnwit = (+ !lnp it + vi + )t + eit ( 17) 其中 , 所估计的系数 ! 是工资对农产品相对价格的弹性。和通常一样 , 依省份而定的固定效应 vi 和依年份而定的固定效应 )t 控制了其他没有被表示的因素。自然 , 这个简单的模型设定会有一些 测量误差。因为尽管 ( 17) 是一个很好的基准模型 , 但因不知道简约型估计 ( 17) 所代表的 真实 模 型形式 , 估计出来的弹性值与真实世界的弹性值存在一定程度的误差。换言之 , 由测量误差造成的 内生性问题可能是待估方程 ( 14) 的一个问题。两阶段最小二乘

37、( TSLS) 估计是控制由测量误差所产 生的内生性问题的有力的计量经济学方法。 所以 , 我们选择合适的工具变量来解决这个问题。 但是 , 有理由认为当经济发生结构性变化时 , 这些弹性也会有所不同。因此 , 在估计弹性时 , 我 们把 1949 ! 1992 年这段时间划分为三个时期 , 以 1978 和 1985 年为分界点。估计结果见表 3。 现在 , 我们合并等式 ( 14) 和 ( 16) 来得到需要估计的新的均衡条件 : Cit = ( - 1) T it + ( - ) !Wit - ( - 1) ( Qit Qit ) T it ( 18) 为简化估计 , 假设对工业产品的需

38、求比例在各省和各年完全一样 : sit = s 。由于我国的贸易模 式在 1978 年之前和之后并不相同 : 中国出口的几乎完全是农产品。所以 , 这样的简化难免会造成 误差。为此 , 在实证模型中引入一个新的指示变量 It ( It 在 1978 年之后为 1, 之前为 0) : Cit = 0 + 1 T it + 2 !Wit + 3 ( Qit Qit ) T it It + #i + t + %it ( 19) 其中 , 1 = - 1, 2 = - , = ( - 1) 。换言之 , 当我们考虑 1978 年以前的情况时 , 由于 I t = 0, ( Qut Qit ) T it

39、 It 这一项就被消掉了 , 所以贸易总量就等于农业贸易量。 五 、数据和实证结果 在这一 部分 , 我们首先描述分析所用的数据集 , 然后给出初步实证结果。为控制内生性问题 , 接下来分析工具变量的可靠性。最后 , 讨论对不同时期的估计情况。 为 了 估 计 方 程 表 1 统计变量的描述 ( 19) , 需要以下数据 : 变量 均值 标 准差 最小值 最大值 城 市 农 产 品 消 费 出口总量 127! 53 597!04 0 10148!27 ( Cit ) 、出 口 总 量 工人数量 ( 百万 ) 333! 52 217!59 14!7 1045!2 ( T it ) 、城 市 总

40、工 资 平均工资 ( 元 ) 1088! 29 667!99 105!2 4273 ( Wit ) 、省级工业产出 总工资 42! 25 48!08 0!69 345!55 ( Q it ) 、总产出 ( Qit ) 和 农业相对价格指数 ( 1950 年为 100) 212! 90 89!19 97!60 682!62 工 资 的 价 格 弹 性 ( !) 。 如 上 文 提 到 基本建设投资 94! 56 106!08 2!28 921!75 的 , 虽 然没有 工资的 用于更新改造的固定资本投资 16! 26 20!32 0!01 128!57 价格弹性数据但却可 注 : 除非另有说明

41、, 所有变量的单位都是 100 万元。 以估计 出它的 大小。 在样本中 , 有关中国出口的数据单位按照即期官方汇率由美元换算成人民币。此外 , 把 1950 年作 为相对价格指数的基准年。所有的数据都可以从国家统计局出版的 &新中国五十五年统计资料汇 Wooldridge ( 2002, 第 5 章 ) 详细地论述了这个问题。 48 m m m m m m m m 城市的农产品消费 62! 17 88!05 0!04 679!96 编 , 1949 ! 2004上直接获得。表 1 给出了每个变量的基本统计信息。 ( 一 ) 初步估计结果 2009 年第 1 期 表 2 列出了工资对相对价格的

42、弹性估计值。第 ( 1) 列报告的是整个时期 ( 1949 ! 1992) 的样本 估计值 , 余下部分报告的是其他不同阶段的值 : 第 ( 2) 列是 1949 ! 1977 年 , 第 ( 3) 列是 1978 ! 1992 年 , 第 ( 4) 列是 1978 ! 1984 年 , 第 ( 5) 列是 1985 ! 1992 年。 根据式 ( 17) , 首先对不同时段做固定效应估计。工资对相对价格的弹性在整个时期的估计值 是 - 0!083( 尽管它是统计不显著的 ) 。其经济学含义显而易见。农业相对价格越低 , 城市工人工资 就越高。较低的农业相对价格意味着较大的价格剪刀差。当政府对

43、农民施加强大的价格压力时 , 城市工人的真实收入就会上升 , 因为他们可以以非常低的 成本消费生活必需品。 如表 2 所示 , 工资对农业相对价格的弹性系数都是负的。除 1978 ! 1984 年这一阶段 , 其他的 估计值大都是统计显著的。估计值会产生测量误差不足为怪 , 因为我们不知道价格影响工资的 真实 的简约模型。但是 , 如上文所说 , 可以通过使用工具变量来解决这个问题。 表 2 工资对农业相对价格的弹性估计值 工资弹性 1949! 1992 1949 ! 1977 * 1978 ! 1992 * 1978! 1984 1985 ! 1992 * 固定效应弹性 -0!083 ( -

44、 0!94) - 0!293 ( - 3!40) - 0!117 ( - 2!23) - 0! 049 ( - 0! 69) - 0!130 ( - 2!40) 注 : 括号里的数值为 t 值。 (* * ) 分别表示 1 (5) % 的显著水 平。为节省 篇幅 , 这里 没有报告依 省而定 的和依 年而定 的固定 效 应。有兴趣的读者可直接联系笔者。 表 3 的第 ( 1) 列报告了方程 ( 19) 的标准最小二乘估计结果。城市农产品消费的系数估计值 1 为 0!01, 但统计不显著。相应地 , 价格弹性和城市工资乘积的系数估计值 2 是 - 19!58。第 ( 3) 列 报告的是控制了依省份而定 和依年份而定的固定效应之后的估计结果 , 估计值 1 变为统计显著。 ( 二 ) 内生性和工具变量 如前所述 , 方程 ( 19) 可能存在的内生性问题来自于价格弹性的测量误差。由于没有工资对农 业相对价格弹性的数据 , 所以用方程 ( 17) 的最小二乘估计值来代替真实数据。