中国技术进步贡献率的度量与分解.doc

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1、2006 年第 8 期 中国技术进步贡献率的度量与分解 徐 瑛 陈秀山 刘凤良 内容提要 : 本文在分析索洛余值法缺陷的基础上 , 以新增长理论为理论背景 , 结合中 国经济发展的现实 , 将产业结构变动 、 资本空间集聚 、 人力资本积累等因素 引入技术进步 贡献率的计量模型 , 使技术进步贡献率的度量更接近真实的技术进步情况 ; 进而利用新的 技术进步贡献率计量方法重新测算了 1987 2003 年间中国的技术进步状况 , 发现中国技 术进步贡献率已开始出现稳步增长的趋势 。 关键词 : 技术进步 索洛余值法 资本空间集聚 一、引 言 技术进步是什么 , 不同的经济学家有不同的看法。索洛

2、( Solow, 1957) 使用 技术变化 !来表示生 产函数中任何形式的变更 , 其中产量衰减、产量增长、劳动力教育的改进以及诸如此类的事务都属 于 技术变化 !因素。卢卡斯 ( Lucas, 2003) 则认为技术有别于一般意义上的知识 , 是特定人群的知 识 , 或是特定人群的亚文化 , 是某种由超出了我们当前理解范围的因素决定的东西。罗默 ( Romer, 1990) 则强调 , 技术作为一种特殊投入品和人力资本存在区别 , 即技术既不是传统的商品 , 也不是纯 粹公共产品 , 它具有非竞争性和部分排他性。技术进步的定义是如此 模糊 , 甚至可以说具有相当大 的随意性 , 以至于衡量

3、技术进步的真正困难在于我们不知道什么是技术进步 , 什么不是。 尽管理论界并未就技术进步的含义形成共识 , 但以技术进步的测度而论 , 增长理论的发展所昭 示出来的是对单纯投入之外被归于技术进步的各类因素的分解和度量。将要素投入之外所有影响 经济增长的因素都定义为技术进步 , 无疑是不恰当的 , 特别是对于中国这样一个剧烈变革的社会来 说 , 经济增长不是资本、劳动力和技术进步三个因素就能完全解释的 , 体制的变化、经济活动空间格 局的演变、人力资本的迅速积累都对经济增 长产生深刻的影响。如果按照索洛余值法进行测算 , 则 包含的内容太过丰富 , 以至于不能反映真实的技术进步贡献。所以有必要对

4、其加以分解 , 以使我们 更准确地把握技术进步对经济增长的真实贡献。 本文在总结索洛模型缺陷的基础上 , 沿着新增长理论的方向 , 结合中国经济增长中产业结构变 动、资本空间集聚、人力资本积累等重要经济现象 , 构建了一个适合中国经济发展现实的技术进步 贡献率计算模型。基本的研究思路是 , 将原先笼统地归于索洛余值的技术进步分解成产业结构变 动、资本空间集聚、人力资本积累和狭义的技术进步 ( 纯技术进 步 ) 四部分内容 , 以衡量真正由技术 进步 ( 纯技术进步 ) 带来的产出贡献 , 同时分析产业结构、空间集聚及人力资本对于产出的影响。 * 徐瑛、陈秀山 , 中国人民大学区域与城市经济研究

5、所 , 邮政编码 : 100872, 电子信箱 : xuying2035 sohu. com; chenxs ruc. edu. cn; 刘凤良 , 中国人民大学经济学院 , 邮政 编码 : 100872, 电子信箱 : fengliangliu 163. com。感 谢刘明兴博士提 供的数据 与帮助 , 当 然 文责自负。感谢两位匿名审稿人细致而富有启发性的建议。本研究得到北京市科学技术委员会博士生论文资助专项 ( ZZ0516) 、北 京地区高等学校学科群建设项目 首都经济、教育部人文社科规划项目 ( 02JAZ790014) 的资助。 93 * 徐 瑛等 : 中国技术进步贡献率的度量与分

6、解 1 索洛余值方法的缺陷 二、国内外研究评述 现代文献中对技术进步的测度与分解源于索洛 ( 1957) , 他把技术的变动率表示为产出增长率 扣除劳动和资本贡献之后的余额。索洛余值法避开了生产函数具体形式的讨论 , 而关注函数的相 关性质 , 使得基于这一模型的技术进步度量方法具有广泛的适用性 ; 加之索洛余值法计算方法简 便、直观 , 该模型实用性也很强。但索洛余值方法也存在明显的缺陷。在索洛模型中 , 技术进步的 贡献只是产出增长扣除劳动力和资本贡献份额之后的 余值 !, 该 余值 ! 反映了任何导致生产函数 变动的因素。但是实际上 , 并非劳动和资本两种投入以外任何导致产出增加的因素都

7、是技术进步。 由于索洛余值所包含的因素过于宽泛 , 所以不能真实反映现实的技术进步贡献 , 特别是对于中国这 样一个转型经济更是如此。 20 世纪 80 年代中期以来兴起的新增长理论加深了人们对技术进步动因的理解 , 同时也为我 们重新度量和分解技术进步提供了理论 基础。罗默 ( Romer, 1986) 的文章和卢卡斯 ( 2003) 1988 年的 文章通过引入外部性给出了经济增长源泉的新解释 , 其中罗默强调了技术的外部性 , 而卢卡斯强调 了人力资本的外部性。在罗默 ( Romer, 1990) 的 R&D 模型之后 , 一部分研究者发现经济增长和 R&D 的关系并非如罗默所假定的线性

8、关系 : 许多发达国家 ( 包括美国 ) 的 R&D 投入大幅度增长 , 但是专 利却没有显著增长 , 而人均的经济增长率也非常低 , 甚至是下降的。因此他们对原有的模型进行了 改进 , 但是改进的方向并 不 相同。 Jones( 1995) 和 Young( 1998) 发展出的替代模型 , 解释了为什么 R&D 投入大量增长 , 而经济增长却没有受到推动。 Segerstrom( 1998) 则构建了一个模型来分析在 R&D 增长的情况下 , 为何连研发的产出 专利申请都没有增长。罗默和这些学者的理论的区别 在于 : Romer( 1990) 和 Jones ( 1995) 假 定随 着新

9、 技术 的不 断 发现 , R&D 工 作者 生产 率不 断提 高 ; Grossman 和 Helpman( 1991) , Young( 1998) 都假定 R&D 生产率不变 , 而 Segerstrom 则假定技术创新越 来越困难。不同的研究者对于 R&D 的假定不同 , 构建的模型和得出的结论也就不同。那么 , 适合 中国经济发展现实的是哪种模型 , 或者说 , 是哪种形式的假定呢 ? 笔者认为 , 关于 R&D 对经济增长的作用应给予重新思考。中国作为发展中国家 , 自主研发的 比例远远低于发达国家 , 而技术引进占了相当大的份额。如果通过 R&D 将技术进步内生化会忽略 其他途径

10、 ( 比如 : 对外贸易、外资利用等 ) 引入的技术进步。中国作 为一个自主研发能力比较弱的发 展中国家 , 技术的来源有别于发达国家 , 所以不能完全照搬发达国家中利用 R&D 将技术进步内生 化的做法 , 也因为这个原因 , 本文没有单独讨论 R&D 部分对经济增长的贡献。 新增长理论的另一个方向强调物质资本与人力资本的外部性 , 其中尤以人力资本外部性模型 内容更为丰富。卢卡斯认为人力资本对经济增长的作用一方面体现在对于劳动力进行了加权 , 另 一方面则是平均人力资本水平产生了外部效应。卢卡斯认为技术水平 A 是不变的。但是正如 Bils 和 Klenow( 2000) 所指出 的 ,

11、其他一些学者对于技术进步和人力资本的关系持有不同的观点 , 比如 Nelson 和 Phelps( 1966) , Schultz( 1975) , Benhabib 和 Spiegel( 1994) 认为人力资本对技术进步存在影响 , 会加速技术进步 ; 而 Foster 和 Rosenzweig( 1996) , Doms et al. ( 1997) , Autor et al. ( 1998) , Berman et al. ( 1998) 则就人力资本对于技术进步的辅助作用进行了实证研究。 人力资 本对技术进步的作用得到基本的肯定。本文接受这一结论 , 但省略了人力资本对技术 进步的

12、复杂作用 , 只考虑其外部性对于经济产出的直接影响。同时 , 本文也关注物质资本的外部 性。不过我们认为 , 物质资本因其有形的特征而更容易受到空间范围的制约 , 其外部性的大小与空 间集聚程度有直接的关系。 为了克服索洛余值法的缺陷 , 本文考虑那些并非属于真实技术进步的因素 , 比如经济结构变化 94 2006 年第 8 期 所带来的资源使 用效率增长 ; 并借鉴新增长理论关于外部性的讨论 , 将资本品的外部性和人力资本 的外部性也分解出来 , 避免将各种外部性所产生的经济增长效应也都归因于技术进步。在此过程 中 , 作者创新了资本外部性的表现形式 , 引入了资本空间集聚的外部效应。 2

13、国内相关研究进展 国内关于技术进步的研究也比较多 , 主要包括技术进步本身的度量和分析技术进步与其他影 响因素的相互关系两类。其中技术进步的度量又存在着三个方向 : 介绍和应用索洛模型 , 对索洛模 型进行反思和批判 , 沿着新增长理论方向的尝试。 ( 1) 介绍和应用索洛模 型分析经济增长中技术进步的贡献 史清琪等 ( 1985) 、史清琪和尚勇 ( 2000) 、李京文和郑友敬 ( 1989) 、狄昂照 ( 1997) 等对索洛模型在 中国的实际应用都作出了推动性的工作。后来的学者则进一步讨论模型使用中的一些具体问题 , 比如杜希双 ( 1998) 、黄燕 ( 2001) 等具体研究了索洛

14、模型中变量选取、参数确定等有争议的问题 , 并 试图给出适合中国的解决办法 ; 易纲等 ( 2003) 讨论了测算新兴经济国家 ( 地区 ) 全要素生产率时要 注意的特殊问题 ; 郭庆旺和贾俊雪 ( 2005) 则利用 索洛模型及其他一些方法对中国 1979 2004 年期 间的全要素生产率进行了测算 , 并比较了不同估算方法的结果。 ( 2) 反思和批判索洛模型中存在的缺陷 比较有代表性的是周方教授 ( 1994, 1999) 。他认为索洛模型存在原理性的错误 , 提出按照实际 增长路径来评价科技进步的作用。他关于索洛模型两个关键假设的讨论不乏真知灼见 , 特别是 重 建 !了技术进步测算式

15、 , 将规模递增所导致的产出增加从中分解出来。 值得商榷的是 , 真正的 生产轨迹 !所受的影响不仅仅来自投入 , 生产轨迹不是简单的三维空 间 , 它可能是四维 , 或者更复杂。而利用投入产出空间的 生产轨迹 !所构建的生产函数只包含了两 个变量 资本和劳动力 , 这个函数意味着如果资本和劳动力的数量没有改变 , 则产出是一定不会 增加的。而现实情况是 , 如果资源的配置效率、利用效率得到改善 , 投入不变 , 产出增加是可能的。 笔者认为 , 虽然索洛因为构建了一个无法解释的黑匣子而被广泛批评 , 但是对于这个我们始终 未能完全理解的世界来说 , 这个黑匣子给了我们容纳各种可能性的空间。试

16、图用完全确定的 投入 产出 !轨迹替代生产函数其实是走向了另一个 投 入决定产出 !的极端 , 所以本文努力的方向是尽量 将部分黑匣子的内容明晰化 , 缩小黑匣子的范围 , 而得出 狭义的技术进步率 ! 更接近真实的技 术进步率 ; 同时 , 狭义的技术进步率 !作为一个余值的 余值 !, 仍然保留了未知空间。 ( 3) 在新增长理论方面所作的努力 孟夏 ( 2001) 、沈利生、朱运法 ( 1999) 、陆根尧 ( 2002) 等都将人力资本引入技术进步分析的模型 , 考察人力资本对中国经济的推动作用 , 但是对于人力资本作用的计量结果并不是很一致。这一方 面是因为统计数据缺乏 , 大量的

17、间接估算形成差异 ; 另一方面则是因为在生产函数中 , 人力资本到 底会以何种形式得到体现也存在不同意见。沈坤荣、耿强 ( 2001) 假定小国或发展中国家的技术扩 散大多来源于拥有先进技术的跨国公司 , 而非来自本国的 R&D, 将技术进步内生化 , 并利用消费函 数最大化求得最优平衡增长路径。孙超、谭伟 ( 2004) 则在卢卡斯的模型框架下 , 将变量内生化 , 求 解出最优增长路径 , 以证明技术进步和人力资本增长是经济长期增长的源泉。 此外 , 还有一些学者分析了技术进步和其他因素的相互影响。如外商直接投资、教育、社 会文 化等对技术进步的影响 , 以及技术进步对于收入分配、劳动力就

18、业等方面的影响。罗润东 ( 2004) , 探讨了技术进步和就业的关系 ; 陈利华、杨宏进 ( 2005) 则研究了多个因素对于技术进步的影响。 国内研究者在技术进步贡献率计算结果上存在明显差异 ( 见表 1) 。这一方面是因为对索洛模 型中各个参数的估算方式不同 , 另一方面是因为有些学者对索洛模型的合理性提出疑义 , 并利用新 的替代模型进行估算。这种状况反映了国内学者对于这一问题研究的高度重视 , 然而其计算结果 95 徐 瑛等 : 中国技术进步贡献率的度量与分解 上的巨大差异 , 说明需要寻求更科学合理的度量方法。本文从新增长理论和中国经济发展现实两 个方向对索洛模型进行改进、扩展 ,

19、 运用新构建的模型度量更接近真实的技术进步贡献率。 表 1 国内研究者对中国技术进步贡献率的度量结果 原计委科技司课题组 科技部研究中心 研究者 时期 1979 1996 1978 1997 技 术进步贡献率 46% 47% 十五 ! 科技规划研究总体组 中国社科院数量经济与技术经济研究所周方 中国社科院数量经济与技术经济研究所课题组乔根森 史清琪 杜希双 中国人民银行货币政策分析小组 郭庆旺 、 贾俊雪 1979 1978 1978 1991 1981 1991 1979 1998 1996 1995 2000 1997 2001 2004 48% 38 96% 36 23% 39 6% 3

20、1 65% 20% 10 13% 数据来源 : 宋卫国、李军 ( 2000, P94 97) ; 易纲等 (2003, P13 19) ; 郭庆旺、贾俊雪 ( 2005, P51 60) 。 三 、本文的思路与分析框架 本文的工作是将索洛余值进行分解和明晰化 , 将其分解成产业结构变动、资本空间集聚、人力 资本积累以及纯粹的技术进步率四部分 , 并计算分解后的各个部分对于总产出的贡献。为了行文 方便 , 本文把索洛余值称为广义技术进步 , 而把经过进一步分解之后的余额称为狭义技术进步。 首先将产业结构变动对于经济产出的影响分解出来。中国经济体制变革导致资源配置方式发 生了巨大变化 , 市场力量

21、开始在资本的产业选 择上扮演越来越重要的角色 : 市场引导资源在不同产 业间进行更有效地配置 , 拉动经济增长。所以产业 结构 !变动所导致的产出增加是体制变革的结 果 , 而非来自严格意义上的技术进步。其次 , 分解出资本空 间集聚所带来的影响 , 在 巴罗 ( Barro, 1999) 考察资本外部性的基础上 , 引入空间的概念 , 形成资本空间集聚这个新的影响因素。最后 , 分 解出人力资本增长的作用。分解资本空间集聚和人力资本的作用是在处理不同类型的外部性。 ( 1) 产业结构变动效应 中国的体制改革一方面提高了单位资源的产出 , 另一方 面优化了资源的配置。由于前者和技 术进步融合在

22、一起很难分离 , 所以本文暂不作处理。本文关注的是后者的计量。优化资源配置的 内容之一就是优化资源在不同产业间的配置。如果各个行业的技术水平都没有改变 , 仅仅因为资 源流向单位资源产出率更高的行业 , 最终总体产出增加了 , 显然这种产出的增加和技术进步没有关 系 , 应将产业结构变动带来的产出增加从广义技术进步带来的产出增加中分解出来。 当然 , 如果要素能够在各个行业间自由且没有成本地流动 , 那么各个行业的资本回报率最终将 达到一致 , 同质的劳动力也将得到同等的回报 , 即单位资本和单位劳动力的产出应该是一致的。 此时 , 要素在行业间的分配结构是不需要加以考虑的。但中国的情况并非如

23、此。劳动力在行业间 的流动存在显而易见的障碍 , 资本也因为来源不同 , 被区别对待。所以各个行业的资源产出效率是 不能完全一致的。衡量这种背景下技术进步对于经济增长的作用 , 就必须考虑这种结构性影响。 另外 , 因为生产税和资本折旧占各行业产出和资本的比例不同 , 要素在各个行业获得同等报酬并不 这里还必须 同时假定产出只包括支付给资本的报酬和支付给劳动力的报酬 , 生产税、资本折旧都不加以考虑。 96 2006 年第 8 期 意味着要素在各个行业带来同等产出。基于以上两点考虑 , 在各个行业的单位资本 劳动力产出不 一致的前提下 , 应该将产业结构改变对产出的影响与技术进步所造成的影响区

24、别开来。 ( 2) 外部性 本文主要处理两类外部效应 : 人力资本的外部效应和资本空间集聚的外部效应。人力资本的 外部效应模型是卢卡斯模型的简化。而资本空间集聚的外部性则是各个子区域临近资本外部性的 加总。在巴罗 ( Barro, 1999) 的 模型中 , 总体资本对于经济产出存在外部效应 , 但是巴罗关注的是总 体资本的数量而忽略了资本的其他特征。描述资本要素的状况需要三维指标 : 数量、质量和空间。 资本的数量和质量状况无疑是重要的 , 但是资本的空间分布状况同样重要。另外 , 这种外部效应是 和空间地理概念紧密相连的 , 空间接近的生产活动 , 或者说空间上具有集聚特征的生产活动易于产

25、 生外部效应。 资本空间集聚现实意义的一个体现就是均衡发展战略和非均衡发展战略的选择。 这个问题的实质就是应该把生产分散到各个地区 , 还是应该把生产集中到少数地区 , 借助资 本空间 集聚的外部效应来提高产出效率。综上所述 , 所以 , 考虑资本的外部效应时 , 不能只涉及总体资本 数量、资本质量的外部效应 , 同样应该关注空间结构改变所带来的经济增长效应。 四、构建可检验模型 及计量 全国 1987 2003 年 1 模型 本文的目的在于将原先笼统而模糊的索洛余值进行分解 , 将产业结构因素、资本空间集聚因 素、人力资本因素的影响分离出来 , 从而剩下纯技术进步因素。 ( 1) 分解产业结

26、构效应 为了得到产业结构变动对增长的影响 , 我们把产出 Q 按资本 ( 劳动力 ) 的行业结 构分解为 : q 1 k1 q1 k 1 # # # qn kn qn k n q1 k 1 # # qn kn 则总产出可以表示为 : Q t = K t * Kst * K et = Lt * Lst * Let ( 1) ki 是第 i 个行业的资本总量 , qi 是 第 i 个行业的产出值。 K 是全部行业资本总量之和。 Ks 是 以资本衡量的产业结构 , Ke 是资本使用效率 , 即单位资本产出 ; 同理 , Ls 是劳动力结构 , Le 是劳动 力效率 , 即单位劳动力产出。 假定经济中

27、的总产出为科布 道格拉斯生产函数形式 , 并且在原有的技术水平上存在结构变 动。于是 , 生产函数可以表示为 : Q t = AK tL t St ( 2) 其中 , St 为 t 时期的产业结构指标 , 在初始状况下标准化为 S 1 = 1。经过推导 , 可以得到 : 外部效应可能带来的是外部不经济 , 这取决于经济发展的阶段。 当经济集 中的程度 超过合理 边界 , 从而产 生争夺资 源、 市场、拥挤等负面效应的时候 , 外部不经济就成为主流。 利用产业结构变动引起的虚拟产出作为中间变量进行推导。因篇幅所限 , 省略了推 导过程 , 感兴趣的 读者可以与作 者联 系。 97 q k q k

28、 Q= ( k 1 , k2 , #, kn ) * = K * ( k 1 K , k 2 K , #, kn K ) * q k 令 :Ks = ( k K , k K , #, k K ) , Ke= 1- 徐 瑛等 : 中国技术进步贡献率的度量与分解 Qj- 1 t (KstKet- 1 ( K s Ke ) ) * ( LstLet- 1 * ( Ls Le ) 1- ) 1- ( 3) j= 2 j = 2 t- 1 t- 1 t- 1 t- 1 利用 ( 3) 式即可计算得各年的 St ( S1 = 1) 。至于 ( 3) 式中 1- 如何取值 , 取决于 k 和 l 对于产出的

29、 拉动程度 ,如果产出严格符合函数 Q = AK L ( 2) 分解物质资本和人力资本的外部效应 , 则可直接用生产函数中 值。 首先考察物质资本的外部性。新增长理论通常假定单个厂商的生产函数形式为 : Yi = AK iLi K ( 4) 其中 , K 为经济中的资本总量。利用每个厂商使用相同人均资本的假定 ( Barro, 1999) , 上式可 以写成为 : Yi = A k L Li 所有厂商加总 , 得到总量生产函数 : Y = AK L 这个模型中资本的总体规模 K 对每个厂商产生同等的外部效应。但对于一个经济体来说 , 并 不是所有的外部资本都对其产生作用 , 或者说产生相同程度

30、的作用。一般而言 , 距离近的资本对其 产生更大的外部效应 , 所以作者认为 , K 中的各个部分应该根据各自和 i 地区的距离进行加权 , 得 到一个新的 K ci 取代 ( 4) 式中的 K 。重新构建模型如下 : Yi = AK i Li K ci i = 1, 2, # #n ( 5) j= 1 区的数目。 此处的 距离 !应理解为外部效应扩散的经济距离 , 而不是简单的空间距离。空间距离非常接 近的两个地区 , 如果因为政治、经济、社会、文化等方面的原因而使得经济交流难以发生 , 经济外部 性扩散接近于零 , 则同样认为这两个地区的 距离 !为无穷大。对各个地区进行加总 , 全国的总

31、产出 n n i= 1 i= 1 采用巴罗 ( Barro, 1999) 的方式 , 假定各个地区的人均资本量相等 , 即 ki = k , 则有 n L n i = 1 从最后的公式来看 , 同样数量的资本在那些与多省份相邻的中心省份所产生的带动效应比较 大 , 比如中部的省份 , 而在那些边缘地区的省份带动效应比较弱 , 比如东部省份。这在一定程度上 揭示了中部崛起战略的重要意义。 需要说明 , 第一 , P 值计算其实是以各地区的人口比重作为权重加权。其含义是 , 如果资本分 布在那些人口集中地区 ( 考虑到各地人均资本是一致的 , 所以人口集中的地区也就是生产活动集中 的地区 ) 的周

32、边 , 对整体经济所产生的带动效应比较高。因为此时资本产生影响的对象总量比 较 大 , 从而带来的产出增加就更多。这意味着这样一个集聚过程 : 开始是出现小范围的产业活动中 心 , 随后资本继续向这些小中心周边集中 , 最后形成滚雪球形式的空间集聚过程。第二 , 同等数量 考虑到本文所构建的最终模型中还有 外部性 ! 变量 , 所以不直接用生产函数中 的 值 , 而是对 k 和 l 对于产出的拉 动程 度做了一个大致的估算。从 历年劳动力报酬占 GDP 比重来看 , 大致为 50% 的比例 , 所以此处用了 0 5 的值来计算 S 值。 这当然是一个理想的假设 , 但是和 Barro 的假定

33、每个厂商的人均资本量相等 ! 相比 , 这个假定还是相对容易接受的。 98 t S = S * = S * 1- + + 1- 1- n Kj 其中 , Kci = , Yi 是地区 i 的经济产出 , rij 是地区 i 和地区 j 的距离 ( r ij 1, rii = 1) , n 是地 r 1- 函数为 : Y = A K L K = A k L K % % n n LK 1- Li i= 1 % % i= 1 i= 1 1- 1- = AK L !iKci = AK L P ( 6) 2006 年第 8 期 的资本集中在一个地方时 , 该指标比资本分散时大。 第三 , 就这个指标而言

34、 , 如果资本流向这样一 类地方 : 它的生产活动规模很大 , 而且它处在中心位置 , 则 P 这个指标就会变大。 在考察了资本空间集聚效应之后 , 考察人力资本的外部效应。本文并没有依照卢卡斯 ( 2003) 模型的方式 , 把产出与人力资本的生产设定为不同的生产技术 , 而是简单处理为单部门模型。这 样 , 人力资本外部效应模型 就可以直接表示为 : Q ( A , K , L, h ) = AK L h ( 其中 , h 是人均人力资本水平 ) 综上分析 , 包含产业结构、空间集聚与人力资本外部效应的总产出的分解公式可以表示为 : Q A S P K L h 即总产出的增长率受资本、劳动

35、力投入增长 , 技术进步 , 产业结构变动 , 资本空间集聚 , 人力资 本积累等六个因素的影响 , 以取代原来仅仅包括资本、劳动 , 技术进步三因素的模型 , 避免将产业结 构变动、 资本空间集聚、人力资本积累所带来的产出增加也归因于技术进步。 2 变量和参数 ( 1) 产出 利用历年消除了价格因素的 GDP 数据 , 分行业数据中产出指标用的是工业增加值。 ( 2) 资本 如果能用资本的服务值是最理想的 , 但是衡量各年的资本服务值很困难。虽然乔根森 ( 见索 洛 , 1991) 给出了详细的计算方式 , 但是考虑到中国的资本价格决定机制并不完善 , 所以本文仍选择 应用资本存量进行核算。

36、资本统一折算成 1978 年价格 , 折旧率取 10% 。资本空间集聚指标 ( P ) 计 算方式进行了简化 , 以两地火车行驶的时间作为衡量两地距离 r 的指标。 ( 3) 劳动力和人力资本 劳动力用的是历年从业人员的数据。人力资本水平则利用 1986 2003 年 6 岁以上人口中各 种教育程度的人口比例乘以各种学历的教育年数。其中 1986、 1988、 1989、 1991、 1992 年 6 岁及以上 人口的各教育程度人口比例数据缺失 , 作者利用相邻年份插值算得。 ( 4) 分行业的数据 受数据限制 , 本文只选取了 1986 2003 年工业内部各行业的结构变化情况 , 并假定国

37、民经济 整体的结构变动效应和工业内 部各行业的结构变动效应是相同的。数据是国有及规模以上的工业 企业数据。 1992 以前的年份只有工业净产值 , 所以利用 1993 年工业增加值和工业净产值的比例 , 对 1992 年及 1992 年以前的工业净产值进行了调整 , 使之成为和以后年份相对应的工业增加值。 1986 2002 年直接用职工人数来作为劳动力指标 , 2003 年则根据以前历年的变化情况外推而 得 , 因为 2003 年开始我国不再统计工业中国有及规模以上企业的职工人数。资本数据是固定资产 净值年均余额。 ( 5) 数据区域 1986 年以 前的分行业数据难以获得 ( 行业的分类标

38、准在 1986 年发生了比较大的改动 ) , 为了迁 就产业结构变动效应的衡量 , 作者截取了 1986 年以后的面板数据。 i= 1 i= 1 i= 1 t t t t t t 用。本文为了集中讨论外部性 , 省略了该部分内容。 本文利用了刘明兴收集整理的 1970 2000 年各地区数据 ( GDP、固定资本、劳动力 ) , 2001 2003 年数据为本 文作者补充。 99 1- !Q A S P K L h = + + + + ( 1- ) + ! ( 7) n K L * n* r i ij n* 1 因为区域间 r 1, 所以 P& = K = 小于 P = K = 。 % % %

39、 1- ! ! 徐 瑛等 : 中国技术进步贡献率的度量与分解 ( 6) 参数估计 利用分地区的生产函数估算 和 : Yi = ASK iL 1- i K ci h 各地区的 S 用全国当期的 S 值代替 , 因为上文已经估 算完毕 , 所 以是已知的。按照卢卡斯 ( 2003) 的估计参数 !为 0 4, 所以 h 也是已知的。 S * h 则有 : ln( y&i ) = ln( A ) + ln( ki ) + ln( Kci ) 利用 1987 2003 年 28 个省市的面板数据进行拟合 , 结果如下 ( 见表 2、表 3) 。 表 2 模型参数 表 3 模型检验 变量 参数 标准误

40、T 统计值 相伴概率 R 常数项 1 07 0 145769 7 350321 0 0000 F 统计值的相伴概率 0 000 DurbinWatson 统计值 1 350 这个模型的拟合程度比较高 , 达到了 95% 。模型通过了整体的 F 检验 , 各个参数也都通过了 检验。 DW 统计值落在无自相关区域 1 26, 2 74 内 , 不存在序列相关性。原先所担心的共线性也 不明显 , 因为各年截面数据中自变量之间的相关系数大多在 0 5 以下 , 平均为 0 4。而且 , 模型参数 与各自的现实意义比较吻合 , 且都通过检验 , 所以可以判断这个模型是不存在共线性的。另外 , 从 残差图

41、看 , 异方差问题也不明显。所以总体而言 , 这个实际数据拟合的模型是非常令人满意的 , 这 也为本文所构建的理论模型的合理性提供了有力的支持。 ( 7) 计算 利用总的计算公式 ( 7) 式 , 对历年的经济增长进行分解 , 又按照体制背景将 1987 2003 年划分 为三个时期 , 分别计算各个时期的年平均技术进步率 ( 结果见表 4) 。 五、对计量结果的分析及结论 1 计量结果分析 计量结果显示 , 固定资本贡献率最高 , 绝大多数年份都占了一半以上 , 所以劳动力和广义技术 进步的贡献率就比较小 , 狭义技术进步贡献率就更小了 , 目前经济增长的主要力量来自资本投入的 增长。但同时

42、数据结果也显示 , 狭义技术贡献率在快速上升 , 技术进步对于经济的拉动力正明显增 强。特别是按照三个时期划分的平均技术进步贡献率更是显示出非常明显的上升趋势。 2000 2003 年期间 , 技术进步贡献率达到了 10 24% ( 见图 1) 。 1994 年以前 , 广义技术进步贡献率变动非常大 , 1995 年以后开始比较稳定。但如前文所述 , 广 义技术进步率包含了太多的影响因素 , 所以有必要分解成四部分 : 结构变动、空间集聚、人力资本、 s p h 1987 2000 年 , 结构对于经济都产生正的增长效应 ( 只有 1994 年产生非常小的负增长效应 ) ; 但是 2000 年

43、开始 , 出现非常明显的结构负拉动效应 , 也就是说 , 2000 年以后经济中的产业结构开始 本文是假定截面单元参数齐性 , 应用软件是 eviews3 1, 用了 GLS 估计法。 100 r r Y 1- 令Y&= = AK L K 2 2 调整后的 R F 统计值 3134 696 ln( k ) i ln( K ) 0 16 0 017050 9 777148 0 0000 s p h 狭义技术进步 (纯技术进步 ) 。将狭义技术进步率之外的三部分 ( 即 、 、 r ) 绘成图 2。 2006 年第 8 期 成为经济增长的阻碍力量。而且这种负增长效应有愈演愈烈之势 , 2003 年

44、是 1987 年以来结构问题 最严重的一年。 表 4 1987 2003 年各要素贡献率 ( % ) 年份 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1987 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 1993 1999 2000 2001 2002 2003 2000 2003 GDP 增长率 11 823 12 442 4 433 6 557 10 526 15 321 9 785 10 261 14 16 13 032 11 142 11 233 10 051 8 491 11 336 7 75 9 519 10 663 12 181 10 782 固定资本 贡献率 68 92 59 59 112 15 72 42 49 38 45 02 59 647 86 1 65 51 70 63 75 53 71 36 80 89 86 48 74 047 88 16 70 83 66 94 66 63 67 976 劳动力 贡献率 10 7 9 89 17 58 17 2 11 57 5 17 10 517 9 93 2 37 4 1