NoC2021001经济发展战略对劳均资本积累和技术进步的.docx
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1、NOC2021001经济发展战略对劳均资本积累和技术进步的经济进展战略对劳均资本积存与技术进步的影响基于中国经验的实证研究林毅夫刘培林No. C20030012003年2月25日假说II:经济进展战略对技术进步的影响技术落后的经济体假如顺应比较优势进展战略，根据自身要 素禀赋结构的动态变化，从先进经济体的技术中选择适合落后经 济体自身进展阶段的适用的目标技术进行模仿，则所花费的成本 小于落后经济体自己研发同样技术的成本；而处于技术前沿的经 济体研发未知新技术的活动内在地具有高资本密集度与高风险 的特征。因此，在顺应比较优势进展战略的情况下，初始时刻技 术落后的经济体通过从先进经济体那里选择适合
2、自身进展阶段 比较优势的目标技术进行模仿，能够在未来获得比先进经济体更 快的潜在技术进步速度。但假如一个经济体奉行赶超战略的条件下，该经济体选定的 目标技术超前于自身进展阶段的比较优势，技术模仿的成本就 高，技术进步的实际速度就会低于潜在速度；该赶超经济体内部 各个地区的技术进步速度，也将由于受赶超战略影响的大小而程 度不一致地减缓，承担越重赶超任务的地区，技术进步速度越慢。2进展战略特征的度量指标为检验上述两个假说，需要度量进展战略的特征。作者之一（林毅夫2002） 构造了一个技术选择指数（%7）来度量进展战略的特征。其原理如下：一个经济体在顺应比较优势的条件下，其制造业最优的资本投入量与劳
3、动 投入量结构，内生决定于整个经济体的资本禀赋量与劳动禀赋量结构。亦即，一 个经济体的制造业的最优资本密集度水平，是该经济体当中资本与劳动禀赋结构 的函数。上式左边的项代表制造业的最优资本劳动投入比例；K,/L,代表整个经济体 的资本劳动禀赋相对结构。为度量一个经济体的进展战略对比较优势战略的偏离 程度，首先定义制造业实际的技术选择指数TCh该指数的具体含义是一个经济 体的制造业的实际资本/劳动比率，除以整个经济体的资本/劳动禀赋量比率。即：日）(KJL.) TCI = _ _（KJLJ政府的进展战略决策会影响到该经济体的%7指数的大小。接下来定义制造 业最优的技术选择指数7C7*。一个显然成
4、立的原理是，资本相对丰富的经济体 当中制造业的最优资本密集度，高于资本相对稀缺的经济体的水平。换言之，资本/劳动禀赋比例越高的经济，其制造业的最优资本/劳动投入量之比也越高。我 们假定(8)式中的函数关系是如下的线性形式8：Z 、*/、(10)(K. K.=CD I L JI 4 上式中的。是一个正的常数。基于上述，定义最优技术选择指数7C7*为：TCI* =叫吵=co.(11)兀7*就是给定一个经济体的要素禀赋结构条件下的最优TC/。现实当中，制造业最优资本劳动投入比例与整个经济体的资本劳动相对禀赋结构之间的实际函数关系可 能非常复杂，只是难以通过建立理论模型推导出其精确形式。因此经验研究中
5、只能简化处理。 兀7除决定于要素禀赋结构之外，还受到进展阶段与自然资源丰裕程度的影响。我们这里不考虑这些因素。能够采取如下的定义，间接地度量政府的实际进展战略关于比较优势战略的 偏离：DS = TCI -TCI =TCI-co(12)假如一个经济体的决策当局推行顺应比较优势的进展战略，则OS=0。假如 优先进展资本密集度超越于所处进展阶段要素禀赋结构所决定的具有比较优势 的产业，则。G0。进一步，OS的实际取值越是大于0,则说明赶超力度越大。 反之，假如为维持就业而保护资本密集度落后于所处进展阶段要素禀赋结构的传 统产业，则。S0。OS的实际取值越是大于0,则说明赶超力度越大，或者者赶 超的特
6、征越强。继而言之，给定口之后，TC7越大则赶超的特征越强。众所周知，新中国长期以来推行重工业优先进展的赶超战略。赶超的经济制 度与经济结构表达在所有的省区。然而具体到各个省区而言，所承担的赶超任务 则轻重有别。在改革开放之前，出于国防安全与备战考虑，国家运用行政力量动 员了大量资本投向中西部地区，特别是大三线地区。从短期来看这些地区的劳均 资本装备水平有了比较快的提升。但是这些赶超的产业违背当地比较优势，其产 品与技术在竞争性市场中没有自生能力。当开始推行改革开放之后，这些承担了 较重赶超任务的地区矫正产业、产品与技术结构的任务也就比其他承担较轻赶超 任务的地区来得艰巨，步伐也要慢。改革以来的
7、较长时期之内，从中央到地方各级政府的主观决策思想，并没有 完全转向依照比较优势原则调整产业、产品与技术结构上来。但是，各类非公有 制经济从一开始产生就没有受到政府的保护，一直在市场竞争中优胜劣汰，由此 决定了这些企业一直按照市场价格信号的引导决定产业、产品与技术选择。非公 有制企业的产生与壮大，在一定程度上矫正了赶超战略形成的产业、产品与技术 结构。经济增长快的地区，得益于较快的结构转换；而经济增长慢的地区，则受 累于较慢的结构转换。基于这里介绍的进展战略特征的度量指标，下面介绍计量检验的方程设定。3检验假说I的方程式设定与数据针对假说I的计量方程式，设定为如下形式：KPLGi = a + a
8、x - KP + a2 - DSi + +的.Q3）上面（13）式中，下脚标/代表省区。KPLj、OS,与X是各个解释变量； 这些解释变量之前的系数，就是待估计的参数；%是方程的随机扰动项吗下面 介绍方程涉及到的变量的含义。首先介绍因变量KPLG,的含义。表1的第（5）列报告了劳均固定资本与劳 均存货资本增长对劳均GDP增长的奉献。这个指标是一个无量纲的标量。我们 按照标准增长收敛的方程中线性近似结果，将该结果取自然对数之后得到的值再 除以分析时期（1978-2000年）的长度22年，所得到的最终指标就是K尸LG, 其含义是：1978-2000年期间，劳均固定资本与劳均存货资本积存引致的劳均
9、GDP的年平均增长率。”为检验假说I当中的收敛机制，需要在（13）式的解释变量中加入初始条件 变量KPLoj。按照 Kumar 等（Kumar etal. 2002）、Maudos 等（Maudos etal. 2000） 与Gumbau-Albert （2000）的做法，在我们这里的情形下,应该用各省区1978 年的劳均GDP本身作为初始条件变量心品J的替代变量。但是假说I要检验的收 敛机制仅仅是资本边际报酬递减规律作用下，劳均资本拥有量积存带来的收敛效 应。而 Kumar 等（Kumar et al. 2002）、Maudos 等（Maudos et al. 2000）与 Gumbau-A
10、lbert （2000）定义的初始条件变量，则暗含了一个假定：即各个经济 体在初始年份的劳均GDP差别，全部来源于劳均资本拥有量之间的差别。显而 易见的是，初始时刻劳均GDP差别的原因，除了劳均固定资本与劳均存货资本 拥有量的差别之外，还有技术水平（即技术前沿）与技术效率的差别。因此，将 技术水平差距与技术效率差距导致的劳均GDP水平差距剔除出来之后，才能更 加准确地测度初始时刻劳均固定资本与存货资本拥有量差异引致的劳均GDP水 平差异。为此我们尝试在数据包络分析方法的框架之下，将初始年份（1978年） 各个省区劳均GDP差异分解为技术前沿差异（TECH。口、技术效率差异，与劳 均固定资本与劳
11、均存货资本差异（K九。,）等三个方面的原因。我们以分解测度10这两个随机扰动项的分布，我们后面再交待。11在常规的增长收敛估计方程中，因变量是末端年份劳均GDP （或者者劳均GDP）的自然对数减去初始年 份劳均GDP （或者者劳均GDP）的自然对数的差值，再除以所涉及时期的年数。这等于将末端年份劳均 GDP （或者者劳均GDP）除以初始年份劳均GDP （或者者劳均GDP）得到的商，再取自然对数，并再除 以所涉及时期的年数。不难懂得我们这里定义的因变量与标准做法的定义是类似的，只只是我们定义的 因变量中，不包含技术进步对劳均GDP （或者者劳均GDP）增长的奉献；而常规做法定义的因变量中包 含技
12、术进步关于劳均GDP （或者者劳均GDP）增长的奉献。得到的初始劳均固定资本与劳均存货资本差异K&。/乍为初始条件变量。分解技 术方法的具体原理请参见附录。进展战略特征由(13)式中的OS,刻画。按照理论预期，假如假说I成立, 那么初始条件变量KPL。“与进展战略变量在方程(13)中系数四、%的符号应该 显著为负。由于最优的TC/在Barro回归方程式的推导中，为了使得稳态增长路径存在，要求技术进步是Harrod中性的。我们运用 数据包络分析方法分解出来的技术进步，未必满足这个条件。 需要说明的是，由于国家推行的资本密集重工业优先进展战略只能汲取少量劳动力，出于社会稳固等考 虑，往往还给予企业
13、汲取超过必要量的劳动力的社会性政策负担。从而出现一个人的工作三个人干的局 面。这与追求资本相对密集产业优先进展的技术赶超是两个概念，两者并不矛盾。由于雇佣同样劳动力 数量之下，实际的劳动力利用效率能够大不一样。高就业表象背后实际上是大量的隐性失业。我们这里计算TCI指数所根据的劳动力数量，实际上就高于真实(或者者说有效)的劳动力雇佣量。 这样一来，就会低估劳均资本装备水平。也就是说，我们得到的TCI指数高估了实际情况。只是这个事 实只会加强我们的结论。14之因此用1978-1985年TCI指数的平均值，是由于以城市经济体制为重点的改革从1985年开始。15我们这里没有考虑政府财政盈余与净出口关
14、于储蓄的影响。毕竟这两者与生产性资本的意义要远一些。16这里的储蓄指标的定义，事实上不是特别理想。在新古典模型中运用的是自愿的储蓄倾向，同时暗含了 市场出清的条件，从而储蓄自动地全部转化为投资。而我们这里的指标还能够被解释为投资率。而一旦 从投资率角度懂得这个变量，那么得出的政策含义就应该慎重对待。毕竟，Solow模型中暗含的自愿储 蓄与储蓄自动全部转化为投资的机制，与政府进行赤字政策扩大投资的机制，包含着迥然二致的含义。17在古典的Solow模型中，稳态路径的存在要求技术进步为Harrod中性的。数据包络分析方法测定技术进 步时，并不要求生产函数呈现某个具体形式。这样，我们测定的技术进步未必
15、就符合Harrod中性的要求。 在其他类似的文献中，也没有什么办法处理这个问题。18严格地说，外国直接投资的具体投入形式可能是多种多样的，有现金，有技术股权，有实物作价的资本 品等等。国民经济核算角度的总投资定义与外国直接投资的含义不是完全吻合的。从这个角度考虑，通 常研究中使用FDI除以投资总额的比例来刻画外资关于经济增长影响的做法，未必妥当。我们认为，从 我们要紧关注的技术进步角度而言，外资的绝对量要比前述的比例指标的含义更加合适。当然使用这样 的定义也暗含地假定，所有来自FDI的技术进步优势，是最初投资时候的一次性奉献。事实上，或者许 外商投资企业在未来能够分享母公司R&D的进一步信息。
16、也就是说一次FDI带来了持续的技术进步优势。 对此我们无法刻画。 =。是不可观察的，因此我们无法直接计算出OS,的取值。 但是，注意到G是一个正的常数。因此，在回归分析时，能够将(13)式最终 展开为(13)式。KPLG= Ck + % , KPC。1 +。2 , TCIj + w , X + ui.(13)在(13)式中，/假如假说成立，那么在(13)式中4、%的符号应该为负。在标准的经济增长收敛计量方程设定形式中(Barro (9/ 1991,1992),常数 项是两个因素的与：(1)技术进步因子；(2)稳态劳均收入乘以初始条件变量系 数的绝对值得到的乘积。我们这里的函数形式中，常数项的含
17、义发生了变化。我 们通过数据包络分析方法将Barro回归中的技术进步因子剔除出来修；同时加入 了-%。假如新古典模型的收敛机制成立，而且我们这里的假说I成立，则常 数项在方程Q3)中的估计结果应该为正。关于五工的具体测算办法，请参见中国经济研究中心进展战略研究组(2002) 13o 7rz实际上是刻画各个省区的产业、产品与技术结构特征的变量。我们得到 的原始兀7,数据是各个省区的时间序列数据。由于要刻画1978-2000年整个22 年时期里各经济体的进展战略特征，因此比较理想的选择就是将1978-1999年 各年份的7rz求算术平均。因此我们首先引入了这样定义的TCI7899.但是，由于花77
18、899的分母实际上就是各省区各年度的资本存量除以劳动力 存量的比值，因此该指标可能招致这样的误解：死778绯越高说明其分母项越小, 也即该省区总体上的劳均资本越少；而被解释变量正是各个省区的资本积存对经 济增长的奉献，理论预期的%77899系数的符号为负，自变量与因变量几乎就是 同义反复。需要指出的是二77899是一个结构变量，707899的分母的确与被解 释变量是确定的正向关系，但是广。7899真正要反映的是给定其分母之后，由于 其分子项取值的大小而对资本积存带来的影响。考虑到这个因素，为了使检验更加稳固（Robust）,我们还引入了另外两个定 义的进展战略指标:TQ_5_A与厂C77比5。
19、前一个指标的定义是1978、1980、1985、 1990与1995年各个省区TCI的算术平均值；后一个指标的含义是1978-1985 年各个省区7。的算术平均值,显然花77885的外生性更强。假如说围绕TCI7899 指数上述误解还在一定程度上值得考虑的话，那么就没有任何理由认为TCI7885 与被解释变量存在同义反复的问题。Q3，）式涉及到的其他解释变量X视具体情况而不一致。按照新古典增长理论， 储蓄倾向越高的经济体，其稳态劳均产出就越高。这样，假如各经济体之间储蓄 倾向不一致就会影响到收敛速度。具体来讲，储蓄倾向越高的经济体，经济增长 速度就越高。由于其他条件相同的情况下，高储蓄倾向导致
20、高稳态收入水平，继 而意味着给定的初始劳均收入与稳态收入之间存在更大的差距，从而就有更快的 劳均收入增长速度。因此 我们引入了储蓄倾向（以54匕代表）指标。按照新 古典增长理论的预期，这个解释变量的系数符号应该显著为正。在具体进行计量估计时，我们模仿Mankiw等（Mankiw或列1992）的做法， 定义各个省区储蓄倾向为：（20（X） j sav yj其中分子代表固定资本与存货资本投资弋分母代表当年的GDP。两者均 为当年价格。另外，在新古典增长模型中，劳动力平均增长率越高的经济体，稳态劳均收 入就越低。为此我们引入了各个省区劳动力平均增长率（以L43G,来代表）作为 解释变量。按照新古典增
21、长模型的推断，这个解释变量的系数符号应该为负。实 际进行计量估计时使用的劳动力平均增长率是各个省区从业人数的年均复合趋 势增长率。大量的经济增长收敛回归都将人力资本作为一个解释变量。只是各个研究者 实际使用的定义不一样。我们在这里也将各个省区起点时刻的人力资本存量作为 解释变量（以HUMK82,代表）。具体定义是各个省区1982年具有小学文化程 度的人口占总人口的比例。(13，)式就是我们最终用来进行计量估计的方程式。方程式中的随机扰动项我 们假定存在异方差问题，即：E(u) = O,Var(u) = 074检验假说II的方程式设定与数据针对技术进步的假说II的计量方程式，设定为如下形式：TE
22、CHGi =九 + 九 TECHOi + 72 g + & + 卬.(14)上式中，因变量的含义是技术前沿提高引致的劳均GDP年均增长效应, 具体来说就是表1报告的第(4)列数据取自然对数之后，除以22年。方程(14)中刻画起始时刻技术水平的变量是CH。,。假如假说II成立， 那么初始时刻技术水平越高的经济体，在未来的技术进步越慢。因此预期花 在方程(14)中的系数7符号为负。Kumar等(Kumar eta/. 2002) s Maudos等 (Maudos eta1. 2000)与Gumbau-Albert (2000)检验技术进步的收敛效应时, 用初始劳均GDP本身作为初始技术水平变量汨
23、2。,的替代变量。正如前面指出 的那样，初始劳均GDP的差距当中，事实上还包含初始劳均资本拥有量差异的 影响。因此我们还是沿用数据包络分析方法将初始劳均GDP差距进行分解，以 分解之后得到的单纯的初始技术水平差距出作为方程(14)的初始条件变 量。上面方程涉及的进展战略特征变量，同样通过与假说I的检验方程类似的代 数变换，最终得到能够用于估计的计量方程式为：TECHG i =CT +yx - TECHOi + % TCIt + AY + 1.(14)在(14)式中，。尸九-7力。假如假说II成立,那么在(14，)式中乙、%的符号 应该为负。上面两个方程中涉及的其他解释变量匕包含人力资本与外国直
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