(西南科技大學(xué) 四川 綿陽 621000)

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長，成為國內(nèi)外眾多學(xué)者關(guān)注和研究的焦點(diǎn)。保羅·庫格曼(1949)認(rèn)為“東亞奇跡的神話”是不可持續(xù)的，東亞增長模式的爭論引起了人們特別是東亞國家和地區(qū)對經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量—全要素生產(chǎn)率的研究與探討[1]。本文總結(jié)了國內(nèi)外測算全要素生產(chǎn)率方法，對主要的研究范圍作了歸納?；诳虏?道格拉斯生產(chǎn)理論測算中國的全要素生產(chǎn)率，從而對TFP的變化情況進(jìn)行檢驗(yàn)和探討。

一、全要素生產(chǎn)率定義

全要素生產(chǎn)率是指資本和勞動投入之外的教育、創(chuàng)新、規(guī)模效益、科學(xué)進(jìn)步等導(dǎo)致的產(chǎn)出增加，是剔除要素投入貢獻(xiàn)后所得到的殘差，最早由索洛(Solow，1957)提出，故也稱為索洛殘差[2]。由于引起經(jīng)濟(jì)增長的因素繁多，于是引入資本和勞動之外的TFP來衡量其他要素引起的經(jīng)濟(jì)增長。

二、測度方法評述

(一)索洛殘差法(SR)

Solow提出全要素生產(chǎn)率表示為產(chǎn)出經(jīng)濟(jì)增長率扣除勞動和資本貢獻(xiàn)之后的余額。

基礎(chǔ)模型：Y=A(t)LαKβ

優(yōu)點(diǎn)：索洛殘差法開創(chuàng)了經(jīng)濟(jì)增長源泉分析的先河，是新古典增長理論的一個重要貢獻(xiàn)(Lucas，1988)。

缺陷:索洛殘差法建立在新古典假設(shè)即完全競爭、規(guī)模收益不變和希克斯中性技術(shù)基礎(chǔ)上，這些約束條件難以滿足；索洛殘差法用所謂的“殘差”來度量全要素生產(chǎn)率，無法剔除掉測算誤差的影響。

采用索洛殘差法的文獻(xiàn)：沈坤榮(1997)確定資本產(chǎn)出彈性為0.4，勞動產(chǎn)出彈性為0.6，以此進(jìn)行經(jīng)濟(jì)增長因素分析和全要素生產(chǎn)率的測算；李京文、鐘學(xué)義(1998)估算出我國1953-1955年間全要素生產(chǎn)率變動情況；WangandYao(2003)假設(shè)勞動產(chǎn)出彈性和資本產(chǎn)出彈性都為0.5，以此來分析中國1953-1999年間經(jīng)濟(jì)增長[3]。

(二)隱性變量法(LV)

隱性變量法將TFP看做一個不可觀測的變量，在檢驗(yàn)數(shù)據(jù)平穩(wěn)性和協(xié)整性的基礎(chǔ)上，利用狀態(tài)空間模型做極大似然估計(jì)來估算。

基礎(chǔ)模型：

ΔLn(Yt)=ΔLn(TFPt)+αΔLn(Kt)+(1-α)ΔLn(Lt)+εt

優(yōu)點(diǎn)：將TFP看做一個獨(dú)立的狀態(tài)變量并從殘差中分離出來，更為精確地估算了全要素生產(chǎn)率。

缺陷：仍建立在新古典基礎(chǔ)上，仍然采用規(guī)模報(bào)酬不變假定和C-D生產(chǎn)函數(shù)形式。[4]

(三)隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法(SFA)

Fare等認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長來源于投入要素增長、技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率提高，把全要素生產(chǎn)率增長率分解為技術(shù)進(jìn)步率和技術(shù)效率兩部分。技術(shù)進(jìn)步率是較長期內(nèi)測算技術(shù)效率的參照物，前沿生產(chǎn)函數(shù)正是測度這個參照物的有用工具。

基礎(chǔ)模型：

Y=f(K,L)ev-u

其中v表示隨機(jī)誤差，服從均值為0、方差不變的正態(tài)分布，而u服從半正態(tài)分布、截尾正態(tài)分布或者指數(shù)分布。根據(jù)前沿生產(chǎn)函數(shù)的不同，分為兩類：超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)和CD生產(chǎn)函數(shù)[5]。

優(yōu)勢：不再將全要素生產(chǎn)率視為殘差，而是將其視為一個獨(dú)立的狀態(tài)變量，將全要素生產(chǎn)率從殘差中分離，從而剔除掉一些測算誤差對估算的影響。同時，充分考慮了數(shù)據(jù)非平穩(wěn)性帶來的偽回歸問題。

缺陷：該模型建立在產(chǎn)出缺口估算基礎(chǔ)上，而無論用何種方法估算產(chǎn)出缺口，都會存在估算誤差。

采用隨機(jī)前沿生產(chǎn)法的文獻(xiàn)：姚洋(1998)對第三次工業(yè)普查的抽樣數(shù)據(jù)做截面分析的研究；涂正革、肖耿(2005)對中國工業(yè)生產(chǎn)力發(fā)展趨勢及潛力的研究；王爭、鄭京海(2006)對中國工業(yè)生產(chǎn)效率的地區(qū)差異的研究。

(四)代數(shù)指數(shù)法(AIN)

最早由艾布拉姆威茲(Abramvitz，1956)提出，基本思想是把TFP表示為產(chǎn)出數(shù)量指數(shù)與所有投入要素加權(quán)指數(shù)的比率。

P0Qt=TFPt(r0k0+W0Lt)

其中，r0、W0和P分別為基期利率、工資和價格。

優(yōu)點(diǎn)：直觀地體現(xiàn)出全要素生產(chǎn)率的內(nèi)涵。

缺陷：若沒有明確設(shè)定生產(chǎn)函數(shù)，就不能把全要素生產(chǎn)率指數(shù)進(jìn)行再分解，運(yùn)用較少[6]。

(五)數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(DEA)

Charnes和Cooper等在1978年提出DEA理論，將DEA方法和Malmquist指數(shù)構(gòu)造方法聯(lián)系起來，該種方法首先從投入的角度或者產(chǎn)出的角度利用DEA方法定義距離函數(shù)，然后在距離函數(shù)的基礎(chǔ)上構(gòu)造Malmquist指數(shù)用來度量生產(chǎn)率。

基礎(chǔ)模型：

x表示投入，y表示產(chǎn)出。

優(yōu)點(diǎn)：不需要考慮投入和產(chǎn)出的生產(chǎn)函數(shù)形態(tài)，可以研究多投入和多產(chǎn)出的全要素問題，DEA模型中投入產(chǎn)出變量的權(quán)重由數(shù)學(xué)規(guī)劃模型根據(jù)數(shù)據(jù)產(chǎn)生，不受人為主觀因素的影響。

缺陷：該模型容易受到隨機(jī)因素的影響；該方法所得到的技術(shù)進(jìn)步增長率和技術(shù)效率增長率的變化方向往往是相反的；由于Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)的構(gòu)造可以從投入角度、產(chǎn)出角度兩個角度出發(fā)，出發(fā)角度的不同導(dǎo)致計(jì)算得到的結(jié)果不同。

采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法的文獻(xiàn)：顏鵬飛、王兵(2004)測度了1978-2001年中國30個省份全要素生產(chǎn)率增長情況;孟令杰、李靜(2004)對1952-1998年間的全要素生產(chǎn)率增長情況作了測算；岳書敬、劉朝明(2006)考察了1996-2003年間全要素生產(chǎn)率增長、技術(shù)進(jìn)步以及技術(shù)效率變動情況。

三、主要研究方向分類

(一)針對經(jīng)濟(jì)增長的研究

李京文(1993)首次對我國的生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)增長問題進(jìn)行了全面系統(tǒng)的分析；張軍和施少華(2003)估計(jì)了1952至1998年我國全要素生產(chǎn)率增長率，發(fā)現(xiàn)改革前我國全要素生產(chǎn)率波動很大，改革后有明顯提高，1978至1998年平均增長率約為2.8%，生產(chǎn)率的提高貢獻(xiàn)了產(chǎn)出增長中的28.9%[7]；易綱、樊綱、李巖(2003)分別從制度變遷、人力資本素質(zhì)提高等方面證明了中國經(jīng)濟(jì)增長效率提高，他們認(rèn)為新興經(jīng)濟(jì)國家由于與發(fā)達(dá)國家的投資方向不同，導(dǎo)致其技術(shù)進(jìn)步機(jī)理也不同，因此全要素生產(chǎn)率的測算方法也應(yīng)有所區(qū)別[8]；鄭京海、胡鞍鋼(2005)研究發(fā)現(xiàn)1978至1995年的中國TFP平均增長率為4.6%，而在19%至2001年出現(xiàn)低增長0.6%，指出全要素生產(chǎn)率變化呈現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步速度減緩、技術(shù)效率有所下降的特點(diǎn)[9]。

(二)針對具體產(chǎn)業(yè)的研究

謝千里等人(1994)測算了1980至1992年我國工業(yè)生產(chǎn)率的趨勢，發(fā)現(xiàn)1988至1992年工業(yè)生產(chǎn)率增速減緩，主要原因是設(shè)備利用率下降和國企改革的選擇性差異以及國有工業(yè)的資本收益率下降；孟令杰(2002)用非參數(shù)的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)方法，分析了1980-1995年間我國農(nóng)業(yè)TFP的增長及增長率的構(gòu)成因素；李靜等(2006)，研究發(fā)現(xiàn)改革開放以來我國農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長主要是由技術(shù)進(jìn)步推動的，技術(shù)效率的下降對TFP增長造成了不利影響，而規(guī)模效應(yīng)和混合效應(yīng)的影響較弱[10]。

(三)針對特定領(lǐng)域的研究

國外研究的重點(diǎn)偏向于R&D(科學(xué)研究與試驗(yàn)發(fā)展)與TFP的關(guān)系。Gary Madden(2001)以亞洲和OECD國際R&D溢出為研究對象，建立一個將TFP與國內(nèi)外R&D活動聯(lián)系起來的經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ?同時，TFP的收斂分析在國外受到了一些學(xué)者的關(guān)注,如MillerandUpadhyay(2002)進(jìn)行了國家間收入和TFP收斂的對比研究，研究結(jié)果表明，收入的收斂和TFP的收斂既有相似的地方，也有不同之處。

國內(nèi)方面，彭國華(2007)研究了人力資本構(gòu)成與地區(qū)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系；李培(2007)利用DEA對中國城市的效率與差異進(jìn)行研究。

四、我國全要素生產(chǎn)率的測算

(一)方法與模型

假設(shè)中國經(jīng)濟(jì)的生產(chǎn)函數(shù)為:

Y=A(t)L

(1)

其中以α和β分別代表勞動和資本的產(chǎn)出彈性，根據(jù)經(jīng)驗(yàn)估計(jì)方法，勞動力產(chǎn)出彈性取0.4，資本產(chǎn)出彈性取0.6[12]。則全要素生產(chǎn)率等于：

TFP=A(t)=Y/LαKβ

(2)

(二)數(shù)據(jù)說明

本文選取國內(nèi)生產(chǎn)總值、就業(yè)人數(shù)、全社會固定資產(chǎn)投資分別作為產(chǎn)出、勞動投入和資本投入的衡量指標(biāo)，數(shù)據(jù)均來自中國統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)，具體數(shù)據(jù)參見圖1

圖1 1980年-2017年中國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)

(三)結(jié)果及分析

由圖2可以看出，在1980年-2017年這段時間內(nèi)，隨著資本的增長額不斷增加，勞動的增長額不斷減少，中國的TFP總體上呈現(xiàn)一個上升趨勢，而TFP增長率則呈現(xiàn)漲跌互現(xiàn)的波動情形，且波動較為頻繁。

圖2 全要素生產(chǎn)率及其增長率

結(jié)語

本文整理出五種計(jì)算全要素生產(chǎn)率的方法，并對其進(jìn)行評述。利用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，對中國1980-2017年的TFP進(jìn)行了估算。由于相關(guān)數(shù)據(jù)的缺乏，本文在指標(biāo)的選取上存在一定局限性，可能導(dǎo)致結(jié)果出現(xiàn)偏差；其次，沒有對全要素生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系做進(jìn)一步探討。