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      產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、資源稟賦與經(jīng)濟增長

      2010-09-15 09:39:24劉忠濤金洪云
      關鍵詞:存量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)資本

      劉忠濤,金洪云

      (中國人民大學農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學院,北京100872)

      產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、資源稟賦與經(jīng)濟增長

      劉忠濤,金洪云

      (中國人民大學農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學院,北京100872)

      除外生性技術(shù)進步和人均資本存量的增加對絕大多數(shù)省域經(jīng)濟增長有正面影響外,為實現(xiàn)省域經(jīng)濟高質(zhì)量的可持續(xù)發(fā)展,單純考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化的影響是不夠的,需結(jié)合全局性要素(三產(chǎn)價格)和地區(qū)性要素(人均資本存量)的變化。利用GDP函數(shù)綜合考察了勞動力、資本存量、技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)價格因素對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響,利用1994-2006年中國24個省市(區(qū))的面板數(shù)據(jù)實證度量了上述因素對經(jīng)濟增長的貢獻,認為增加人均資本存量、提升技術(shù)創(chuàng)新能力對省域經(jīng)濟長期持續(xù)增長非常重要,而省域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整需考慮三產(chǎn)價格和人均資本存量的變化,不能一概視之。

      產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu);資源稟賦;經(jīng)濟增長;GDP函數(shù)

      經(jīng)濟增長為宏觀經(jīng)濟的四大目標之一,各國政府都在積極采取各種政策措施,以實現(xiàn)經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長。[1]改革開放以來,中國經(jīng)濟保持著持續(xù)快速增長的勢頭,1978-2007年間年均經(jīng)濟增長率為9.48%。期間,中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生了重大變化:第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重從28.19%下降至11.26%;第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重在41.34%到48.68%之間波動;第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重從23.94%上升至40.10%。①數(shù)據(jù)來源:國泰安研究服務中心“分省宏觀經(jīng)濟”數(shù)據(jù)。然而成功背后也產(chǎn)生了很多的問題,尤其是對于未來中國經(jīng)濟能否保持持續(xù)穩(wěn)定的發(fā)展問題。為了尋求答案,我們應該更好地總結(jié)中國經(jīng)濟增長的源泉,從而為未來的進一步發(fā)展指明方向。[2]

      對于經(jīng)濟增長的根源,傳統(tǒng)經(jīng)濟增長理論一般認為經(jīng)濟增長是由于資本積累、勞動力增加和技術(shù)進步長期作用的結(jié)果,很長時期內(nèi)忽略了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變與經(jīng)濟增長的內(nèi)在聯(lián)系。20世紀60年代以后,許多經(jīng)濟學家,如庫茲涅茨、羅斯托和錢納里等,在經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關系上進行了深入研究。[3]

      一是基于Cobb-Douglas函數(shù)的研究。樊勝根等利用雙對數(shù)函數(shù)模型,在傳統(tǒng)的經(jīng)濟增長要素土地、勞動力、資本和技術(shù)進步的基礎上,加入了結(jié)構(gòu)調(diào)整因素,即資源從低效率生產(chǎn)部門到高效率生產(chǎn)部門的轉(zhuǎn)移,以分省、分部門的1978-1995年的GDP估計了有偏技術(shù)進步的生產(chǎn)函數(shù),嘗試解釋中國經(jīng)濟飛速增長的原因。[2]劉偉等把產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)視為制度因素的要素重構(gòu)了Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù),同樣利用雙對數(shù)函數(shù)經(jīng)驗分析了中國1992-2000年地區(qū)GDP與地區(qū)三產(chǎn)及資本、勞動力要素之間的關系。[4]黃茂興等以中國1991-2007年間的省域,包括31個省市(區(qū))的宏觀數(shù)據(jù),對地區(qū)人均產(chǎn)出與資本-勞動比率和全國人均產(chǎn)出之間的關系進行了類似的經(jīng)驗分析。[5]

      二是基于“轉(zhuǎn)化份額分析”方法的研究。劉偉等利用該方法將經(jīng)濟總體的勞動生產(chǎn)率的增長率所受影響分解為靜態(tài)結(jié)構(gòu)變遷效應、動態(tài)結(jié)構(gòu)變遷效應和生產(chǎn)率增長效應,以中國1978-2006年的數(shù)據(jù)為基礎經(jīng)驗分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對勞動生產(chǎn)率的貢獻;利用規(guī)模報酬不變和技術(shù)進步中性的生產(chǎn)函數(shù),將GDP增長所受影響分為資本投入增長效應、勞動投入增長效應、“凈技術(shù)進步效應”和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷效應,以中國1978-2006年的數(shù)據(jù)為基礎經(jīng)驗分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對全要素生產(chǎn)率增長的貢獻。[6]張輝等以北京市1986-2007年的數(shù)據(jù)為基礎經(jīng)驗分析了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷對勞動生產(chǎn)率及全要素生產(chǎn)率的貢獻[7]。

      三是基于“偏離-份額分析”方法的研究。徐捷錦等利用該方法確定區(qū)域經(jīng)濟增長與地區(qū)份額因素、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素和區(qū)位因素的關系,以1978-2005年全國及重慶市的三次產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的數(shù)據(jù)對模型進行了經(jīng)驗分析。[8]郭愛君等以西北五省區(qū)1992-2007年統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行了類似的經(jīng)驗分析[9]。

      四是基于“投入產(chǎn)出分析技術(shù)”的研究。利用已有的1987、1990、1992、1995、1997、2000和2002年及其推算的2005年三部門的投入產(chǎn)出表,通過三大產(chǎn)業(yè)部門直接消耗系數(shù)矩陣和中間需求消耗矩陣時間序列,劉偉等研究了技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動及價格變化對整個國民經(jīng)濟中間消耗水平的影響,進而考察他們對改善經(jīng)濟增長效率所做的貢獻。[10]利用2002年我國最新投入產(chǎn)出表及1997年投入產(chǎn)出表,王岳平等計算了各部門的直接消耗系數(shù)、完全消耗系數(shù)、影響力程度和影響力系數(shù)、感應程度和感應度系數(shù)、各項最終需求的誘發(fā)額和誘發(fā)系數(shù)、各部門對最終需求的依存度、總體聯(lián)系等指標,分析了國民經(jīng)濟中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關聯(lián)特征,揭示了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的內(nèi)在機理,并從需求管理的角度提出了各項需求政策所帶來的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響。[11]

      總結(jié)以往的研究,可知:經(jīng)濟增長研究中除考慮傳統(tǒng)要素(勞動力、資本存量和技術(shù)進步)外,也要考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)要素;地區(qū)勞動力、資本存量等稟賦要素和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)要素存在差異,其對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響也存在差異;產(chǎn)業(yè)價格變化對國民經(jīng)濟中間消耗水平產(chǎn)生影響,因而影響經(jīng)濟增長。建立完整的、內(nèi)在邏輯一致的理論框架或模型來綜合考慮這些因素對經(jīng)濟增長的影響是十分必要的,而這樣的理論框架或模型至今沒有建立。本文利用生產(chǎn)理論的分析方法,基于有約束的利潤函數(shù)的前沿研究構(gòu)建理論框架,利用數(shù)理推導演繹包含勞動力、資本存量、技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)價格要素的經(jīng)濟增長方程,并利用可得的省域宏觀數(shù)據(jù)進行經(jīng)驗分析。

      一、理論分析

      遵從Avinash Dixit和Victor Norman[12]以及A.D.Woodland[13]的標準論述。考慮一個小的開放經(jīng)濟,有固定的聚集性因子供給、有固定的規(guī)模報酬和有競爭性的市場出清為其特征。眾所周知,這個經(jīng)濟的一般均衡將是求得最終產(chǎn)品價值的最大化。這種最大化問題的一個通常的公式性描述是:

      這里,x為最終產(chǎn)品向量,p為最終產(chǎn)品價格的向量,T(v)為稟賦的凸性生產(chǎn)集合。這個問題的解將是GDP的最大值,當Y= r(p;v)[14]時。只要這個利潤函數(shù)r(p;v)是二次連續(xù)可微的,即要求因子之間存在平滑的可替代性,并且至少因子有與產(chǎn)品一樣多的數(shù)目(M≥N),那么,凈產(chǎn)出供給的向量xi(p;v)就由r(p;v)關于P的梯度來給出:

      其中,r(p;v)是非負的,于p是線性齊次的、凸的和連續(xù)的,于v是線性齊次的、對于所有固定的p是非增的、凹的和連續(xù)的。[16]

      若考慮外生性的Hicks中性技術(shù)進步,GDP可表示為

      根據(jù)式(1.2),有i

      求式(1.4)關于時間的導數(shù),有

      其中,Vi表示第i部門產(chǎn)值占GDP的比重。因此,

      遵循Diewert[16]和新古典經(jīng)濟增長理論的假定,可知:

      其中,c表示常數(shù)。

      因此,基于對偶理論有約束的利潤函數(shù)(特例GDP函數(shù))經(jīng)演繹給出的經(jīng)濟增長方程指出:經(jīng)濟增長有賴于結(jié)構(gòu)(Vi)、價格(pi)、稟賦(vk)和技術(shù)進步(θ)的變化。

      二、經(jīng)驗模型

      把國民經(jīng)濟總體劃分為三次產(chǎn)業(yè),從而劃分了V和p;根據(jù)新古典經(jīng)濟學關于經(jīng)濟增長的經(jīng)典研究,v由勞動力(L)和資本(K)構(gòu)成。因此,式(1.1)可以重構(gòu)為:

      根據(jù)式(1.7)和(2.1),有

      根據(jù)式(1.9),有

      在人均水平上考慮GDP增長,整理式(2.3),有

      根據(jù)人均實際GDP增長率的界定g=gy-(VAgPA+VIgPI+VSgPS),修正式(2.4),有

      這就是綜合考慮勞動力、資本存量、技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)價格要素的經(jīng)濟增長方程。因此,在經(jīng)驗分析中共有10個參數(shù)有待估計。

      三、經(jīng)驗分析

      根據(jù)“理論分析”的內(nèi)容,中國內(nèi)部各省市(區(qū))經(jīng)濟體滿足標準論述;根據(jù)“經(jīng)驗模型”的內(nèi)容,為考察地區(qū)經(jīng)濟增長問題,經(jīng)驗分析中需要使用到的地區(qū)數(shù)據(jù)有:人均實際地區(qū)生產(chǎn)總值增長率、三產(chǎn)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重、三產(chǎn)產(chǎn)出價格指數(shù)增長率、人均資本存量增長率。

      (一)數(shù)據(jù)描述

      1.人均實際地區(qū)生產(chǎn)總值增長率。利用“地區(qū)生產(chǎn)總值”計算“名義地區(qū)生產(chǎn)總值增長率”,“地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)”以基年計算“價格指數(shù)增長率”,“就業(yè)人員”計算“就業(yè)人員增長率”,最后根據(jù)g=gY-gp-gL計算“‘勞均’實際地區(qū)生產(chǎn)總值增長率”替代“人均實際地區(qū)生產(chǎn)總值增長率”。

      2.三產(chǎn)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重?!叭a(chǎn)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重”的數(shù)據(jù)可直接得到。

      3.三產(chǎn)產(chǎn)出價格指數(shù)增長率。利用“地區(qū)生產(chǎn)總值三產(chǎn)數(shù)據(jù)”計算“名義地區(qū)三產(chǎn)總值增長率gNYi”,“地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)三產(chǎn)數(shù)據(jù)”計算“實際地區(qū)三產(chǎn)產(chǎn)出增長率gRYi”,最后根據(jù)gpi=gNYi-gRYi以基年計算“三產(chǎn)產(chǎn)出價格指數(shù)增長率”。

      4.人均資本存量增長率。參照張軍等的做法[17],利用“固定資本形成總額”構(gòu)造“當年投資”,“固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)”構(gòu)造“投資品價格指數(shù)”,“經(jīng)濟折舊率”為9.6%,以基年“固定資本形成總額”除以10%構(gòu)造“基年物質(zhì)資本存量”,根據(jù)上述數(shù)據(jù)計算“資本存量數(shù)據(jù)”,最后根據(jù)gk=gK-gL計算“‘勞均’資本存量增長率”替代“人均資本存量增長率”。

      5.經(jīng)驗分析所用數(shù)據(jù)說明。(1)經(jīng)驗分析數(shù)據(jù)起止年限?!笆∮蚝暧^數(shù)據(jù)”中僅有1994-2008年“固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)”,因此在經(jīng)驗研究中以1994年為基年;2007年《中國統(tǒng)計年鑒》中缺失“就業(yè)人員”統(tǒng)計數(shù)據(jù),因此經(jīng)驗研究中以2006年為終點。(2)省域宏觀數(shù)據(jù)選擇。本文的經(jīng)驗分析主要針對中國大陸地區(qū),因此,香港、澳門、臺灣地區(qū)數(shù)據(jù)被剔除;“省域宏觀數(shù)據(jù)”中重慶1993-1995年數(shù)據(jù)缺失,因此被剔除;廣東、海南、西藏部分年份“固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)”缺失,因此被剔除;福建、云南2006年“就業(yè)人員”數(shù)據(jù)缺失,因此被剔除;安徽“三產(chǎn)價格指數(shù)數(shù)據(jù)”中“工業(yè)品價格指數(shù)增長率”累計值在2001-02、05-06出現(xiàn)低于基年,可視為“問題數(shù)據(jù)”,因此被剔除。

      (二)經(jīng)驗結(jié)果

      利用EViews3.1軟件中“Pooled Least Squares”方法,其參數(shù)估計值詳見表1。其中,統(tǒng)計量R2為0.9860,AdjR2為0.9399,F(xiàn)檢驗量為21.3483,Durbin-Watson檢驗量為2.8803①根據(jù)式(1.1)和新古典經(jīng)濟增長理論的研究進展,Durbin-Watson值過高可能是因為資源稟賦中“土地(或耕地)”要素的缺失,而“省份數(shù)據(jù)”中這部分數(shù)據(jù)不完整,因此暫時無法補齊估計。??梢暈榻?jīng)驗估計有效。

      表1 式(2.5)中參數(shù)估計的結(jié)果

      續(xù)表:

      閱讀表1,可知:

      1.技術(shù)進步效應gθ。

      除青海之外,技術(shù)進步變化對經(jīng)濟增長均有正面影響,盡管北京、黑龍江、湖南、寧夏的正面影響不顯著。其中,對浙江、河北、江蘇、山東、吉林、天津、上海、廣西、內(nèi)蒙古的正面影響尤為突出。

      2.產(chǎn)業(yè)價格彈性效應

      (1)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出-工業(yè)價格彈性εAI。

      河北、浙江、湖北、甘肅為正,吉林、四川、陜西為負,均顯著;天津、山西、遼寧、黑龍江、上海、江蘇、山東、廣西、青海為正,北京、內(nèi)蒙古、江西、河南、湖南、貴州、寧夏、新疆為負,但均不顯著。

      (2)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出-服務業(yè)價格彈性εAS。

      吉林為正,天津、河北、江西、湖北、四川、甘肅為負,均顯著;內(nèi)蒙古、遼寧、河南、貴州、陜西、寧夏為正,北京、山西、黑龍江、上海、江蘇、浙江、山東、湖南、廣西、青海、新疆為負,但均不顯著。

      (3)工業(yè)產(chǎn)出-工業(yè)價格彈性εII。

      浙江、四川、甘肅為正,山西為負,均顯著;北京、天津、河北、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、江西、山東、河南、湖南、陜西為正,湖北、廣西、貴州、青海、寧夏、新疆為負,但均不顯著。

      (4)工業(yè)產(chǎn)出-服務業(yè)價格彈性εIS。

      河北、四川、甘肅為正且顯著;北京、天津、山西、黑龍江、上海、江蘇、浙江、湖北、湖南、廣西、青海、新疆為正,內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、江西、山東、河南、貴州、陜西、寧夏為負,但均不顯著。

      (5)服務業(yè)產(chǎn)出-工業(yè)價格彈性εSI。

      吉林為正,浙江、湖北、四川、甘肅為負,均顯著;山西、內(nèi)蒙古、貴州、陜西、青海、寧夏、新疆為正,北京、天津、河北、遼寧、黑龍江、上海、江蘇、江西、山東、河南、湖南、廣西為負,但均不顯著。

      (6)服務業(yè)產(chǎn)出-服務業(yè)價格彈性εSS。

      河北、四川為負且顯著;北京、天津、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、江西、山東、河南、貴州、陜西、寧夏為正,山西、黑龍江、上海、江蘇、浙江、湖北、湖南、廣西、甘肅、青海、新疆為負,但均不顯著。

      3.資源稟賦效應。

      (1)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出-資本存量數(shù)量彈性ηAK。

      河北、四川為正且顯著;內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、江蘇、浙江、江西、山東、湖南、廣西、陜西、寧夏、新疆為正,北京、天津、山西、上海、河南、湖北、貴州、甘肅、青海為負,但均不顯著。

      (2)工業(yè)產(chǎn)出-資本存量數(shù)量彈性ηIK。

      甘肅為正,浙江為負,均顯著;北京、天津、河北、遼寧、吉林、上海、江蘇、江西、山東、河南、湖北、四川、貴州、陜西為正,山西、內(nèi)蒙古、黑龍江、湖南、廣西、青海、寧夏、新疆為負,但均不顯著。

      (3)服務業(yè)產(chǎn)出-資本存量數(shù)量彈性ηSK。

      浙江為正,四川、甘肅為負,均顯著;天津、山西、內(nèi)蒙古、黑龍江、上海、湖北、湖南、廣西、貴州、青海、寧夏、新疆為正,北京、河北、遼寧、吉林、江蘇、江西、山東、河南、陜西為負,但均不顯著。

      鑒于以下事實:產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)自身變化的速度緩慢,短期內(nèi)三產(chǎn)份額波動較??;政府調(diào)控可直接影響農(nóng)產(chǎn)品價格、資本存量和技術(shù)進步;產(chǎn)出價格彈性、產(chǎn)出數(shù)量彈性已被有效估計。若假定其他條件不變的情況下,情況1:技術(shù)進步率提高1%;情況2:農(nóng)產(chǎn)品價格增長1%;情況3:人均資本存量增加1%。根據(jù)2008年地區(qū)三產(chǎn)份額數(shù)據(jù)擬合結(jié)果見表2。

      表2 2008年各部分變動的經(jīng)濟增長貢獻數(shù)據(jù)擬合

      閱讀表2,可知:

      1、從總體上而言,外生的技術(shù)進步對內(nèi)蒙古、吉林、浙江、廣西、四川、寧夏和新疆更為重要;外生的農(nóng)產(chǎn)品價格增長對河北和江蘇更為重要;外生的人均資本存量增長對其他省份更為重要。

      2、若僅有外生的農(nóng)產(chǎn)品價格增長,則農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)GDP份額的上升對江西、四川、青海更為重要;工業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)GDP份額的上升對內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、山東、河南、貴州、陜西、寧夏和新疆更為重要;服務業(yè)產(chǎn)值占GDP份額的上升對其他省份更為重要。

      3、若僅有外生的人均資本存量增長,則農(nóng)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)GDP份額的上升對四川更為重要;工業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)GDP份額的上升對北京、天津、河北、遼寧、吉林、上海、江蘇、江西、河南、陜西和甘肅更為重要;服務業(yè)產(chǎn)值占GDP份額的上升對其他省份更為重要。

      四、結(jié)論

      本文利用基于有約束的利潤函數(shù)研究的GDP函數(shù)綜合考察了勞動力、資本存量、技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)價格因素對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響,利用1994-2006年中國24個省市(區(qū))的面板數(shù)據(jù)實證度量了上述因素對經(jīng)濟增長的貢獻,并對技術(shù)進步、價格、人均資本存量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對經(jīng)濟增長率的影響進行了比較。

      研究表明,上述因素的變化對地區(qū)經(jīng)濟增長的貢獻存在差異:外生技術(shù)進步對各地區(qū)(青海除外)經(jīng)濟增長均產(chǎn)生正面影響;人均資本存量的提高對于大多數(shù)地區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生較高的正面影響;而農(nóng)產(chǎn)品價格提高僅對河北、江蘇經(jīng)濟增長產(chǎn)生較高的正面影響;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響應綜合價格和人均資本存量要素。因此,增加人均資本存量、提升技術(shù)創(chuàng)新能力是實現(xiàn)省域經(jīng)濟長期持續(xù)增長的必由之路,而針對經(jīng)濟增長的地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整需考慮全局性要素(三產(chǎn)價格)和地區(qū)性要素(人均資本存量)的變化,不能一概視之。

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      (責任編輯:佟群英)

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      F 121.3

      A

      1001-4225(2010)05-0080-07

      2010-04-08

      劉忠濤(1978-),男,吉林榆樹人,中國人民大學農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學院管理學博士生,中國防衛(wèi)科技學院講師。金洪云(1965-),男,吉林長春人,中國人民大學農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學院副教授。

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