楊文豐

（成都信息工程學(xué)院 商學(xué)院，四川 成都 610100）

一、引言

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)GDP以年均9.5%的速度增長(zhǎng)，2010年中國(guó)GDP超過(guò)日本，成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體。然而，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得巨大成績(jī)的同時(shí)，也逐漸暴露出我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在的一些問(wèn)題。經(jīng)濟(jì)的粗放型發(fā)展以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不合理發(fā)展導(dǎo)致我國(guó)目前嚴(yán)重的通貨膨脹、產(chǎn)能過(guò)剩、收入差距過(guò)大以及環(huán)境污染等問(wèn)題日益突出，成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)增長(zhǎng)的障礙。因此，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與轉(zhuǎn)型升級(jí)是現(xiàn)階段我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要戰(zhàn)略措施。

加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)，既要注重三次產(chǎn)業(yè)比重量的變化，更要注重其質(zhì)的提高。在我國(guó)經(jīng)濟(jì)增速放緩的背景下，加深對(duì)三次產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量及影響沖擊的認(rèn)識(shí)正當(dāng)其時(shí)，既能夠?yàn)槲覈?guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)提供正確的指引，又有利于政策制定者做出最有利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)決策。

按照新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的觀點(diǎn)，技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的唯一源泉和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的根本動(dòng)力。因此，全要素生產(chǎn)率作為技術(shù)進(jìn)步的重要指標(biāo)已經(jīng)成為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的重要工具。對(duì)全要素生產(chǎn)率的研究始于Solow（1957），其基本思想是將從產(chǎn)出增長(zhǎng)率中扣除各要素投入貢獻(xiàn)后的殘差作為全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率。

基于Solow關(guān)于全要素生產(chǎn)率開(kāi)創(chuàng)性的工作，國(guó)外學(xué)者對(duì)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行了大量研究。Daniel KAPP和Alan SáNCHEZ（2012）對(duì)拉美國(guó)家制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率進(jìn)行研究，結(jié)果表明，智利和阿根廷制造業(yè)的平均全要素生產(chǎn)率長(zhǎng)期高于其他國(guó)家，玻利維亞最低。研究還發(fā)現(xiàn)，全要素生產(chǎn)率的不同主要和國(guó)家層面有關(guān)，而不是企業(yè)層面。Konishi和Nishiyama（2013）對(duì)日本的壓鑄行業(yè)和金屬切削機(jī)床行業(yè)的全要素生產(chǎn)率進(jìn)行研究，結(jié)果表明，壓鑄行業(yè)全要素生產(chǎn)率整體高于金屬切削機(jī)床行業(yè)。從對(duì)全要素生產(chǎn)率的估計(jì)方法方面進(jìn)行的研究有：Olley and Pakes（1996）和 Levinsohn and Petrin（2003）發(fā)展了全要素生產(chǎn)率的半?yún)?shù)估計(jì)方法，Van Biesebroeck(2007)對(duì)估計(jì)全要素生產(chǎn)率的各種非參估計(jì)進(jìn)行了評(píng)價(jià)總結(jié)。

我國(guó)學(xué)者對(duì)全要素生產(chǎn)率的研究大致從以下幾個(gè)角度進(jìn)行：第一，對(duì)我國(guó)整體的全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)算與分析，郭慶旺、賈俊雪（2005）測(cè)算了我國(guó)1979—2004年間的全要素生產(chǎn)率變化，認(rèn)為要素投入遠(yuǎn)比全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)大，我國(guó)尚屬于要素投入型增長(zhǎng)模式；徐現(xiàn)祥、舒元（2009）認(rèn)為，我國(guó)1979—2004年間的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率約為2.4%。第二，對(duì)地區(qū)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行研究，如陶長(zhǎng)琪、齊亞偉（2010）對(duì)我國(guó)地區(qū)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)算與分析，認(rèn)為我國(guó)東中西部全要素生產(chǎn)率存在明顯差異，F(xiàn)DI對(duì)全要素生產(chǎn)率的改善有明顯促進(jìn)作用。第三，從微觀角度，對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率方面的研究有魯曉東、連玉君（2012）等，他們認(rèn)為，相比于勞動(dòng)和資本的生產(chǎn)率，管理技能、企業(yè)治理策略等非投入要素對(duì)全要素生產(chǎn)率有更大的貢獻(xiàn)。第四，對(duì)不同行業(yè)的全要素生產(chǎn)率進(jìn)行研究，朱喜、史清華、蓋慶恩（2011）從要素配置扭曲水平和發(fā)散程度角度考察了我國(guó)的農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率問(wèn)題。

以上四個(gè)方面是我國(guó)學(xué)者研究全要素生產(chǎn)率的主流視角，由于我國(guó)對(duì)三次產(chǎn)業(yè)的統(tǒng)計(jì)資料缺乏，較少有學(xué)者對(duì)我國(guó)三次產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率進(jìn)行研究。從整體上對(duì)我國(guó)三次產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率進(jìn)行定量研究，能夠?yàn)楫a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)提供指導(dǎo)方向。因此，本文在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展放緩和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)的背景下，對(duì)我國(guó)三次產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率及其變動(dòng)原因進(jìn)行研究，有利于政策制定者做出有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的針對(duì)性措施，以實(shí)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

本文通過(guò)DEA-Malmquist指數(shù)方法估計(jì)出三次產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率，以檢驗(yàn)我國(guó)三次產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量。為了更深入地研究造成我國(guó)三次產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量波動(dòng)的原因，我們基于三次產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率估計(jì)結(jié)果，相繼建立基于三次產(chǎn)業(yè)的三個(gè)SVAR模型，以探索造成三次產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的因素沖擊，從根本上找出影響我國(guó)三次產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的深層次原因，為提高我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型效率指明方向。

本文的貢獻(xiàn)有兩點(diǎn)：第一點(diǎn)是運(yùn)用最新的數(shù)據(jù)測(cè)算了我國(guó)分三次產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率，深化了對(duì)我國(guó)三次產(chǎn)業(yè)的認(rèn)識(shí)；第二點(diǎn)是嘗試運(yùn)用SVAR技術(shù)分別對(duì)三次產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率進(jìn)行了沖擊分解，這對(duì)認(rèn)識(shí)全要素生產(chǎn)率的波動(dòng)原因作了有益的嘗試。

二、我國(guó)三次產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率測(cè)算

（一）基于DEA-Malmquist指數(shù)的全要素生產(chǎn)率測(cè)算方法

Malmquist指數(shù)最先由MalmquistSten（1953）提出，是對(duì)生產(chǎn)效率的一種衡量，經(jīng)常被用來(lái)分析全要素生產(chǎn)率從當(dāng)前到下一期的動(dòng)態(tài)變化。假設(shè)存在n個(gè)決策單元，每個(gè)決策單元在t期使用m種輸入，并獲得s種輸出，通過(guò)這種非參估計(jì)過(guò)程，可得Malmquist指數(shù)：MTFP（xt,yt,xt+1,y+1t）

其中表示第 j個(gè)決策單元在t期的輸入指標(biāo)值。表示第 j個(gè)決策單元在t期的輸出指標(biāo)值。

表Malmquist全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)。TE代表純效率變化，TC代表技術(shù)變化，SE代表規(guī)模效率變化，度量了產(chǎn)業(yè)的高度化水平。TEC=TE×SE代表效率變化，衡量了產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化程度。

DC（x,y）、DV（x,y）分別表示規(guī)模報(bào)酬不變和規(guī)模報(bào)酬可變情形下的距離函數(shù)。其值恰好為DEA理論中C2R模型和BC2模型效率值的倒數(shù)，在此不再贅述。

對(duì)于Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)變化存在以下經(jīng)濟(jì)含義：

（1）當(dāng)MTFP＞1時(shí)，表明全要素生產(chǎn)率呈上升趨勢(shì)。

（2）當(dāng)MTFP=1時(shí)，表明全要素生產(chǎn)率不變。

（3）當(dāng)MTFP＜1時(shí)，表明全要素生產(chǎn)率呈下降趨勢(shì)。

對(duì)于Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)變化的分解成分TEC存在以下經(jīng)濟(jì)含義：

（1）當(dāng)TEC＞1時(shí)，表明技術(shù)的利用效率提高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得到優(yōu)化。

（2）當(dāng)TEC＜1時(shí)，表明技術(shù)的利用效率降低，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨于惡化。

對(duì)于Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)變化的分解成分TC存在以下經(jīng)濟(jì)含義：

（2）當(dāng)TC＜1時(shí)，表明生產(chǎn)邊界收縮，整體產(chǎn)業(yè)技術(shù)衰退。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源及變量處理

為了對(duì)我國(guó)1986—2012年間三次產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率進(jìn)行估計(jì)，從而檢驗(yàn)我國(guó)三次產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量，運(yùn)用Malmquist指數(shù)方法對(duì)我國(guó)三次產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行估計(jì)。對(duì)于Malmquist指數(shù)的估計(jì)主要涉及到三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值、三次產(chǎn)業(yè)的資本投入以及三次產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)投入變量。對(duì)于三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值變量，用三次產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值來(lái)表示；對(duì)于三次產(chǎn)業(yè)的資本投入變量，用三次產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)存量來(lái)表示；對(duì)于三次產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)投入變量，用三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人口表示。

三次產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)和三次產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人口數(shù)據(jù)，直接從《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》獲取。對(duì)于三次產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)投資存量數(shù)據(jù)，用永續(xù)盤(pán)存法進(jìn)行估計(jì)：

公式（2）中 Kit、Iit和 δit分別代表 i產(chǎn)業(yè)在 t期的固定資產(chǎn)存量，固定資產(chǎn)投資流量值和折舊率。對(duì)于各產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資的流量值，1986—1994年的數(shù)據(jù)以基本建設(shè)投資、更新改造投資和房地產(chǎn)投資之和中三次產(chǎn)業(yè)各占的比例代替三次產(chǎn)業(yè)在固定資產(chǎn)投資總額中的比例來(lái)進(jìn)行推算，由于這三項(xiàng)投資之和在固定資產(chǎn)投資中占很大比重，所以近似替代結(jié)果不會(huì)產(chǎn)生太大誤差。其他年份三次產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)固定資產(chǎn)投資年鑒》計(jì)算而來(lái)，個(gè)別年份用插值法進(jìn)行補(bǔ)充。對(duì)于折舊率的選擇，運(yùn)用大多數(shù)文獻(xiàn)中使用的5%作為折舊率。對(duì)三次產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值，以1986年為基期運(yùn)用消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)進(jìn)行定基處理，對(duì)于三次產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)我們使用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行定基處理。

另外，永續(xù)盤(pán)存法涉及到對(duì)基期固定資產(chǎn)的估計(jì)，運(yùn)用許多國(guó)際研究機(jī)構(gòu)的通用做法：

公式（3）中Kit和Iit分別代表產(chǎn)業(yè)i在t期的固定資產(chǎn)投資存量與固定資產(chǎn)投資流量。gi代表產(chǎn)業(yè)i的固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率。

對(duì)于固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率，運(yùn)用三次產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資的幾何平均增長(zhǎng)率：

養(yǎng)豬業(yè)的市場(chǎng)行情雖然存在著許多不可預(yù)測(cè)的因素，但也遵循著一定的規(guī)律，掌握市場(chǎng)行情的一般規(guī)律，對(duì)指導(dǎo)生產(chǎn)、投資決策、提高經(jīng)營(yíng)水平、抗風(fēng)險(xiǎn)能力和經(jīng)濟(jì)效益十分重要。30多年的經(jīng)驗(yàn)告訴我們，豬的市場(chǎng)價(jià)格一般在12～18個(gè)月波動(dòng)一次，有時(shí)也會(huì)達(dá)到24個(gè)月波動(dòng)一次。同時(shí)還要注意市場(chǎng)需求、總體存欄、氣候及季節(jié)變化。

基于公式（2）、（3）、（4）和（5），可以獲得三次產(chǎn)業(yè)固定資產(chǎn)投資存量數(shù)據(jù)，為以下對(duì)三次產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的估計(jì)提高可能。

表1 我國(guó)三次產(chǎn)業(yè)DEA-Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)及平均分解結(jié)果

（三）我國(guó)三次產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率估計(jì)結(jié)果評(píng)價(jià)

基于以上的數(shù)據(jù)變量，通過(guò)DEAP2.1軟件，可以得到我國(guó)三次產(chǎn)業(yè)DEA-Malmquist的全要素生產(chǎn)率指數(shù)如（表1）。

從表1中三次產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率指數(shù)估計(jì)結(jié)果可以看出，樣本期間內(nèi)第一產(chǎn)業(yè)的Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)在大部分年份小于1，這表明我國(guó)第一產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率在大部分時(shí)期是呈下降趨勢(shì)的，偶爾的上升也是暫時(shí)的。這充分說(shuō)明了我國(guó)第一產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量較低，主要依靠要素投入，生產(chǎn)效率對(duì)第一產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率較低。

第二產(chǎn)業(yè)Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)自1990年以來(lái)在絕大部分年份是大于1的，這表明自從1990年以來(lái)，我國(guó)第二產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率呈上升趨勢(shì)，第二產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式正逐步由要素投入型向效率提高型轉(zhuǎn)變。

第三產(chǎn)業(yè)Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)自從1997年以來(lái)都是大于1的，這表明我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率自1997年以來(lái)呈穩(wěn)定的上升趨勢(shì)，其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量逐步提高?？傮w上來(lái)說(shuō)，我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量向效率型的轉(zhuǎn)變時(shí)期晚于第二產(chǎn)業(yè)，這主要是因?yàn)橄鄬?duì)于傳統(tǒng)的第二產(chǎn)業(yè)，我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展較晚，其發(fā)展還不成熟。三次產(chǎn)業(yè)Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)的趨勢(shì)圖如下。

圖1 各產(chǎn)業(yè)TFP指數(shù)趨勢(shì)圖

由圖1可以看出，1997年以前我國(guó)三次產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率指數(shù)呈不規(guī)則變化，而1997年以后，從整體看我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率指數(shù)最高，高于全社會(huì)的平均全要素生產(chǎn)率指數(shù)，第一產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率指數(shù)最低，低于全社會(huì)的平均全要素生產(chǎn)率指數(shù)，第二產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率指數(shù)介于第一產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)之間。這表明，近些年來(lái)，我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)獲得了快速發(fā)展，第三產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率水平獲得了快速提高，超過(guò)了第一、第二產(chǎn)業(yè)。我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)從要素投入型向效率提高型的轉(zhuǎn)型效率最高，第一產(chǎn)業(yè)最低，且整體低于三產(chǎn)業(yè)的平均水平。

圖2 三產(chǎn)業(yè)平均Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)分解趨勢(shì)圖

表1和圖2中對(duì)三產(chǎn)業(yè)平均Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)的估計(jì)結(jié)果顯示，技術(shù)變化在樣本期間內(nèi)的大部分年份大于1，這表明技術(shù)的利用效率提高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得到優(yōu)化，生產(chǎn)邊界擴(kuò)展，整體產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步。從圖2還可以看出，我國(guó)全要素生產(chǎn)率提高的主要原因在于技術(shù)進(jìn)步，技術(shù)進(jìn)步對(duì)全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)高于效率提高對(duì)全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)。

三、我國(guó)三次產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變動(dòng)原因分解

（一）沖擊與生產(chǎn)率

基于Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)變化的估計(jì)結(jié)果，為了對(duì)我國(guó)三次產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的原因進(jìn)行分解，從而找出影響我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型效率的深層次原因，我們假設(shè)經(jīng)濟(jì)社會(huì)中存在4類(lèi)因素沖擊：首先，由于供給與需求因素是影響一個(gè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素，所以供給沖擊與需求沖擊必然成為影響三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的重要因素。供給沖擊與需求沖擊作為影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最基本的沖擊，分別從對(duì)生產(chǎn)部門(mén)投入和銷(xiāo)售的影響對(duì)其利潤(rùn)產(chǎn)生沖擊，從而促使企業(yè)改變其生產(chǎn)效率以實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)最大化的目標(biāo)，比如當(dāng)企業(yè)生產(chǎn)成本提高導(dǎo)致的消極供給沖擊降低企業(yè)利潤(rùn)時(shí)，企業(yè)傾向于提高其生產(chǎn)效率以降低成本；而當(dāng)正向的需求沖擊擴(kuò)大企業(yè)的市場(chǎng)份額后，企業(yè)將會(huì)有更多的留存利潤(rùn)來(lái)進(jìn)行研發(fā)，從而提高其生產(chǎn)效率。其次，政府作為宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的主體，其政策沖擊必然對(duì)經(jīng)濟(jì)總體產(chǎn)生影響。我國(guó)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)屬于由政府進(jìn)行強(qiáng)有力宏觀調(diào)控的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)，政府的各種財(cái)政手段和貨幣手段能夠?qū)κ袌?chǎng)主體產(chǎn)生重要影響。因此，政府的宏觀調(diào)控行為必然對(duì)企業(yè)的生產(chǎn)效率產(chǎn)生影響。最后，通貨膨脹作為影響供給與需求及政府的宏觀調(diào)控目標(biāo)的重要因素，必然對(duì)三次產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。價(jià)格沖擊一方面影響生產(chǎn)要素市場(chǎng)，提高企業(yè)的生產(chǎn)成本；另一方面影響消費(fèi)市場(chǎng)，降低企業(yè)的實(shí)際購(gòu)買(mǎi)力和提高其名義收入。因此，價(jià)格沖擊不僅由供需因素決定，還通過(guò)影響供給市場(chǎng)與需求市場(chǎng)對(duì)企業(yè)的生產(chǎn)產(chǎn)生影響，從而改變企業(yè)的生產(chǎn)方式，提高生產(chǎn)效率或者降低研發(fā)支出，維持目前的生產(chǎn)率水平以節(jié)約短期成本。因此，以下研究主要包括供給沖擊（εst）、需求沖擊（εd

t）、政策沖擊（εgt）及價(jià)格沖擊（εpt）。

（二）SVAR模型

本文建立的包含全要素生產(chǎn)率、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、勞動(dòng)投入和資本投入的四變量的SVAR模型如下：

公式（6）中Φij(L)是系數(shù)為?ij(K)的滯后L階的多項(xiàng)式，其中：

公式（7）中Φij(L)的系數(shù)代表第 j種沖擊對(duì)第i個(gè)變量時(shí)間路徑的脈沖響應(yīng)。

本模型是四變量的SVAR模型，故應(yīng)施加6個(gè)長(zhǎng)期約束條件。對(duì)于公式（6）中的第一行，新古典經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的唯一源泉，所以從長(zhǎng)期來(lái)看，影響經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)總值的因素是技術(shù)進(jìn)步，故包含技術(shù)進(jìn)步的供給沖擊將會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響，而需求沖擊、政策沖擊和價(jià)格沖擊只會(huì)在短期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響，所以從長(zhǎng)期來(lái)看其影響為零。因此，可以得出三個(gè)長(zhǎng)期約束條件Φ12（L）=0，Φ13（L）=0，Φ14（L）=0。對(duì)于公式（6）中的第二行，從影響勞動(dòng)力的供給因素方面看，人口規(guī)模是影響供給的重要因素，而人口規(guī)模的增長(zhǎng)對(duì)勞動(dòng)力的影響要在長(zhǎng)期后才能表現(xiàn)出來(lái)；勞動(dòng)者自身的偏好也是影響勞動(dòng)力供給的重要因素，而勞動(dòng)力偏好是需要長(zhǎng)期逐漸形成變化的，故在長(zhǎng)期的會(huì)對(duì)勞動(dòng)力產(chǎn)生影響。從需求因素方面看，企業(yè)對(duì)勞動(dòng)力的長(zhǎng)期需求是保證我國(guó)勞動(dòng)力就業(yè)穩(wěn)定的重要因素。從長(zhǎng)期來(lái)看，需求因素也是影響勞動(dòng)力就業(yè)的重要因素。而長(zhǎng)期內(nèi)政策沖擊的緊縮與擴(kuò)張相互交替，從而對(duì)就業(yè)產(chǎn)生的影響長(zhǎng)期來(lái)看趨于零，價(jià)格因素的上升與下降的交替也會(huì)抵消其對(duì)就業(yè)的影響。因此可得到兩個(gè)長(zhǎng)期約束Φ23（L）=0，Φ24（L）=0。對(duì)于公式（6）中的第三行，從長(zhǎng)期來(lái)看，除了影響固定資產(chǎn)投資的供給與需求因素外，政府的政策沖擊對(duì)固定資產(chǎn)投資產(chǎn)生了重要的積極影響，這主要體現(xiàn)為我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)一直以來(lái)主要是靠投資拉動(dòng)。而價(jià)格因素的漲跌只能在短期內(nèi)對(duì)固定資產(chǎn)投資產(chǎn)生影響，長(zhǎng)期來(lái)看其影響為零，因此可得到第六個(gè)長(zhǎng)期約束Φ34（L）=0。

（三）實(shí)證結(jié)果評(píng)價(jià)

基于第二部分的Malmquist全要素生產(chǎn)率變化指數(shù)的估計(jì)結(jié)果和相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)SVAR模型進(jìn)行估計(jì)。由于SVAR模型要求變量為平穩(wěn)序列，首先對(duì)各個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，將不平穩(wěn)序列變?yōu)槠椒€(wěn)序列，單位根檢驗(yàn)結(jié)果此處不再列出。SVAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)估計(jì)結(jié)果如下：

1.第一產(chǎn)業(yè)的脈沖響應(yīng)

圖3 第一產(chǎn)業(yè)TFP對(duì)供給沖擊的脈沖響應(yīng)

圖4 第一產(chǎn)業(yè)TFP對(duì)需求沖擊的脈沖響應(yīng)

圖5 第一產(chǎn)業(yè)TFP對(duì)政策沖擊的脈沖響應(yīng)

圖6 第一產(chǎn)業(yè)TFP對(duì)價(jià)格沖擊的脈沖響應(yīng)

圖3為第一產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率對(duì)供給沖擊的脈沖響應(yīng)，一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向供給沖擊對(duì)當(dāng)期第一產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向的積極影響，這種正向影響一直持續(xù)到第4期，并在第4期的影響減少為零，第4期之后，其影響逐漸穩(wěn)定在較弱的負(fù)向水平。圖4中第一產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率對(duì)需求沖擊的脈沖響應(yīng)表明，一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向需求沖擊對(duì)當(dāng)期的全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的積極影響，并在第2期達(dá)到了最低的負(fù)向水平，這種波峰波谷交替的現(xiàn)象一直持續(xù)到第4期，并在第6期之后其影響趨于零。圖5為第一產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率對(duì)政策沖擊的脈沖響應(yīng)，一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的積極政策沖擊對(duì)當(dāng)期的全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了負(fù)向影響，這種負(fù)向影響一直持續(xù)到第2期，這表明政府對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的積極政策沖擊不但沒(méi)有提高該產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率，反而使其有所降低。這主要是由于政府對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的政策扶持有很強(qiáng)的保護(hù)性色彩，從而對(duì)該產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率產(chǎn)生了負(fù)向影響。但這種負(fù)向影響不具有持續(xù)性，并在第2期至第4期期間產(chǎn)生微弱的負(fù)向影響，并在第4期之后趨于零。圖6為第一產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率對(duì)價(jià)格沖擊的脈沖響應(yīng)，價(jià)格沖擊對(duì)第一產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了正向積極影響，這主要是因?yàn)椋瑑r(jià)格的上升勢(shì)必造成生產(chǎn)成本的上升，廠(chǎng)商為了實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)最大化就會(huì)進(jìn)行不斷的技術(shù)創(chuàng)新，從而實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)成本的下降。

圖7反映了四類(lèi)沖擊對(duì)第一產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的累積脈沖響應(yīng)，從長(zhǎng)期來(lái)看，供給沖擊、需求沖擊和價(jià)格沖擊對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了正向積極影響，其中供給沖擊對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響穩(wěn)定在一個(gè)較高的水平，而需求沖擊和價(jià)格沖擊穩(wěn)定在相對(duì)較低的水平；政策沖擊對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響穩(wěn)定在一個(gè)負(fù)向水平。

圖7 第一產(chǎn)業(yè)TFP對(duì)四種沖擊的累積脈沖響應(yīng)

2.第二產(chǎn)業(yè)的脈沖響應(yīng)

圖8 第二產(chǎn)業(yè)TFP對(duì)供給沖擊的脈沖響應(yīng)

圖9 第二產(chǎn)業(yè)TFP對(duì)需求沖擊的脈沖響應(yīng)

圖10 第二產(chǎn)業(yè)TFP對(duì)政策沖擊的脈沖響應(yīng)

圖11 第二產(chǎn)業(yè)TFP對(duì)價(jià)格沖擊的脈沖響應(yīng)

圖12 第二產(chǎn)業(yè)TFP對(duì)四種沖擊的累積脈沖響應(yīng)

圖8為第二產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率對(duì)供給沖擊的脈沖響應(yīng)，一個(gè)單位的正向供給沖擊給當(dāng)期全要素生產(chǎn)率一個(gè)正向影響，這種正向影響一直持續(xù)到第2期以后，并在第2期以后逐漸平穩(wěn)于零，和第一產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率對(duì)供給沖擊的脈沖響應(yīng)有著相似的路徑變化。圖9為第二產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率對(duì)需求沖擊的脈沖響應(yīng)，一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向需求沖擊使全要素生產(chǎn)率上升，但這種正向影響比較短暫，第2期之后變?yōu)樨?fù)的影響，這種負(fù)向影響一直持續(xù)到第4期，之后趨于零，但是正向需求沖擊對(duì)第二產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向影響力度要大于負(fù)向影響力度。圖10中的第二產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率對(duì)政策沖擊的脈沖響應(yīng)顯示，一個(gè)積極的政策沖擊當(dāng)期并沒(méi)有給全要素生產(chǎn)率一個(gè)正向影響，這與第一產(chǎn)業(yè)的情況類(lèi)似，很可能是由于我國(guó)對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的政策帶有很強(qiáng)的保護(hù)性色彩，所以不能提高企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的動(dòng)力。圖11為第二產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率對(duì)價(jià)格沖擊的脈沖響應(yīng)，正向的價(jià)格沖擊能夠使廠(chǎng)商意識(shí)到生產(chǎn)成本的增加，從而加大科技創(chuàng)新的動(dòng)力，因此對(duì)當(dāng)期的全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了正向的積極影響。

從圖12中第二產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率對(duì)四種沖擊的累積脈沖響應(yīng)可以看出，其動(dòng)態(tài)路徑和第一產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率對(duì)四種沖擊的累積脈沖響應(yīng)類(lèi)似，從長(zhǎng)期來(lái)看，供給沖擊、需求沖擊和價(jià)格沖擊對(duì)全要素生產(chǎn)率的波動(dòng)產(chǎn)生了正向積極影響，供給沖擊穩(wěn)定在一個(gè)較高的正向水平，其次是需求沖擊，價(jià)格沖擊對(duì)第二產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)是正向影響，但這種正向影響持續(xù)的時(shí)間較短，且影響不大。政策沖擊同樣也沒(méi)有對(duì)第二產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生積極影響。

3.第三產(chǎn)業(yè)的脈沖響應(yīng)

圖13 第三產(chǎn)業(yè)TFP對(duì)供給沖擊的脈沖響應(yīng)

圖14 第三產(chǎn)業(yè)TFP對(duì)需求沖擊的脈沖響應(yīng)

圖15 第三產(chǎn)業(yè)TFP對(duì)政策沖擊的脈沖響應(yīng)

圖13、圖14、圖15和圖16分別為第三產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率對(duì)供給沖擊、需求沖擊、政策沖擊和價(jià)格沖擊的脈沖響應(yīng)，可以看出第三產(chǎn)業(yè)對(duì)四類(lèi)沖擊的脈沖響應(yīng)動(dòng)態(tài)路徑和第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)有很大的不同。一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向供給沖擊使當(dāng)期第二產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率有一個(gè)暫時(shí)的提高，但在第2期這種影響迅速降低為零，并在第3期達(dá)到最大的負(fù)向影響，這種負(fù)向影響一直持續(xù)到第6期，之后逐漸趨向于零?？梢?jiàn)，由于現(xiàn)階段我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)的市場(chǎng)化程度比較低，通信、鐵路運(yùn)輸以及金融保險(xiǎn)等業(yè)務(wù)主要由國(guó)家壟斷，正向的供給沖擊，比如成本的增加使第三產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率有一個(gè)暫時(shí)的提高，但這種壓力會(huì)通過(guò)淘汰非國(guó)有企業(yè)而得到緩解，并最終對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生不利影響。要想提高第三產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率，政府需要充分發(fā)揮市場(chǎng)的功能，逐漸實(shí)現(xiàn)國(guó)有經(jīng)濟(jì)的市場(chǎng)化改革。一個(gè)正向的需求沖擊對(duì)第三產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了正向積極影響，這種正向影響一直持續(xù)到第4期，并逐漸趨向于零。與第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)不同，政策沖擊對(duì)第三產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了積極的正向影響，因此，政策支持對(duì)提高第三產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率有著重要影響。價(jià)格沖擊對(duì)第三產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響和供給沖擊對(duì)其的影響類(lèi)似，這主要是通過(guò)成本效應(yīng)來(lái)影響第三產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)變化路徑的。

從圖17中第三產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率對(duì)四種沖擊的累積脈沖響應(yīng)可以看出，需求沖擊和政策沖擊最終對(duì)其全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了正向的積極影響，而供給沖擊和價(jià)格沖擊則對(duì)其產(chǎn)生了負(fù)向影響。

圖16 第三產(chǎn)業(yè)TFP對(duì)價(jià)格沖擊的脈沖響應(yīng)

圖17 第三產(chǎn)業(yè)TFP對(duì)四種沖擊的累積脈沖響應(yīng)

四、結(jié)論

根據(jù)1986—2012年的產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)，我們首先通過(guò)DEA-Malmquist指數(shù)估計(jì)方法對(duì)我國(guó)三次產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率進(jìn)行估計(jì)，以檢驗(yàn)我國(guó)三次產(chǎn)業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量。然后，基于估計(jì)的Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)估計(jì)值，我們建立三次產(chǎn)業(yè)的SVAR模型，以深入分析影響我國(guó)三次產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的因素沖擊，從而為我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整提供指引。實(shí)證結(jié)果表明，我國(guó)第一產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率整體呈下降趨勢(shì)，第二、第三產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率呈上升趨勢(shì)；第三產(chǎn)業(yè)Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)高于第一、第二產(chǎn)業(yè)。這充分說(shuō)明，近些年來(lái)我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型效率高于第一、第二產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型效率；供給沖擊、需求沖擊和價(jià)格沖擊對(duì)我國(guó)第一、二產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率均產(chǎn)生了積極影響，且供給沖擊對(duì)第一、第二產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)最大，而政策沖擊對(duì)我國(guó)第一、第二產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了負(fù)向影響，即各類(lèi)沖擊對(duì)我國(guó)第一、第二產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率的影響路徑是相似的；各類(lèi)沖擊對(duì)第三產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響路徑不同于第一、第二產(chǎn)業(yè)，需求沖擊和政策沖擊對(duì)第三產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了正向影響，而供給沖擊和價(jià)格沖擊則對(duì)其產(chǎn)生負(fù)向影響。針對(duì)以上的研究結(jié)論，我們提出以下政策建議，以?xún)?yōu)化我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高我國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的效率。

（一）加大對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的科技扶持力度。我國(guó)第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率低下，科技創(chuàng)新不足，第一產(chǎn)業(yè)作為我國(guó)的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，其生產(chǎn)總量已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于第二、第三產(chǎn)業(yè)，并且這種差距在逐漸擴(kuò)大。因此，第一產(chǎn)業(yè)要想擴(kuò)大對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，必須提高其科技創(chuàng)新能力。要推進(jìn)農(nóng)業(yè)種植規(guī)?；M(jìn)程，實(shí)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品深加工，政府必須加大對(duì)農(nóng)業(yè)的人力、物力投入。

（二）取消對(duì)部分行業(yè)的政策保護(hù)色彩，適當(dāng)放活市場(chǎng)。政府對(duì)我國(guó)部分行業(yè)的保護(hù)性色彩，降低了該行業(yè)的科技創(chuàng)新能力，嚴(yán)重制約了其經(jīng)濟(jì)效率的提高。因此，政府要適時(shí)地取消對(duì)部分行業(yè)的保護(hù)色彩，適當(dāng)放活市場(chǎng)，充分發(fā)揮市場(chǎng)的優(yōu)化配置功能。例如，政府對(duì)汽車(chē)行業(yè)極強(qiáng)的保護(hù)色彩，使民營(yíng)資本面臨很高的進(jìn)入門(mén)檻，多元化資本進(jìn)入汽車(chē)行業(yè)尚存在一定困難，市場(chǎng)的優(yōu)化配置功能未得到充分發(fā)揮，所以我國(guó)汽車(chē)行業(yè)科技創(chuàng)新能力遠(yuǎn)低于世界平均水平。因此，政府必須從長(zhǎng)期戰(zhàn)略考慮，取消對(duì)部分行業(yè)的政策保護(hù)，放活市場(chǎng)。

（三）提高內(nèi)需，充分發(fā)揮需求沖擊對(duì)三次產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率的積極影響。從實(shí)證結(jié)果可以看出，需求沖擊對(duì)三次產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率都發(fā)揮著積極作用，驗(yàn)證了提高內(nèi)需是實(shí)現(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的根本動(dòng)力。因此，刺激內(nèi)需是提高我國(guó)產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)的一項(xiàng)長(zhǎng)期戰(zhàn)略措施。

（四）確保政策的有效配合。從實(shí)證結(jié)果可以看出，各類(lèi)沖擊對(duì)第一、第二產(chǎn)業(yè)的影響路徑類(lèi)似，而對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的影響路徑表現(xiàn)出了較大的差異性。因此，為了確保政策措施的有效性，避免對(duì)不同產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生相反的效果，要注重各類(lèi)政策的有效配合，以保障政策效果實(shí)現(xiàn)程度的最大化。

：

［1］Solow，Robert M.Technical Change and the Aggregate Production Function［J］.The Review of Economics and Statistics，1957，39（3），312－320.

［2］Daniel KAPP，Alan SáNCHEZ.Heterogeneity of Total Factor Productivity Across Latin American Countries：Evidence from Manufacturing Firms［J］.CES Working Paper，2012，（34）.

［3］Konishi，Yoko.，Nishiyama，Yoshihiko.Decomposition

of Supply and Demand Shocks in the Production Function using the Current Survey of Production［J］.RIETI Discussion Paper，2013，Series 13－E－003.

［4］Olley，Steven G.，Ariel Pakes.The Dynamics of Productivity in the Telecommunications Equipment industry［J］.Econometrica，1996，64（6），1263－1297.

［5］Levinsohn，J.，A.Petrin.Estimating Production Functions Using Inputsto Control for Unobservables［J］.Review of Economic Studies，2003，70（2），317－341.

［6］Van Biesebroeck，Johannes.Robustness of Productivity Estimates［J］.Journal of Industrial Economics，2007，55（3），529－569.

［7］郭慶旺，賈俊雪.中國(guó)全要素生產(chǎn)率的估算：1979—2004［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2005，（6）：51－60.

［8］徐現(xiàn)祥，舒元.基于對(duì)偶法的中國(guó)全要素生產(chǎn)率核算［J］.統(tǒng)計(jì)研究，2009，（7）：78－86。

［9］陶長(zhǎng)琪，齊亞偉.中國(guó)全要素生產(chǎn)率的空間差異及其成因分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2010，（1）：19－32.

［10］魯曉東，連玉君.中國(guó)工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率估計(jì)：1999—2007［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2012，（2）：541－558.

［11］朱喜，史清華，蓋慶恩.要素配置扭曲與農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率［J］.經(jīng)濟(jì)研究2011，（5）：86－98.

［12］Malmquist，S.Index Numbers and Indifference Curves［J］.Trabajos de Estadistica，1953，4：209-242.

［13］Blanchard，O.，Quah，D.The Dynamic Effects of Aggregate Supply and Demand Disturbances［M］.American Economic Review ，1989，（79），655－673.