袁 鵬，葉 鑫

（1.西南財(cái)經(jīng)大學(xué)　工商管理學(xué)院，成都　611130；2.大連理工大學(xué)　管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)部，遼寧　大連　116024）

中國(guó)要素增強(qiáng)型的內(nèi)生技術(shù)變化：1985～2012

袁 鵬1，葉 鑫2

（1.西南財(cái)經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院，成都611130；2.大連理工大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)部，遼寧大連116024）

通過(guò)對(duì)要素效率的內(nèi)生化設(shè)定，并建立要素增強(qiáng)型的內(nèi)生技術(shù)變化模型，對(duì)1985～2012年期間中國(guó)資本、勞動(dòng)和能源對(duì)技術(shù)變化的作用進(jìn)行了實(shí)證分析，并考察了技術(shù)變化的演進(jìn)趨勢(shì)和來(lái)源，分析結(jié)果表明：研發(fā)、進(jìn)出口、FDI、人力資本和基礎(chǔ)設(shè)施等因素對(duì)三種要素的效率演進(jìn)具有不同影響；技術(shù)進(jìn)步是推動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要力量，而其主要來(lái)源為勞動(dòng)效率和能源效率的提升所導(dǎo)致的增強(qiáng)型技術(shù)變化；資本效率下降所致的負(fù)向技術(shù)變化對(duì)技術(shù)進(jìn)步起到了抑制作用；勞動(dòng)增強(qiáng)型技術(shù)變化和資本負(fù)向技術(shù)變化主要來(lái)自于技術(shù)效應(yīng)，能源增強(qiáng)型技術(shù)變化主要來(lái)自于價(jià)格效應(yīng)；規(guī)模效應(yīng)對(duì)所有要素的技術(shù)變化影響均較小。

內(nèi)生技術(shù)變化；要素增強(qiáng)型；要素效率

改革開放以來(lái)，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引人矚目。有關(guān)中國(guó)經(jīng)濟(jì)奇跡背后的驅(qū)動(dòng)因素成為學(xué)術(shù)界討論的熱點(diǎn)話題。特別是關(guān)于生產(chǎn)率增長(zhǎng)或者技術(shù)進(jìn)步作用的討論十分熱烈，因?yàn)檫@一問(wèn)題事關(guān)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的可持續(xù)性。由于要素邊際報(bào)酬遞減的作用，持續(xù)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)唯有依靠生產(chǎn)率增長(zhǎng)或者技術(shù)進(jìn)步。大量的國(guó)內(nèi)外實(shí)證文獻(xiàn)從行業(yè)、地區(qū)、企業(yè)等層面考察了全要素生產(chǎn)率（TFP）增長(zhǎng)或技術(shù)進(jìn)步在不同時(shí)期中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用，但未獲得一致結(jié)論。［1］

雖然現(xiàn)有研究加深了我們對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的認(rèn)識(shí)，但其普遍存在的一個(gè)局限是關(guān)于Hicks中性技術(shù)變化的假設(shè)。在這一假設(shè)下，技術(shù)變化對(duì)所有生產(chǎn)要素的效率具有相同作用，并且各要素在成本中的份額將保持不變。然而就中國(guó)而言，一個(gè)明顯的事實(shí)是，最近20年來(lái)，勞動(dòng)報(bào)酬在GDP中的份額持續(xù)下降，而資本報(bào)酬的份額卻持續(xù)上升。這實(shí)際上暗示了技術(shù)變化可能是非中性的，即技術(shù)變化對(duì)不同要素的效率具有不同的影響。近年來(lái)，在非中性技術(shù)變化的假設(shè)下，少數(shù)研究針對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)，估計(jì)了資本和勞動(dòng)的效率變化率，發(fā)現(xiàn)兩種要素的效率變化具有明顯差異，［2］［3］不過(guò)，這些研究均將技術(shù)變化視為外生的，沒(méi)有考慮相關(guān)因素在要素效率變化過(guò)程中的作用。此外，現(xiàn)有研究通常只考慮了資本和勞動(dòng)兩種要素，而忽視了其他一些重要的生產(chǎn)要素，特別是能源。中國(guó)面臨越來(lái)越嚴(yán)重的能源約束，在考察中國(guó)技術(shù)變化的時(shí)候，將能源這一關(guān)系國(guó)計(jì)民生的生產(chǎn)要素納入研究視域是十分必要的。

針對(duì)以上不足，本文試圖在以下兩個(gè)方面擴(kuò)展現(xiàn)有研究：第一，摒棄了中性技術(shù)變化的假定，采用要素增強(qiáng)型技術(shù)變化模型，將能源納入技術(shù)變化的測(cè)度框架，考察要素之間效率演進(jìn)的差異，以及要素效率變化對(duì)總技術(shù)變化的貢獻(xiàn)；第二，將技術(shù)變化進(jìn)行了內(nèi)生化處理，更有利于識(shí)別人力資本、研發(fā)、國(guó)際貿(mào)易與外商直接投資、基礎(chǔ)設(shè)施等多種經(jīng)濟(jì)因素在要素效率演進(jìn)中的作用。

一、要素增強(qiáng)型的內(nèi)生技術(shù)變化模型

在要素增強(qiáng)型技術(shù)變化模型基礎(chǔ)上，［4］我們對(duì)要素效率進(jìn)行了內(nèi)生化處理，設(shè)定如下內(nèi)生化的技術(shù)變化模型：

其中，F(xiàn)（·）表示生產(chǎn)技術(shù)水平，Y代表產(chǎn)出，Xj表示第j種要素投入（j=1…，J）；Aj（t，Z）＞0，表示第j種要素在t年的效率，以下簡(jiǎn)寫為Aj。除時(shí)間趨勢(shì)變量t外，Aj還受到一組外生經(jīng)濟(jì)變量Z的影響，這一設(shè)定將Aj內(nèi)生化=AjXj代表要素j的有效投入。如果Aj增大，意味著要素效率提高，從而實(shí)現(xiàn)投入不變，而產(chǎn)出增加。若?j有Aj=A，且生產(chǎn)函數(shù)為線性齊次的，那么技術(shù)變化是?？怂怪行缘?。以上生產(chǎn)結(jié)構(gòu)使得要素特定的技術(shù)變化能夠被區(qū)分出來(lái)，從而能夠衡量特定要素對(duì)總技術(shù)變化的貢獻(xiàn)。事實(shí)上，要素特定的技術(shù)變化和總技術(shù)變化可能具有不同的，甚至相反的趨勢(shì)。

總技術(shù)變化可以表示為：

其中，Aj=?log?t=?logAj/?t，TCj=?logF（~Xj）/?log~Xj·Aj。在變量名上方加點(diǎn)“·”，表示該變量隨時(shí)間的變化率。從TCj表示要素 j的技術(shù)變化，體現(xiàn)了該要素的效率變動(dòng)對(duì)總技術(shù)變化的貢獻(xiàn)。Aj和 ?logF （~x）/?log~Xj，分別表示要素j的效率變化和完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)條件下要素j的成本份額。（1）式所示生產(chǎn)函數(shù)的對(duì)偶成本函數(shù)可以寫成：C=C（~P，Y）。C是要素投入的總成本（C=∑jPjXj），Pj表示要素j的實(shí)際價(jià)格，~Pj= Pj/Aj，表示要素j的有效價(jià)格。一種要素效率提高意味著它有效價(jià)格下降（~Pj）。在成本函數(shù)框架下，技術(shù)進(jìn)步TC定義為：TC=Shephard引理，S=?logC/?logP~=P~X~/C=PX/C，故Sj的成本份額。

其中，j。根據(jù)jjjjjjj表示要素因此，根據(jù)（3）式，總技術(shù)變化是各要素效率變化和其成本份額的加權(quán)平均值。（3）式與（2）式所定義的總技術(shù)變化是相同的?，F(xiàn)在我們?cè)O(shè)定成本函數(shù)的具體形式為如下超越對(duì)數(shù)成本函數(shù)：

其中，j，k=K，L，E，K、L、E分別表示資本、勞動(dòng)和能源。根據(jù)謝潑德引理，得到要素份額方程的具體形式為：

將份額方程（5）帶入（3）式，整理后得到：

（6）式表明，技術(shù)變化可以分解為三個(gè)部分：第一項(xiàng)表示純技術(shù)變化，稱之為技術(shù)效應(yīng)；第二項(xiàng)表示價(jià)格誘致的技術(shù)變化，稱之為價(jià)格效應(yīng)；第三項(xiàng)表示規(guī)模引致的技術(shù)變化，稱之為規(guī)模效應(yīng)。

如前所述，除時(shí)間趨勢(shì)變量外，要素效率或生產(chǎn)率還受到一組外生變量的影響。本文主要考慮了研發(fā)（RD）、人力資本（HR）、出口（EX）、進(jìn)口（IM）、外商直接投資（FDI）、基礎(chǔ)設(shè)施（IF）等外生變量，并設(shè)定要素效率的具體函數(shù)形式為：

其中，γj為常數(shù)項(xiàng)，用以表示自發(fā)的要素效率變化，它只受時(shí)間的影響，而與上述其他經(jīng)濟(jì)變量無(wú)關(guān)。通過(guò)外生變量的引入，要素效率得到了內(nèi)生化。根據(jù)A·j=?logAj/?t，得到：

二、數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文采用了1985～2012年期間29個(gè)中國(guó)省域（直轄市、省和自治區(qū)）地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，樣本中未包含港澳臺(tái)地區(qū)和西藏自治區(qū)，重慶與四川進(jìn)行合并處理?；A(chǔ)數(shù)據(jù)來(lái)源于相應(yīng)年份的中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒、中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒，以及新中國(guó)55年、60年統(tǒng)計(jì)資料匯編。

產(chǎn)出Y采用地區(qū)生產(chǎn)總值表示。勞動(dòng)價(jià)格PL以收入法計(jì)算的地區(qū)生產(chǎn)總值中的勞動(dòng)者報(bào)酬與從業(yè)人數(shù)之比來(lái)表示。資本價(jià)格PK的計(jì)算公式為：資本價(jià)格 =（地區(qū)生產(chǎn)總值 -勞動(dòng)者報(bào)酬）/實(shí)物資本存量。［5］實(shí)物資本存量采用永續(xù)盤存法進(jìn)行核算，公式為Kt=Kt-1（1-δ）+It。下標(biāo) t代表第t年，I表示投資，δ為折舊率，K0為期初實(shí)物資本存量。對(duì)于It，本文采用的是固定資本形成額的時(shí)間序列，并用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)換算為1985年的不變價(jià)格。由于1990年之前的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)沒(méi)有官方的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，我們采用固定資本形成隱含平減指數(shù)代替。①借鑒張軍等人的方法，研究期間所有省份采用9.6%的折舊率。［6］K0采用Hall和Jones［7］的方法估計(jì)，即K0=I0/（θ+δt）。其中，I0為期初投資，θ為1985～2012年投資的年平均增長(zhǎng)率。

分省的能源價(jià)格PE并不能直接獲得。我們借鑒陶小馬等［8］的方法，采用《中國(guó)物價(jià)年鑒2004》公布的2003年36個(gè)大中城市分能源品種的價(jià)格數(shù)據(jù)（以省會(huì)城市的能源價(jià)格表示其所在省份的能源價(jià)格），以及分省的燃料動(dòng)力類價(jià)格指數(shù)序列（1986-2012年）進(jìn)行推算。

地區(qū)生產(chǎn)總值，以及要素價(jià)格均采用GDP平減指數(shù)進(jìn)行價(jià)格平減，轉(zhuǎn)換為以1985年價(jià)格表示的可比價(jià)。經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的總成本等于資本、勞動(dòng)和能源三種要素的支出總和。各地區(qū)的能源支出等于能源投入量（以標(biāo)準(zhǔn)煤計(jì)）與能源價(jià)格的乘積。研發(fā)強(qiáng)度（RD）采用各地區(qū)的研發(fā)資本存量與實(shí)物資本存量的比重來(lái)表示。研發(fā)資本存量（RDS）一般也采用永續(xù)盤存法進(jìn)行核算，［9］公式為：RDSt=RDSt-1（1-σ）+rdt。rd表示研發(fā)支出，以各地區(qū)科技活動(dòng)內(nèi)部支出來(lái)衡量，并通過(guò)一個(gè)構(gòu)造的研發(fā)價(jià)格指數(shù)換算為1985年的不變價(jià)格。研發(fā)價(jià)格指數(shù)的構(gòu)造參考了吳延兵的方法，［10］以消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)的加權(quán)平均值來(lái)表示。權(quán)重分別為研發(fā)支出中的勞務(wù)費(fèi)份額和固定資產(chǎn)構(gòu)建費(fèi)份額。σ為折舊率，參照通常的做法，取值為0.15。RDS為期初的研發(fā)存量，借鑒期初實(shí)物資本存量的計(jì)算方法，其計(jì)算公式為：RDS0=rd0/（σ+g）。rd0為期初的研發(fā)支出，g為研究期間研發(fā)支出的年均增長(zhǎng)率。

人力資本水平（HR）采用各地區(qū)本?？圃谛W(xué)生人數(shù)與總?cè)丝诘恼急葋?lái)衡量。出口強(qiáng)度（EX）、進(jìn)口強(qiáng)度（IM）分別用各地區(qū)出口額、進(jìn)口額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來(lái)表示。外商直接投資（FDI）采用各地區(qū)的外商直接投資存量與實(shí)物資本存量的比值來(lái)衡量，外商直接投資存量與實(shí)物資本存量的核算方法相同。基礎(chǔ)設(shè)施（IN）是地區(qū)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的重要組成部分，其包含的范圍很廣，事實(shí)上難以用單一指標(biāo)來(lái)衡量，本文采用人均貨物周轉(zhuǎn)量作為基礎(chǔ)設(shè)施的代理變量。人均貨物周轉(zhuǎn)量體現(xiàn)了一個(gè)地區(qū)交通運(yùn)輸?shù)陌l(fā)達(dá)程度，其值越高，反映出基礎(chǔ)設(shè)施越完善。

三、結(jié)果分析

1.估計(jì)結(jié)果

在成本方程（4）和份額方程（5）的右邊加上經(jīng)典誤差項(xiàng)，組成了一個(gè)包含J+1個(gè)方程的系統(tǒng)方程組。該系統(tǒng)方程組采用非線性迭代似不相關(guān)回歸技術(shù)估計(jì)參數(shù)（NISUR）。所有要素的份額方程加總等于1，這將導(dǎo)致誤差項(xiàng)的方差-協(xié)方差矩陣為奇異矩陣，因此需要去除一個(gè)要素的份額方程。由于當(dāng)估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生收斂的時(shí)候，NISUR等價(jià)于極大似然法，因此去掉任何一個(gè)份額方程并不影響估計(jì)結(jié)果。在本文中，我們選擇去掉能源份額方程。我們首先估計(jì)了包含所有要素效率影響因素的系統(tǒng)方程組I，表1、表2分別給出了成本與份額方程、要素效率方程的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。成本方程的絕大部分參數(shù)都通過(guò)了常見水平的顯著性檢驗(yàn)。成本方程、資本份額方程和勞動(dòng)份額方程的R2，都非常高，分別為0.978、0.976、0.981。

表1　成本與份額方程的估計(jì)結(jié)果

表2　要素效率方程的估計(jì)結(jié)果（系統(tǒng)　I）

要素效率方程（系統(tǒng)I）的估計(jì)結(jié)果顯示，同一種因素對(duì)不同要素的效率具有不同的，甚至相反的影響。為了提高估計(jì)的效率，我們剔除了要素效率方程中不顯著的影響因素，估計(jì)了系統(tǒng)方程組II。成本方程和要素效率方程的估計(jì)結(jié)果分別見表1、表3。結(jié)果顯示，除個(gè)別參數(shù)沒(méi)有通過(guò)10%的顯著性檢驗(yàn)外，成本方程的其他參數(shù)和要素效率方程中的所有參數(shù)都通過(guò)了1%的顯著性檢驗(yàn)，且估計(jì)結(jié)果接近于系統(tǒng)方程組I。成本方程、資本份額方程和勞動(dòng)份額方程的R2也都超過(guò)了0.97。

表3　要素效率方程的估計(jì)結(jié)果（系統(tǒng)　II）

2.要素效率的變化與影響因素分析

以要素效率方程（系統(tǒng)II）的估計(jì)結(jié)果為基礎(chǔ)，我們計(jì)算了要素效率的變化率。結(jié)果表明，研究期間，三15.2%以上，且呈現(xiàn)出波動(dòng)向上的增長(zhǎng)趨種要素的效率變化具有明顯差異。勞動(dòng)效率的增長(zhǎng)率（）保持在勢(shì)，最高超過(guò)17.9%，年均為16.7%。能源效率的增長(zhǎng)率（A·ε）也為正，年際間略有波動(dòng)，但基本上保持在7.2%左右的水平。與勞動(dòng)和能源快速上升的效率變化趨勢(shì)不同，資本的效率呈現(xiàn)出持續(xù)的下降趨勢(shì)，年均增長(zhǎng)率（AK）為-7.9%。資本效率的不斷下降警示中國(guó)，依靠投資拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)難以持續(xù)。

那么，相關(guān)因素在要素效率的演進(jìn)中具有怎樣的實(shí)際影響呢？根據(jù)（8）式，我們將要素效率的年均變化率分解，從而考察各因素對(duì)要素效率變化的貢獻(xiàn)，結(jié)果見于表4，而主要結(jié)論如下所示。

表4　要素效率年均變化率的分解

（1）在各要素的效率演進(jìn)中起到最重要作用的均為自發(fā)效率變化。如表4所示，各要素的自發(fā)效率變化趨勢(shì)具有明顯差異：勞動(dòng)和能源的自發(fā)效率分別以年均7.5%和3.2%的速度上升，而資本的自發(fā)效率以年均11.1%的速度下降。自發(fā)效率變化在資本、勞動(dòng)和能源的效率變化中分別占據(jù)了140.5%、44.9%和44.4%的份額?？梢娰Y本的效率下降完全來(lái)自于其自發(fā)效率的下降，而勞動(dòng)和能源的效率提升在很大程度上得益于各自的自發(fā)效率增長(zhǎng)。

（2）研發(fā)為資本效率的下降貢獻(xiàn)了-17.7%，為能源效率的上升貢獻(xiàn)了18.1%，意味著研發(fā)起到了制約資本效率下降以及提高能源效率的作用。雖然研發(fā)對(duì)勞動(dòng)效率沒(méi)有產(chǎn)生顯著影響，但由于其對(duì)資本和能源的效率產(chǎn)生了較大的正面作用，因而加大研發(fā)力度還是能夠有效地促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步。研發(fā)沒(méi)有顯著地帶來(lái)勞動(dòng)效率的提高可能與中國(guó)的研發(fā)方向有關(guān)。

（3）出口對(duì)三種要素的效率均存在正面影響。出口帶來(lái)的正面效應(yīng)在一定程度上阻止了資本效率的下降（份額為-13.9%），也促進(jìn)了勞動(dòng)和能源的效率提升（份額分別為15.6%和20.8%）。出口的積極作用可能來(lái)自于企業(yè)加入出口市場(chǎng)獲得的競(jìng)爭(zhēng)與創(chuàng)新效應(yīng)、規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、出口對(duì)象的知識(shí)溢出效應(yīng)等。與出口帶來(lái)要素效率的提升不同，進(jìn)口對(duì)所有要素的效率均沒(méi)有產(chǎn)生顯著影響。進(jìn)口溢出效應(yīng)不明顯的原因可能與中國(guó)的進(jìn)口貿(mào)易結(jié)構(gòu)有關(guān)，即中國(guó)的進(jìn)口貿(mào)易品主要是大宗礦產(chǎn)和糧食等初級(jí)產(chǎn)品以及服務(wù)于加工貿(mào)易的進(jìn)口零部件。

（4）FDI對(duì)資本效率具有正面作用，但作用較小，而其對(duì)勞動(dòng)和能源的效率沒(méi)有產(chǎn)生顯著影響。與出口相比，F(xiàn)DI的正向溢出效應(yīng)相對(duì)更弱，原因可能在于FDI的溢出效應(yīng)具有兩面性，其正向溢出效應(yīng)在一定程度上被負(fù)向溢出效應(yīng)所抵消了。雖然FDI為中國(guó)帶來(lái)了先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，但是經(jīng)營(yíng)進(jìn)程中追加技術(shù)投入的意愿不夠強(qiáng)烈，反而會(huì)通過(guò)過(guò)度競(jìng)爭(zhēng)、資源爭(zhēng)奪甚至壟斷等手段抑制本土企業(yè)的創(chuàng)新。

（5）人力資本在勞動(dòng)效率增長(zhǎng)中占了27.5%的份額，即人力資本的提升對(duì)勞動(dòng)效率產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用。改革開放以來(lái)，中國(guó)的教育事業(yè)得到了穩(wěn)步發(fā)展，人口素質(zhì)明顯改善。特別是上世紀(jì)90年代末期高等教育的快速發(fā)展培養(yǎng)了大量高素質(zhì)人才，對(duì)提高整體水平的勞動(dòng)生產(chǎn)率起到了積極作用。基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)勞動(dòng)效率和能源效率起到了積極作用，但對(duì)資本效率沒(méi)有產(chǎn)生顯著影響?；A(chǔ)設(shè)施的改善在勞動(dòng)、能源的效率增長(zhǎng)中的份額分別為12% 和16.7%，表明中國(guó)的生產(chǎn)率增長(zhǎng)或技術(shù)進(jìn)步在一定程度上受益于基礎(chǔ)設(shè)施的改善。

3.技術(shù)變化的趨勢(shì)與來(lái)源分析

不斷上升的勞動(dòng)效率和能源效率意味著這兩種要素存在正向的要素增強(qiáng)型技術(shù)變化，而遞減的資本效率則意味著資本存在負(fù)向的要素增強(qiáng)型技術(shù)變化。我們計(jì)算了各要素的技術(shù)變化率以及總的技術(shù)變化率。研究期間，中國(guó)技術(shù)變化率的年均值為4.3%，考慮到同期中國(guó)經(jīng)濟(jì)的實(shí)際增長(zhǎng)率大約為10%，技術(shù)進(jìn)步對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)約占四成。因此，我們的研究結(jié)果表明，雖然經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要來(lái)自要素投入，但技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也有顯著的貢獻(xiàn)。不過(guò)，需要警惕的是，研究期間，總的技術(shù)變化率呈現(xiàn)出逐步下降的趨勢(shì)，從期初的4.8%下降到期末的3.7%。特別是從上世紀(jì)90年代后期開始，技術(shù)進(jìn)步速度下降的趨勢(shì)愈加明顯，反映出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的下滑。

要素特定的技術(shù)變化率具有較大的差異。勞動(dòng)的技術(shù)變化率高達(dá)6.2%（2009年）至7.2%（1991年），超過(guò)了總的技術(shù)變化率。因此，勞動(dòng)效率的提高，是中國(guó)技術(shù)進(jìn)步的主要?jiǎng)恿?。不過(guò)，勞動(dòng)的技術(shù)變化率呈現(xiàn)出下降趨勢(shì)，也帶動(dòng)了總技術(shù)變化率的下降。能源的技術(shù)變化率在0.9%（1993年）至1.4%（2012年）之間，對(duì)總技術(shù)變化的貢獻(xiàn)相對(duì)較小。但是，能源的技術(shù)變化率呈現(xiàn)出緩慢的上升趨勢(shì)，對(duì)總技術(shù)變化的貢獻(xiàn)因而也越來(lái)越大。資本的技術(shù)變化率為負(fù)，范圍在-3.9%（1988年）至-3.3%（2008年）之間。因此，資本效率的下降在很大程度上抑制了中國(guó)的技術(shù)進(jìn)步。

進(jìn)一步地，我們考察技術(shù)變化的來(lái)源，即技術(shù)效應(yīng)、價(jià)格效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)對(duì)技術(shù)變化的貢獻(xiàn)。結(jié)果顯示，總技術(shù)效應(yīng)的范圍在3.9%至5.2%之間，年均值為4.6%，超過(guò)了總技術(shù)變化率。總價(jià)格效應(yīng)和總規(guī)模效應(yīng)均為負(fù)值，范圍分別在-0.7至-1.3%和-0.1%至-1.5%之間。從數(shù)值上看，總技術(shù)效應(yīng)是總技術(shù)變化的主要貢獻(xiàn)者，而其他兩種效應(yīng)對(duì)總技術(shù)變化的影響較小，且為負(fù)向影響。從變化趨勢(shì)來(lái)看，總技術(shù)效應(yīng)和總規(guī)模效應(yīng)均呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)，導(dǎo)致了總技術(shù)變化率的下降，而總價(jià)格效應(yīng)表現(xiàn)為上升趨勢(shì)，能夠在一定程度上減緩總技術(shù)變化率的下降。

分要素來(lái)看，勞動(dòng)的技術(shù)效應(yīng)為正，范圍在7.5%至9.1%之間，呈現(xiàn)下降趨勢(shì)；資本的技術(shù)效應(yīng)為負(fù)，范圍在之間-3.6%至-4.1%之間，同樣表現(xiàn)為下降趨勢(shì)；而能源的技術(shù)效應(yīng)在-0.2%至0.5%之間，在1985 ～1995年期間為負(fù)，之后為正，表現(xiàn)為上升趨勢(shì)。

在要素特定的價(jià)格效應(yīng)方面，資本和能源的價(jià)格效應(yīng)均為正，范圍分別在0.8%至1.1%，以及1.6%至1.8%之間，而勞動(dòng)的價(jià)格效應(yīng)為負(fù)，范圍在-3.4%至-4.0%之間。顯然，勞動(dòng)的價(jià)格效應(yīng)為負(fù)是導(dǎo)致總價(jià)格效應(yīng)為負(fù)的唯一原因。因此，三種要素間相對(duì)價(jià)格的變化有利于資本和能源的技術(shù)進(jìn)步，而不利于勞動(dòng)的技術(shù)進(jìn)步。特別是對(duì)于能源來(lái)說(shuō)，其價(jià)格效應(yīng)超過(guò)了能源的技術(shù)變化率，是能源增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步的主要原因。勞動(dòng)的價(jià)格效應(yīng)之所以為負(fù)，原因可能在于勞動(dòng)與資本、能源的相對(duì)價(jià)格上升了。當(dāng)一種要素（勞動(dòng)）變得相對(duì)昂貴，為了節(jié)約成本，企業(yè)的理性選擇是開發(fā)使用相對(duì)便宜的要素（資本和能源）的技術(shù)。

在要素特定的規(guī)模效應(yīng)方面，三種要素的規(guī)模效應(yīng)非常小。其中，勞動(dòng)的規(guī)模效應(yīng)在0.16%至0.26%的范圍內(nèi)，呈現(xiàn)微弱的上升趨勢(shì)，而資本和能源的規(guī)模效應(yīng)均在-0.6%至-0.9%的范圍內(nèi)，呈現(xiàn)微弱的下降趨勢(shì)。可見，產(chǎn)出規(guī)模的擴(kuò)張對(duì)勞動(dòng)的技術(shù)變化產(chǎn)生了正向影響，對(duì)資本和能源的技術(shù)變化產(chǎn)生了負(fù)面影響。不過(guò)，無(wú)論是哪種影響，程度都較小。

四、結(jié) 論

本文放棄中性技術(shù)變化的假設(shè)，采用要素增強(qiáng)型技術(shù)變化模型，對(duì)要素效率因子進(jìn)而技術(shù)變化采取了內(nèi)生化設(shè)定，考察了1985～2012年期間中國(guó)資本、勞動(dòng)和能源三種要素的效率變化趨勢(shì)，以及各要素的效率變化在總技術(shù)變化中的作用。主要結(jié)論如下：

第一，三種要素的效率變化趨勢(shì)具有顯著差異。研究期間，勞動(dòng)效率和能源效率持續(xù)上升，年均增長(zhǎng)率分別為16.7%和7.5%，而資本效率表現(xiàn)出持續(xù)的下降趨勢(shì)，年均下降7.9%。因此，勞動(dòng)效率和能源效率的持續(xù)上升對(duì)改善中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的質(zhì)量和績(jī)效發(fā)揮了積極作用，而且還有助于緩解勞動(dòng)力數(shù)量下降和不斷趨緊的能源約束帶來(lái)的壓力，不過(guò)，資本效率的持續(xù)下降意味著投資驅(qū)動(dòng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式面臨著越來(lái)越大的挑戰(zhàn)。

第二，同一經(jīng)濟(jì)因素在不同要素效率變化中的作用可能不同。具體而言：自發(fā)效率的變化在各要素的效率演進(jìn)均起到了最重要作用；研發(fā)對(duì)勞動(dòng)效率沒(méi)有產(chǎn)生顯著影響，但對(duì)資本和能源的效率產(chǎn)生了較大的促進(jìn)作用；出口對(duì)三種要素的效率均起到了正面影響，但進(jìn)口對(duì)所有要素的效率均沒(méi)有產(chǎn)生顯著影響；FDI除了對(duì)資本效率具有較小的正面作用外，對(duì)勞動(dòng)和能源的效率均未產(chǎn)生顯著影響；人力資本的提升顯著地促進(jìn)了勞動(dòng)效率的提高，但對(duì)資本和能源的效率沒(méi)有顯著影響；基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)勞動(dòng)效率和能源效率起到了積極作用，但對(duì)資本效率沒(méi)有產(chǎn)生顯著影響。

第三，研究期間，總的技術(shù)變化率年均值為4.3%，約占同期中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的四成，表明技術(shù)進(jìn)步在中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中發(fā)揮了非常重要的作用。不過(guò)，上世紀(jì)90年代后期技術(shù)進(jìn)步的速度開始出現(xiàn)明顯的下降趨勢(shì)，反映出這段時(shí)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的下降。三種要素的技術(shù)變化對(duì)總技術(shù)變化的作用具有明顯差異。勞動(dòng)的技術(shù)變化率超過(guò)了總的技術(shù)變化率，表明勞動(dòng)效率的提高是技術(shù)進(jìn)步的主要?jiǎng)恿?。能源的技術(shù)變化對(duì)總技術(shù)變化的貢獻(xiàn)相對(duì)較小，但隨著能源的技術(shù)變化率的上升，其對(duì)總技術(shù)變化的貢獻(xiàn)也將增加。由于資本效率的持續(xù)下降，資本的技術(shù)變化率為負(fù)，成為了技術(shù)進(jìn)步的抑制因素。

第四，對(duì)技術(shù)變化的分解結(jié)果顯示，技術(shù)效應(yīng)是資本負(fù)向技術(shù)變化和勞動(dòng)增強(qiáng)型技術(shù)變化的主要來(lái)源，但對(duì)能源增強(qiáng)型技術(shù)變化的影響較小。價(jià)格效應(yīng)是能源增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步的主要原因，也在一定程度上有利于抑制資本的負(fù)向技術(shù)變化，但對(duì)勞動(dòng)增強(qiáng)型的技術(shù)變化具有負(fù)面作用。規(guī)模效應(yīng)對(duì)勞動(dòng)增強(qiáng)型的技術(shù)變化產(chǎn)生了正向影響，對(duì)資本和能源的技術(shù)變化產(chǎn)生了負(fù)面影響。不過(guò)，無(wú)論是哪種影響，程度都較小。

注 釋

①固定資本形成隱含平減指數(shù)=固定資本形成總額（當(dāng)年現(xiàn)價(jià)）/（固定資本形成總額（上年現(xiàn)價(jià)）*固定資本形成總額發(fā)展速度（以上年為1）。

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責(zé)任編輯：黎貴才

2014-09-23

定稿日期：2015-01-10

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（71203018）；教育部人文社會(huì)科學(xué)基金（12YJC790248）

袁鵬（1981-），男，四川榮縣人，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，西南財(cái)經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院副教授，主要從事技術(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究；葉鑫（1989-），男，遼寧葫蘆島人，大連理工大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)部碩士研究生，主要從事金融創(chuàng)新研究。

FF061.2

A

1005-2674（2015）03-067-07