我國(guó)信息產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的實(shí)證研究

1、我國(guó)信息產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的實(shí)證研究馬光榮東南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院經(jīng)濟(jì)學(xué)系,江蘇南京(211189Email:摘 要 :本 文利用索羅殘差法對(duì) 1988年到 2005年我國(guó)信息產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率(TFP進(jìn) 行了實(shí)證研究。文章發(fā)現(xiàn),我國(guó)信息產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率在以 1998年為界的前后兩個(gè)時(shí)期 存在著不同的變動(dòng)趨勢(shì)。國(guó)有信息產(chǎn)業(yè)企業(yè)改革前的低效和宏觀經(jīng)濟(jì)的降溫是導(dǎo)致了 1992-1998年我國(guó)信息產(chǎn)業(yè) TFP 的下降的主要原因。于是,我們?cè)谀Ｐ椭幸肓颂摂M變量對(duì) 原模型進(jìn)行了修正, 并從修正后的模型中計(jì)算了信息技術(shù)進(jìn)步在我國(guó)信息產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)中的貢獻(xiàn) 度。關(guān)鍵詞 :信息產(chǎn)業(yè),全要素生產(chǎn)率,貢獻(xiàn)度,實(shí)證分析中圖

2、分類號(hào) :F49文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 :A1、導(dǎo)言20世紀(jì)90年代以來, 伴隨著世界性的信息技術(shù)革命, 我國(guó)信息產(chǎn)業(yè)也開始迅速崛起。 信 息產(chǎn)業(yè)具有知識(shí)密集度高、 技術(shù)升級(jí)換代快產(chǎn)出效益高、 具有外溢效應(yīng)等特點(diǎn), 其發(fā)展?fàn)顩r 已經(jīng)成為衡量一個(gè)國(guó)家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)、 社會(huì)發(fā)展水平的重要標(biāo)志。 美國(guó)更是憑借著 “信息高速 公路”計(jì)劃的實(shí)施和信息產(chǎn)業(yè)的飛速發(fā)展,催生了“新經(jīng)濟(jì)”這一種全新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式。 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來自于兩個(gè)方面,要素投入的增長(zhǎng)和全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng),進(jìn)一步又包括資 本積累、就業(yè)增長(zhǎng)、人力資本增長(zhǎng)和 TFP 的增長(zhǎng) ( World Bank, 1997 。 1近年來,國(guó)內(nèi)外學(xué) 者如 Borensztei

3、n 和 Ostry(19962, 李京文和鐘學(xué)義 (1995 3, 鄭玉歆 (1999 4, Young (2003 5,張軍和施少華(2003 6,易綱等(2003 7對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)整體的全要素生產(chǎn)率進(jìn)行了深 入的研究。 而單對(duì)于信息產(chǎn)業(yè)來說, 其本身的產(chǎn)出增長(zhǎng)也離不開各種生產(chǎn)要素投入的增長(zhǎng)和 投入轉(zhuǎn)化為產(chǎn)出效率的提高。 在資源稀缺的固有條件下, 要想獲得可持續(xù)的產(chǎn)出增長(zhǎng)只能依 靠全要素生產(chǎn)率的提高。 而全要素生產(chǎn)率的估算不僅可以通過全要素生產(chǎn)率對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)貢獻(xiàn) 與要素投入貢獻(xiàn)的比較來進(jìn)行產(chǎn)出增長(zhǎng)源泉的分析,也是制定和評(píng)價(jià)長(zhǎng)期可持續(xù)增長(zhǎng)政策的 基礎(chǔ)。 因此, 本文試圖對(duì)我國(guó)信息產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率進(jìn)

4、行計(jì)量分析, 考察全要素生產(chǎn)率對(duì) 我國(guó)信息產(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度,并根據(jù)這些實(shí)證研究提出我國(guó)信息產(chǎn)業(yè)進(jìn)一步發(fā)展的政策建 議。- 1 - 2 -歸的方法計(jì)算信息產(chǎn)業(yè)的 TFP 。鑒于數(shù)據(jù)的可得性,本文也采用電子及通信設(shè)備制造業(yè)和郵 電通信業(yè)近似代替信息產(chǎn)業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù),而且將時(shí)間跨度延長(zhǎng)為 1988-2005年,以期從計(jì)量 模型中更清晰地測(cè)度我國(guó)信息產(chǎn)業(yè)從起步到目前蓬勃發(fā)展過程中 TFP 的變動(dòng)趨勢(shì)。2、計(jì)量回歸分析2.1 模型的建立全 要 素 生 產(chǎn) 率 的 測(cè) 度 有 許 多 方 法 , 本 文 采 用 較 常 用 的 索 羅 殘 差 法 (Solow,1957; Dension,1967 。 12

5、13我們假定我國(guó)信息產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)為柯布 -道格拉斯動(dòng) 態(tài)生產(chǎn)函數(shù),且滿足規(guī)模報(bào)酬不變和?？怂怪行约夹g(shù)進(jìn)步的新古典假設(shè)。其具體形式為:TKLt t 0t t Y =Ae K L ;其中 L 和 K 分別代表勞動(dòng)和資本的產(chǎn)出彈性。由于我們假設(shè)規(guī)模報(bào)酬不變,因此有 L +K =1。將上式兩邊取對(duì)數(shù)得:t 0T K t L t lnY = lnA +t +lnK +lnL ;為了減小對(duì)方程進(jìn)行回歸分析時(shí)的異方差性,我們?cè)?L +K =1的假定下,將上式化為:t/t 0T K t/t ln(YL = lnA +t +ln(KL ;則全要素生產(chǎn)率為:t t K Lt t Y TFP K L =2.2 數(shù)

6、據(jù)說明由上面的模型可知,我們要計(jì)算我國(guó)信息產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率,需要知道信息產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)出 t Y ,資本投入 t K ,和勞動(dòng)投入 t L 。 1988-2005年間的我國(guó)信息產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)見表 1的前 四列。表 1 我國(guó)信息產(chǎn)業(yè)歷年總產(chǎn)出、資本投入、勞動(dòng)投入、 TFP 、 TFP 指數(shù)和 TFP 增長(zhǎng)率年份 產(chǎn)出 Y 資本存量 K 勞動(dòng) L指數(shù) 增長(zhǎng)率 218.185250.71.615499- 3 -2.79738(注:產(chǎn)出 Y 為 1991年不變價(jià)計(jì)算的信息產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值,單位為億元。資本存量亦按 1991年不變價(jià)格計(jì)算, 單位為億元。 勞動(dòng)為信息產(chǎn)業(yè)歷年的從業(yè)人數(shù), 單位為萬人。 所有產(chǎn)出、

7、資本和勞動(dòng)的原始數(shù)據(jù)均取自 1989年到 2006年的中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。下面對(duì)本文中所采用的數(shù)據(jù)進(jìn)行說明: 總產(chǎn)出 t Y ,我們由歷年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒中電子及通信設(shè)備制造業(yè)的總產(chǎn)值與當(dāng)年郵電業(yè)務(wù)總量相加得到。并按照 1991年可比價(jià)格進(jìn)行平減處理。 資本投入 t K ,資本投入量應(yīng)為直接或間接構(gòu)成生產(chǎn)能力的資本總存量 (或簡(jiǎn)稱資本存量 , 它既包括直接生產(chǎn)和提供各種物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的各種固定資產(chǎn)和流動(dòng)資產(chǎn) , 也包括為生活過程服務(wù)的各種服務(wù)及福利設(shè)施的資產(chǎn)。 計(jì)算的可比價(jià)格下資本存量常用的方法 是所謂的“永續(xù)盤存法” (Perpetual Inventory Method” (曾五一 , 199414

8、。根據(jù)永續(xù)盤存 法,我們采用下面的近似方程來求得 t K :t 1K =(1- t t K I + ;其中, t K 為第 t 年信息產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)存量, 為折舊率, t I 為第 t 年信息產(chǎn)業(yè)的固定 資產(chǎn)投資額。 1991-2005年的固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)我們均用當(dāng)年的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了平減,而由于 1988-1990年的統(tǒng)計(jì)年鑒中缺乏固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù),我們采用商品零售 價(jià)格指數(shù)來近似替代。 關(guān)于折舊率 的數(shù)值, 我們參照了張軍 (2004在資本相對(duì)效率呈幾何 遞減的模式下求得的各省固定資本形成總額的經(jīng)濟(jì)折舊率9.6 %這一數(shù)值。 15為了估計(jì)資本 存量的初始值 0K ,本文參考了

9、 Kohli(1982的方法 16, 具體的計(jì)算公式為:000+I K =g ;其中 0I 為基期 1988年信息產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)投資, 0g 為基期附近固定資產(chǎn)投資的增長(zhǎng)速度, 我們采用 1988-1992年間的固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)速度的幾何平均數(shù)來代替。 勞動(dòng)投入 t L , 從理論上講, 實(shí)際的勞動(dòng)投入量指的是在生產(chǎn)過程中實(shí)際消耗的活勞動(dòng),使用標(biāo)準(zhǔn)強(qiáng)度的勞動(dòng)時(shí)間來衡量的,但在實(shí)際測(cè)算時(shí)我們無法取得這個(gè)指標(biāo)(沈坤榮,1999。 17因此,鑒于數(shù)據(jù)的可得性,本文中勞動(dòng)投入量用信息產(chǎn)業(yè)這兩個(gè)部門中的勞 動(dòng)者人數(shù)來近似替代。2.3 回歸結(jié)果:我們?cè)?Eviews 軟件包里對(duì)上述模型進(jìn)行回歸,得到的回歸

10、方程為:- 4 -t/t t/t ln(YL = 0.696+0.844n(KL ;t 檢驗(yàn)值 (6.584893 (17.23406 F 值為 297.0129,調(diào)整后的擬合優(yōu)度 20.984749R=,但 d.w 值為 0.285788,存在嚴(yán)重的序列相關(guān)性。我們采用杜賓二步法對(duì)方程進(jìn)行了序列相關(guān)性的修正,修正后的方程為:t/t t/t ln(YL = 0.655+0.870ln(KL ;t 檢驗(yàn)值 (3.543 (11.066 F 值為 122.4575,調(diào)整后的擬合優(yōu)度 20.900R=。因此,從上式我們可得到資本的產(chǎn)出彈性值為 K =0.844, L =1-K =0.156。 則第

11、t 年的全要素生產(chǎn)率為:tt t t Y TFP K L = ;我們假定 1988我國(guó)信息產(chǎn)業(yè)的 TFP 指數(shù)為 100,則第 t 年的 TFP 指數(shù)為: TFP 指數(shù) =1988*100TFPtTFP ; 第 t 年 TFP 的增長(zhǎng)率 =11t TFPt TFP ;1988-2005年間我國(guó)信息產(chǎn)業(yè)的 TFP 、 TFP 指數(shù)和 TFP 增長(zhǎng)率具體值見表 1的后三列,下圖 1描繪了 1988-2005年間我國(guó)信息產(chǎn)業(yè) TFP 指數(shù)的變動(dòng)趨勢(shì)。從圖 1我們可以看出,除去極個(gè)別年份 TFP 指數(shù)變動(dòng)的反常以外,在 1992年到 1998年我 國(guó)信息產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率存在一個(gè)明顯的低谷, 1992

12、年到 1996間的 TFP 增長(zhǎng)率甚至為負(fù) 值。而對(duì)上面方程進(jìn)行的鄒氏參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)(Chow Test For Parameter Stability也 證實(shí)了以1998年為界前后兩個(gè)時(shí)期原方程的結(jié)構(gòu)發(fā)生了很大變化。60801001201408890 92949698000204圖 1 1988-2005年間我國(guó)信息產(chǎn)業(yè)的 TFP 指數(shù)(1988=100總體來看, 1988到 1992年我國(guó)信息產(chǎn)業(yè) TFP 呈緩慢上升趨勢(shì),這主要與期間信息技術(shù)在 我國(guó)剛剛興起,信息產(chǎn)業(yè)尚處在“干中學(xué)”的初期的緣故。至于 1992年到 1998年的 TFP 下降- 5 -階段,這與郭慶旺和賈俊雪(2005 1

13、8,朱鐘棣和李小平 19(2005等學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)的我 國(guó)這一時(shí)期國(guó)民經(jīng)濟(jì)整體全要素生產(chǎn)率下降的結(jié)論相似。 胡鞍鋼和鄭京海 (2004 詳細(xì)討論 了這一期間我國(guó)經(jīng)濟(jì)整體全要素生產(chǎn)率下降的原因 20。本文認(rèn)為,就信息產(chǎn)業(yè)本身來說, 一方面, 1993 年以來宏觀經(jīng)濟(jì)逐步降溫并于1998 年出現(xiàn)了通貨緊縮通貨, 這一期間宏觀經(jīng) 濟(jì)的波動(dòng)對(duì)信息產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率必定會(huì)產(chǎn)生各種直接或間接的影響。 而另一方面, 我國(guó)國(guó) 民經(jīng)濟(jì)各行業(yè)包括信息產(chǎn)業(yè)在這一時(shí)期出現(xiàn)了生產(chǎn)能力過剩的狀況,國(guó)有企業(yè)減員和資本過 度深化進(jìn)一步加劇了勞動(dòng)力的低水平利用。 我國(guó)國(guó)有企業(yè)雖然從1984年就開始以擴(kuò)大企業(yè)自 主權(quán)為主要內(nèi)容的改革

14、, 但國(guó)企改革尤其是國(guó)有信息產(chǎn)業(yè)企業(yè)改革的全面推進(jìn)是從1998年才 開始。而由圖1也可以看出,1998年到2004年我國(guó)信息產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率開始加速上升, 其年均增長(zhǎng)率高達(dá)14.2%。1998年至今,信息產(chǎn)業(yè)企業(yè)的政企分開、行業(yè)重組以及產(chǎn)權(quán)制度 改革得到了全面推進(jìn),制度變遷在我國(guó)信息產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)效率增長(zhǎng)中發(fā)揮了重要作用?？紫榈?(1999對(duì)我國(guó)國(guó)有企業(yè)改革中的各種制度虛擬變量進(jìn)行了實(shí)證分析。 21我們認(rèn)為,我國(guó) 1998年以來, 信息產(chǎn)業(yè)企業(yè)自主研發(fā)投入的增加, 信息技術(shù)在我國(guó)得到了迅猛的發(fā)展, 技術(shù) 進(jìn)步因素在推動(dòng)信息產(chǎn)業(yè)的TFP增長(zhǎng)方面的巨大作用開始顯現(xiàn)。而外資企業(yè)在這一時(shí)期也開 始大規(guī)模涌

15、入信息產(chǎn)業(yè)的各具體行業(yè),外資企業(yè)對(duì)我國(guó)信息產(chǎn)業(yè)的技術(shù)外溢效應(yīng)也日漸明 顯。2.4 引入虛擬變量后的模型為了更準(zhǔn)確地反映上述因素對(duì)1998年前后兩個(gè)時(shí)期我國(guó)信息產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的 影響, 進(jìn)一步明確探究技術(shù)進(jìn)步在我國(guó)信息產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)中的貢獻(xiàn)度, 我們對(duì)初始模型進(jìn)行 進(jìn)一步修正,引入虛擬變量D,當(dāng) 1998t 1988時(shí)D=0;當(dāng) t 19992005時(shí),D=1。 虛擬變量D既反映后一個(gè)時(shí)期國(guó)有信息產(chǎn)業(yè)企業(yè)改革的全面推進(jìn)對(duì)信息產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)出的影響, 也部分反映了前后兩個(gè)時(shí)期宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)信息產(chǎn)業(yè)的影響。 引入虛擬變量后的待估方程為:t/t 0T K t/t t ln(YL = lnA +t +ln(KL +D ;重新估計(jì)后的方程形式為:t/t t/t t ln(YL = 0.845 +0.658ln(KL +0.519D ;t 檢驗(yàn)值 (10.642 (12.223 (4.424F 值為 330.638, 雖然 d.w 值為 1.053,但 LM 檢驗(yàn)顯示方程不存在序列相關(guān)性,因此我們不再對(duì)此估計(jì)方程進(jìn)行進(jìn)一步的序列相關(guān)修正。在方程中,虛擬變量 D 通過了 t 檢驗(yàn),因此 D 對(duì)方程線性顯著,說明我們引入虛擬變量 D 來重新估計(jì)方程是合適的。