生產(chǎn)率理論、測算方法

88生產(chǎn)率理論、測算方法10技術(shù)進(jìn)步與創(chuàng)治理生產(chǎn)率理論、測算方法門或企業(yè)的具體生產(chǎn)函數(shù)，需要做大量的工作?；\統(tǒng)的量。1節(jié)生產(chǎn)率概念及爭論進(jìn)展1.1生產(chǎn)率概念申，概念格外簡單。是指消耗在物理過程總能量的有效能量的比重，是屬性一樣的兩個(gè)物理量之不同的兩個(gè)經(jīng)濟(jì)量，例如勞動生產(chǎn)率是人時(shí)產(chǎn)出量。從內(nèi)容上分析，生產(chǎn)率可分為單要素生產(chǎn)率和多要素生存率〔Multi-FactorProductivity，簡稱MFP〕，前者又稱局部生產(chǎn)率，勞動、資本、中間投入、設(shè)備等的生產(chǎn)率都屬于此類。美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家E.Denison認(rèn)為，某種生產(chǎn)要素的單位投入引起的經(jīng)濟(jì)增長就是它的局部生產(chǎn)率。多要素生產(chǎn)率又稱全要素生產(chǎn)率〔TotalFactorProductivity，簡稱TFP〕，它全面反映了技術(shù)和效益水平。經(jīng)濟(jì)增長可歸結(jié)為各生產(chǎn)要素共同作用的結(jié)果，各要素通過生產(chǎn)供給效勞，進(jìn)而影響產(chǎn)出的增長。從行業(yè)角度分析，生產(chǎn)率可以是制造業(yè)、效勞業(yè)或其它行業(yè)的，不同行業(yè)算，效勞業(yè)產(chǎn)出有時(shí)承受實(shí)物量計(jì)算。。從估算方法分析。生產(chǎn)率的計(jì)算方法主要又計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法及指數(shù)法。在不同層次、同一層次不同行業(yè)、統(tǒng)一行業(yè)不同方法上開放。本生產(chǎn)率都是單要素生產(chǎn)率，它具有肯定的局限性，很難全面反映生產(chǎn)率水平。TFP是綜合生產(chǎn)率，它的運(yùn)用可避開單要素生產(chǎn)率估算產(chǎn)生的片面性。最TFP。后來在相當(dāng)長的時(shí)間內(nèi)，有關(guān)TFP的計(jì)算范圍爭論很大。有人認(rèn)為TFP的計(jì)算應(yīng)包括勞動、資本TFP是被“無視的計(jì)量局部”、“剩TFP是余值，它計(jì)量的是全部無法測量的局部的生產(chǎn)率，例如測量誤差、無法測量的產(chǎn)品質(zhì)量改善、環(huán)境本錢的增長等。理論上，隨著測量方法的改進(jìn)和要素分解的細(xì)化，TFP應(yīng)趨于零。的越來越精細(xì)的分解，對無形要素——研發(fā)、教育與培訓(xùn)、保健與安全等的爭論TFP的變化有影響。目前。TFP的爭論主要集中在以下五個(gè)領(lǐng)域：要素引起的生產(chǎn)率變化的經(jīng)〔過去側(cè)重于總量和行業(yè)的爭論〕；從側(cè)重于及微觀與宏觀爭論的關(guān)聯(lián)性將成為爭論的重點(diǎn)。具體可見下節(jié)的方法綜述。1.2生產(chǎn)率測算方法綜述(一)國外爭論現(xiàn)狀(P·Douglas)和其助手的著作中，生產(chǎn)率在經(jīng)濟(jì)增長中作用的定量爭論由此開頭。1942年，第一屆諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獲獎(jiǎng)得者之一，荷蘭經(jīng)濟(jì)學(xué)家丁伯根跨出了超出道格拉斯使用過概念的關(guān)鍵一步，他在資本和勞動投入函數(shù)中添加了一個(gè)時(shí)間趨勢，表示“效率”的水平。丁伯根的著作始終到50年月中期并沒有引起人們的留意，然而斯蒂格勒首次提出了全要素生產(chǎn)率問題，成為美國經(jīng)濟(jì)爭論局的一項(xiàng)主要爭論打算的起1961年出版的《美國生產(chǎn)率趨勢》。把道格拉斯、丁伯根的奉獻(xiàn)和肯德里克(1956)編制的國民生產(chǎn)賬戶融為一·索洛(R·Solow)在《經(jīng)濟(jì)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)評論》上發(fā)表了《技術(shù)進(jìn)步與總量生產(chǎn)函數(shù)》一文，論文統(tǒng)一了生產(chǎn)的經(jīng)濟(jì)理論、擬合生產(chǎn)函數(shù)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法，第一次將技術(shù)進(jìn)步因素納入經(jīng)濟(jì)增長模型。在定量爭論中，索洛將人均產(chǎn)出增長扣除資本集約程度增長后的未被解釋局部歸為技術(shù)進(jìn)步的結(jié)果，稱其為技術(shù)進(jìn)步率，這些未被解釋的局部后來被稱為“增長余值”(或“索洛余值”)，也即為全要素生產(chǎn)率的增長率。在此根底上，美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家丹尼森(E·Dension)進(jìn)展了“余值”的測算方法，主要是把投入要素進(jìn)展了更加具體的分類，然后利用權(quán)數(shù)合成總投入指數(shù)。由索洛和丹尼森等進(jìn)展起來的這種方法直到今日仍舊占有格外重要的地位。經(jīng)濟(jì)學(xué)家喬根森，他承受超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的形式在部門和總量兩個(gè)層次上進(jìn)展了生產(chǎn)率的度量。他系統(tǒng)說明白以資本效勞的租賃價(jià)格為根底的古典投資理論，通過包含在增投資中的技術(shù)，解釋了生產(chǎn)率的變動。傳統(tǒng)的生產(chǎn)函數(shù)法假定生產(chǎn)在技術(shù)上是充分有效的，從而將產(chǎn)出增長率扣除要素投入增長率之后的ＴＦＰ增長率全部歸結(jié)為技術(shù)進(jìn)步的結(jié)果。1977年Meeusen，VandenBroeck分別獨(dú)立提出了隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)，之后漸漸進(jìn)展起來的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法則允許技術(shù)無效的存TFP用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法，Schmift(1980，1986)、Kumbhakar(1988，1990)、、BatteseCoelli(1988，1992，1995)等對技術(shù)效TFP和產(chǎn)出的影響做了大量的實(shí)證爭論也使這一方法日漸充實(shí)和完善。非參數(shù)的生產(chǎn)率指數(shù)法是當(dāng)前國際上生產(chǎn)率爭論領(lǐng)域的方法。1978年美Acharnes、W.W.Cooper首先提出了數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DateAnalusisDEA)方法。數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法是依據(jù)多種投入和多種產(chǎn)出的觀看值，對同類心型單位進(jìn)展有效性評價(jià)的一種方法。它也是處理一類多目標(biāo)決策問題的、理論上完備的方法；更是經(jīng)濟(jì)爭論中，依據(jù)線性規(guī)劃的對偶理論來估量多投入——多產(chǎn)出的有效生產(chǎn)前沿面的有力工具。有效生產(chǎn)前沿面實(shí)際上是生產(chǎn)函數(shù)的一種推廣。在有效性評價(jià)方面，除了DEA方法之DEA方法能處理多產(chǎn)出問題，常被作為非參數(shù)問題爭論的一個(gè)優(yōu)點(diǎn)。DEA方法的應(yīng)用范圍正在不斷擴(kuò)展，DEADEA方法的理解也在不斷地進(jìn)展和深入，的模型在不斷地進(jìn)展和完善。近年來，消滅大量爭論亞洲國家生產(chǎn)率的文獻(xiàn)，Leung(1997)計(jì)算了加坡TFP的增長。HarryBlochSamHakKanTang(1999)著重比較了技術(shù)變化率和TFPG的差異，用一個(gè)描述本錢構(gòu)造和加坡制造業(yè)產(chǎn)業(yè)平衡條件的內(nèi)生TFPG。Renuka1975-199428個(gè)制造產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率，此外用一個(gè)分析模型考察了這些產(chǎn)業(yè)技術(shù)無效的緣由以制定相應(yīng)政策。UbianaChamarbagwala等(2023)考察了亞洲七國經(jīng)濟(jì)國外和國內(nèi)機(jī)器裝配對制造業(yè)生產(chǎn)率的相對奉獻(xiàn)，C-D生產(chǎn)函數(shù)被用于檢驗(yàn)國外機(jī)器是否比國內(nèi)機(jī)器更多產(chǎn)。爭論建立在一個(gè)整合的橫截面時(shí)間序列模型上，包括香港、加坡、朝鮮、馬來西亞、印尼、菲律賓和印度七國(1975-1990)。結(jié)果說明一國的進(jìn)展階段、勞動力水平及表達(dá)在資本中的技術(shù)都將打算內(nèi)外資對生產(chǎn)率的影P.Timmer(2023)爭論了構(gòu)造變化在解釋亞洲四國制造業(yè)部門1963-投入變化的影響。這個(gè)結(jié)果并不支持構(gòu)造紅利假說，此假說認(rèn)為在工業(yè)進(jìn)展階段，要素投入變成更多的分支。這一覺察是巨大的，它證明白生產(chǎn)率提高是普遍的，并不依靠于與全球技術(shù)前沿的距離。R&D與TFP的關(guān)系也是近年來國外爭論的熱點(diǎn)問題。Jeffery.Bernseern和yuan(1996)R&D溢出與生產(chǎn)率增長，結(jié)果說明國內(nèi)溢出對生產(chǎn)率的奉獻(xiàn)大于國際溢出的奉獻(xiàn)。GaryMadden(2023)爭論了亞洲和OECDR&DTFPR&D活動聯(lián)系起來的閱歷R&DTFP的作用取決于3個(gè)方面，一是生產(chǎn)函數(shù)的定義，二是用于估量索洛余值的假設(shè)數(shù)目，三是閱歷分析中所用數(shù)據(jù)的整合水平。TFP爭論的其它領(lǐng)域。JanFagerberg(2023)利用1973-1990年39個(gè)國家和24個(gè)產(chǎn)業(yè)的樣本爭論了專業(yè)化和和構(gòu)造變化對生產(chǎn)率增長的沖擊，得出了構(gòu)造變化并不導(dǎo)致生產(chǎn)率的必定變化，但那些致力于提高朝陽產(chǎn)業(yè)(如電子)技術(shù)含量的國家將比其它國家具有更高的生產(chǎn)率。GinanisTFP變化的框TeameGhirmay(2023)19個(gè)進(jìn)展中國家出口同經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，說明出口對進(jìn)展過程產(chǎn)生偶然作用是對效率和積存共同作用的結(jié)果。John爭論了美國制造業(yè)長期技術(shù)變化和多要素生產(chǎn)率的增長，分析產(chǎn)生了行業(yè)特定相關(guān)參數(shù)，以此來捕獲1949-1991年間產(chǎn)出和本錢函數(shù)中時(shí)間序KankanaMukhrjee(2023)DEA方法測算了美國大型商業(yè)銀行的生產(chǎn)率增長，并將技術(shù)變化、技術(shù)效率變化以及規(guī)模變化對生產(chǎn)率增長的奉獻(xiàn)分別開來。〔二〕國內(nèi)爭論現(xiàn)狀產(chǎn)率爭論主要局限于勞動生產(chǎn)率。50年月末，開頭留意技術(shù)進(jìn)步對生產(chǎn)進(jìn)展的重大作用，提出了技術(shù)革命和技術(shù)革的任務(wù)。60年月，中國經(jīng)濟(jì)學(xué)界在總結(jié)“大躍進(jìn)”的閱歷教訓(xùn)時(shí)，將提高投資效果和提高勞動生產(chǎn)率都列為提高經(jīng)濟(jì)效果的重要途徑，在這方面做了有益的探究。改革開放之后，通過引進(jìn)和學(xué)習(xí)國外的爭論成果，國內(nèi)也逐步加強(qiáng)了對中國生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)增長的爭論。史清琪(1985)首先開展了度量我國技術(shù)進(jìn)步的爭論，王積業(yè)等同志探討了一些地區(qū)和行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長問題。謝千里、羅斯基、鄭玉歆(1988)通過建立自1952-1985年國有工業(yè)投資品的價(jià)格指數(shù)，首次對度量資本存量的加合理和全都。陳寬(1988)和謝千里、羅斯基、鄭玉歆(1992，1995)等對我國的工業(yè)生產(chǎn)率進(jìn)展了大量的爭論工作，得出了大致相像的結(jié)論，即改革開放之后我國的工業(yè)生產(chǎn)率對經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮了重大作用，奉獻(xiàn)率比改革開放之前大大提高。中國社會科學(xué)院的李京文等經(jīng)濟(jì)學(xué)者(1993)與美國的喬根森和日本的黑田昌裕等人合作主編的《生產(chǎn)率與中美日經(jīng)濟(jì)增長爭論》中選取了比較先進(jìn)的喬根森方法，分析比較了中美日三國生產(chǎn)率與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。該書首次對我國1953-1990年間資本、勞動和生產(chǎn)率對經(jīng)濟(jì)增長的奉獻(xiàn)。該書分析了影響中國經(jīng)濟(jì)增長的經(jīng)濟(jì)和非經(jīng)濟(jì)因素，對我國政府制定經(jīng)濟(jì)增長政策提出了重要的政策建議。但在生產(chǎn)率分析的方法論上，作者照舊承受的是增量余值法。鄭玉歆(1995)利用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法測算企業(yè)的技術(shù)效率、配置效率、技術(shù)進(jìn)步以及生產(chǎn)率的變化狀況，并按不同的城市、部門和企業(yè)的全部制形式的分類進(jìn)展了分析，與承受索洛余值法相比，在爭論方法上是一大進(jìn)步。與此同時(shí)，李宏(1996)嘗試著將生產(chǎn)函數(shù)模型與數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)方法相結(jié)合估量出前沿生產(chǎn)函數(shù)，并由此來分析決策單元的相對技術(shù)效率與規(guī)模效率。張國初(1996)TFP的變化率進(jìn)展分別的方法，其中包括了一項(xiàng)技術(shù)效率的變化率。但他們的分析和爭論還沒有涉及到對技術(shù)效率水平影響因素的探討。亞洲金融危機(jī)的爆發(fā)引起人們對保羅·1994年對東亞以要素投入為主的經(jīng)濟(jì)增長方式所賜予的批判的留意，我國的一些經(jīng)濟(jì)學(xué)者開頭總結(jié)東南亞長期高速增長的閱歷和陷于危機(jī)的教訓(xùn)，如鄭玉歆(1998，1999)則從生產(chǎn)率測算方法的不同說明白東南亞國家的TFP存在被低估的可能，并且強(qiáng)調(diào)了經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的“階段性”規(guī)律及其對處于經(jīng)濟(jì)騰飛初期的中國的重要意義[。劉小玄和鄭京海(1998)1985-1994年期間769家抽樣國有企業(yè)技術(shù)效率水平的主要打算因素。結(jié)果說明，在改革過程中，國有企業(yè)生產(chǎn)率增長的打算因素除了技術(shù)進(jìn)步之外，最主要的因素是產(chǎn)權(quán)、人力資本和市場競爭。但是，他們的爭論重點(diǎn)，僅限于對技術(shù)效率水平打算因素的分析，而缺乏對經(jīng)濟(jì)增長因素和TFP變動趨勢及其構(gòu)成因素的定量爭論?？紫?1999)利用具有超越對生產(chǎn)函數(shù)形式的隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型估算了1990-19944個(gè)行業(yè)的技術(shù)變化率和ＴＦＰ變化率，并且爭論了獎(jiǎng)金制度、區(qū)域、治理機(jī)制改革措施和時(shí)間等因素對技術(shù)效率水平的影響。劉偉和李紹榮(2023)考察了全部制構(gòu)造變化對于微觀意義上的生產(chǎn)效率提升的作用以及這種作用的特點(diǎn)。得出了全部制的變化，對于中國經(jīng)濟(jì)增長具有特別的解釋力量，這種解釋力量不僅一般化地表達(dá)在增長的數(shù)量方面，而且表達(dá)在增長的質(zhì)量及效率方面。郭慶旺、賈俊雪〔2023〕分析比較了全要素1979—2023年間的全要素生產(chǎn)率增長率，并對我國全要素生產(chǎn)率增長和經(jīng)濟(jì)增長源泉做了簡要分析。2節(jié)主要生產(chǎn)率測算方法介紹勞動生產(chǎn)率測算法勞動生產(chǎn)率的測算有數(shù)量法和價(jià)值法，其中數(shù)量法又分成產(chǎn)量法和時(shí)間動時(shí)間。動投入的平均人數(shù)及人時(shí)數(shù)。外還比較勞動生產(chǎn)率的增長率，具體計(jì)算公式如下：OoLP tt Ht

〔1〕LPt時(shí)期的勞動生產(chǎn)率；tOot時(shí)期以固定價(jià)計(jì)算的增長值；tHt時(shí)期的勞動投入tLPln(LPt

O LO)ln[( t)/( t)] 〔2〕OL0 0LPt年的勞動生產(chǎn)率；tO，Ot

t年和基年的產(chǎn)出；L，Lt

t年和基年的勞動投入—工作小時(shí)資本生產(chǎn)率測算方法資本生產(chǎn)率是產(chǎn)出與資本投入之比，計(jì)算公式如下：(CP)

Ot 〔3〕CtOt

Ctt期的產(chǎn)出；

i1

ci,t

Ai,tCt期資本效勞流；tc It期的資本本錢i,tTFP測算方法過程較為簡單。(一增長會計(jì)法增長會計(jì)法(growthaccountingapproach)的根本思路是以古典增長理論為根底，將經(jīng)濟(jì)增長中要素投入奉獻(xiàn)剔除掉，從而得到全要素生產(chǎn)率增長的估算值，其本質(zhì)是一種指數(shù)方法。依據(jù)指數(shù)的不同構(gòu)造方式，可分為代數(shù)指數(shù)法和幾何指數(shù)法(也稱索洛殘差法)。代數(shù)指數(shù)法(AIN)代數(shù)指數(shù)法(arithmeticindexnumberapproach，AIN)最早由艾布拉姆威茲提出，其根本思想是把全要素生產(chǎn)率表示為產(chǎn)出數(shù)量指數(shù)與全部投入要素加權(quán)指數(shù)的比率。P，數(shù)量為Q

PQ

K，t t t t tL

，資本價(jià)格即利率為r，工資率為w

，則總本錢為rK

wL。在t t t t t t完全競爭和規(guī)模收益不變假設(shè)下，有總產(chǎn)出等于總本錢即：

(4)t t t t t t(4)式往往不成立，可將(4)式改寫為：PQTFP[rKwL] (5)0 t t 0 t 0 tr0

wP0

為基年利率、工資和價(jià)格。參數(shù)TFP為全要素生產(chǎn)率，t反映技術(shù)進(jìn)步等因素對產(chǎn)出的影響。由(2)式可得：PQTFP

0 t (6)t [rK0 t

wL]0 t(6)式就是全要素生產(chǎn)率的代數(shù)指數(shù)公式。后來，經(jīng)濟(jì)學(xué)家們又提出各種全要素生產(chǎn)率代數(shù)指數(shù)，它們的形式雖不同，但根本思想是一樣的。代數(shù)指數(shù)法很直觀地表達(dá)出全要素生產(chǎn)率的內(nèi)涵，但缺陷也格外明顯，主概念化方法，并不適于具體實(shí)證分析(Caves，ChristensenandDiewart，1982)。索洛殘差法(SR)索洛殘差法最早由索洛(Solow，1957)提出，根本思路是估算出總量生產(chǎn)函數(shù)后，承受產(chǎn)出增長率扣除各投入要素增長率后的殘差來測算全要素生產(chǎn)率增長，故也稱生產(chǎn)函數(shù)法。在規(guī)模收益不變和?？怂怪行约夹g(shù)假設(shè)下，全要素生產(chǎn)率增長就等于技術(shù)進(jìn)步率?？偭可a(chǎn)函數(shù)為：Y(t)F(Xt t

) 〔7〕Yt

Xt

(x1t

,K,xnt

)xnt

為第n種投入要素。假設(shè)(t)為希克斯中性技術(shù)系數(shù)，意味著技術(shù)進(jìn)步不影響投入要素之間的邊際替代率。進(jìn)一步，假設(shè)F()為一次齊次函數(shù)即關(guān)于全部投入要素都是規(guī)模收益不變的。(4)式兩邊同時(shí)對時(shí)間t求導(dǎo)，并同除以(4)式有；Y N

x t

n,t 〔8〕Y

Ytx

n1

nx n,tn

n,t為各投入要素的產(chǎn)出份額。由(5)式有；txtn,t

Y

Y

x t

n,t 〔9〕nn,ttY n1 x n,tt(9式就是全要素生產(chǎn)率增長的索洛殘差公式，本質(zhì)上是一個(gè)幾何指數(shù)。各投入要素的產(chǎn)出份額n

往往需要通過估算總量生產(chǎn)函數(shù)加以測算。具體估算中，常承受兩要素(資本和勞動力)C-DYAKL，其中Yt t t tLt

Kt

為資本存量，、分別為平均資本產(chǎn)出份額和平均勞動力產(chǎn)出份額。兩邊同時(shí)取自然對數(shù)有：ln(Y)ln(A)ln(Kt

)ln(L)t t

〔10〕為誤差項(xiàng)，通常我們假設(shè)1，即規(guī)模收益不變，則有回歸方程：tln(Yt

/L)ln(A)ln(Kt

/L)t

〔11〕估算。其中資本存量需要測算，測算公式為：K I/Pt t t

(1t

)K

(12)Kt

為tK

為t1P為固定資tI為t為t年的固定資產(chǎn)的折舊率。在確定t t(7)式給出各年的實(shí)際資本存量。這樣，利用回歸方程(11)，我們可以估量出平均資本產(chǎn)出份額和平均勞動力產(chǎn)出份額，帶入(12)式可以得到全要素生產(chǎn)率增長率。索洛殘差法開創(chuàng)了經(jīng)濟(jì)增長源泉分析的先河，是古典增長理論的一個(gè)重。但它也存在著一些明顯缺陷；索洛殘差法建立在古典假設(shè)即完全競爭、規(guī)模收益不變和?？怂怪行约夹g(shù)根底上，這些約束條件很強(qiáng)，往往難以滿足；具體估算中，由于資本價(jià)格難以準(zhǔn)確確定，所以利用資本存量來代替資本效勞，無視了舊資本設(shè)備生產(chǎn)效率的差異以及力量實(shí)現(xiàn)的影響。此外，索洛殘差法用所謂的“殘差”來度量全要素生產(chǎn)率，從而無法剔除掉測算誤差的影響。上述這些因素都不行避開地導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率的估算偏差。非參數(shù)的生產(chǎn)率測度方法這一種方法，是非參數(shù)的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)方法。這種方法把觀看值到SFA〔隨機(jī)前任何具體函數(shù)形式或分布假設(shè)，來得到前沿函數(shù)。Malmquist指數(shù)方法，就是基于數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)方法而提出的。它首先Malmquist(1953)提出，1982年，Cavesetal首度用來作為生產(chǎn)率指數(shù)使用。這種生產(chǎn)率指數(shù)有兩個(gè)主要的優(yōu)點(diǎn)：第一，它不需要相關(guān)的價(jià)格信息。但是它不能對單一一個(gè)孤立的國家或地區(qū)樣本測算，它必需對包含多個(gè)對象和指標(biāo)的樣本才能測度。由于相關(guān)投入和產(chǎn)出的數(shù)量數(shù)據(jù)較易獲得，而要素的價(jià)值份額Malmquist指數(shù)的其次個(gè)優(yōu)點(diǎn)，是其可以分解為生產(chǎn)效率變化和技術(shù)進(jìn)步變化兩個(gè)局部，這樣，我們就可以從中測算出效率和技術(shù)的變動狀況。tt+1時(shí)期，TFPMalmquist指數(shù)可以表示成：Dt(xt1,yt1)Dt1(xt1,yt1)1/2M (xt,yt,xt1,yt1) i i i i i i i,t1 i i i i

Dt(xt,yt) Dt1(xt,yt) i i i

i i

(13)iitit式中，xt(K ,Liitit

)itKL的投入Yyt(Y

)Dt(xt,ytDt(xt1,yt1)t時(shí)期的技i it

i i

i i it+1tt+1時(shí)期，以TtMalmquist數(shù)量指數(shù)定義：Dt(xt1,yt1)i i iMt(xt,yt,xt1,yt1) Dt(xt,yt)i i i

i = i i i

(14)t+1Tt+1t時(shí)期到t+1Malmquist數(shù)量指數(shù)為：Dt1(xt1,yt1)Mt1(xt,yt,xt1,yt1)= i i i

(15)i i i i

Dt1(xt,yt)i i iFisher抱負(fù)指數(shù)的構(gòu)造方法，Caves、ChristensenDiewert(1982)用上(13)tt+1時(shí)期生產(chǎn)率變化的1tt+1TFP的增長。形式：Dt(xt1,yt1)Dt(xt1,yt1) Dt(xt,yt)1/2M (xt,yt,xt1,yt1) i i i i i i i i i i,t1 i i i

txtyt) Dt(xt,yt) Dt1(xt,yt)i i i i iiiiEFt1 TCt1

(16)i iTC，就是從(Fareetal.1994)。為了把這種理論工具應(yīng)用到實(shí)際測度中，就要計(jì)算出投入和產(chǎn)出的各種距iDEA的問題來完成：maxis.t.

(p,q)(p,q)Yi n

Y 0j jpnK Kj jp jqj1nL Kj jp jqj11,2n.....1,2n

(17)式中，p,q是時(shí)期。Dp(xqyq)(

pq))1，(p,q){(t,t),(t,t+1),(t+1,t),(t+1,t+1)}。i i i iDEAC2R結(jié)合起來，做出結(jié)果。(二)經(jīng)濟(jì)計(jì)量法種計(jì)量方法，即隱性變量法和潛在產(chǎn)出法。隱性變量法(LV)隱性變量法(latentvariableapproach，LV)的根本思路是，將全要素生產(chǎn)率視為一個(gè)隱性變量即未觀測變量，從而借助狀態(tài)空間模型(statespacemodel)利用極大似然估量給出全要素生產(chǎn)率估算。具體估算中，為了避開消滅偽回歸，需要進(jìn)展模型設(shè)定檢驗(yàn)包括數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)。平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)ADF(theAugmentedDickey-Fuller)單位根檢驗(yàn)和JJ(JohansonandJuselius，1990)協(xié)整檢驗(yàn)。由于產(chǎn)出、勞動力和資本存量數(shù)據(jù)的趨勢成分通常是單位根過程且三者之間不存在協(xié)整關(guān)系，所以往往利用產(chǎn)出、C-D生產(chǎn)函數(shù)，且假設(shè)規(guī)模收益不變，則有如下觀測方程：ln(Y)ln(TFP)ln(K)(1)ln(L)t t t t

(18)ln(TFP為全要素生產(chǎn)率增長率，假設(shè)其為一個(gè)隱性變量，且tAR(1)過程，則有如下狀態(tài)方程：ln(TFP)ln(TFP )

(19)t t其中，為自回歸系數(shù)，滿足 1，t

為白噪聲。這樣，利用狀態(tài)空間模(18)和狀態(tài)方程(19)，從而得到全要素生產(chǎn)率增長的估算值。了數(shù)據(jù)非平穩(wěn)性帶來的偽回歸問題。潛在產(chǎn)出法(PO)索洛殘差法和隱性變量法在估算全要素生產(chǎn)率時(shí)，都暗含著一個(gè)重要的假設(shè)即認(rèn)為經(jīng)濟(jì)資源得到充分利用，此時(shí)，全要素生產(chǎn)率增長就等于技術(shù)進(jìn)步率。換言之，這兩種方法在估算全要素生產(chǎn)率時(shí)，都無視了全要素生產(chǎn)率增長的另一個(gè)重要組成局部——力量實(shí)現(xiàn)改善(improvementincapacityrealization)即技術(shù)效率提升的影響。潛在產(chǎn)出法(potentialoutputapproach，PO)也稱邊界生產(chǎn)函數(shù)法(frontierproductionfunction)正是基于上述考慮提出的，其根本思路是遵循法雷爾(Farrel，1957)的思想，將經(jīng)濟(jì)增長歸為要素投入增長、技術(shù)進(jìn)步和力量實(shí)現(xiàn)改善(技術(shù)效率提升)三局部，全要素生產(chǎn)率增長就等于技術(shù)進(jìn)步率與力量實(shí)現(xiàn)率改善之和；估算出力量實(shí)現(xiàn)率和技術(shù)進(jìn)步率，便給出全要素生產(chǎn)率增長率。Ry,t

RTP,t

CRt

yx,t

為要素R

TFP,t

為全要素生產(chǎn)率增長率，則有：Ry,t

R

CRt

Ryx,t

(20)且全要素生產(chǎn)率增長率等于技術(shù)進(jìn)步率與力量實(shí)現(xiàn)率變化之和，即：RTFP,t

R

CRt

(21)力量實(shí)現(xiàn)率CRt

測度了現(xiàn)有生產(chǎn)力量的利用程度，反映了現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)的生產(chǎn)HP濾波(Hodrick-Prescott，1990)，它是通過最小化(T為樣本期)：T(lnYlnY*)2T

T

(lnY*lnY*)(lnY*lnY

2) (23)t t

t2

t t 從而將現(xiàn)實(shí)產(chǎn)出的自然對數(shù)lnY分解為趨勢成分(即潛在產(chǎn)出的自然對數(shù)tlnY*和周期性成分(即產(chǎn)出缺口lnYlnY*)。t t tRTP

(23)便得到全要素生產(chǎn)率的估算。差。31979—2023年的全要素生產(chǎn)率增長率，數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(2023)和2023年國民經(jīng)濟(jì)和社會進(jìn)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》(2023)。(一)索洛殘差法利用索洛殘差法估算我國全要素生產(chǎn)率增長率時(shí)，我們首先利用公式(7)估(1978年為基期)，具體結(jié)果見表1。這樣我們就可以通過公式(8)給出我國生產(chǎn)函數(shù)和全要素生產(chǎn)率的估算。在Wald檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)規(guī)模收益不變即1的假設(shè)。Wald檢驗(yàn)是利用無約束回歸方程ln(Y)ln(Aln(Kt t

ln(L的t tOLS回歸結(jié)果，對ln(Kt

))和ln(L的系數(shù)進(jìn)展線性約束檢驗(yàn)，具體結(jié)果如下：t原假設(shè)原假設(shè)1F統(tǒng)計(jì)量4.16P值0.053P0.055%的顯著性水平上，我們不能拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為我國經(jīng)濟(jì)在1978—2023年間經(jīng)受了規(guī)模收益不變。這樣，我們通過約束回歸方程(6)OLS回歸，得到如下結(jié)果：ln(Yt

/L)0.88160.6921ln(Kt

/L) 〔24〕t〔49.8，0.000〕AdjR-squared=0.9796 DW=184由以上的檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出回歸結(jié)果顯著，并較好地通過自相關(guān)檢驗(yàn)。這樣得到=0.6921=0.3079，將、實(shí)際產(chǎn)出增長率、勞動力增長率和資本存量增長率代入(9)1979—2023年的全要素生產(chǎn)率增1。(二)隱性變量法1979—2023年全要素生產(chǎn)率增長率ADFJJ協(xié)整檢驗(yàn)，且對各個(gè)變量取自然對數(shù)。對于我國1978—2023年間的實(shí)際產(chǎn)出lnY，ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果如下：平穩(wěn)性檢驗(yàn)平穩(wěn)性檢驗(yàn)ADFZ(t)－2.904臨界值〔99％〕－4.38臨界值〔99％〕－3.6MacKinnonP0.1609.904MacKinnonP值說明(對原序列一階差分項(xiàng)進(jìn)展平穩(wěn)性檢驗(yàn))，結(jié)果如下：平穩(wěn)性檢驗(yàn)平穩(wěn)性檢驗(yàn)Z(t)ADF－3.066臨界值9％〕－3.75臨界值9％〕－3.0MacKinnonP0.005206695%5%的顯著性水1978—2023年資本存量lnK和勞動力和lnLI(1)序列。lnY、lnK和lnL的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如下(95%臨界值)：原假設(shè)原假設(shè)R()0滯后階數(shù)特征值最大統(tǒng)計(jì)量21.74軌跡計(jì)量最大統(tǒng)計(jì)量 軌跡計(jì)量臨界值22.020.58136.3434.91檢驗(yàn)結(jié)果說明，跡統(tǒng)計(jì)量大于相應(yīng)臨界值，但最大統(tǒng)計(jì)量卻小于相應(yīng)臨5%的置信水平上我們不能拒絕原假設(shè)即lnY、lnK和lnL之間不存在協(xié)整關(guān)系。這樣，我們利用lnY、lnK和lnL的一階差分序列l(wèi)nY、對數(shù)似然值Wald統(tǒng)計(jì)量〔P值〕變量估量標(biāo)準(zhǔn)差41.79339.2〔0.00〕lnK和ln對數(shù)似然值Wald統(tǒng)計(jì)量〔P值〕變量估量標(biāo)準(zhǔn)差41.79339.2〔0.00〕資本存量產(chǎn)出份額0.7840.075勞動力產(chǎn)出份額0.216—自回歸系數(shù)0.9460.35Wald統(tǒng)計(jì)量及相應(yīng)的Ｐ值說明最大似然估量顯著。狀態(tài)方程的自回歸系數(shù)和狀態(tài)方程(11)1979—2023各年的全要素生產(chǎn)率1。(三)潛在產(chǎn)出法我們首先利用HP濾波估算產(chǎn)出缺口即力量實(shí)現(xiàn)率，因使用的是年度數(shù)OECD的建議，取=25。這樣由公式(14)19781。我們利用隱性變量法所估算的全要素生產(chǎn)率增長率作為技術(shù)進(jìn)步率，這樣由公式(23)1979—20231。1979—2023年間的全要素生產(chǎn)率增長和經(jīng)濟(jì)增長源泉做簡要分析。分析說明：(1)1993年以前，我國的全要素生產(chǎn)率增長率總體呈現(xiàn)出漲跌互現(xiàn)的波動情形且波動較為猛烈頻繁，1993年以來，年才得以緩解，此后全要素生產(chǎn)率增長率總體呈現(xiàn)出逐年攀升勢頭；(2)1979—2023年間我國全要素生產(chǎn)率增長率及其對經(jīng)濟(jì)增長的奉獻(xiàn)率較低，說明我國經(jīng)濟(jì)增長主要依靠于要素投入增長，是一種較為典型的投入型增長方式；(3)我國全要素生產(chǎn)率增長率較低的緣由在于技術(shù)進(jìn)步率偏低、生產(chǎn)力量沒有得到充分利用、技術(shù)效率低下和資源配置不盡合理。表1 全要素生產(chǎn)率(TFP)增長率年份實(shí)際GDP()就業(yè)人數(shù)〔萬〕資本存量〔億元〕力量實(shí)現(xiàn)率〔％〕善〔％〕TFPTFP1978362449819793899.531410244493.11.343－1.155－4.981.30