中國工業(yè)部門資本收益率的時間變動

中國工業(yè)部門資本收益率的時間變動

一、中國資本效率變化的基本表現(xiàn)是資本生產(chǎn)率變動工業(yè)部門的發(fā)展在中國新工業(yè)化進(jìn)程中發(fā)揮著重要作用。改革開放以來,我國工業(yè)部門一直保持快速的增長速度,但在這快速增長的背后,卻存在資本投資收益的總體上下滑的問題。這里我們利用官方統(tǒng)計數(shù)據(jù)給出了中國工業(yè)部門實際凈產(chǎn)值增長率與資本利潤率在1963～1997年間變動的時間模式(如圖1所示):從圖1可以看出,經(jīng)濟(jì)體制改革以前的1963～1979年期間,工業(yè)部門的資本利潤率的變動與中國工業(yè)部門實際凈產(chǎn)值增長率存在顯著的正向關(guān)系;但改革開放以來,雖然資本利潤與中國工業(yè)部門實際凈產(chǎn)值保持較高的增長速度,但并沒有帶來資本利潤率的上升,反而在總體上呈下滑趨勢。其過程大概為:從1979年的28.74%持續(xù)下降到1998年的8.22%,從1999年開始較大回升,在2003年達(dá)到23.28%。在有關(guān)工業(yè)部門利潤率變動的研究中,大多數(shù)的學(xué)者認(rèn)為工業(yè)部門資本利潤率的下滑是由于市場競爭導(dǎo)致的。張軍(2002)在以新古典增長理論為基礎(chǔ)對工業(yè)部門利潤率變動的研究中,發(fā)現(xiàn)資本勞動比率與資本利潤率存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。他認(rèn)為,改革開放以來,中國工業(yè)部門產(chǎn)品市場競爭的日益激烈促使企業(yè)進(jìn)行技術(shù)升級,必然提高企業(yè)的資本勞動比率;然而,資本密集型的發(fā)展道路并不符合我國工業(yè)部門的比較優(yōu)勢,從而影響了資本的產(chǎn)出效率,導(dǎo)致資本利潤率的下滑。此外,還有學(xué)者將中國工業(yè)部門績效的下降解釋為工業(yè)產(chǎn)業(yè)組織結(jié)構(gòu)變動的結(jié)果。許多學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)(王慧炯1991,馬建堂1993,劉洪1998),在我國市場經(jīng)濟(jì)體制的轉(zhuǎn)型過程中,非國有企業(yè)迅速進(jìn)入原國有企業(yè)壟斷的行業(yè),使中國工業(yè)行業(yè)集中度不斷下降,而集中度下降則是導(dǎo)致資本利潤率變動的根本原因,唐要家(2004)利用1995年工業(yè)普查的統(tǒng)計數(shù)據(jù),驗證了我國工業(yè)部門各行業(yè)的集中度與利潤水平存在著正相關(guān)關(guān)系。但這一結(jié)論是以截面數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)的,并不能解釋整個工業(yè)部門資本利潤水平時間變動過程。與其他研究方法不同的是,本文中我們試圖從資本效率、市場結(jié)構(gòu)及工業(yè)投入品物價水平三個方面解釋我國歷年工業(yè)部門資本利潤率變動,構(gòu)建一個資本收益率變動及影響因素的一般模型。并且我們研究的時間序列范圍涉及1963～2003年改革開放前后兩個不同的歷史時期,通過比較分析提出對中國改革開放以來資本利潤率變動新的解釋。本文的結(jié)構(gòu)安排為:第2部分說明了本文基本的研究方法,以及對本文采集的數(shù)據(jù)與相關(guān)變量指標(biāo)的說明。第3節(jié)部分通過實證的方法,陳述了我國歷年工業(yè)部門利潤率變動的原因。在文章最后,我們總結(jié)了研究結(jié)果,并提出了一些相關(guān)的政策建議。二、技術(shù)選擇偏差是中國資本投資的選擇根據(jù)基本的恒等式:利潤總額資本=利潤總額產(chǎn)出×產(chǎn)出資本(1)利潤總額資本=利潤總額產(chǎn)出×產(chǎn)出資本(1)可知,決定資本利潤率的根本因素一是資本的產(chǎn)出效率,二是產(chǎn)出利潤率(在產(chǎn)出不變的情況下,該指標(biāo)由生產(chǎn)成本決定)。因此,我們試圖從資本產(chǎn)出效率與產(chǎn)出利潤率兩個方面來對工業(yè)部門的資本利潤率變動進(jìn)行解釋,本文中我們對改革開放以來工業(yè)部門利潤率下滑的解釋提出了以下三個可供檢驗的假定:(1)工業(yè)部門的技術(shù)效率的變動影響了產(chǎn)出水平,從而導(dǎo)致了利潤率的變動。根據(jù)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論,我們可以將生產(chǎn)函數(shù)表示為如下形式:Y=Κ×f(LΚ)(2)Y=K×f(LK)(2)其中,Y表示工業(yè)部門的生產(chǎn)總值;K表示物化資本;L表示人力資本。基于C-D生產(chǎn)函數(shù)Y=AKαLβ的假定,在物力資本投資與人力資本投資要求的報酬率一樣時,均衡增長路徑的技術(shù)選擇模式為:ΚL=αβ具體的推導(dǎo)過程可參閱龔六堂《經(jīng)濟(jì)增長理論》(2000)中“內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論”一章?第186～192頁。(3)KL=αβ具體的推導(dǎo)過程可參閱龔六堂《經(jīng)濟(jì)增長理論》(2000)中“內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論”一章?第186～192頁。(3)當(dāng)Κ(0)L(0)<αβK(0)L(0)<αβ時,則人力資本積累過度,應(yīng)選擇物力資本為主的投資路徑;當(dāng)Κ(0)L(0)>αβK(0)L(0)>αβ時,則表示物力資本投資過度,應(yīng)選擇人力資本投資為主的發(fā)展路徑。張軍認(rèn)為,改革開放以來“中國經(jīng)濟(jì)增長呈減速趨勢的背后,技術(shù)選擇的偏差是主要原因”、“中國工業(yè)部門的過度競爭將導(dǎo)致中國工業(yè)部門的資本-勞動比率快速上升,從而加快了資本的深化進(jìn)程,使資本的邊際報酬過快地出現(xiàn)了遞減趨勢”;也就是說工業(yè)部門技術(shù)選擇出現(xiàn)偏差影響了資本的效益。秦朵、宋海巖(2003)認(rèn)為:“投資配置效率的低下很大程度上是由政府試圖刺激需求和推動經(jīng)濟(jì)增長的政策所引致的,但隨著改革的深入,配置效率已在逐漸的提高”。鄭京海、劉小玄(2002)在對東北地區(qū)國有企業(yè)截面數(shù)據(jù)進(jìn)行的研究中,也發(fā)現(xiàn)雖然國有企業(yè)產(chǎn)出的增長主要依靠技術(shù)的進(jìn)步(也就是資本的投入)來實現(xiàn),但工業(yè)部門中普遍存在技術(shù)使用效率較低的問題。所以,我們要論證的基本假定之一就是:工業(yè)部門的技術(shù)選擇的偏差影響了產(chǎn)出水平,從而導(dǎo)致了利潤率的變動。(2)工業(yè)部門市場競爭程度變動是導(dǎo)致利潤率變動的另一原因。根據(jù)產(chǎn)業(yè)組織中的SCP范式理論可知,市場結(jié)構(gòu)對企業(yè)績效的影響是不可忽略的。市場競爭程度一方面會影響工業(yè)部門產(chǎn)品價值在市場上實現(xiàn),從而影響廠商實際產(chǎn)出;另一方面,又會影響企業(yè)的銷售及管理費(fèi)用,從而影響總成本支出。在我國,隨著各種所有制經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,市場上廠商數(shù)量不斷地增加,工業(yè)品市場的壟斷程度逐漸下降、競爭日趨激烈,這些變動都會對企業(yè)的產(chǎn)出品價格與銷售成本產(chǎn)生影響,從而影響了利潤率水平。世界銀行出版的中國企業(yè)改革的研究報告(Byrd1992)的結(jié)論表明,80年代以來中國工業(yè)組織結(jié)構(gòu)的變遷,發(fā)現(xiàn)工業(yè)部門中大量私人企業(yè)與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的進(jìn)入能否在總體上提高經(jīng)濟(jì)效率并不能肯定,但這些進(jìn)入導(dǎo)致的競爭卻使得這些部門的盈利能力惡化了。所以,本文的第二個假定:工業(yè)部門市場競爭程度變動是導(dǎo)致利潤率變動的另一原因。(3)工業(yè)部門投入品物價水平變動對工業(yè)部門生產(chǎn)成本的影響,是導(dǎo)致利潤率變動的原因之一。在產(chǎn)出外生的情況下,成本的大小決定了產(chǎn)出利潤率的高低,對資本利潤率產(chǎn)生影響。影響生產(chǎn)成本的因素除了企業(yè)技術(shù)水平之外,投入品物價水平是另一決定性因素。在1978年以前我國是一個計劃經(jīng)濟(jì)體制的國家,原材料與勞動力等要素的價格水平均由國家統(tǒng)一制定。改革開放以來,我國開始建立社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制,各種商品及勞動力的價格逐漸市場化。這種體制的變動必然影響了工業(yè)部門投入品物價水平,進(jìn)而影響工業(yè)部門的生產(chǎn)成本。所以,本文提出的第三個假定是:工業(yè)部門投入品(包括勞動力)的物價變動是導(dǎo)致利潤率變動的原因之一。由于工業(yè)產(chǎn)出品的價格變動主要受投入品(包括勞務(wù))價格水平變動、行業(yè)技術(shù)水平變動以及市場競爭程度的影響,可以用如下函數(shù)形式表示:PO=f(PI,k,C)+μ(4)其中:PO為產(chǎn)出品物價水平,PI為投入品物價水平;k為人均資本存量反映了行業(yè)技術(shù)水平,k=ΚLk=KL;C表示市場競爭的激烈程度。因此產(chǎn)出品物價水平對利潤率的影響可以通過其他三個變量進(jìn)行解釋。所以,在本文的分析中我們不再將產(chǎn)出品物價指數(shù)作為單獨(dú)的解釋變量,以避免解釋變量間存在共線性的問題。以上三個假定是本文所提出的對中國工業(yè)部門資本利潤率變動趨勢進(jìn)行解釋的基本命題。下面我們試圖從統(tǒng)計上尋找支持這三個假說的經(jīng)驗證據(jù)。這里需要說明的是,本文中所有引用的原始數(shù)據(jù)都來源于官方公布的《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》(1999)、《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計數(shù)典》(2002)及歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》。為了保證數(shù)據(jù)的可比性,對于本文中出現(xiàn)的所有以貨幣為計量單位指標(biāo)的原始數(shù)值,我們都用商品零售價指數(shù)把它調(diào)整為以1962年為基期的可比值。這里我們對文中所涉及到的變量及數(shù)據(jù)作以下必要說明:工業(yè)生產(chǎn)凈值(Y):工業(yè)部門扣除中間投入之后的凈產(chǎn)值也就是工業(yè)部門實際凈產(chǎn)值工業(yè)凈產(chǎn)值增長率y:y=YtYt-1y=YtYt?1工業(yè)部門資本存量(K):為了獲得較為準(zhǔn)確的資本存量的數(shù)據(jù),本文中我們按國際通行的永續(xù)盤存法估算工業(yè)部門的固定資產(chǎn)存量,具體算法參照黃勇鋒等(“中國制造業(yè)資本存量永續(xù)盤存法估計”,《經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊》,2002)一文的方法,但建筑和設(shè)備的壽命采用的是Maddison(1993)的建議中國分別為40年和16年,以1923～2003年工業(yè)部門固定資產(chǎn)投資總額推算出歷年工業(yè)部門固定資產(chǎn)存量。1923～1952年的工業(yè)投資數(shù)據(jù)來源于黃勇鋒等(2002)“中國制造業(yè)資本存量永續(xù)盤存法估計”一文;1953～2003年的工業(yè)投資數(shù)據(jù)分別來自《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計數(shù)典》(2002)和2002～2004年的《中國統(tǒng)計年鑒》。人力資本(L):我們用工業(yè)部門就業(yè)總?cè)藬?shù)表示資本勞動比率(k):k=ΚLk=KL,也就是人均資本存量,該指標(biāo)也反映了工業(yè)部門的技術(shù)水平廠商數(shù)量(Q):在分析中,我們用廠商數(shù)量Q替代市場結(jié)構(gòu)C,反映市場競爭激烈程度利潤額(PR):為了排除稅收因素對利潤的影響,本文中的利潤額都是指稅前利潤并扣除虧損額資本利潤率(R):R=ΡRΚR=PRK工業(yè)投入品物價綜合指數(shù)(PI):1984年以前我們以農(nóng)副產(chǎn)品價格指數(shù)與實際工資指數(shù)的加權(quán)平均值來替代,1985以后我們將原料(包括原材料、燃料和動力)物價指數(shù)、固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)與實際工資指數(shù)的加權(quán)平均值作為投入品物價指數(shù),最后的PI是以環(huán)比指數(shù)形式給出。三、結(jié)構(gòu)變異單位根檢驗基于本文中所提出的三個假定,我們對工業(yè)利潤率變動的估計模型使用如下函數(shù)形式:R=f(y,k,Q,PI)+μ(5)以此檢驗工業(yè)利潤率變動R與凈產(chǎn)值增長率y、技術(shù)因素(人均資本存量k)、市場結(jié)構(gòu)(廠商數(shù)Q)及工業(yè)投入品物價指數(shù)(PI)的相關(guān)性。為了防止偽回歸的產(chǎn)生,我們首先對所有的變量進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗。由于改革開放前后不同時期,我國的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行體制存在重大的差別,各變量在不同時期存在發(fā)生結(jié)構(gòu)變異的可能,同時這體制的變化與可能會導(dǎo)致了價格、廠商數(shù)量等因素對企業(yè)的資本收益水平的影響存在發(fā)生重大變化,圖2給出了各變量的時間趨勢過程。從圖中可以看出,改革開放前后各變量趨勢結(jié)構(gòu)發(fā)生了較為顯著的變化,因此單位根檢驗有必要考慮體制變遷導(dǎo)致的方程結(jié)構(gòu)的變化。假設(shè)xt為原時間序列數(shù)據(jù),結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)為t0,引入虛擬變量D,t*其取值為:Dt={=0t≤t0=1t>t0(6)Dt={=0=1t≤t0t>t0(6)t*={=0t≤t0=t-t0t>t0(7)t?={=0=t?t0t≤t0t>t0(7)則對應(yīng)于截距與系數(shù)突變的三個模型為:模型1:截距項突變,系數(shù)項不變;xt=c0+c1Dt+c2t+μt(8)模型2:系數(shù)項突變,截距項不變;xt=c0+c1t+c2t*+μt(9)模型3:截距項、系數(shù)項都發(fā)生變化。xt=c0+c1D+c2t+c3t*+μt(10)對于以上三個模型,當(dāng)μt～I(xiàn)(1)1時,xt具有結(jié)構(gòu)變化的單位根;當(dāng)μt～I(xiàn)(0)時,xt為結(jié)構(gòu)變化的趨勢穩(wěn)定。這里我們結(jié)合我國經(jīng)濟(jì)體制改革的實際情況,把1980年視為經(jīng)濟(jì)體制改革的轉(zhuǎn)軌期,做了以1980年為變異點(diǎn)的外生性結(jié)構(gòu)突變的單位根檢驗。結(jié)果如表1所示:雖然對結(jié)構(gòu)變異退化后的單位根檢驗使用的Perron臨界值要比ADF臨界值小,但相差并不是很大。當(dāng)變異點(diǎn)處于中間段時(即t0=t2)t0=t2),在0.05顯著性水平下,二者相差值達(dá)到最大為0.35個單位,因此我們?nèi)匀豢梢允褂猛ǔ５腁DF臨界值作為平穩(wěn)性判斷標(biāo)準(zhǔn),只要因變量滯后項的t值與對應(yīng)的ADF臨界值相差0.4以上個單位,則結(jié)論就不會產(chǎn)生實質(zhì)性的錯誤。外生性結(jié)構(gòu)變異單位根檢驗表明:變量R、y、LnQ本身平穩(wěn),而PI與k一階平穩(wěn)。為了檢驗各解釋變量與被解釋變量之間是否存在滯后關(guān)系,我們進(jìn)行了Granger因果檢驗(結(jié)果見表2)。LnQ與PI對R的影響滯后一期,說明當(dāng)期廠商數(shù)量的變動并不立即對當(dāng)期的行業(yè)利潤水平產(chǎn)生影響,但會對以后各期造成影響;對于PI影響的滯后性,是由于工業(yè)企業(yè)的成本核算方式及存貨周轉(zhuǎn)的周期導(dǎo)致的。而k與y對R的各階的因果檢驗都沒有拒絕原假設(shè),說明k與y對R的影響只可能存在同步變化的關(guān)系。最后,我們選擇如下方程形式的模型:R=β0+β1y+β2Δk+β3Qt-1+β4PIt-1+μ(11)同樣,經(jīng)濟(jì)體制的變化可能會導(dǎo)致了價格、廠商數(shù)量等因素對資本收益水平的影響存在發(fā)生結(jié)構(gòu)變化的可能,因此我們同樣有必要考慮體制變化所導(dǎo)致的方程結(jié)構(gòu)的變化。表3給出了基于不同時期樣本點(diǎn)的三個模型回歸結(jié)果,在模型1中,我們首先假設(shè)沒有結(jié)構(gòu)變化的模型回歸結(jié)果,但以1980年為時間點(diǎn)的鄒檢驗F統(tǒng)計量為2.588,在0.05顯著性水平拒絕原假設(shè),說明改革開放前后模型存在顯著的結(jié)構(gòu)變異。由于Δk與PIt-1變動較小,引入時間虛擬變量會導(dǎo)致嚴(yán)重的共線性問題,因而,我們放棄了引入虛擬變量法來對方程進(jìn)行回歸,并做了基于改革開放前后兩個時期樣本點(diǎn)的模型回歸(結(jié)果見表3中模型2、模型3):經(jīng)驗證據(jù)顯示:(1)改革開放以前工業(yè)部門的利潤率水平與凈產(chǎn)值之間存在著十分顯著的正向關(guān)系。而1980年以后這一關(guān)系已變得不明顯,產(chǎn)出的增長并沒有提高資本的盈利能力。這種情況存在兩種可能的解釋:一是改革開放以后這種增長是以依靠資本與勞動等要素的投入所產(chǎn)生的,這種外延型增長方式是伴隨成本同時上升的過程,從而也就無法實現(xiàn)利潤水平的提高;另一個可能的原因:從我國改革開放后歷年的職工工資指數(shù)觀察,由于分配機(jī)制的改變,使得勞動者獲取了更大的利益,從而導(dǎo)致了成本上升,而并不涉及生產(chǎn)效率的問題。(2)k對R的影響:改革開放以前,Δk與R之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系,這一方面是由于改革開放以前我國工業(yè)部門的資本存量較少,資本的邊際效率較高;另一方面城鄉(xiāng)的勞動力不流動及工資價格的剛性使得勞動力要素的比較優(yōu)勢沒有得到發(fā)揮,導(dǎo)致了工業(yè)部門中資本品成本的相對廉價。從而表現(xiàn)出資本的深化能夠促進(jìn)了企業(yè)利潤率水平的提高。而1980年以來,Δk與R之間的顯著負(fù)相關(guān)表明,改革開放以來,中國工業(yè)部門的技術(shù)選擇違反了我國的這一時期中勞動力要素的比較優(yōu)勢,資本的過度深化影響了資本的利潤水平。因為制度的變遷已使得我國的勞動力能在城鄉(xiāng)、地區(qū)間實現(xiàn)自由流動,大量剩余勞動力的存在降低了勞動力要素價格,而資本品則變得相對稀缺,技術(shù)密集型道路不符合我國工業(yè)部門的比較優(yōu)勢。這一結(jié)論表明中國工業(yè)部門資本的過度深化的確影響了資本收益水平,工業(yè)部門存在技術(shù)選擇的偏差,資本的過度深化會導(dǎo)致資本效率的下降。至此,我們證明了本文提出的第一個假設(shè)。(3)改革開放以前廠商數(shù)量與資本利潤率的不相關(guān)說明,在傳統(tǒng)計劃經(jīng)濟(jì)體制下廠商之間的非競爭性關(guān)系,廠商數(shù)量的增加不會導(dǎo)致競爭的加劇,也就不會產(chǎn)生行業(yè)利潤空間的縮減問題。而1980年以來廠商數(shù)量(Qt-1)與資本利潤率(R)之間的顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系說明,改革開放以來,工業(yè)部門中大量廠商的進(jìn)入導(dǎo)致的市場的激烈競爭,確實縮小了行業(yè)的利潤空間,引起了工業(yè)部門的利潤率的下滑。這一結(jié)論證實了本文的第二個假定。(4)1963～1979年的樣本數(shù)據(jù)說明PIt-1與R之間負(fù)相關(guān)關(guān)系不顯著。這主要是由于以前計劃經(jīng)濟(jì)體下各種商品的價格都是由政府統(tǒng)一制定的,這種計劃經(jīng)濟(jì)體制使得價格機(jī)制無法發(fā)揮資源配置的作用。而改革開放以來的經(jīng)驗數(shù)據(jù)證明,PIt-1與R之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,這一結(jié)論體現(xiàn)了市場經(jīng)濟(jì)體制下價格機(jī)制的作用:在影響產(chǎn)出品價格的其他條件不變動的情況下,投入品價格的變動會導(dǎo)致產(chǎn)出品價格的變動,但產(chǎn)出品的價格變動幅度要小于投入品的變動,主要是由于市場的需求價格彈性所導(dǎo)致的。至此證明了本文的第三個假說。四、企業(yè)資本收益水平從在資綜上所述,我們認(rèn)為改革開放以來中國工業(yè)部門的資本利潤率的下滑可以歸結(jié)為以下幾個方面的原因:(1)資本的過度深化的負(fù)向影響。在我國各生產(chǎn)要素中,勞動力要素價格低廉、具有比較優(yōu)勢。然而,我國改革開放以來工業(yè)部門的發(fā)展道路卻違背這一原則,選擇了資本密集型發(fā)展方式,從而導(dǎo)致了資本的不斷深化,不僅影響了資本的效率;同時也產(chǎn)生了大量的剩余勞動力。(2)廠商數(shù)