中國(guó)全要素資本存量與fp增長(zhǎng)

中國(guó)全要素資本存量與fp增長(zhǎng)

研究問題的提出全要素生產(chǎn)率（tp）可以衡量一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量。TFP提高了,意味著可在相同數(shù)量的資源投入下獲得更多的產(chǎn)出。如果TFP不增長(zhǎng),則要素積累終將在邊際報(bào)酬遞減的作用下趨于停滯,資源再多也無法促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng),更何況資源是有限的。因此,基于TFP的變動(dòng)來分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的潛力,是國(guó)內(nèi)外學(xué)界的一條常見研究思路。近年來,張軍(2002)等文獻(xiàn)判斷出1992年以來我國(guó)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率呈下降趨勢(shì),在世紀(jì)之交前后為負(fù)值,其原因在于此時(shí)期中我國(guó)表現(xiàn)出較強(qiáng)的資本深化特征,經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)主要靠投資的拉動(dòng),并進(jìn)而認(rèn)為這種粗放型外延擴(kuò)張的增長(zhǎng)過程不可能持續(xù),對(duì)我國(guó)的增長(zhǎng)前景感到擔(dān)憂。這一憂慮的前車之鑒是蘇聯(lián)和東南亞經(jīng)濟(jì)體的增長(zhǎng)歷程。Young(1995)詳細(xì)考察了東亞四小龍的TFP,發(fā)現(xiàn)它們的TFP增長(zhǎng)率很低,有的接近于零甚至為負(fù)值。Krugman(1994)在此基礎(chǔ)上明確提出了“東亞無奇跡”的論斷,認(rèn)為東南亞許多經(jīng)濟(jì)體的增長(zhǎng)就像當(dāng)年的蘇聯(lián)那樣,是靠資源的投入帶動(dòng)的,從而它們的增長(zhǎng)也將像蘇聯(lián)那樣陷于停滯。1997年?yáng)|南亞金融危機(jī)后各經(jīng)濟(jì)體的增長(zhǎng)放緩,似在某種程度上支持了Krugman的論斷?？梢?如果我國(guó)TFP的增長(zhǎng)率確實(shí)那樣低的話,研究者們的擔(dān)憂并不是缺乏根據(jù)的。但是一個(gè)令人困惑的現(xiàn)象是,中國(guó)改革開放30年來實(shí)際GDP的年均增長(zhǎng)率為9.8%,其中近5年每年都在10%以上,且平均水平達(dá)到了10.8%,這意味著近5年的年均增長(zhǎng)速度高于前25年的。鄭玉歆(2007)認(rèn)為由資本帶動(dòng)的增長(zhǎng)是發(fā)展過程中的一個(gè)必經(jīng)階段。其言下之意是,即便我國(guó)TFP增速低,也可能出現(xiàn)高增長(zhǎng)。然而,如果TFP增速接近于零或者為負(fù),后續(xù)的增長(zhǎng)業(yè)績(jī)即便保持在較高的水平,也不應(yīng)該超過前期的平均水平。本文嘗試為上述事實(shí)與推理的不一致尋找原因。為此,我們重新估算了中國(guó)改革開放30年來的TFP增長(zhǎng)率,發(fā)現(xiàn)已有的文獻(xiàn)大多低估了20世紀(jì)90年代以來的TFP增速,問題主要出在對(duì)我國(guó)資本存量的估算上。這一發(fā)現(xiàn)有助于理解我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的可持續(xù)性。全文結(jié)構(gòu)如下:第一部分介紹我們所選用的TFP計(jì)算方法;第二部分分析對(duì)比關(guān)于我國(guó)資本存量的估算,并將Holz(2006)的結(jié)果從2003年延展到2007年;第三部分計(jì)算要素收入份額;第四部分進(jìn)行TFP的具體計(jì)算,并結(jié)合現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行對(duì)比分析;最后是結(jié)束語(yǔ)。一、tfp的增長(zhǎng)計(jì)算測(cè)算TFP的方法大致可分為增長(zhǎng)核算法和經(jīng)濟(jì)計(jì)量法兩大類1,不過起點(diǎn)都是從設(shè)定生產(chǎn)函數(shù)開始。一般形式的生產(chǎn)函數(shù)為:Yt=AtF(Kt,Lt)(1)其中,Yt、Kt、Lt分別是第t期的產(chǎn)出、資本存量、勞動(dòng)投入數(shù)量,At代表了希克斯中性的技術(shù)水平,也是測(cè)算TFP的切入點(diǎn)。對(duì)生產(chǎn)函數(shù)求全微分,可有:ΔAA=ΔYY?FK(K,L)KF(K,L)ΔKK?FL(K,L)LF(K,L)ΔLLΔAA=ΔYY-FΚ(Κ,L)ΚF(Κ,L)ΔΚΚ-FL(Κ,L)LF(Κ,L)ΔLL(2)FKK/F、FLL/F是兩類要素在產(chǎn)出中的貢獻(xiàn)份額。ΔA/A項(xiàng)代表了不能由要素投入數(shù)量變化所引起的增長(zhǎng)業(yè)績(jī)中的部分,即為通常所求的TFP增長(zhǎng)率。因Yt、Kt、Lt的數(shù)據(jù)一般都能獲得,故要計(jì)算TFP增長(zhǎng)率,就需判斷系數(shù)項(xiàng)FKK/F、FLL/F的值。增長(zhǎng)核算法與經(jīng)濟(jì)計(jì)量法的區(qū)別,就體現(xiàn)在這里:增長(zhǎng)核算法是用要素收入占總產(chǎn)出的比例來定系數(shù)項(xiàng),隱含了要素邊際產(chǎn)出等于要素服務(wù)價(jià)格的假設(shè);而經(jīng)濟(jì)計(jì)量法是用產(chǎn)出增長(zhǎng)率對(duì)資本增長(zhǎng)率、勞動(dòng)增長(zhǎng)率做回歸,或者用勞均產(chǎn)出的增長(zhǎng)率對(duì)勞均資本的增長(zhǎng)率做回歸,估計(jì)得出系數(shù)項(xiàng)的值,隱含了系數(shù)項(xiàng)為常數(shù)的假設(shè)。系數(shù)項(xiàng)為常數(shù)的假設(shè),應(yīng)較為適用于成熟的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體;對(duì)于像我國(guó)這樣的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體,允許系數(shù)項(xiàng)隨時(shí)間可變,將更易于接受。另外,Barro和Sala-i-Martin(2004)認(rèn)為經(jīng)濟(jì)計(jì)量法的缺點(diǎn)太多,包括要素增長(zhǎng)率非外生、要素?cái)?shù)量測(cè)量誤差使得回歸結(jié)果不滿足一致性以及系數(shù)項(xiàng)隨時(shí)間變化的可能性?；谝陨峡紤],我們采用要素收入份額可變的增長(zhǎng)核算法,來測(cè)算TFP的變動(dòng)。與孫琳琳、任若恩(2005)一樣,本文借助超越對(duì)數(shù)型生產(chǎn)函數(shù)(translogproductionfunction)來捕捉系數(shù)項(xiàng)的可變性2。其設(shè)定形式為:logY=α0+αLlogL+αKlogK+αtt+12βKK(logK)2+12βLL(logL)2+12βttt2+βKL(logK)(logL)+βKt(logK)t+βLt(logL)t(3)logY=α0+αLlogL+αΚlogΚ+αtt+12βΚΚ(logΚ)2+12βLL(logL)2+12βttt2+βΚL(logΚ)(logL)+βΚt(logΚ)t+βLt(logL)t(3)文獻(xiàn)中已證明,形如(3)式的設(shè)定在規(guī)模報(bào)酬不變等假設(shè)下3,?？怂怪行缘腡FP增長(zhǎng)率可近似地用(4)式來計(jì)算:ΔAA=ΔYY?(1?αˉˉL(t))ΔKK?αˉˉL(t)ΔLLΔAA=ΔYY-(1-αˉL(t))ΔΚΚ-αˉL(t)ΔLL(4)其中:αˉˉL(t)=12[αL(t?1)+αL(t)]αˉL(t)=12[αL(t-1)+αL(t)](5)αL(t)代表t期勞動(dòng)收入在產(chǎn)出中的份額。觀察可知,要計(jì)算TFP的增長(zhǎng),需有Yt、Kt、Lt和αL(t)的數(shù)據(jù)序列。本文與其他測(cè)算我國(guó)TFP的文獻(xiàn)的主要差別,就在于對(duì)Kt和αL(t)的處理上。二、資本存量t期關(guān)于中國(guó)資本存量的估算,文獻(xiàn)中存在著眾多差異很大的版本。通過對(duì)比分析,我們采用了Holz(2006)的方法,并將其估算序列從2003年延展到了2007年。估算資本存量的基本原理是永續(xù)盤存法(perpetualinventorymethod)。在資本服務(wù)效率呈幾何遞減的假設(shè)下,資本存量可方便地用下式來估算:Kt=ItPt+(1?δ)Kt?1Κt=ΙtΡt+(1-δ)Κt-1(6)其中,It是t期以當(dāng)期價(jià)格計(jì)價(jià)的投資額,Pt是t期的價(jià)格指數(shù),δ是折舊率。此式含義是,t期的資本存量Kt是從上一期留存下來的資本存量((1-δ)Kt-1)與t期的實(shí)際投資(It/Pt)之和。容易看出,估算資本存量涉及到四個(gè)方面的工作:對(duì)初始年份資本存量K0的猜測(cè)、歷年投資流量指標(biāo)的選取、價(jià)格指數(shù)的選取或構(gòu)造以及折舊率的設(shè)定。研究我國(guó)資本存量的文獻(xiàn)大多是按照(6)式的簡(jiǎn)化途徑來做,其優(yōu)點(diǎn)是方法簡(jiǎn)便、數(shù)據(jù)要求相對(duì)較低,代表性文獻(xiàn)有謝千里等(1995)、王小魯和樊綱(2000)、張軍和章元(2003)、何楓等(2003)、張軍等(2004)。也有的文獻(xiàn)依照永續(xù)盤存法的基本原理進(jìn)行仔細(xì)核算,比如黃勇峰等(2002)、孫琳琳和任若恩(2005),其優(yōu)點(diǎn)是準(zhǔn)確性可能較高,缺點(diǎn)是對(duì)數(shù)據(jù)要求高、難以排除某些誤差以及難以延展。Holz(2006)集兩者之所長(zhǎng),既在估算時(shí)進(jìn)行了仔細(xì)的考慮,又給出了具有可操作性的延展方法,所以它的估算序列為本文所用。1.對(duì)中國(guó)投資流量的測(cè)量眾多研究者對(duì)基期資本存量的猜測(cè)差異很大,使得20世紀(jì)50年代初期的資本產(chǎn)出比分布在0.5～3.5的寬闊區(qū)間上。最高的是何楓等(2003)的5428.26億元(1990價(jià),1952年末),最低的是Holz(2006)的2087.54億元(2000價(jià),1953年末)。比較一致的看法是,K0僅對(duì)期初之后幾年里的資本存量估算影響較大,隨著K0的逐漸折舊,后期的資本存量估算會(huì)越來越準(zhǔn)確,尤其是基于1952年的資本存量猜測(cè)對(duì)1978年以后的資本存量估算,其影響很小,故這里不對(duì)K0的差異做評(píng)價(jià)。各方在其他三個(gè)方面的處理方法也同樣有很大差異,如表1所示。從表中可見,投資流量指標(biāo)的選取集中在四個(gè)指標(biāo)上:積累額、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資、新增固定資產(chǎn)投資、固定資本形成總額4。因我國(guó)統(tǒng)計(jì)體系自1993年起不再公布積累額之類的指標(biāo),故張軍、章元(2003)的方法不適于沿用。由《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(以下簡(jiǎn)稱為統(tǒng)計(jì)年鑒)對(duì)其他三個(gè)指標(biāo)的定義和實(shí)際數(shù)據(jù),可知有如下等式:新增固定資產(chǎn)=全社會(huì)固定資產(chǎn)投資×固定資產(chǎn)交付使用率;固定資本形成總額=全社會(huì)固定資產(chǎn)投資-處置的固定資產(chǎn)價(jià)值+土地改良+新增牲畜、林木、礦藏價(jià)值。哪一個(gè)指標(biāo)與(6)式中的It最為接近呢?為了回答這個(gè)問題,有必要分析生產(chǎn)函數(shù)中的隱含假設(shè)。在(1)式和(3)式的生產(chǎn)函數(shù)中,當(dāng)期的資本存量Kt須對(duì)當(dāng)期的生產(chǎn)有貢獻(xiàn)。這限制了當(dāng)期投資流量It的含義——It應(yīng)在當(dāng)期就能投入到生產(chǎn)中,才能使得Kt對(duì)生產(chǎn)的貢獻(xiàn)得以實(shí)現(xiàn)。如果只是支付了投資支出,但投資的完成時(shí)間不是在當(dāng)期,那么就不能算作(6)式里的It。根據(jù)統(tǒng)計(jì)年鑒里的定義,新增固定資產(chǎn)指報(bào)告期內(nèi)已經(jīng)完成建造和購(gòu)置過程,并已交付生產(chǎn)或使用單位的固定資產(chǎn)價(jià)值。這一指標(biāo)在概念上最符合(6)式里It的含義。全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的偏離,體現(xiàn)在交付使用率上;固定資本形成總額的偏離,除了全社會(huì)固定資產(chǎn)投資所包含的偏離外,還表現(xiàn)在土地改良、新增牲畜、林木、礦藏的價(jià)值不一定能在當(dāng)期形成產(chǎn)出。根據(jù)這個(gè)標(biāo)準(zhǔn),謝千里等(1995)、Holz(2006)的處理方法是合適的。王小魯、樊綱(2000)對(duì)1980年之后的投資流量數(shù)據(jù),其實(shí)也是采用的新增固定資產(chǎn)指標(biāo),但它對(duì)1980年及之前的投資流量數(shù)據(jù)進(jìn)行了過于簡(jiǎn)單的處理5。張軍和章元(2003)、何楓等(2003)、張軍等(2004)則由于采用了固定資本形成或生產(chǎn)性積累而夸大了投資流量6,進(jìn)而虛增了我國(guó)的實(shí)際資本存量。用什么價(jià)格指數(shù)來平減當(dāng)期的投資流量,是估算中的重要一環(huán)。統(tǒng)計(jì)年鑒自1991年起,開始公布固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)。這基本被一致認(rèn)為是最合適的指標(biāo),但它只從1991年才開始有,1990年以前用什么指標(biāo)呢?從表1可見,研究者們大多是用其他的價(jià)格指數(shù)指標(biāo)進(jìn)行替代7。常見的替代指標(biāo)是工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)。將它和統(tǒng)計(jì)年鑒里的其他價(jià)格指數(shù)轉(zhuǎn)換到相同的定基年份上,可發(fā)現(xiàn)工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)在1991年之后的區(qū)段上比其他指數(shù)更接近固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)。另一種辦法是借助固定資本形成總額及固定資本形成指數(shù)來構(gòu)造投資隱含平減價(jià)格指數(shù)。何楓等(2003)、張軍等(2004)、Holz(2006)就是這么處理的。對(duì)比1991～2004年區(qū)段,可發(fā)現(xiàn)投資隱含平減價(jià)格指數(shù)無論在偏離的均值上還是在偏離的波幅上,都比工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)要小。因此,可認(rèn)為1991年以前的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)用投資隱含平減價(jià)格指數(shù)是最合適的。至于折舊,目前沒有公認(rèn)的合適處理辦法。即便是2007年的統(tǒng)計(jì)年鑒,它也提到目前我國(guó)尚不具備對(duì)全社會(huì)固定資產(chǎn)進(jìn)行重估價(jià)的基礎(chǔ),只能按照規(guī)定的固定資產(chǎn)折舊率的方法來提取固定資產(chǎn)折舊。因此,這兒不對(duì)各方處理方法的優(yōu)劣進(jìn)行判斷。2.資本存量測(cè)算序列綜上可見,如果不看基期資本存量和折舊率的差異,Holz(2006)在投資流量和價(jià)格平減指數(shù)的選取上都是合適的。因此,本文以它所估算的我國(guó)資本存量序列為基礎(chǔ)。這兒簡(jiǎn)單介紹它的具體估算工作。統(tǒng)計(jì)年鑒只從1981年才開始列出全社會(huì)固定資產(chǎn)投資和新增固定資產(chǎn)的數(shù)據(jù),1980年及以前只有國(guó)有部門的數(shù)據(jù),而沒有非國(guó)有部門的數(shù)據(jù)。Holz(2006)嘗試了五種方法來猜測(cè)或擬合1980年以前非國(guó)有部門的投資流量,并用永續(xù)盤存法倒推推算了1953年末的資本存量。它給出了多個(gè)1954～2003年的資本存量估算序列,其推薦的最可靠序列為本文所采用,見表2的第3列,其中2004～2007年的數(shù)據(jù)為本文的延展。延展該估算序列的方法是:Kt=Kt?1+ItPt?It?kPt?kΚt=Κt-1+ΙtΡt-Ιt-kΡt-k(7)這里的關(guān)鍵參數(shù)是k,它表示資本品服役k期之后退出生產(chǎn);It-k/Pt-k相當(dāng)于實(shí)際折舊額。Holz(2006)設(shè)定資本品的平均服役年數(shù)為14年,即k=14。當(dāng)然,這個(gè)k值的設(shè)定有其主觀性,但也避開了常數(shù)折舊率的假設(shè)。(7)式很方便地表明了如何延展已有的資本存量序列。當(dāng)新的年度宏觀數(shù)據(jù)出現(xiàn)時(shí),尋找新增固定資產(chǎn)投資(It)和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)(Pt),從原實(shí)際投資序列中找到14年前的實(shí)際投資額(It-k/Pt-k),再按照(7)式進(jìn)行計(jì)算。由于新增固定資產(chǎn)投資、固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)分別從1981年、1991年開始公布,而Holz(2006)對(duì)資本存量的估算提供到了2003年,因此在k=14的設(shè)定下,所有必要的數(shù)據(jù)都是具備的。三、以總勞動(dòng)收入計(jì)算要獲得(4)式中αˉˉαˉL(t)的序列,需先計(jì)算αL(t)。我們的思路是,用城鎮(zhèn)人均勞動(dòng)收入乘以城鎮(zhèn)人口數(shù),再用鄉(xiāng)村人均勞動(dòng)收入乘以鄉(xiāng)村人口數(shù),兩者相加,獲取對(duì)總勞動(dòng)收入的估計(jì);以總勞動(dòng)收入除以名義GDP,即得αL(t)。下面先解釋本文為什么要這么處理,再介紹具體的數(shù)據(jù)收集整理過程。1.以增收的收入計(jì)算公式為標(biāo)準(zhǔn)的企業(yè)勞動(dòng)績(jī)效分析計(jì)算要素收入份額的困難在于,總產(chǎn)出僅僅被分成了兩個(gè)部分,一個(gè)是勞動(dòng)收入,一個(gè)是資本收入,而統(tǒng)計(jì)年鑒中并沒有給出這樣的區(qū)分;我們不得不在已有指標(biāo)的基礎(chǔ)上,在什么應(yīng)算作勞動(dòng)收入的概念思索與數(shù)據(jù)的可得性之間做出權(quán)衡。有的文獻(xiàn)在計(jì)算收入份額時(shí),使用統(tǒng)計(jì)年鑒中的就業(yè)人員勞動(dòng)報(bào)酬指標(biāo)。但這一指標(biāo)較大程度地低估了勞動(dòng)收入在GDP中的份額,因?yàn)樗鼉H限于城鎮(zhèn)的范圍,甚至還不是城鎮(zhèn)范圍的全部勞動(dòng)收入。以2006年為例,城鎮(zhèn)就業(yè)人員的勞動(dòng)報(bào)酬總額為24262.3億元;而在統(tǒng)計(jì)年鑒的“人民生活”部分,從人均收入來推算,城鎮(zhèn)人口57706萬人,人均每年工薪收入8766.96元8,從而總工薪收入為50590.6億元,是就業(yè)人員勞動(dòng)報(bào)酬的兩倍多。造成這一差異的原因可能在于統(tǒng)計(jì)渠道和口徑的不同。如果使用就業(yè)人員勞動(dòng)報(bào)酬來計(jì)算勞動(dòng)收入份額,將有相當(dāng)大部分的勞動(dòng)收入被劃歸到資本收入中,從而抬高了資本的收入份額。對(duì)于這種偏差,沒有什么合適的假設(shè)來減輕它對(duì)結(jié)果的影響。因此,本文使用“人均收入×人口數(shù)”的思路。職工工資總額指標(biāo)的數(shù)據(jù)比就業(yè)人員勞動(dòng)報(bào)酬的還要小,也不適于作為勞動(dòng)總收入的指標(biāo)。人均總收入在統(tǒng)計(jì)年鑒中的定義是,指調(diào)查期內(nèi)住戶成員從各種來源渠道得到的收入總和,按收入的性質(zhì)劃分為工資性收入、家庭經(jīng)營(yíng)收入、財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入。在概念上,勞動(dòng)收入應(yīng)是勞動(dòng)者通過提供勞動(dòng)服務(wù)所獲得的、在交納所得稅和二次分配之前的收入。因此,工資性收入屬于勞動(dòng)收入,財(cái)產(chǎn)性收入與轉(zhuǎn)移性收入不屬于勞動(dòng)收入。至于家庭經(jīng)營(yíng)收入,統(tǒng)計(jì)年鑒中在城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村的統(tǒng)計(jì)口徑有區(qū)別。城鎮(zhèn)的指標(biāo)是家庭經(jīng)營(yíng)凈收入,在人均總收入中的比重很小,大多沒有超過5%;鄉(xiāng)村的指標(biāo)則是沒有扣除投入成本的毛收入,占人均總收入的比重很大,在70%左右。我們認(rèn)為,家庭經(jīng)營(yíng)凈收入在很大程度上可視為勞動(dòng)者自己雇用自己獲得的市場(chǎng)收入,比如城鎮(zhèn)里的擺夜攤、農(nóng)村的賣菜。只是對(duì)于鄉(xiāng)村的數(shù)據(jù),需從家庭經(jīng)營(yíng)收入中扣除成本支出,才可與城鎮(zhèn)的對(duì)應(yīng)指標(biāo)相一致。即便以“人均收入×人口數(shù)”的思路來推算勞動(dòng)總收入,有的文獻(xiàn)還使用另一對(duì)指標(biāo):城鎮(zhèn)居民可支配收入和鄉(xiāng)村居民純收入。根據(jù)統(tǒng)計(jì)年鑒的定義,它們之間的關(guān)系如下。城鎮(zhèn)居民可支配收入=城鎮(zhèn)居民家庭總收入-所交納所得稅-個(gè)人交納的社會(huì)保障支出-記賬補(bǔ)貼;農(nóng)村居民純收入=農(nóng)村居民家庭總收入-稅費(fèi)支出-家庭經(jīng)營(yíng)費(fèi)用支出-生產(chǎn)性固定資產(chǎn)折舊-贈(zèng)送農(nóng)村親友支出。統(tǒng)計(jì)年鑒中在可支配收入和純收入項(xiàng)下也做了工資性收入、家庭經(jīng)營(yíng)收入、財(cái)產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入的組成區(qū)分。這表明可支配收入和純收入包含了二次分配的結(jié)果,故而不是一次分配中的勞動(dòng)收入的合適表達(dá)指標(biāo)。2.代數(shù)據(jù):“購(gòu)置生產(chǎn)性固定資產(chǎn)”還是“家庭經(jīng)營(yíng)收入”?統(tǒng)計(jì)年鑒在人均收入上區(qū)分了城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村,故在收集人口數(shù)據(jù)時(shí)也做如此的區(qū)分。從統(tǒng)計(jì)年鑒中找出歷年的城鎮(zhèn)總?cè)丝谀甑讛?shù)和鄉(xiāng)村總?cè)丝谀甑讛?shù)。為與GDP這個(gè)流量指標(biāo)相一致,將前后兩年的人口數(shù)進(jìn)行算術(shù)平均,求得人口的年中數(shù)序列。具體公式是:年中人口數(shù)=(上年年底人口數(shù)+當(dāng)年年底人口數(shù))÷2勞動(dòng)收入=人均勞動(dòng)收入×年中人口數(shù)勞動(dòng)收入份額=(城鎮(zhèn)勞動(dòng)收入+鄉(xiāng)村勞動(dòng)收入)÷當(dāng)年名義GDP在計(jì)算城鎮(zhèn)與鄉(xiāng)村的人均勞動(dòng)收入時(shí),因數(shù)據(jù)限制,采用了不同的方式,不過它們?cè)诜秶趶缴鲜窍嗤?。鄉(xiāng)村的數(shù)據(jù)在歷年《中國(guó)農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》中給出了較為完整的序列。這里使用“工資性收入+家庭經(jīng)營(yíng)收入-家庭經(jīng)營(yíng)費(fèi)用支出-生產(chǎn)性固定資產(chǎn)折舊”的思路?！吨袊?guó)農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》中給出了前三項(xiàng)在1978～2004年間的完整數(shù)據(jù),2005～2007年的數(shù)據(jù)可從統(tǒng)計(jì)年鑒獲得;但沒有統(tǒng)計(jì)資料給出第四項(xiàng)的數(shù)據(jù)。一個(gè)替代的數(shù)據(jù)是“購(gòu)置生產(chǎn)性固定資產(chǎn)”指標(biāo);它在概念上雖然不同于生產(chǎn)性固定資產(chǎn)折舊,不過其數(shù)額占家庭經(jīng)營(yíng)收入的比例較小,平均不到4%,就此推斷生產(chǎn)性固定資產(chǎn)折舊所占份額亦應(yīng)很小,故使用該序列作為替代。即便如此,統(tǒng)計(jì)資料中仍缺1978～1980年的“購(gòu)置生產(chǎn)性固定資產(chǎn)”數(shù)據(jù)。觀察1981～2007年該項(xiàng)指標(biāo)占家庭經(jīng)營(yíng)收入的比例,平均為3.779%,用這個(gè)比例乘以1978～1980年的家庭經(jīng)營(yíng)收入,作為購(gòu)置生產(chǎn)性固定資產(chǎn)的估算。城鎮(zhèn)的數(shù)據(jù)缺失狀況更嚴(yán)重,而且指標(biāo)名稱有變化。這里不能像鄉(xiāng)村的處理方法那樣,用“工資收入+經(jīng)營(yíng)凈收入”的方式來做,因?yàn)檫@兩項(xiàng)指標(biāo)在城鎮(zhèn)口徑上出現(xiàn)了時(shí)間上的不一致,在前期的相當(dāng)長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)都沒有這兩個(gè)指標(biāo)。實(shí)際上,前期也沒有細(xì)分財(cái)產(chǎn)性收入和轉(zhuǎn)移性收入,常常見到二者合在一起,有時(shí)候還額外出現(xiàn)了“其他非生產(chǎn)性收入”指標(biāo)。這里統(tǒng)統(tǒng)把財(cái)產(chǎn)性收入、轉(zhuǎn)移性收入、其他非生產(chǎn)性收入都加在一起,作為從總收入中的待扣減額。即便如此,仍然缺1986年及1978～1984年的數(shù)據(jù)。人均總收入則缺1978～1980年的數(shù)據(jù)。對(duì)于缺失的城鎮(zhèn)人均總收入數(shù)據(jù),因20世紀(jì)80年代可支配收入占總收入的比例基本保持在99%,故用1978、1980年的可支配收入343.4元、477.6元除以0.99,估得1978年、1980年兩年的城鎮(zhèn)人均總收入;再將它們算術(shù)平均,作為1979年的城鎮(zhèn)人均總收入。對(duì)于缺失的待扣減數(shù)據(jù),思路是根據(jù)待扣減額占人均總收入的比例來推算。1986年的就直接取1985年與1987年的比例進(jìn)行算術(shù)平均。對(duì)于1984年以前的,由于觀察到自1987年起待扣減額所占比例呈遞增趨勢(shì),年均遞增0.249個(gè)百分點(diǎn),因此取1985年的比例,按照每年遞減0.249來倒推1978～1984年期間待扣減額占的比例,再由“人均總收入×(1-待扣減額占的比例)”來計(jì)算人均勞動(dòng)收入。收入份額的計(jì)算結(jié)果見圖1,由此計(jì)算出的αˉˉαˉL(t)序列見表2的第5列。從圖中可見,我國(guó)勞動(dòng)收入份額在1984年以前呈上升趨勢(shì),在1983、1984年都超過了55%;之后呈總體下降趨勢(shì),近幾年中則跌破40%,至2007年僅為總收入的三分之一略強(qiáng)。整個(gè)期間的平均值為40.54%。相關(guān)文獻(xiàn)中采用經(jīng)濟(jì)計(jì)量法來確定α的結(jié)果是:張軍、施少華(2002)為0.391,郭慶旺、賈俊雪(2005)為0.31,曹吉云(2007)為0.443;鄭京海、胡鞍鋼(2005)直接設(shè)定為0.4。可見,本文對(duì)勞動(dòng)收入份額估算的均值與已有文獻(xiàn)的結(jié)果很相近,區(qū)別在于我們?cè)试S這一份額隨時(shí)間變化。值得注意的是,與勞動(dòng)收入份額自1995年以來的遞減趨勢(shì)相對(duì)應(yīng),資本收入份額呈遞增趨勢(shì)。這表明在投資高速增長(zhǎng)的情況下,資本的邊際產(chǎn)出沒有出現(xiàn)快速下降。四、tfp變動(dòng)的基本過程和平均規(guī)模估算出資本存量和要素收入份額后,計(jì)算TFP所需的其他兩個(gè)序列可從統(tǒng)計(jì)年鑒中獲得。根據(jù)1978～2007年名義GDP和基于1978年不變價(jià)格的GDP指數(shù),可推算出2000年不變價(jià)格的實(shí)際GDP序列。計(jì)算方法如下。各年實(shí)際GDP(2000年不變價(jià)格)=2000年的名義GDP(即99214.6億元)×各年GDP定基1978年指數(shù)÷2000年的GDP定基1978年指數(shù)(即759.9)。對(duì)于與生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定中變量L相對(duì)應(yīng)的現(xiàn)實(shí)數(shù)據(jù),國(guó)外文獻(xiàn)通常使用工作小時(shí)數(shù),但我國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒中沒有提供這個(gè)指標(biāo),故選取歷年的就業(yè)人員數(shù)。與之相比,經(jīng)濟(jì)活動(dòng)人口包含就業(yè)與失業(yè),未能排除勞動(dòng)力資源的周期變動(dòng)的影響,因而沒有就業(yè)人員指標(biāo)合適。另外,注意到指標(biāo)給出的是年底數(shù)。為與GDP流量的涵義相一致,將前后兩年的就業(yè)人員數(shù)進(jìn)行算術(shù)平均,獲得年中的就業(yè)數(shù)。所有數(shù)據(jù)及對(duì)TFP增長(zhǎng)的推算結(jié)果見表2。圖2展示了本文及四篇文獻(xiàn)所推算出來的TFP增長(zhǎng)率9。在TFP變動(dòng)的階段性規(guī)律上,各文的結(jié)果是相似的10。20世紀(jì)80年代中前期,農(nóng)村從集體耕作轉(zhuǎn)變?yōu)榧彝ヂ?lián)產(chǎn)承包責(zé)任制,這激發(fā)了農(nóng)村的積極性。與之相對(duì)應(yīng),1984年的TFP增長(zhǎng)率達(dá)到第一個(gè)峰值。80年代中后期,中國(guó)的經(jīng)濟(jì)改革重點(diǎn)從農(nóng)村轉(zhuǎn)移到城市,商品經(jīng)濟(jì)迅猛發(fā)展,基于市場(chǎng)的營(yíng)銷概念進(jìn)入廣泛實(shí)施階段,國(guó)有企業(yè)的廠長(zhǎng)負(fù)責(zé)制調(diào)動(dòng)了經(jīng)營(yíng)管理者的積極性,鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)也蓬勃發(fā)展,眾多農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移配置到工業(yè)部門,同期的TFP增長(zhǎng)處于高位。1989～1991年期間是我國(guó)經(jīng)濟(jì)改革的僵持階段,TFP出現(xiàn)衰退,在1990年觸至歷史低點(diǎn)。鄧小平1992年南巡之后,掀起了投資熱潮,外經(jīng)外貿(mào)加速開放,TFP增長(zhǎng)直到1995年都保持了高位水平,不過呈現(xiàn)逐漸下降之特征,進(jìn)而在90年代中后期,受東南亞金融危機(jī)影響,TFP增速在1999年降至一個(gè)谷底。當(dāng)我國(guó)在2001年加入WTO后,它又顯著回升,并保持相對(duì)平穩(wěn)。從中可看出,1995年以前,我國(guó)TFP變動(dòng)主要受自身制度改革的影響,隨著政策措施的變化而大起大落。1995年之后,對(duì)外開放度逐步加大,使得外部因素(比如東南亞金融危機(jī))對(duì)我國(guó)TFP的影響力上升。在加入WTO后,TFP變動(dòng)平穩(wěn)了很多,而且大多處在高于2.5%的水平上。這在某種程度上表明我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)育在趨向成熟。本文結(jié)果與其他文獻(xiàn)的主要不同之處在于,從1993年起,本文所推算出來的TFP增長(zhǎng)率要明顯高于其他文獻(xiàn)的。要注意到這一情況并不是發(fā)生在整個(gè)時(shí)段上。在1979～1992年期間,我們的結(jié)果和其他文獻(xiàn)的比較相近。由于我們并未考慮要素質(zhì)量的變動(dòng),而孫琳琳、任若恩(2005)扣除了這方面的影響,本文結(jié)果高出孫琳琳、任若恩(2005)少許幅度是可以理解的11。1993年后,本文TFP增速明顯高出其他文獻(xiàn)的幅度較大,約有1～2個(gè)百分點(diǎn),而且在世紀(jì)之交前后沒有趨近零。在諸文獻(xiàn)中,只有曹吉云(2007)亦是如此。產(chǎn)生差異的原因在哪呢?由本文的TFP計(jì)算方法可知,差異的出現(xiàn)應(yīng)有兩個(gè)來源:一是資本存量,二是要素收入份額。下面做兩個(gè)練習(xí)。第一個(gè)練習(xí)是將本文的資本存量序列保持不變,而將要素收入份額轉(zhuǎn)變?yōu)橐延形墨I(xiàn)中設(shè)定的值,以觀察要素收入份額的變化對(duì)TFP計(jì)算結(jié)果有什么樣的影響。按遞增順序,文獻(xiàn)中使用的勞動(dòng)收入份額依次為0.31、0.391、0.4、0.443。圖3展示了其結(jié)果。易見,無論是將份額壓低至0.31,還是抬高到0.443,1993年之后的TFP增速都未接近于零,更沒有出現(xiàn)負(fù)值。最低的是勞動(dòng)收入份額為0.31時(shí)1999年的1.05%。至于與本文勞動(dòng)收入份額均值最為接近的0.4,由其算出的結(jié)果與本文結(jié)果相差無幾。第二個(gè)練習(xí)則是使用本文中的要素收入份額序列,資本存量則采用各文獻(xiàn)中的序列。所得結(jié)果見圖4。從圖中可看出,在更換了資本存量序列后,TFP增長(zhǎng)率在20世紀(jì)90年代后期接近于零甚至為負(fù)值;相比起圖中的實(shí)線,它們與圖2中的各條虛線更為接近。綜合以上兩個(gè)練習(xí),我們推斷,造成本文結(jié)果與各文獻(xiàn)結(jié)果相差很大的主要原因在于資本存量的估算。更確切地說,是因?yàn)橐郧暗奈墨I(xiàn)選用了不合適的投資流量指標(biāo),不僅高估了我國(guó)的資本存量,而且高估了20世紀(jì)90年代的資本存量增長(zhǎng)率。