(生產(chǎn)管理知識)全要素生產(chǎn)率

#InY)=InA+aInK)+0InH)+日 ⑶t t tt我們采用國內(nèi)生產(chǎn)總值作為衡量產(chǎn)出的基本指標(biāo)，并且按1990=100的平減指數(shù)進(jìn)行折算。資本存量以1990年為定基的投資價格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整，并采用由Goldsmith1951年開創(chuàng)的永續(xù)盤存法進(jìn)行測算。其中，物質(zhì)資本投入用全社會固定資產(chǎn)投資來度量并假定折舊率為5%，人力資本投入用社會文化教育支出來度量并假定折舊率為3%。利用計量軟件Eviews對式⑶進(jìn)行回歸估計，結(jié)果如下：lnY=2.985+0.822lnK+0.1791nHs=(0.093) (0.077) (0.100)t=(7.450) (10.718) (5.621)R2=0.998,F=7678.350，并且在顯著性水平a=0.1下通過檢驗(yàn)。由此可得，經(jīng)過正規(guī)化后的物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性為a=0.821，人力資本產(chǎn)出彈性0=0.179，根據(jù)全要素生產(chǎn)率的計算公式⑴可以得到1978-2004各年的全要素生產(chǎn)率。如圖1所示，改革以來的20多年間，中國經(jīng)濟(jì)增長的全要素生產(chǎn)率呈相對緩慢的遞增趨勢，這說明中國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量正在逐步提高。但是從絕對值大小來看，與其他發(fā)達(dá)國家相比我國的全要素生產(chǎn)率較低，我國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的總體水平并不算高，基本還處于投入推動型的粗放增長階段?！?UO2—2na2—O0U2—8991—6991—4^91—G9S1—■6891——■Qsyl,270^1ooO圖1全要素生產(chǎn)率的時間序列(二)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型與經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量關(guān)系的實(shí)證分析我國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的提高與人力資源以及利用各種資源的經(jīng)濟(jì)體制的效率有很大關(guān)系。我國在過去的20多年里實(shí)現(xiàn)的經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的改善與經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型有著密切的聯(lián)系。經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型牽涉到體制改革、經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變、二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化等許多方面的內(nèi)容，在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型中形成了一系列的新制度安排，為經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的提高提供了制度基礎(chǔ)。我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型主要體現(xiàn)在市場化、工業(yè)化、城市化的過程之中，因此我們建立如下的基本回歸方程式：r=C+0Mar+0Ind+0Urb+8 ⑷t 1t2t3tt式⑷中，r、Mar、Ind、Urb分別代表第t期的全要素生產(chǎn)率、市場化水平、工t ttt業(yè)化水平以及城市化水平，C為常數(shù)項(xiàng)，0、0、0為對應(yīng)變量的系數(shù)，8為隨機(jī)誤差項(xiàng)。123 t有學(xué)者（徐康寧、王劍，2006）以1999年和2000年的對外開放度與樊綱等人（2003）的地區(qū)市場化指數(shù)作相關(guān)分析，兩者間的皮爾森相關(guān)系數(shù)分別高達(dá)0.522和0.613，并且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，因此本文以對外開放度作為市場化程度的一個替代變量。我國的工業(yè)化過程根本上是二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)化的過程，可以用GDP總量中第二和第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值占比與從業(yè)人員中第二、三產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員占比的平均值來度量工業(yè)化的進(jìn)程。對城市化水平進(jìn)行測度的方法主要有復(fù)合指標(biāo)法和主要指標(biāo)法，本文采用對城市化表征意義最強(qiáng)且便于統(tǒng)計的主要指標(biāo)法，即用非農(nóng)業(yè)人口占總?cè)丝诘谋戎貋泶沓鞘谢乃?。?shù)據(jù)說明與初步的經(jīng)驗(yàn)觀察出于研究目的考慮，結(jié)合數(shù)據(jù)資料收集的可能性，本文實(shí)證分析的研究樣本選取1978-2004年間的相關(guān)數(shù)據(jù)，所用數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》以及《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》。在對經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型與經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)之前，我們先作一些初步的經(jīng)驗(yàn)觀察，以便于了解兩者之間關(guān)系的大致輪廓，并為后面的計量分析奠定研究方向。

OOOOOOOOO876543214W0Z20U2OOOOOOOOO876543214W0Z20U28991699109?889168914891Qsyl圖2經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型與經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量圖2繪出了我國1978-2004年間全要素生產(chǎn)率、市場化率、工業(yè)化率以及城市化率所對應(yīng)的曲線，四者基本上呈同向上升趨勢，只是在不同的區(qū)間范圍內(nèi)，這種趨勢相關(guān)性程度各異。初步的經(jīng)驗(yàn)觀察顯現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型與中國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量之間正向關(guān)系的可能性。我們首先對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。目前，計量經(jīng)濟(jì)學(xué)已經(jīng)發(fā)展出了各種各樣的平穩(wěn)性檢驗(yàn)的方法，但由于拓展的Dickey-Fuller(ADF)檢驗(yàn)方法更為普遍一些，因此本文使用ADF檢驗(yàn)方法。利用計量軟件Eviews對變量r、Mar、Ind、Ub進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，分別記一階、二階t ttt差分為i和ii。表1給出了各變量的水平值和差分的單位根檢驗(yàn)結(jié)果。由表1知，r、Mar、ttInd、Urb的水平值、一階差分不能在1%的顯著水平上拒絕有單位根的原假設(shè)，而其二階tt差分在1%的顯著水平上拒絕了有單位根的原假設(shè)，因此它們均是I(2)單位根過程。也就是說本文所研究的變量r、Mar、Ind、Urb具有相同的“波長”，它們隨著時間流逝而共t ttt同“漂移”，這使得變量間可能存在長期線性關(guān)系，由此可以預(yù)期這些經(jīng)濟(jì)變量間存在均衡關(guān)系。表1ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果變量ADF統(tǒng)計量變量ADF統(tǒng)計量變量ADF統(tǒng)計量rt-2.292irt-1.570iirt-3.955*Mart-1.673iMart-2.825iiMart-3.670*Indt-2.919iIndt-2.572iiIndt-3.564*Urbt-0.874iUrbt-0.914iiUrbt-3.786*注：*表示在1%的顯著性水平上拒絕有單位根(非平穩(wěn))的原假設(shè)。3、協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)根據(jù)AIC、SC準(zhǔn)則，選定滯后階數(shù)為1。用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法檢驗(yàn)變量r、Mar、ttInd、Urb之間的協(xié)整性，可得r、Mar、Ind、Urb在1%的顯著性水平上有一個協(xié)整tt t ttt關(guān)系，將協(xié)整關(guān)系寫成數(shù)學(xué)表達(dá)式，并令其等于v，得到：v=r—27.902—0.222Mar—0.376Ind—0.833Urbt ttt對序列v進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)它已經(jīng)是平穩(wěn)序列，并且取值在0附近上下波動，驗(yàn)證了協(xié)整關(guān)系是正確的。于是r、Mar、Ind、Urb有一個長期均衡關(guān)系：t tttr=27.902+0.222Mar+0.376Ind+0.833Urbt ttts=(7.446)(0.087) (0.193) (0.230)t=(3.746) (2.564) (1.950) (3.615)R2=0.913,F=80.754，并且在顯著性水平a=0.05下通過檢驗(yàn)。由結(jié)果可見，各變量的系數(shù)符號均與理論預(yù)期相吻合，在顯著性水平a=0.05下每個解釋變量對經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的影響都是顯著的。Q統(tǒng)計量的P值比較大，各階滯后的自相關(guān)和偏自相關(guān)值都接近于零，則回歸方程的殘差不存在序列相關(guān)。變量Mart的系數(shù)值為0.222說明我國的市場化進(jìn)程在一定程度上促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的提高，變量Ind的系數(shù)值為0.376說明我國的工業(yè)t化進(jìn)程也促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的提高。變量Urb的系數(shù)值為0.833遠(yuǎn)大于市場化率和工業(yè)t化率的系數(shù)值，這說明我國的城市化進(jìn)程對經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的影響比市場化和工業(yè)化更加明顯。為了明確各變量間的因果方向，我們進(jìn)行Granger檢驗(yàn)，所得F統(tǒng)計量值較大而P值較小，則拒絕市場化率、工業(yè)化率、城市化率不是全要素生產(chǎn)率的Granger成因的原假設(shè)，經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型與經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量之間存在Granger因果關(guān)系。五、結(jié)論在從經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型視角對我國的經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量問題進(jìn)行理論解釋基礎(chǔ)上對中國1978-2004年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，從中得出以下幾點(diǎn)結(jié)論：.對我國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量測度的結(jié)果顯示，1978年以來全要素生產(chǎn)率一直呈遞增趨勢，對產(chǎn)出的增長做出了相當(dāng)大的貢獻(xiàn)，這也充分說明我國由計劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型是卓有成效的，經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型在一定程度上促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的提高。但是我國全要素生產(chǎn)率的絕對值相對較低，這意味著經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的總體水平不高，基本還屬于粗放型經(jīng)濟(jì)增長。因此，在中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型中，必須以提高經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量為目標(biāo)，以經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步轉(zhuǎn)型來提高經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量，通過建設(shè)節(jié)約型社會、構(gòu)建和諧社會以及轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式等措施提高我國經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量。.初步的經(jīng)驗(yàn)觀察表明，從中國1978年以來的總體發(fā)展歷程來看，經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型與經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量呈同步上升的趨勢。我國的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型主要體現(xiàn)在市場化、工業(yè)化以及城市化的過程之中，全要素生產(chǎn)率與市場化率、工業(yè)化率、城市化率的相關(guān)性程度以及平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，它們隨著時間流逝而共同“漂移”，存在均衡關(guān)系。經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型與表示經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的全要素增長率之間存在正相關(guān)關(guān)系，說明我國的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型在一定程度上促進(jìn)了我國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的提高。這種促進(jìn)作用是通過市場化為經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的提高提供了制度激勵，通過工業(yè)化和城市化促進(jìn)了結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)化提高了經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量，在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型中市場化、工業(yè)化和城市化相互作用，引起了經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的提高。.樣本數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析證實(shí)，經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型與經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的正向關(guān)系是成立的。中國1978-2004年相關(guān)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析結(jié)果顯示,我國市場化率Mar的系數(shù)值為0.222,工業(yè)化t率Ind的系數(shù)值為0.376,城市化率Urb的系數(shù)值為0.833,這說明我國的市場化進(jìn)程、tt工業(yè)化進(jìn)程都在一定程度上促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的提高,而城市化率的系數(shù)值遠(yuǎn)大于市場化率和工業(yè)化率的系數(shù)值說明我國的城市化進(jìn)程對經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的影響比市場化和工業(yè)化更加明顯。因此,在以經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型提高經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的過程中,要進(jìn)一步加快市場化進(jìn)程,彌補(bǔ)制度缺口。加快工業(yè)化與城市化的步伐,作好工業(yè)化路徑的轉(zhuǎn)型,走新型工業(yè)化道路,提高城市化的質(zhì)量,在工業(yè)化與城市化的協(xié)調(diào)發(fā)展中進(jìn)一步提高經(jīng)濟(jì)增長的整體效率和經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量。錢納里等,1989：《工業(yè)化與經(jīng)濟(jì)增長比較研究》,上海三聯(lián)書店中譯本。張軍、施少華，2003：《中國經(jīng)濟(jì)全要素生產(chǎn)率變動：1952-1998》，《世界經(jīng)濟(jì)文匯》第2期。沈利生、王恒，2006：《增加值率下降意味著什么》，《經(jīng)濟(jì)研究》第3期。沈坤榮，1998：《中國經(jīng)濟(jì)增長績效分析》，《經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理》第1期。王利、張炳發(fā)、初鳳榮，1999：《關(guān)于對經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量進(jìn)行測度的探討》，《技術(shù)經(jīng)濟(jì)》第8期。楊長友，2000：《測評經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的六大向度》，《福建論壇》第1期。單曉婭、陳森良，2001：《經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量綜合評價指標(biāo)體系設(shè)計》，《貴州財經(jīng)學(xué)院學(xué)報》第6期。樊元、楊立勛，2002：《關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量統(tǒng)計的若干理論問題》，《西北師大學(xué)報》第2期。肖紅葉、李臘生，1998：《我國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的實(shí)證分析》，《統(tǒng)計研究》第4期。李變花，2004：《經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量指標(biāo)體系的設(shè)置》，《理論新探》第1期。李岳平，2001：《經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量評估體系及實(shí)證分析》，《江蘇統(tǒng)計》第5期。彭德芬，2002：《經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量研究》，華中師范大學(xué)出版社。周海林，2001：《經(jīng)濟(jì)增長理論與自然資源的可持續(xù)利用》，《經(jīng)濟(jì)評論》第2期。傅允生，2005：《資源約束、利潤轉(zhuǎn)移與不經(jīng)濟(jì)增長——中國經(jīng)濟(jì)高增長中的資源問題》，《經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理》第9期。徐康寧、王劍，2006：《自然資源豐裕程度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平關(guān)系的研究》，《經(jīng)濟(jì)研究》第1期。劉海英、趙英才、張純洪，2004：《人力資本“均化”與中國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量關(guān)系研究》，《管理世界》第11期。陳彥斌，2005：《中國經(jīng)濟(jì)增長與經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定：何者更為重要》，《管理世界》第7期。王小魯、樊綱，2005：《中國收入差距的走勢和影響因素分析》，《經(jīng)濟(jì)研究》第10期。RobertJ.Barro,2002,“QuantityandQualityofEconomicGrowth”，WorkingPapersCentralBankofChilefromCentralBankofChile.Wright，G.,1990，“TheoriginsofAmericanindustrialsuccess,1879-1940”,AER,80,651-668.DelongJ.B.andJ.G.Williamson，1994,“Naturalresourcesandconvergenceinthenineteenthandtwentiethcenturies”,unpublishedpaper,HarvardUniversity.David,P.andG.Wright，1997,“IncreasingreturnsandthegenesisofAmericanresourceabundance”,IndustrialandCorporateChange6,203-45.GylfasonandThorvaldur， 2001,“Naturalresources,education,andeconomicdevelopment”,EuropeanEconomicReview,45(4-6),847-859.DeFeranti，D.,G.Perry,D.LedermanandW.Maloney，