关于我国工业部门增长效率的实证研究

关于我国工业部门增长效率的实证研究

一、中国改革开放以来资本生产率的变动工业部门的发展在中国新工业化进程中发挥着重要作用。改革开放以来,我国工业部门一直保持快速的增长速度,但在这快速增长的背后,却存在资本投资收益总体上下滑的问题。这里我们利用官方统计数据给出了中国工业部门实际净产值增长率与资本利润率在1963—2003年间变动的时间模式(见图1)。从图1可以看出,经济体制改革以前的1963—1979年期间,工业部门的资本利润率的变动与中国工业部门实际净产值增长率存在显著的正向关系;但改革开放以来,虽然资本利润与中国工业部门实际净产值保持较高的增长速度,但并没有带来资本利润率的上升,反而在总体上呈下滑趋势。其整个变化过程大概为:从1966年的最大值43.2%持续下降到1998年的11.4%,从1999年开始有较大回升,在2003年达到25.7%。当前理论界关于资本收益率问题的讨论主要集中在改革开放以来国有企业资本利润率下降方面,而对于整个工业部门资本收益率变动的研究较少。在有关工业部门利润率变动的研究中,大多数的学者认为,工业部门资本利润率的下滑是由于市场竞争导致的。张军(2002)在以新古典增长理论为基础对工业部门利润率变动的研究中,发现资本劳动比率与资本利润率存在显著的负相关关系。他认为,改革开放以来,中国工业部门产品市场竞争的日益激烈促使企业进行技术升级,必然提高企业的资本劳动比率;然而,资本密集型的发展道路并不符合我国工业部门的比较优势,从而影响了资本的产出效率,导致资本利润率的下滑。此外,还有学者将中国工业部门绩效的下降解释为工业产业组织结构变动的结果。许多学者研究发现(王慧炯,1991;马建堂,1993;刘洪,1998),在我国市场经济体制的转型过程中,非国有企业迅速进入原国有企业垄断的行业,使中国工业行业集中度不断下降,而集中度下降则是导致资本利润率变动的根本原因。唐要家(2004)利用1995年工业普查的统计数据,验证了我国工业部门各行业的集中度与利润水平存在着正相关关系。但这一结论是以截面数据为基础的,并不能解释整个工业部门资本利润水平时间变动过程。与其他研究方法不同的是,本文中我们试图从资本效率、市场结构及工业投入品物价水平三个方面解释我国历年工业部门资本利润率变动,构建一个资本收益率变动及影响因素的一般模型。并且我们研究的时间序列范围涉及1963—2003年改革开放前后两个不同的历史时期,通过比较分析提出对中国改革开放以来资本利润率变动新的解释。本文的结构安排为:第二部分说明了本文基本的研究方法,并提出了要证明的三个基本假定。第三部分对本文相关变量指标及数据的采集作了说明。第四部分通过实证的方法,陈述了我国历年工业部门利润率变动的原因。在文章最后,我们总结了研究结果,并提出了一些相关的政策建议。二、技术选择偏差影响资本收益根据基本的恒等式:利润总额资本=利润总额产出×产出资本(1)利润总额资本=利润总额产出×产出资本(1)可知,决定资本利润率的根本因素一是资本的产出效率,二是产出利润率(在产出不变的情况下,该指标由生产成本决定)。因此,我们试图从资本产出效率与产出利润率两个方面来对工业部门的资本利润率变动进行解释,本文中我们对改革开放以来工业部门利润率下滑的解释提出了以下三个可供检验的假定:假定一:中国工业部门发展的技术选择路径是导致资本利润率变动的原因之一。根据内生经济增长理论,我们可以将生产函数表示为如下形式:Y=Κ×f(LΚ)(2)Y=K×f(LK)(2)其中,Y表示工业部门的生产总值;K表示物化资本;L表示人力资本。基于C-D生产函数Y=AKαLβ的假定,在物力资本投资与人力资本投资要求的报酬率一样时,均衡增长路径的技术选择模式为:ΚL=αβKL=αβ1(3)当Κ(0)L(0)<αβK(0)L(0)<αβ时,则人力资本积累过度,应选择物力资本为主的投资路径;当Κ(0)L(0)>αβK(0)L(0)>αβ时,则表示物力资本投资过度,应选择人力资本投资为主的发展路径。改革开放以来,我国工业部门资本要素投入一直保持较高增长率,而劳动要素投入增长缓慢,发展路径偏向资本密集型。张军认为,改革开放以来“中国经济增长呈减速趋势的背后,技术选择的偏差是主要原因”、“中国工业部门的过度竞争将导致中国工业部门的资本—劳动比率快速上升,从而加快了资本的深化进程,使资本的边际报酬过快地出现了递减趋势”;也就是说工业部门技术选择出现偏差影响了资本的效益。秦朵、宋海岩(2003)认为:“投资配置效率的低下很大程度上是由政府试图刺激需求和推动经济增长的政策所引致的,但随着改革的深入,配置效率已开始有所提高”。郑京海、刘小玄(2002)在对东北地区国有企业截面数据进行的研究中,也发现虽然国有企业产出的增长主要依靠技术的进步(也就是资本的投入)来实现,但工业部门中普遍存在技术使用效率较低的问题。所以,我们提出的第一个基本假定就是:工业部门的技术选择的偏差影响了产出水平,从而导致了利润率的变动。假定二:工业部门厂商数量变动是导致利润率变动的原因之一。首先,根据产业组织中的SCP范式理论可知,市场结构对企业绩效的影响是不可忽略的。市场竞争程度一方面会影响工业部门产品价值在市场上实现,从而影响厂商实际产出;另一方面,又会影响企业的销售及管理费用,从而影响总成本支出。其次,工业部门投入品与产出品物价水平变动影响了工业部门的生产成本,在产出外生的情况下,成本的大小决定了产出利润率的高低,从而对资本利润率产生影响。假设市场上有n个厂商;每个厂商产量为yi,厂商的产量不受原投入品供应的限制;市场对产品的需求是外生的,厂商i使用技术yi=hi(mi)将投入品mi变为产出yi,mi为投入品数量,hi为生产技术水平。则i厂商的利润函数可表示为:Ri=YoiΡΟ(Y)-ci(ΡΙ,mi)(4)Ri=YoiPO(Y)−ci(PI,mi)(4)其中,Y表示所有厂商的产出之和,Y=n∑i=1yiY=∑i=1nyi;PO表示产出品价格水平,在需求外生条件下,它是关于供给Y的函数;PI表示投入品价格水平;ci表示成本函数,它是关于投入品价格PI与投入品数量mi的函数。利润最大化的一阶条件是:∂Ri∂yi=ΡΟ(Y)+yi⋅∂ΡΟ′(Y)∂Y⋅∂Y∂yi-∂ci(ΡΙ,mi)∂mi⋅∂mi∂yi=0(5)∂Ri∂yi=PO(Y)+yi⋅∂PO′(Y)∂Y⋅∂Y∂yi−∂ci(PI,mi)∂mi⋅∂mi∂yi=0(5)为了简化分析,这里我们假定价格函数、产出函数及成本函数都是线性的:ΡΟ=a0-a1⋅Y(6)ci(ΡΙ,mi)=ΡΙ⋅mi(7)yi=hi⋅mi(8)s.thi⋅a0-ΡΙ>0PO=a0−a1⋅Y(6)ci(PI,mi)=PI⋅mi(7)yi=hi⋅mi(8)s.thi⋅a0−PI>0以上各式中的参数都为正;其中条件h·a0-PI>0是厂商进行生产的先决条件。由于这里我们对价格的分析是从宏观角度进行的,对整个行业的所有厂商而言,他们只能是投入品价格的接受者而不可能通过选择供应商来实现降低成本。另外,我们不考虑厂商之间存在的技术水平差异,厂商都按行业平均技术水平h进行生产。基于市场完全竞争的条件,则以上模型是对称的,均衡也是对称的,因此对所有厂商都有相同的生产条件与均衡结果,表示为mi=mj=m,yi=yj=Yn=y,(i,jmi=mj=m,yi=yj=Yn=y,(i,j为1…n之间任意数)。基于以上的分析,并将(6)、(7)、(8)代入(5)有:a0-a1⋅n⋅h⋅m-a1⋅h⋅m-ΡΙh=0(9)a0−a1⋅n⋅h⋅m−a1⋅h⋅m−PIh=0(9)解得均衡状态下m、y、PO分别为:m=a0-ΡΙhh⋅a1⋅(n+1)(10)y=a0-ΡΙha1⋅(n+1)(11)ΡΟ=a0-nn+1⋅(a0-ΡΙh)(12)m=a0−PIhh⋅a1⋅(n+1)(10)y=a0−PIha1⋅(n+1)(11)PO=a0−nn+1⋅(a0−PIh)(12)每个厂商利润:Ri=(a0-ΡΙh)2a1⋅(n+1)2(13)Ri=(a0−PIh)2a1⋅(n+1)2(13)整个行业利润水平:R=n⋅Ri=n⋅(a0-ΡΙh)2a1⋅(n+1)2(14)R=n⋅Ri=n⋅(a0−PIh)2a1⋅(n+1)2(14)根据(14)式有:∂R∂n=-(1-n2)⋅(a0-ΡΙh)a1⋅(n+1)4<0(15)∂R∂n=−(1−n2)⋅(a0−PIh)a1⋅(n+1)4<0(15)即厂商数量的增加会降低行业的利润空间。在我国,改革开放以来,随着各种所有制经济的发展,市场上厂商数量不断地增加,工业品市场的垄断程度逐渐下降、竞争日趋激烈,这些变动都会对企业的产出品价格与销售成本产生影响,从而影响了利润率水平。世界银行出版的中国企业改革的研究报告(Byrd,1992)的结论表明,20世纪80年代以来中国工业组织结构的变迁,工业部门中大量私人企业与乡镇企业的进入能否在总体上提高经济效率并不能肯定,但这些进入导致的竞争却使得这些部门的盈利能力恶化了。所以,本文的第二个假定是:工业部门市场竞争程度变动是导致利润率变动的原因之一。假定三:工业部门投入品价格水平变动对工业部门生产成本的影响,是导致利润率变动的另一原因。根据(14)式有:∂R∂ΡΙ=-2n⋅(a0-ΡΙh)a1⋅h⋅(n+1)2<0(16)∂R∂PI=−2n⋅(a0−PIh)a1⋅h⋅(n+1)2<0(16)即投入品价格的上涨将降低行业利润水平。在1978年以前我国是一个计划经济体制的国家,原材料与劳动力等要素的价格水平均由国家统一制定,工业部门从政府的“剪刀差”价格机制中获取大量超额利润。改革开放以来,我国开始建立社会主义市场经济体制,各种商品及劳动力的价格逐渐市场化。这种体制的变动必然影响工业部门投入品价格水平,进而影响工业部门的生产成本。所以,本文提出的第三个假定是:工业部门投入品(包括劳动力)的价格变动是导致利润率变动的另一原因。此外,由上面推导可知,利润水平同时还受产出品价格水平PO的影响,但根据(12)式可知,PO可表示为投入品价格水平PI、行业技术水平h以及厂商数量n的函数,因而PO对R的影响可以通过它们进行解释,且可推导:∂ΡΟ∂ΡΙ>0;∂ΡΟ∂h<0;∂ΡΟ∂n<0.∂PO∂PI>0;∂PO∂h<0;∂PO∂n<0.所以,在本文的分析中我们不再将产出品价格指数作为单独的解释变量,以避免解释变量间存在共线性的问题。三、相关数据的处理以上三个假定是本文所提出的对中国工业部门资本利润率变动趋势进行解释的基本命题。下面我们试图从统计上寻找支持这三个假说的经验证据。为了保证数据的可比性,对于本文中出现的所有以货币为计量单位指标的原始数值,除了指数特别说明调整方法之外,都用商品零售价指数把它调整为以1962年为基期的可比值。这里我们对文中所涉及到的变量及数据作以下必要说明(具体数据参见附表):工业生产净值(Y):工业部门扣除中间投入之后的净产值也就是工业部门实际净产值。数据来源于历年《中国工业经济统计年鉴》(2003)和《中国统计年鉴》(2004)。工业净产值增长率y:y=YtYt-1(16)y=YtYt−1(16)工业部门资本存量(K):为了获得较为准确的资本存量的数据,本文按国际通行的永续盘存法估算工业部门的固定资产存量,具体的估算方法为:(1)计算方法的选择:Κt=Κt-1+(Ιt-δt)ΡFt(17)Kt=Kt−1+(It−δt)PFt(17)其中:It表示t固定资本形成,δt表示t年折旧,PF表示t期固定资产价格指数。(2)投资额的确定:本文直接采用了历年工业部门固定资产投资额数据,其中1921—1952年的数据转引自黄勇锋等(2002,第386页)的推算(该文中已换算为1952年不变价格);1953—2003年的当年价格原始数据分别来自《中国固定资产投资统计数典》(2002)和2002—2004年的《中国统计年鉴》。(3)固定资产价格指数(PF)的确定:这里我们采用了张军(2003)的意见,对1952—1990年的数据,采用上海市的固定资产投资价格指数来代替全国固定资产投资价格指数;对1991—2003年的数据则采用了《中国统计年鉴》(2004)中的数据(见表1)。(4)对折旧的处理方法:我们的估算使用的是直线折旧法,且假设净残值为0。对于折旧年限的处理我们参考了Maddison(1993)的建议,建筑和设备投资分别为40年和16年。对建筑投资与设备投资比例的测算,根据黄勇锋等(2002)的研究,发现二者之间存在较为稳定的关系,这里我们进行了简化,取历年的平均值:工业建筑投资比例为54%,设备投资比例为46%。(5)基年资本存量的估算:由于本文投资额数据涵盖了1921—2003年的时间序列,而最长的折旧年限为40年,所以按上面公式估算出的1960—2003年的固定资产存量与基期1921年的资本存量无关。根据以上处理,我们估算的工业部门历年资本存量的数据见表1。资本劳动比率(k):k=ΚLk=KL,也就是人均资本存量,该指标也反映了工业部门的技术水平。其中L为工业部门就业总人数,1963—1995年的数据来源于《中国劳动统计年鉴》(1996)第12页的“工业从业从员”项目;1996—2003年的数据根据1997—2004年的《中国统计年鉴》中的分行业的从业人员进行加总。厂商数量(N):这里我们用独立核算的工业企业单位数表示,资料来源于《中国工业经济统计年鉴》(2003)和《中国统计摘要》(1998—2004)。利润额(R):为了排除税收因素对利润的影响,下文中的利润额都是指税前利润并扣除了亏损额。该指标1974—2003年的统计数据来源于《中国工业经济统计年鉴》(1994和2003)和《中国统计年鉴》(2004);《中国工业经济统计年鉴》中没有给出1963—1973年的工业部门利润额指标,但给出了国有工业部门的相关指标。由于这段时期国有工业部门占了工业全行业的主体(根据测算,这一表1本文测算的固定资本存量数据(1962年不变价格)2时期国有成分在净产值中平均份额为87.9%),利用1974—1980年经验数据发现,国有部门的净产值利润率与工业行业产值利润率高度相关(相关系数达0.98);因此,本文对1963—1973年的工业部门利润额的估算采用了如下的方式:Rt=Yt⋅ΝRtΝYt(18)Rt=Yt⋅NRtNYt(18)其中:Y表示工业部门净产值,NY表示国有工业部门净产值,NR表示国有工业部门的利润额。资本利润率(r):r=RΚr=RK工业投入品物价综合指数(PI)3:我们以农副产品价格指数(PA)、固定资产投资价格指数(PF)与实际工资指数(PW)的平均值来表示,在下文计量中我们将它除100。其中农副产品价格指数来自《新中国五十年统计资料汇编》(1999)和历年《中国统计年鉴》;固定资产价格指数按上文计算资本存量中的方法调整得到;实际工资的指数是用消费品物价指数扣除价格影响后的工业部门职工平均工资指数,1963—1993年的工业部门职工总数和工资总额数据来自《中国工业经济统计年鉴》(1994)第24页,1994年以后的数据用历年《中国统计年鉴》公布的分行业职工工资总额与职工总数经计算得到(见附表)。四、结构变异单位根检验基于本文中所提出的三个假定,我们对工业利润率变动的估计模型使用如下函数形式:r=f(y,k,Ν,ΡΙ)+μ(19)r=f(y,k,N,PI)+μ(19)以此检验工业利润率变动r与净产值增长率y、技术因素(人均资本存量k)、厂商数N及工业投入品物价指数(PI)的相关性。为了防止伪回归的产生,我们首先对所有的变量进行了平稳性检验。由于改革开放前后不同时期,我国的经济运行体制存在重大的差别,各变量在不同时期存在着发生结构变异的可能,同时体制的变化也可能会导致价格、厂商数量等因素对企业的资本收益水平的影响存在发生重大变化,图2给出了各变量的时间趋势过程。从图中可以看出,改革开放前后各变量趋势结构发生了较为显著的变化,因此单位根检验有必要考虑体制变迁导致的方程结构的变化。假设xt为原时间序列数据,结构突变点为t0,引入虚拟变量D,t*其取值为:Dt={=0t≤t0=1t＞t0(20)t*={=0=t-t0t≤t0t＞t0(21)Dt={=0t≤t0=1t＞t0(20)t∗={=0=t−t0t≤t0t＞t0(21)则对应于截距与系数突变的三个模型为:模型1:截距项突变,系数项不变;xt=c0+c1Dt+c2t+μt(22)xt=c0+c1Dt+c2t+μt(22)模型2:系数项突变,截距项不变;xt=c0+c1t+c2t*+μt(23)xt=c0+c1t+c2t∗+μt(23)模型3:截距项、系数项都发生变化。xt=c0+c1D+c2t+c3t*+μt(24)xt=c0+c1D+c2t+c3t∗+μt(24)对于以上三个模型,当μt～I(1)时,xt具有结构变化的单位根;当μt～I(0)时,xt为结构变化的趋势稳定。这里结合我国经济体制改革的实际情况,把1980年视为经济体制的转轨期,做了以1980年为变异点的外生性结构突变的单位根检验。结果如表2所示。虽然对结构变异退化后的单位根检验使用的Perron临界值要比ADF临界值小,但相差并不是很大。当变异点不处于中间段时(即t0≠t2),在实证研究中可直接用ADF临界值检验。外生性结构变异单位根检验表明:变量r、y、LnN、PI是结构突变趋势稳定,而k则是结构突变的单位根。同样,经济体制的变化可能会导致价格、厂商数量等因素对资本收益水平的影响产生结构变化的可能,因此我们同样有必要考虑体制变化所导致的方程结构的变化。以1980年为断点的邹检验结果表明,方程结构发生了显著的变异。由于Δk与PI变动较小,引入时间虚拟变量会导致严重的共线性问题,因而我们放弃了引入虚拟变量法来对方程进行回归,并做了基于改革开放前后两个时期样本点的回归模型(结果见表3中模型1、模型2)。经验证据显示:(1)改革开放以前工业部门的利润率水平与净产值之间存在着十分显著的正向关系。而1980年以后这一关系已变得不明显,产出的增长并没有提高资本的盈利能力。这种情况存在两种可能的解释:一是改革开放以后这种增长是以依靠资本与劳动等要素的投入所产生的,这种外延型增长方式是伴随成本同时上升的过程,从而也就无法实现利润水平的提高;二是从我国改革开放后历年的职工工资指数观察,由于分配机制的改变,使得劳动者获取了更大的利益,从而导致了成本上升,而并不涉及生产效率的问题。(2)k对r的影响。改革开放以前,Δk与r之间关系不显著。这可以通过两方面解释:一方面是由于改革开放以前我国工业部门的资本存量较少,资本的边际效率较高;另一方面是由于这一时期我国的资本较为稀缺,使得资本成本也较高。两方面因素共同作用,导致了总体上资本深化对利润率的影响不显著。而1980年以来Δk与r之间的显著负相关表明,改革开放以来,中国工业部门的技术选择违反了我国这一时期中劳动力要素的比较优势,资本的过度深化影响了资本的利润水平。因为制度的变迁已使得我国的劳动力能在城乡、地区间实现自由流动,大量剩余劳动力的存在降低了劳动力要素价格,而资本品则变得相对稀缺,技术密集型道路不符合我国工业部门的比较优势。这一结论表明,中国工业部门资本的过度深化的确影响了资本收益水平,工业部门存在技术选择的偏差,资本的过度深化会导致资本效率的下降。至此,我们证明了本文提出的第一个假设。(3)改革开放以前厂商数量与资本利润率的不相关说明,在传统计划经济体制下厂商之间的非竞争性关系,厂商数量的增加不会导致竞争的加剧,也就不会产生行业利润空间的缩减问题。而1980年以来厂商数量(N)与资本利润率(r)之间的显著的负相关关系说明,改革开放以来,工业部门中大量厂商的进入导致的市场的激烈竞争,确实缩小了行业的利润空间,引起了工业部门的利润率的下滑。这一结论证实了本文的第二个假定。(4)1979年以前的样本数据表明PIt-1与r之间关系不显著。这主要是由于以前计划经济体制下各种商品的价格都是由政府统一制定的,这种计划经济体制使得价格机制无法发挥资源配置的作用。而改革开放以来的经验数据证明,PIt-1与r之间存在显著的负相关关系,这一结论体现了市场经济体制下价格机制的作用:在影响产出品价格的其他条件不变动的情况下,投入品价格的变动会导致产出品价格的变动,但产出品的价格变动幅度要小于投入品的变动,这主要是由市场的需求价格