第一部分 中国工业生产率变动趋势及来源研究
中国国营工业与集体工业生产率变动趋势比较[1]
一 引言
在评价改革对中国工业产生的影响时，人们常常把注意力放在对中国国营工业生产率的研究上，这固然是由于国营工业所起的主导作用，同时也由于中国城市改革的主要目标是搞活工业中至关重要的一部分。而对于工业的另一部分——集体工业的生产率动态至今尚缺少较深入的研究，对二者的比较研究也同样如此。实行改革开放政策以来，所有的国营工业在产、供、销以及资金使用等方面都开始享有一定的自主权，但在投资、物资分配和价格制定等方面仍受中央决策的重大影响。集体工业特别是乡镇工业受国家的直接控制要少得多，在资源配置和定价上享有更大的自主权和灵活性，更多地由市场引导。特别是集体工业在整个工业部门中所占比重不断提高（由1980年的20.7%提高到1987年的34.62%，其中不包括乡以下工业），因而对集体工业的发展有必要予以足够的重视。比较这两种经济类型的工业在所占比重的增长和生产率变动上的趋势，有助于加深我们对中国经济发展现状的理解。本文在考察国营工业和集体工业生产率变动趋势时，主要有以下几个特点：使用了包括劳动、资本和中间投入的三投入生产函数；利用横截面数据进行参数估计；对现有的统计数据根据经济分析的需要做了适当的处理。特别是使用了我们自己编制的固定资产和中间投入的价格指数，对计算结果有重大影响。结果表明，考虑三个投入要素得到的全要素生产率动态与只考虑劳动、资本两个投入要素得到的多要素生产率动态之间有明显不同，这意味着中间投入对资本和劳动的替代作用不容忽视。
二 方法
为了对国营工业和集体工业的增长来源和生产率变动进行比较分析，我们采用的计量模型为C-D生产函数，把总产出作为资本、劳动和中间投入三个投入要素以及时间的函数。其基本形式为：
其中Q为总产出（取按1980年不变价计算的总产值GVIO），K为固定资产（取按1980年不变价计算的生产性固定资产净值KFNP），L为劳动者数量（取年平均生产性劳动者数量LABOR），M为中间投入（按1980年不变价计算INTER），t为核算期的某一年份，αk、αl、αm分别为资本、劳动、中间投入的产出弹性，三者之和为1，系数A代表全要素生产率（TFP）。对生产率增长的核算利用下式进行：
其中，q、k、l和tfp均为年度增长率。为了便于对国营工业和集体工业进行比较，我们还使用下式计算了在两个部门的各投入要素的边际收益及相对水平指数：
其中，各投入与产出的数据均分别按当年价和不变价进行计算，以进行横向和纵向动态比较。
已有的关于中国工业生产率的研究一般采用二投入（K，L）生产函数。严格来讲，二投入生产函数应采用V=f（K，L）的形式。其中，V为增加值，K、L分别为资本和劳动。这是因为在生产者均衡条件下，增加值为资本报酬和劳动报酬之和。二投入生产函数要求K、L可以和中间投入分离，故可以不必对中间投入和K、L做对称处理。这样得到的生产率不是全要素生产率，而只是K和L的多要素生产率。为了计算全要素生产率，我们须使用总产出函数，即把总产出表示为K、L和M三投入生产函数，记作Q=F（K，L，M），这里总产出的价值等于增加值与中间投入价值之和，自然这是在均衡条件下的假设。我们采用的具体形式如式（1）所示。在这里对M、K和L做对称处理。由于考虑包括中间投入在内的三个投入要素，我们便可以对中间投入与资本和劳动之间的替代关系进行分析。而在使用二投入生产函数时，则忽略了这个替代关系，即忽视了中间投入的效率对生产率的影响。在中国特定的经济条件下，原材料、能源十分短缺，这是经济发展的瓶颈，研究中间投入的效率及其对生产率的影响的现实意义显而易见。
三 参数估计
为了正确估计全要素生产率的水平，获得能够较好地反映每一个投入要素对产出技术贡献的权重是非常重要的。在市场经济条件下，按照新古典理论的基本假设（利润最大化原则、存在完全竞争的要素市场等），其权重可按相对要素收入的份额来确定。然而在中国，尽管生产要素和产品分配的市场化程度比改革前有一定提高，但生产要素价格很难被认为等于要素相对边际收入。在缺少竞争市场的条件下，最适当的方法是由生产函数直接去估计这些权重，以找出实际存在的关系。由于集体工业缺乏长期的时间序列数据，于是，在本研究中，我们利用横截面数据来估计国营工业、集体工业这两个部门的劳动、资本和中间投入的产出弹性。事实上，由于中国的时间序列统计数据中有很多受非经济因素或主观因素影响的异常点，比较起来，用横截面数据来估计比用时间序列数据来估计会更可靠些。
在利用横截面数据进行参数估计时，我们采用的函数形式与我们核算生产率时所采用的生产函数形式一样。我们所要分析的是1980～1987年生产率的变动趋势。但1980～1987年这个时期，中国工业存在相当大的结构变化，这样生产率的变化很可能包含由于要素产出弹性的变化而引起的生产函数曲线弯曲程度的变化而不表现为简单地沿一个稳定的生产函数运动。为此，我们用这个时期内不同时点上的数据对C-D生产函数估计的稳定性进行检验。参数估计使用的数据为《中国城市统计年鉴1984》《中国城市统计年鉴1987》中所报告的1984年和1987年的国营工业和集体工业的统计数据。这两本年鉴中分别包括了中国295个和382个城市的国营工业和集体工业的统计数据。对国营工业和集体工业的参数估计均采用下面具体的函数形式：
其中，i代表横截面的观测点，具体就是上述两本年鉴中的295个和382个城市。变量q、k、l、m分别代表取对数形式的按现价计算的工业总产值、调整过的固定资产净值、职工数量和现价的中间投入。∈是假设满足回归模型古典假设的随机变量的对数。对固定资产净值进行调整表现为对由不同年代、不同价格水平的投资品所构成的固定资产按现价进行调整。这个调整可以下式表示：
其中，k为某城市的固定资产净值的对数，v为固定资产净值与固定资产原值之比的对数。v是反映固定资产年龄结构的变量，v值越大表明固定资产越新，而固定资产的新旧程度会影响如下内容。①固定资产价格水平的高低。因为固定资产是年代不同、价格水平不同的投资品之和，所以在投资品价格水平不断提高的情况下，固定资产越新表明其包括价格水平高的投资品越多。②固定资产效率的高低。一般来说，由于技术进步，生产同样产品的设备中，新设备占的比重越大，效率也应越高，因此，v可用来考察固定资产的效率—价格比的变动情况。v对产出的贡献体现在对Ө的估计值上。如果价格水平提高速度和效率提高速度一致，则Ө=0，v对产出没有什么影响。如果价格水平提高速度快于效率提高速度，则Ө＜0，v对产出的贡献值是负的。
为了参数估计的方便，我们将式（5）代入式（4），并转换为下面形式：
其中，β=（σ-1）/σ，σ=αK+αL+αM是规模系数，αk=αK/σ，αm=αM/σ以及αl=αL/σ。这样，所有要素投入的系数被规范化为和等于1，由式（6）所得到的要素产出弹性估计便可直接作为计算全要素生产率的权重。式（6）中，投入和产出变量采用的是相对量而不是绝对量，可以在一定程度上减少测量误差和估计偏差。这是因为资本、劳动和中间投入的观测误差应该是正相关的，使用要素比例做解释变量可以使其相对因变量的测量误差的分布在一定范围内有所变化，以改进参数估计的质量。
在估计式（6）的参数时，我们使用了“准前沿”的方法。这个被我们称为“准前沿”的估计方法要比传统的方法更适合我们的任务和数据状况。具体做法如下。
（1）对经过清理的样本进行参数估计，然后通过不断排除少数无效的观测点重复进行估计，直到有一半离前沿较远的观测点被省略。
（2）通过增加和排除少数的观测点识别在考察期间内αL、αK和αM的稳定范围。
（3）在国营工业和集体工业两部门检验1984年和1987年“准前沿”估计的稳定性。
在这里我们没有采用标准的前沿生产函数的方法，这是由于在存在明显的测量误差、价格扭曲，以及技术水平存在巨大差异的情况下，我们不能依靠少数极端的观测点去决定前沿。而准前沿生产函数方法可以排除那些无效的观测点。这些无效的观测点或是由大量“非生产性”服务的存在所致，或是由不合理的价格体系所致，或是受到其他非经济因素的干预等。这样一个方法使我们所利用的观测点都是样本中在技术上和体制意义上相对有效的那部分，而这部分又占原样本相当大的比重。参数估计结果见表1。
表1 参数估计结果
表1的结果表明1984～1987年所估计的要素产出弹性在国营工业中保持不变，而在集体工业中则有明显改变。相较于1984年，集体工业1987年的资本产出弹性明显降低，劳动产出弹性和中间投入的产出弹性均略有提高。这种变化是可以理解的，因为集体工业的结构变化要比国营工业大得多。
表1中稳定范围的含义如下。以国营工业1984年的估计值为例，αK、αL、αM的估计值是由最“有效的”那一半样本获得的（观测点为1～98），并且在观测点1～60及1～131是稳定的。由Ө的估计值我们看到，投资品的效率—价格比的变化在国营工业和集体工业有不同的模式。这个结果表明1984年以前新增固定资产的效率提高速度快于价格水平在两个部门的提高速度，而1984～1987年变为国营工业投资品的价格水平提高速度快于效率提高速度，集体工业投资品的效率提高速度仍略快于价格水平提高速度。
规模收益不变的假设在两个部门均被拒绝。国营工业的规模系数在1984年为1.057，而集体工业的规模系数在1984年为1.039，在1987年为1.026。这个结果似乎有些意外，因为集体工业多由小企业组成，一般来讲，生产同类产品的小企业比大企业有较大的规模收益，这样集体工业的规模收益理应大于主要是大中企业的国营工业。但只要我们稍加注意，便可发现，集体工业规模的扩大主要通过企业数目的增加实现。与1978年相比，1987年，集体工业总产值增长4.9倍，而企业数却增长5.9倍，平均企业规模缩小了。在此期间，国营工业总产值增长1.4倍，企业数增长约20%，平均企业规模有所扩大（见表2）。因此，上面的结果是可以理解的。
表2 1978年和1987年国营工业、集体工业的企业数和总产值
表2 1978年和1987年国营工业、集体工业的企业数和总产值-续表
四 数据的调整
对国营工业和集体工业的生产率进行比较分析，我们需要按当年价和不变价计算工业总产值，按当年价和不变价计算固定资产和中间投入，以及劳动者数量等。其中固定资产和劳动者数量应为直接与生产有关的部分。
中国经济统计数据中的一个很大的缺陷是固定资产和劳动者数量的统计中常常包括非生产性部分。这部分在中国比西方占的比重要大得多。自1979年开始，我们可以获得独立核算工业的生产用固定资产原值的数据，然而这个数据和其他固定资产数据一样，是原始投资积累的简单加总，它们代表的是时代不同、价格水平不同的投资品的总和。由于中国此时所公布的固定资产数据都没有用不变价评估过，所有这些数据不能为估计固定资产的实际增长情况提供可靠的依据。这是此时统计中的一个重大缺陷。尤其自1980年以来，由此带来的统计误差由于投资品价格水平的提高出现了加速趋势而开始变得严重了。
我们取1980年不变价的生产性固定资产净值（DKFNP）作为资产投入。在没有现成数据的情况下，我们进行了粗略估算。假定1980年以前投资品的价格是稳定的，这样1980年末生产性固定资产净值可作为我们估算的起始值。1980年不变价的生产性固定资产净值，即平减后的生产性固定资产净值可用下式进行估算：
其中，KFNP80为1980年底生产性固定资产净值，由于没有现成的统计数据，故由下式进行估算：
其中，KFN80为1980年末固定资产净值，KFOP80及KFO80分别为1980年底生产性固定资产原值和固定资产原值，这两个数据已知。式（7A）中DNFAt为平减后的固定资产，即按1980年不变价计算的t年新增固定资产，由下式估算：
DNFAt=（KFOPt-KFOPt-1）/DEFLKt
其中，KFOPt和KFOPt-1分别为t年和t-1年的生产性固定资产原值。DEFLKt为t年投资品的平减指数。式（7A）中的DDEPRt为t年按1980年不变价计算的折旧基金，其平减指数与投资品的平减指数相同。St为t年的固定资产报废额，并被假定为零。投资品的平减指数利用机器设备和建筑安装的平减指数加权得到。固定资产一般被分为三部分：机器设备、建筑安装和其他。因其他占的比重很小，故暂予以忽略或被认为计入建筑安装。机器设备的平减指数采用机械行业的现价总产值与1980年不变价总产值之比。建筑安装的平减指数采用每平方米厂房造价的指数来近似。机器设备的权重用国家统计局公布的1983～1985年国营企业机器设备的固定资产原值占工业生产用固定资产原值的比值来近似。这三年的平均权重为0.59。用1减去这个权重得到建筑安装的权重为0.41。对于集体工业，机器设备和建筑安装的权重分别采用0.65和0.35。由1985年大中型企业的普查数据我们可以知道，机器设备占生产性固定资产的0.55，由于国营大中型企业的总产值占国营工业全部总产值的3/4，我们可以推出，国营小型企业的机器设备占生产性固定资产的0.65。我们再假定集体工业以小型企业居多，其机器设备占生产性固定资产的份额与国营小型企业近似，于是得到集体工业机器设备和建筑安装的权重。
固定资产的统计数据都是年末值。为了和工业总产值的数据一致，应采取平均值。故平减后的生产性固定资产净值的平均值由下式得到：
其中，DKFNPt和DKFNPt-1分别为当年末和上年末的固定资产净值。
中间投入也没有现成的数据可用，我们利用下面的关系式来计算中间投入：
其中，GVIO为总产值，NVIO为净产值，DEPR和MRF分别为折旧基金和大修基金，INTER为中间投入。集体工业财务统计中没有大修基金，则集体工业中间投入的计算公式不包括这一项。如何平减中间投入是生产率研究的重要问题，因为中间投入的准确性对生产率的计算结果有重大影响。在中国实行价格双轨制以后，市场价与出厂价的差距拉大，这给经济核算带来了一定的困难。总产出的大部分是以出厂价为基础计算的。而中间投入是按购进价（远离出厂价）计算的，故中间投入不能用总产出的价格指数去平减。由于没有现成的国营工业和集体工业的中间投入价格指数可用，我们只有自己去建立。利用投入产出表和各产业部门总产值的价格指数，再根据集体工业和国营工业各产业部门的权重，便可分别得到集体工业和国营工业中间投入的价格指数。但是应该看到，投入产出表采用的都是当年生产者价格，这样得到的中间投入的价格指数基本上是按生产者价格计算的。实行价格双轨制后，在中间投入价格与生产者价格有很大出入的情况下，用按生产者价格计算的中间投入价格指数去平减中间投入是不妥当的，所以，由投入产出表得到中间投入价格指数只适用于1984年以前，1984年以后不能使用。幸好国家统计局城市社会经济调查总队（1989）对1984年以后的主要原材料、燃料、动力购进价格指数进行了统计，这些指数可作为中间投入价格指数来使用。但是这些指数是全部工业的，我们仍没有国营工业和集体工业分别的中间投入价格指数。为了由全部工业的中间投入价格指数推算出国营工业和集体工业的中间投入价格指数，我们假定国营工业和集体工业中间投入价格指数的不同主要是由中间投入中国拨原材料及市场采购原材料的比重在国营工业和集体工业不同造成的。国营工业和集体工业中间投入购进价的平均价格指数与出厂价的平均价格指数的比例系数AMs和AMc可分别表示为：
其中，
、
分别为集体工业和国营工业计划国拨原材料的比重，
、
分别为集体工业和国营工业市场采购原材料的比重，
，
，对于这些比重，我们可以从国家统计局的800个企业跟踪调查等有关统计资料中推算出。mm为中间投入市场采购价与出厂价的比例系数（即出厂价在市场上被提高的倍数）。mm可以由下式计算：
其中，AM为整个工业的中间投入购进价的平均价格指数与出厂价的平均价格指数的比例系数，由于1985～1988年对这两个价格指数进行了统计，故这个系数很容易得到。α1和α2分别为整个工业国拨原材料和市场采购原材料的份额，且α1+α2=1，于是我们可由式（12）求出mm，再由式（10）和式（11）求出AMs和AMc。然后我们用AMs和AMc分别去调整由投入产出表估计出来的国营工业和集体工业1984～1987年中间投入出厂价的价格指数。这样我们便分别得到了国营工业和集体工业1980～1987年中间投入的价格指数序列（见表3）。
表3 国营工业、集体工业总产值、固定资产和中间投入的价格指数
表3 国营工业、集体工业总产值、固定资产和中间投入的价格指数-续表
国营工业和集体工业按当年价和不变价计算的总产值都有现成的统计数据。按不变价计算的总产值可能包含一定的“水分”（对此我们另有详细的讨论）。但“水分”有多大，我们尚不能给出定量的估计，故暂时不做调整。
数据的调整对计算结果有重大影响。当我们用调整过和未调整的数据分别比较各要素平均生产率变动情况时，可以看到结果有很大不同，这说明对数据进行调整是十分必要的。
五 生产率变动与增长来源分析
利用调整过的投入和产出的时间序列数据和规范化的各要素投入的产出弹性，我们对国营工业和集体工业生产率相对变化情况和增长来源进行分析，并计算了国营工业和集体工业各投入要素的边际收益及其相对水平指数。其计算结果见表4和表5。表4的结果表明，劳动的收益在国营工业和集体工业明显趋同。集体工业的劳动收益在1980年仅为国营工业的48.8%，到1987年提高到国营工业的69.1%。集体工业的资本收益始终高于国营工业，其变动情况是先趋异后趋同。中间投入的收益在两部门的差异始终不大，且无显著趋势，说明20世纪80年代以来资本和劳动在两部门的配置情况有一定改善，而中间投入对两部门却基本没什么影响。
由于存在预算软约束和过多的财政补贴，要素的边际收益在不同部门有较大的差异是计划经济的特征。伴随着市场机制的引入，要素的边际收益趋同应属正常现象。然而改革前后中间投入的边际收益在两部门始终差不多，而且看不到什么变化，这是值得进一步研究的问题。
表4 国营工业与集体工业要素的边际收益和相对水平指数比较
由表5我们可以看到不论是国营工业还是集体工业，增长主要来自中间投入的迅速增长。1980～1987年，中间投入对增长的贡献在国营工业和集体工业分别为52.5%和57.9%，贡献第二位的是全要素生产率的增长（分别为25.4%和26.2%），资本和劳动的贡献排在其后。在此期间，两部门的全要素生产率均呈增长趋势。国营工业年均全要素生产率增长率在1980～1984年为1.81%，在1984～1987年为2.57%；集体工业在1980～1984年为3.88%，在1984～1987年为5.83%。我们计算的结果表明，自20世纪80年代以来，我国工业生产率呈增长趋势，而且1984年以来增长幅度要大于1984年以前。显然这样的结果不同于这一时期流行的悲观的估计。
对生产率指标提高来源做进一步的分析便可以看到，中国生产率指标的提高可以分为两种：一种是实际上的，另一种是名义上的。在生产率提高中，一部分确是由技术水平提高、资源配置改进或管理改善而获得，如1984年以来原材料生产率年增长率比1984年以前有较大幅度提高（见表6），这不能不说和1984年以后实行双轨制引起原材料价格上涨，从而使原材料节约有关。另一部分生产率来源同样值得我们注意，即牺牲长远利益而获得的那部分，如经济过热带来的高增长率，从核算角度看，它会直接使生产率提高，但这是靠资源的过度使用来支撑的，是不能持久的；再如，1984年以来形成的基础产业不足和加工业过度发展的结构失衡的表现之一是总产值高速增长，由于发展不足的基础产业产品价格偏低，而过度发展的加工业产品价格偏高，在这种价格扭曲的情况下，结构失衡直接导致总产值偏高，生产率指标则相应提高。一些研究得到改革以来中国工业生产率，特别是1984年以来呈负增长的结论，是不符合中国的实际情况的，其原因常常是使用了不恰当的价格指数，或是缺乏对数据进行必要的、合理的处理。
表5 生产率变动和增长来源核算
表6 国营工业和集体工业要素平均生产率增长率比较
基于以上分析，我们认为，1984年以来中国工业生产率指标的改善中，一部分具有长远意义而另一部分只具有短期意义，因而我们不应过分乐观。这种经济过热、结构失衡的状况不能持久，因而由此获得的短期生产率提高同样也是不能持久的。此时中国不得不进行调整就说明了这一点。可以预见，在经济由扩张到收缩的转变时期，生产率将出现下跌。这样一种生产率指标变化情况与经济波动关联是由中国特定的经济环境决定的。如果按照一些研究表明的那样，在经济扩张期，中国工业生产率都是负增长，那么到了收缩期，生产率的负增长状况就会更严重，这似乎不可想象。总之，对生产率变动趋势的研究涉及对中国经济现实如何正确认识和理解的问题。
从我们的研究中可以看到，使用包括中间投入的三投入分析模式是十分有意义的。中间投入在工业成本中占的份额很大，考虑中间投入以后，我们可以看到，在中国工业内部存在资本替代中间投入的倾向。当用二投入分析模式时，这个替代作用被忽略了。我们只要分析一下要素生产率的增长率在1984年前后的变化情况就可以看到这一点。不论是国营工业还是集体工业，1984年以后都出现了原材料生产率加速增长而固定资产生产率减缓的现象。这表明1984年以来中国工业生产率的提高具有原材料节约的偏向，1984年前后中间投入效率的变化以及要素间的替代作用是1984年以来生产率提高的重要影响因素。
主要参考文献
［1］国家统计局城市社会经济调查司编《中国城市统计年鉴1985》，中国统计信息咨询服务中心、新世界出版社，1985。
［2］国家统计局城市社会经济调查总队：《主要原材料、燃料、动力购进价格指数》，《中国物价》1989年第2期。
［3］国家统计局综合司编《中国城市统计年鉴1987》，中国统计信息咨询服务中心、中国建设出版社，1987。
［4］中华人民共和国国家统计局编《中国统计年鉴》（1980～1988年），中国统计出版社，1981～1989。
［5］Chen，K.，Jefferson，G.，Rawski，T.，Wang H.C.，Zheng，Y.X.，“New Estimates of Fixed Investment and Capital Stock for Chinese State Industry，” China Quarterly，No.114，1988a，pp.243-266.
［6］Chen，K.，Jefferson，G.，Rawski，T.，Wang H.C.，Zheng，Y.X.，“Productivity Change in Chinese Industry：1953-1985，” Journal of Comparative Economics，No.12，1988b，pp.570-591.
［7］Forsund，F.R.，Lovell，C.A.K.，Schmidt，P.，“A Survey of Frontier Productions and Their Relationship to Efficiency Measurement，” Journal of Econometrics，No.13，1980，pp.101-115.
［8］Ishihara，Kyoichi，“China’s Multiple Price System，” JETRO，No.80，1989，pp.2-9.
[1] 与〔美〕谢千里、〔美〕罗斯基合著，载《数量经济技术经济研究》1990年第8期，英文版见Economic Development and Cultural Change，Vol.40，No.2，1992。