樊胜根等:中国的经济增长和结构调整 1 中国的经济增长和结构调整 樊胜根 张晓波 Sherman Robinson* 摘 要 本文创立一个新的分析体系并用此来解释中国经济飞速增长的源泉,传统的索 洛方法只包括投入与技术进步两方面内容.我们创新地引进结构调整作为第三个增长的源 泉.实证研究结果表明,结构调整可以通过以下方式来促进经济增长,即通过将资源从低 效率的部门转移到高效率的部门,尤其是将农村剩余劳动力转移到乡镇企业生产上.我们 发现资本投资在对农业生产及乡镇企业的回报率比在城市要高许多,表明在农村地区缺乏 投资.另一方由于有大量的剩余劳动力,农村的劳动生产率还是很低.因此,进一步发展 生产力,促进跨部门跨地区的劳动力流动,对提高整个经济效率将会有决定性作用. 关键词 经济增长,结构调整,要素流动 一,引 言 在过去20年里,中国经济取得了举世瞩目的发展,在1978-1998年间, GDP年增长率保持在9.8%.整个经济也经历了一个巨大的结构调整过程 (World Bank, 1997; Madison, 1998).虽然农业生产率有了大幅度提高,但在国民经济中 所占的份额迅速下降,同时工业和服务业的比重则以更快的速度上升.大量的 农村剩余劳动力被非农业部门尤其是乡镇企业吸收了. 中国所推行的市场经济改革的成功,避免了东欧和苏联等社会主义经济改 革失败所造成的巨变.然而成功背后也产生了很多的问题,尤其是对于未来中 国经济能否保持过去二十年的持续稳定的发展问题.为了寻求答案,我们应该 更好地总结中国经济增长的源泉,从而为未来的进一步发展指明方向.如果过 去经济高速增长主要是通过结构调整的话,那么当经济结构达到新的平衡后 (如农业,工业和服务业所占的份额),未来的增长将不可避免的减慢.如果 是这样的话,通过增加对科技和基础设施的投资来提高各部门总的要素生产率 则对未来的增长至为关键. 传统的经济学分析只包括两方面的生产源泉:增加要素投入(土地,劳动力 和资本)和总要素生产率增长(TFPG)或技术进步.1 在本文中我们扩展传统索 罗(1957)方法引进了第三要素,即资源从低生产效率部门到高效率生产部门 的转移.2 为了考查结构调整的作用,我们将经济划分为四个部门:城市工业,城市 服务业,农业及乡镇企业.我们用1978-1995年间的分省时间序列数据来估计 四个部门的生产函数.乡镇企业部门包括所有的非农活动,如农村工业,建筑 业,交通运输业和商业.自1978年改革开放以来,乡镇企业的发展是经济增长 的重要动力.因此,将乡镇企业分为单独的部门是很有必要的. * 作者单位:国际粮食政策研究所.通信作者及地址:Shenggen Fan,International Food Policy Research Institute, 2033 K Street, NW Washington, DC, 20006;电话: 202-862-5677; Email: S.FAN@CGIAR.ORG.作者诚谢Peter Hazell,Xinshen Diao,cornell研讨会参与者, 国际食品政策研究所,上海财经大学和世界银行给予的帮助和意见. 1 这里用的是广义的技术进步,即包括技术和效益两部分. 2 讨论中国经济增长契机的文章有很多,但讨论结构调整的却很少.有关这方面的文献,请参见Wang (1999), Maddison (1998), World Bank (1997), Kim & Lau (1996), Wu (1995)以及 Wu & Wu (1995). 樊胜根等:中国的经济增长和结构调整 2 本文分为以下几个部分.首先,我们描述过去几十年里结构调整及增加投 入对中国经济增长的影响.然后,我们建立一个结构框架并用来量化各种因素 的贡献.在描述完数据来源之后,我们对四个部门的生产函数进行估计.根据 所估计的生产函数以及生产要素的历史数据,我们可以进一步分析经济增长之 源泉.最后,我们将对未来经济增长的潜力提出一些新的看法. 二,中国经济增长的结构调整 由于卓有成效的工业化进程和制度改革,中国经济在过去的几十年里经历 了巨大的结构性变迁(图1).在1952年农业占国民生产总值的比例超过50%, 而城市工业与服务业相应的只占21%和29%.中国经济基本上是一个小农经济. 但是到1997年,农业占整个GDP的比重下降到20%左右,以每年0.67%的速度递 减,经济结构已发生了深刻的变化.最明显的是乡镇企业的迅猛发展.在1997 年乡镇企业的产值达到国民生产总产值的1/4,而这个部门在1978年时几乎还不 存在. 插入图1 劳动力的跨部门转移是结构调整中的一个突出现象.3 在1952年,80%的劳 动力从事于农业生产,而只有6%和10%的劳动力从事城市工业与服务业.到 1997年,只有不到一半的劳动力从事农业生产,就业于城市工业和服务业的劳 动力则上升到13%和10%.在1997年,乡镇企业部门雇用了超过1/5的劳动力 (图2). 插入图2 在1978年,农业的资本积累占总资本的20%.相比之下,城市工业,服务 业,乡镇企业的资本则分别占38%,33%和6%.到1997年,农业中的资本积累 下降到8.8%.城市工业与服务业则上升到44.5%和38.7%.乡镇企业的资本总额 年增长率为13%,低于1978到1995年同期的乡镇企业的GDP增长速度(图1). 尽管各部门都增长很快,但速度有异(表1和2).农业部门(农业和乡镇 企业)的劳动生产率的绝对数值很低,但增长率很快.另一方面,乡镇企业的 资本投资率的绝对数值和增长率都很高. 插入表1和2 三,分析框架 尽管结构调整对经济增长起着重要作用,到目前为止,很少有经济学家量 化资源在各部门间重新配置对经济增长的影响.Robinson(1971)曾构建一个专门 的模型来描述资源由农业向非农部门转移时对经济增长的贡献.他还用跨国数 据对模型进行了估计.Feder(1986)采用相同的分析模型和跨国的数据来估计出 口部门与非出口部门资源转化对经济增长的作用.Sonobe & Otsuka(1997)通过分 解劳动生产率证明了战前日本的工业结构的变化对经济增长有重要影响.在所 3 相似的大规模的部门间的劳动力的流动在其他的亚洲国家中也可观察到(Young, 1995). 樊胜根等:中国的经济增长和结构调整 3 有的这些模型中,部门之间的边际生产率假定是随时间不变的,而且各部门的 生产函数形式也是未知的. 在此文中,我们采用统一的分析框架,专门描述各部门的生产函数,用灵 活的函数形式来支持计量检验,合并各种不同类型的劳动生产率增长,同时抓 住资源转移对经济增长的影响因素. 为了分析资源转移对经济增长的影响,我们首先定义有效配置GDP,当总 的社会福利最大化时的GDP的值,我们就称GDP是有效配置的(简称为有效 GDP).根据福利经济学第一定律,这是个典型的中央计划者的问题,即完全竞 争导致商品和服务的帕雷托最优的分配.在此条件下,各部门间的投入要素的 边际回报是相等的.我们定义效率指数E是实际GDP(Y)与有效GDP(Y')的 比率: 'Y/YE= . (1) 在很多情况下,包括政策,部门间的配置效率都可能发生变化.实际GDP 的增长可以分解为有效配置GDP与效率变化的增长两部分. . t Eln t 'Yln t Yln + = (2) 由于iiY' = Y' ,其中脚标 I 表示不同的部门,我们有 , t lnY S t lnY' i i ' i ' = (3) 这里' iS = Y'i /Y'是部门i占整个部门GDP的比重. 为了用上面的方程进行增长源泉分析,我们首先需要确定各部门的生产函 数.其次我们需要计算最优配置时的各部门要素分配.所谓最优配置指各部门 之间的边际产出相等,和各个要素市场到达竞争均衡时的分配一致.我们假定 各部门的实际GDP服从一个有很好性质的新古典生产函数: (),T,X,...X,...XfYimtijttiitit1= (4) Xijt是t年投入j在部门i的投入.问题是我们应该用什么样的函数形式.考虑到计 量估计难度以及理论的一致性,我们用下列的函数形式: ().tat)(Xb)(XbtaaYittijt ijtjijt ijjitiit 2 0lnlnln++++= (5) ()).(XBAYijt ijtjititlnln+= (6) 这里Ait = ai0 + ait t + aitt t2, 和 Bijt = bij + bijt t.在每个时期内(固定t),生产函 数是Cobb-Douglas形式.每个的要素的边际产出是 . X Y B X Y ijt it ijt ijt it= (7) 我们还假定系数随着时间可以改变,这样就允许部门中存在中性或者有偏 的技术进步. 在任何给定一年,我们可以通过假定各生产要素的边际产出在各部门之间 相等,来计算最优的资源配置.这个计算问题类似于在技术和资源限制的条件 下最大化社会福利的小的可计算一般均衡模型.求解的结果是最优资源分配X'ijt 和 产出Y'it 的集合.通过对方程(6)对时间t求一阶导数,部门i的有效生产的增长 率可以分解为: . t X' BX t B t A t Y' j ijt ijtijt ' j ijtitit + + = ln ln ln (8) 樊胜根等:中国的经济增长和结构调整 4 方程(8)的第一项代表中性的技术进步的作用,第二项代表有偏的技术进步 的影响,最后一项描述增加的要素投入的贡献.为了简单起见,我们称第一项 和第二项之和为技术进步对产出增长的贡献.4 四,数据 (一)GDP 国家统计局(1997A)出版的《中国国内生产总值核算历史资料》上面列有分 部门的名义GDP与实际GDP增长指数.具体有关数据来源以及估计GDP的方法 请参见国家统计(1997B).这本资料使用了联合国的标准国民核算体系对中国大 陆1952——1995年间按三个部门(第一,二,三产业)分29个省来计算各省的 GDP.1995年以来,中国统计年鉴每年也公布同样的数据.而实际增长率在国 家统计局出版的官方刊物中也可获得. 在此文中我们将经济划分为四个部门:农业,城市工业,城市服务业以及 乡镇企业.农业部门等同于国家统计局所使用的第一产业.我们用下列方法来 构造其他三个部门的GDP.1996年之前,中国公布农村工业与农村服务业的生 产总值,从1996年开始,国家统计局公布增加值的数字.在这里我们使用增加 值的概念.国家农业部在1996年出版的《中国农业年鉴》中公布了乡镇企业与 服务业生产总值和增加值的数据.在假定增加值和生产总值比值不变的条件 下,1995年以前的乡镇工业和服务业的名义增加值可利用每年的生产总值的增 长率和1995年的增加值来推算. (二)劳动力 1989年以后分省的一,二,三产业的劳动力数据可以在每年的统计年鉴中 找到,1989年以前的数据可以从国家统计局(1990)中找到.我们定义劳动力为每 年年末的人数.对于农村工业与服务业而言,在1984年以前,国家统计局的农 村统计年鉴只汇报了乡镇企业与村级企业所雇佣的人数,而不包括户级水平的 非农就业人数.考虑1984年之前农民在家里从事非农生产的分额非常小,忽略 户级的非农就业数据不会造成太大的问题.从工业总劳动力中减去乡镇企业劳 动力就得到城镇工业劳动力.同样地,从总的服务业劳动力中减去农业服务业 劳动力就得到城市服务业劳动力. (三)资本 这四个部门的资本存量数据,我们可以从有关资本形成以及每年固定资产 投资的数据推算而得.国家统计局(1997)公布了3个部门的1978年以后分省的资 本形成的数据.资本形成定义为固定资产总额加上存货减去折旧.我们采用下 列方法,通过利用资本形成的数据估计资本存量.我们定义本期的资本存量为 上一期的资本存量加上当年投资,再减去折旧. t-1(1)K.ttKIδ=+- (9) Kt是年t的资本存量,It是资本形成,δ是折旧率.《中国统计年鉴》(1995) 报告了1952-1992年之间的国有部门的有关工业,运输业,通讯业,商业与粮 食部门的固定资产折旧率.我们用粮食与商业部门的折旧率分别作为农业与服 务业的折旧率.但是从1992年以后国家统计局不再报告折旧率.从1992年以后 我们采用1992年的折旧率. 4 即使在某一部门内,要素也可能重新配置,进而提高生产率.上式的第一,二项可能反映部门内部资源 配置的变化.这两项之和代表此部门整体生产率(总的产出增长率减去投入增长率). 樊胜根等:中国的经济增长和结构调整 5 为了计算资本存量的初始值,我们采用了Kohli(1982)的方法.具体来讲, 假定1952-1997年之间投资的实际增长率与实际GDP的增长率是相同的,以稳 定的速度r增加.这样得到: . r I K )(d 1978 1978+ = (10) 这种方法保证1978年的资本存量值不受以后逐年数据的影响.而且考虑到 1978年较小的资本存量值和较高的投资量,1978年的基值对以后逐年资本存量 的估计影响不大. 对于农村工业与服务业的资本存量我们用1978-1995年间的分省的固定资 产投资来估计.这些数据来源于《中国统计年鉴》和《中国固定资产投资统计 资料,1950-1995》.初始值用方程(10)来计算,1978年之前的真实投资增长率 假定为4%.同样地因为初始的资本存量比较小,我们所估计的整个资本存量序 列对于初始值的选择并不敏感. 从整个工业中减去农村工业的资本存量就可以得到城市工业的资本存量. 城市服务业的资本存量业可以类似地得到.最后,整个乡镇企业的资本存量是 乡镇企业与服务业的资本存量之和. 在构造上面的资本存量之前,我们用一个资本投资的价格指数来折算实际 的资本形成与固定资产投资.国家统计局从1987年开始公布分省的固定资产价 格指数.1987年之前我们用全国的建筑材料价格指数来近似地做为资本投资价 格指数. (四)土地 土地指耕地面积.这个数据来源于各期的《中国农业年鉴》,《中国统计 年鉴》以及《中国农村统计年鉴》.众所周知,官方的耕地面积数据可能不 准.不同的估计方法表明官方数据比实际的可能要低30%-40%.但是,我们很 难判断这些数字偏差是否随着时间和地区而不同.在本文中我们仅用官方数 据.我们还用播种面积作为土地指标来估计农业生产函数.土地变量的系数受 指标选择的影响,但是不管用耕地面积还是播种面积,不同的土地数据对劳动 和资本的系数没有什么影响. 五,生产函数的估计 我们一共有28个省的从1978-1995年的18年间的数据,也就是说有504个观 察值.由于缺少数据我们没有把西藏包括在内.虽然海南省在1987年之后从广 东省分离出去,但我们还把它包括在广东省之内.为了克服区域间的差异产生 的异方差问题,我们在生产函数中加进了地区哑元变量.我们将中国分为7个大 区:(1)东北:黑龙江,辽宁,吉林;(2)北部:北京,天津,河北,河南,山 东,山西,陕西,甘肃;(3)西北:宁夏,内蒙,新疆,西藏,青海;(4)中部: 江西,湖南,湖北;(5)西南:上海,江苏,浙江与安徽;(6)西南:四川,贵 州,云南;(7)南部:广西,福建与广东. 插入表3 表3列出了生产函数的估计值.列1R ,2R,3R 与 4R代表对农业生产函数 不同的估计结果.除了劳动力和资本以外,列1R和2R还包括土地.这是因为农 业中的土地并不同于国家统计局(1997b)数据中的资本的定义(住房,机器和 牲畜).国家统计局仅包括在新开荒的土地中所形成的资本,但新开荒的土地 通常比现有土地的土质要低.用Kohli的方法会低估土地中蕴涵的资本存量的初 樊胜根等:中国的经济增长和结构调整 6 始值.在列3R和4R中我们将土地剔除出去,而在农业生产函数中把化肥做为要 素投入加进去,但考虑到这里的产出变量是增加值的概念,我们在估计中不再 包括化肥和其他中间要素.如果用总产出来估计生产函数,则应包括化肥和其 他中间要素投入. 1R表明,在1978-1995年期间劳动力的生产弹性为0.367,劳动力仍是中国 农业生产的重要组成部分.土地的弹性为0.317,略低于劳动力的弹性.资本的 弹性则更小.时间趋势变量的系数是正的,意味着技术进步对增加农业产量的 重要性. 从列2R中可以发现劳动力在农业生产中的作用在下降,而资本所起的作用 在上升.劳动力作用的下降是显著的,劳动力的生产弹性从0.53下降到0.26.资 本的弹性从0.15上升到0.30.相比之下,土地的作用变化不大(土地的弹性从 1978年的0.443略降到1995年的0.409).如果把土地剔除在外,则在1978年劳动 力的系数要大一些,而资本的系数变化不大.在1995年这两个系数都被高估了 (见3R 与 4R). 在1978年城市工业的劳动力弹性是0.63,但到1995年下降到0.50(这种下降 在统计上不显著).资本的弹性在1978年为0.34,在1995年则达到0.49.所有这 些结果表明城市工业发生了结构性的变化,即劳动密集性下降,资本密集性上 升.城市服务业则与此不同.劳动力弹性从1978年0.35提高到1995年0.58,而资 本弹性无甚变化(见7R 与 8R).与城市工业不同的是,城市服务业变得更加劳动 密集型. 在乡镇企业中,一个突出的现象是劳动力和资本的弹性随时间而增加(见9R 与 10R),说明了这个行业存在着规模递增.尤其,劳动力弹性由1978年0.32上 升到1995年的0.47.资本弹性从1978年的0.49增加到1995年的0.70,变为所有部 门中弹性最高的. 各部门投入弹性的不同说明各部门的技术并不相同,但是并没有告诉我们 资源配置是否有效.资源的有效配置取决于部门间的边际产出的差异.利用估 计的系数以及方程(8),我们可以计算每个投入的边际产出.图2显示了这些结 果.农业中的劳动力的边际收益增加很少,而乡镇企业的却急剧上升.在1978 年乡镇企业的劳动生产率比农业的要高50%,表明从农业向乡镇企业转移劳动 力会带来巨大的经济效益.5 1978-1995年,一亿三千万多农业劳动力从农业生 产中转移到非农生产活动中.劳动力转移可能是导致改革以来效益提高的主要 因素.在城市工业中,1978年劳动力的边际收益比其他部门都要高.但是在城 市服务业中,劳动力边际收益增加更快,到1995年比城市工业高出33%. 在1978年,城市工业的资本边际收益率最高.尽管在1978年乡镇企业的边 际收益稍比城市工业小,但是增长最快.到1995年,乡镇企业的收益率是城市 工业的3.6倍.农业的边际收益和城镇服务业类似都比较低,但是它到1995年增 长了3倍多,分别是城镇工业与服务业的收益率的2.0与2.9倍,但是只有乡镇企 业的51%. 讨论完各部门的边际收益之后,下面我们进一步用基尼系数来衡量资本与 劳动力的边际收益的差距程度.劳动力的边际收益的基尼系数从1985年的0.47 下降到1995年的0.33,而资本的基尼系数从1978年的0.16先下降到1985年的 0.11,而后又上升到1995年的0.21.劳动力市场的不均衡程度比资本市场的要严 重得多,这表明仍然存在着制度因素限制劳动力自由流动.然而资本和劳动力 的基尼系数却表现出不同的趋势:劳动力的边际收益的差异缩小,而资本的边 际收益则在扩大. 5 Chow(1993)同样发现农业生产中劳动力收益很低. 樊胜根等:中国的经济增长和结构调整 7 劳动力市场的分割主要是由户口制度造成的.户口制度从根本上把人限制 在他的出生地(Solinger,1993).随着农村改革的成功,劳动力从农业生产中释 放出来,许多人到附近的城镇中去打工,从而缩小了与其他部门劳动力的边际 收益的差异.但是跨部门劳动力的自由流动仍然很困难,对户籍制度的进一步 的改革仍需大声疾呼(Kanbur & Zhang,1999).1985年之前,资本边际收益的 差距缩小与Chow的发现是一致的.但是1985年以后,这种趋势扭转了,说明中 国资本市场还处于原始阶段,需要进一步发展.政府仍然通过五大银行与中央 财政来控制和分配大部分的投资资金来源.对低效率的国有企业提供扶植贷 款,是资本分配低效率的主要原因.缺乏对半官方的金融机构(例如广东国际 信托)的调控与监管,同样是造成资本低效率配置的一个原因. 总之,尽管生产要素的流动已经有所提高,但生产要素市场仍然存在着严 重的不均衡现象.部门间边际收益率的差异和规模经济,为进一步通过部门间 要素再分配来提高效率创造了机会. 六,分析经济增长的源泉 根据表3中由方程2,6,8和10的估计参数,我们可以分解GDP增长的源 泉,具体结果列在表4.我们用2R参数表示劳动部门,用6R表示城市工业,用 8R表示城市服务业,用10R表示乡镇企业.我们用以下方法来计算结构变化对经 济增长的贡献.首先我们按附录描述的求解一个可计算的一般均衡,即在技术 和资源的限制条件下最优化每年的社会福利函数,从而获得各部门最优的投入 和产出分配及产出的影子价格.表5是每个部门中最优投入和实际投入份额之 差.明显的,农业部门存在大量的剩余劳动力,剩余劳动力向城市转移能提高 总的经济效率.由于乡镇企业在相对自由的市场环境中经营,部门中滥用资源 的现象相对较少.对于资本要素,城市部门太过于资本密集型,向农业和乡镇 企业转移资本可提高经济效率. 插入表4和5 表6列出了四个部门产出的影子价格和GDP的最优分配.农业产出的影子价 格不唯一,产出被低估了,而城市部门(工业和服务业)则被高估了.最优的 GDP和实际GDP的差随着时间逐渐缩短,表明资源分配能提高效率和福利.为 了获得最优的分配效率,增加对农业的资本投入并减少劳动力投入可以提高农 业总产值,同样增加乡镇企业的资本和劳动力投入也可增加GDP的总产值,与 此同时将减少城市工业和服务业的总产值. 插入表6 效率指数可由实际GDP和有效配置GDP比值表示.而效益指数相对于GDP 的变化率就是结构调整的贡献率(方程2).图3画出了1978-1995年间的配置 效率指数.在1978年,效率指数为0.57,说明部门间的资源配置低效.到1985 年,指数上升到0.68.在此期间,农村改革大大促进了农业生产效率,解放了 农村劳动力,进而带动了乡镇企业的发展.1985-1991年效率指数变化很小. 这主要是由于第一阶段农村改革已结束,而城市改革还未开始.从1991年后, 配置效率指数又稳步上升.在很大程度上城市经济改革促进了生产率,减小了 部门间边际收益率的差异.这表明增加市场竞争可帮助减少资源配置的扭曲. 在此期间,城市工业和乡镇企业均取得了快速的发展.农业劳动力大量转移到 樊胜根等:中国的经济增长和结构调整 8 非农产业,农业劳动力第一次出现大幅度下降(以每年1.46%的速度减少). 插入图3 为计算每一部门生产率增长的贡献,我们首先用每一投入的增长速度乘以 它的弹性来得到这一投入的贡献度.然后,将整个部门的增长速度减去投入的 贡献度,得到此部门生产率增长的贡献程度.整个经济增加的投入与生产率增 长的贡献度可按GDP份额为权数由各部门的相应贡献率加权平均得到. 在整个GDP增长中,结构变化占了1.7个百分点.按贡献率来算,它占了 1978-1995年间增长率9.9%的17%.这个比率与Madison(1998),世界银行 (1997),和Wang(1999)的结果类似.6 图4是每年结构调整对经济增长的贡献率. 在改革初期阶段,1978年到1982年间30-80%的经济增长的贡献源于成功的农 村经济改革.1983年到1991年间,结构调整对经济增长的贡献率很低.而从 1991以后,政府采取了渐进式结构调整和宏观经济改革,结构调整对经济增长 的贡献开始逐渐上升. 插入图4 对于整个经济而言,41.6%的增长来源于各部门的生产率提高,41%的增长 来源于增加投入.如果考虑到结构调整因素,总的要素生产率增长(总的产出 增长率减去总的投入的增长率,或各部门生产率增长率和结构调整贡献率之 和)占总GDP增长的59%.相比Maddison的30%,世界银行的43-46%,我们的 数字要大. 在农业部门中,生产率的提高解释了80%的GDP增长.与以前结果相比, 这个数字看起来比较高.Fan(1991)将1968-1985年间16%和27%的增长归结于 技术进步和制度改革.但Fan的研究包括文革十年这一段.在这期间,落后的体 制对生产有很大的约束.如果将Fan文中的上面两项加起来算为广义的技术进 步,这个数字就高达43%.在Fan和Pardey的研究中,上面两项与余项之和在 1979-1984和1985-1993年间分别高达75.8%和79.9%.由此看来,我们的结果 与其他的研究实际上差别并不大.7 在城市工业部门中,1978-1995年间38%和62%的增长可由生产率的提高和 投入增长来解释.其中,资本和劳动力投入的增加分别解释了增长的49%和 23%.Jefferson等(1992)发现1980-1988年间,70%的产出增长是由增加投入尤其 是资本投入而得.尽管集体企业比国有企业发展要快,他们却发现在1980- 1984和1984-1988年间,投入增加的贡献程度没什么变化. 6 Maddison(1998)曾大致估计劳动力转移对GDP增长的影响.他认为1952-1978年期间,0.92个增长百分点 是由劳动力转移引起的(占增长幅度的21%);1978-1995年间,劳动力转移的贡献率为1.44个百分点(或 19%).他用平均生产率在做上面的推算.他自己都承认他的方法太粗糙,认为需要用更严谨的方法.而 这正是本文所要做的.世界银行(1997)估计1985-1994年间劳动力转移对整个经济增长贡献了一个百分 点(占总增长的10%).但我们不清楚他们用了什么方法.有关方法在报告中漏掉了.在一个预测中国经 济未来增长的类似研究中,他们用CGE模型来预测资源重新配置对中国经济增长的影响.基本假设是:部 门间无技术变化,基年资本完美配置,存在一个递减的扭曲摩擦.他的假设很特殊,从本文的研究可以看 出,这个假设并不合理.Wang(1999)认为1979-1997年间,8%的GDP增长是由劳动力转移引起的(1979 -1990年间为7.7%,1991-1997年间为9%).但文章中没有阐明所用的方法. 7 Huang & Rozolle(1996)认为1979-1994年TFP贡献为41.6%,而Li等(1996)认为1979- 1995年间TFP贡献为39.9%.但是Kim & Lau(1996)对九十年代前的中国经济估计认为存在 技术退步(或生产率负增长).我们认为他们采用的数据尤其是GDP和资本存量的使用的 不确切. 樊胜根等:中国的经济增长和结构调整 9 城市服务业的增长率比城市工业高近50%.51%的增长可由技术进步来解 释,而其余的则归结于投入的增加.资本和劳动力的增加分别贡献了33%和 17%.因为我们未发现其它有关城市服务业的研究,我们在这里就无法做比较 了. 对于乡镇企业的增长,投入增加和生产率提高分别贡献了47%和53%.就对 GDP增长贡献的百分比而言,生产率提高的贡献度与城市工业与服务业的类 似.从生产率提高对GDP增长的贡献的绝对数值而言,乡镇企业在各部门中是 最高的.1978-1995年间,乡镇企业增长了22%,其中12%可归结于生产率的提 高.而农业,城市工业,城市服务业中生产率的提高占GDP增长的份额分别为 3.9%,3.0%和5.6%. 考虑到较落后的技术设备,乍一看来,上面的结果似乎高估了生产率提高 对乡镇企业发展的作用.但此发现与文献中其他研究并不矛盾.Svejnar(1990)认 为中国的乡镇企业技术进步很快,整个行业的规模报酬是略微递增的. Jefferson(1993)和Jefferson et al.(1996)发现在八十年代,乡镇企业的技术进步速度 高于国有企业,并且在八十年代末其绝对数值超过了国有企业.Dong & Putterman(1997)利用分公司的时间序列以及前沿生产函数方法得出,乡镇企业在 1984-1989年间,生产率年增长率为6%-9%. 七,结 论 本文建立了一个分析框架,来分析部门间资源转移对经济增长的影响.利 用最新的分省,分部门的1978-1995年间的GDP数据,我们估计了具有有偏技 术进步的生产函数.利用估计的参数,我们计算了GDP的最优配置水平.由此 我们得出,在此期间,17%的经济增长来源于结构变化.资源从低效率部门向 高效率部门的转移对经济发展起了关键的作用.我们发现仍有一些因素妨碍资 本流动.资本配置的低效不利于整个经济效率的提高. 就相对程度而言,各部门的生产率进步占了整个经济增长的42%.与其他 国家相比,此比率并不高.8 但就绝对数而言,TFP带来4.2%的年增长率,这无 疑是很高的.投入增加解释了41%的增长,其中劳动力的增加只贡献了15%,而 资本则贡献了26%. 通过上面的分析,我们对未来中国经济增长的潜力持乐观态度.各部门劳 动力和资本生产效率差距很大,说明中国可以继续通过优化产业结构来提高效 率,带动经济增长.但要达到这一目标,政府应该进一步改革,以消除妨碍资 源流动的体制约束.例如,农村地区(乡镇企业和农业)的资本收益率比城市 地区要高,因而应采取措施增加对农村地区的投资,至少不应该再实行向城市 偏斜的投资政策.上述政策不仅能提高经济效率,还能缩小城乡发展的差距. 另外,政府还因鼓励劳动力从农业向乡镇企业,城市工业与服务业转移以提高 效率. 在改革期间,部门间的资本边际收益差距拉大了.为什么在乡镇企业和农 业中投资回报率高而资本投入却较少呢 金融部门改革滞后无疑是一重要原 因.因而,进一步完善资本市场,使资本能最有效地发挥作用,向投资回报率 高的部门倾斜,实属当务之急. 本文还发现技术进步对经济快速增长起着非常重要的作用.我们应采取更 有效的改革措施,尽量充分利用良好的经济环境和机会,而避免计划体制带来 的弊端.结构调整还没有完成,因此进一步提高资源配置效率还有潜力.但展 8在许多发展中国家中,生产率提高对经济增长的贡献超过一半(Chenery et al.,1986). 樊胜根等:中国的经济增长和结构调整 10 望未来,生产率的简单增长比以前更困难.要维持长久的发展,必须要增加对 科研开发,基础设施,人力资本的投资,同时要继续坚持和深化改革. 附录:最优配置的估计 给定四个部门的生产技术和假定的社会福利方程,我们可求解一个中央决策者问题, 得到以下最优的资本和劳动力配置. ∏= i s i LKY i iii YWMax ),,( 给定:(1) 生产技术 ),(iiiiLKFY=. (2) 禀赋 ;KK i i= = i iLL. .0;0≥≥iiLK 其中i=1,2,3,4分别表示农业,乡镇企业,城市工业和城市服务业.W是Cobb- Douglas形式的社会福利函数,其中is表示实际产出份额.我们同时假设每个部门的生产函 数是凹的,严格递增,可微和规模报酬不变.在农业部门中,生产函数中还包括另一个要 素-土地.在此设定下,中央决策者的问题和竞争均衡的结果是一样的(见Mas-Colell, Whinston, & Green, 1995).因为目标函数是凹的且约束集是凸的,故在条件(1)下存在 内点解和产出的影子价格. 一单位产出的变化所引起的社会福利的变化值可定义为四部门的产出的影子价格.对 于整个经济而言,只有相对价格才有意义,我们将以产出份额为权数估计而得的影子价格 标准化. 我们将实际劳动力和资本投入代入约束方程(2)中,可根据实际产出而不是最优产出 计算出每个部门的劳动力和资本的影子价格. 我们用GAMS软件解上面的问题.关于软件的具体使用方法见Brooke, Kendrick, & Meeraus (1992). 参考文献 Brooke, Anthony, David Kendrick, and Alexander Meeraus, Gams: A User's Guide, Danvers, MA: Boyd & Feaser Publishing Company, 1992. Chenery, Hollis, Sherman Robinson, and Moshe Syrquin, Industrialization and Growth: A Comparative Study,Oxford: Oxford University Press, 1986. Chow, Gregory, "Capital Formation and Economic Growth in China," The Quarterly Journal of Economics, 1993,108, 809-842. 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GDP的最优配置和影子价格 影子价格 最优和实际产出份额的差 年份 农业 城市工业 城市服务业 乡镇企业 农业 城市工业 城市服务业 乡镇企业 1978 1.983 0.395 0.973 1.296 28.78 -29.48 -0.49 1.19 1979 1.956 0.417 0.965 1.286 24.95 -26.29 -0.04 1.39 1980 2.016 0.434 0.94 1.308 24.58 -25.31 -0.86 1.60 1981 1.956 0.465 0.843 1.411 22.29 -22.16 -2.46 2.32 1982 1.886 0.496 0.773 1.512 20.08 -19.03 -4.07 3.02 1983 1.862 0.51 0.82 1.381 18.57 -17.64 -3.44 2.51 1984 1.844 0.535 0.803 1.456 17.06 -16.23 -4.14 3.31 1985 1.946 0.527 0.805 1.52 16.52 -16.41 -4.67 4.55 1986 1.95 0.559 0.79 1.361 15.35 -13.89 -5.53 4.07 1987 1.984 0.582 0.786 1.285 14.13 -12.26 -5.78 3.91 1988 2.095 0.606 0.777 1.18 13.23 -9.81 -7.09 3.67 1989 2.095 0.634 0.768 1.108 13.26 -8.13 -8.15 3.01 1990 2.083 0.648 0.816 1.032 9.86 -6.03 -6.98 3.16 1991 1.989 0.649 0.815 1.042 13.45 -5.70 -10.04 2.30 1992 2.128 0.677 0.803 1.039 11.77 -5.10 -9.96 3.29 1993 2.175 0.709 0.784 1.009 11.07 -4.51 -10.05 3.49 1994 2.133 0.708 0.896 0.956 7.38 -9.12 -4.73 4.75 1995 2.078 0.754 0.949 0.88 5.02 -1.94 -5.28 2.20 注: 最优产出的值是按照附录中表述计算的,即最优产出乘以影子价格的积. 樊胜根等:中国的经济增长和结构调整 19 图1. 1978-1995年间的GDP,劳动力和资本结构变化情况 1978198119841987199019931996 Year 0 20 40 60 80 100 Share % Rural Enterprises Urban Services Urban Industry Agriculture Labor 197819811984198719901993 Year 0 20 40 60 80 100 Share % Rural Enterprises Urban Services Urban Industry Agriculture Capital Stock 1978198119841987199019931996 Year 0 20 40 60 80 100 Share % Rural Enterprise Urban Services Urban Industry Agriculture GDP 樊胜根等:中国的经济增长和结构调整 20 图2. 劳动力与资本的边际收益 197819811984198719901993 Year 0 10 20 30 40 50 60 70 Yuan/100 Yuan Capital Stock Agriculutre Urban Industry Urban Services Rural Enterprise Returns to Capital Stock 197819811984198719901993 Year 0 500 1000 1500 2000 2500 3000 3500 4000 yuan/person Agriculture Urban Industry Urban Services Rural Enterprise Returns to Labor 樊胜根等:中国的经济增长和结构调整 21 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 0.55 0.6 0.65 0.7 0.75 0.8 图3. 部门间的资源配置效率指数和增长贡献率 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 -40 -20 0 20 40 60