關(guān)于我國(guó)工業(yè)部門(mén)增長(zhǎng)效率的實(shí)證研究

關(guān)于我國(guó)工業(yè)部門(mén)增長(zhǎng)效率的實(shí)證研究

一、中國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)資本生產(chǎn)率的變動(dòng)工業(yè)部門(mén)的發(fā)展在中國(guó)新工業(yè)化進(jìn)程中發(fā)揮著重要作用。改革開(kāi)放以來(lái),我國(guó)工業(yè)部門(mén)一直保持快速的增長(zhǎng)速度,但在這快速增長(zhǎng)的背后,卻存在資本投資收益總體上下滑的問(wèn)題。這里我們利用官方統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)給出了中國(guó)工業(yè)部門(mén)實(shí)際凈產(chǎn)值增長(zhǎng)率與資本利潤(rùn)率在1963—2003年間變動(dòng)的時(shí)間模式(見(jiàn)圖1)。從圖1可以看出,經(jīng)濟(jì)體制改革以前的1963—1979年期間,工業(yè)部門(mén)的資本利潤(rùn)率的變動(dòng)與中國(guó)工業(yè)部門(mén)實(shí)際凈產(chǎn)值增長(zhǎng)率存在顯著的正向關(guān)系;但改革開(kāi)放以來(lái),雖然資本利潤(rùn)與中國(guó)工業(yè)部門(mén)實(shí)際凈產(chǎn)值保持較高的增長(zhǎng)速度,但并沒(méi)有帶來(lái)資本利潤(rùn)率的上升,反而在總體上呈下滑趨勢(shì)。其整個(gè)變化過(guò)程大概為:從1966年的最大值43.2%持續(xù)下降到1998年的11.4%,從1999年開(kāi)始有較大回升,在2003年達(dá)到25.7%。當(dāng)前理論界關(guān)于資本收益率問(wèn)題的討論主要集中在改革開(kāi)放以來(lái)國(guó)有企業(yè)資本利潤(rùn)率下降方面,而對(duì)于整個(gè)工業(yè)部門(mén)資本收益率變動(dòng)的研究較少。在有關(guān)工業(yè)部門(mén)利潤(rùn)率變動(dòng)的研究中,大多數(shù)的學(xué)者認(rèn)為,工業(yè)部門(mén)資本利潤(rùn)率的下滑是由于市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)導(dǎo)致的。張軍(2002)在以新古典增長(zhǎng)理論為基礎(chǔ)對(duì)工業(yè)部門(mén)利潤(rùn)率變動(dòng)的研究中,發(fā)現(xiàn)資本勞動(dòng)比率與資本利潤(rùn)率存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。他認(rèn)為,改革開(kāi)放以來(lái),中國(guó)工業(yè)部門(mén)產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的日益激烈促使企業(yè)進(jìn)行技術(shù)升級(jí),必然提高企業(yè)的資本勞動(dòng)比率;然而,資本密集型的發(fā)展道路并不符合我國(guó)工業(yè)部門(mén)的比較優(yōu)勢(shì),從而影響了資本的產(chǎn)出效率,導(dǎo)致資本利潤(rùn)率的下滑。此外,還有學(xué)者將中國(guó)工業(yè)部門(mén)績(jī)效的下降解釋為工業(yè)產(chǎn)業(yè)組織結(jié)構(gòu)變動(dòng)的結(jié)果。許多學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)(王慧炯,1991;馬建堂,1993;劉洪,1998),在我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的轉(zhuǎn)型過(guò)程中,非國(guó)有企業(yè)迅速進(jìn)入原國(guó)有企業(yè)壟斷的行業(yè),使中國(guó)工業(yè)行業(yè)集中度不斷下降,而集中度下降則是導(dǎo)致資本利潤(rùn)率變動(dòng)的根本原因。唐要家(2004)利用1995年工業(yè)普查的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù),驗(yàn)證了我國(guó)工業(yè)部門(mén)各行業(yè)的集中度與利潤(rùn)水平存在著正相關(guān)關(guān)系。但這一結(jié)論是以截面數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)的,并不能解釋整個(gè)工業(yè)部門(mén)資本利潤(rùn)水平時(shí)間變動(dòng)過(guò)程。與其他研究方法不同的是,本文中我們?cè)噲D從資本效率、市場(chǎng)結(jié)構(gòu)及工業(yè)投入品物價(jià)水平三個(gè)方面解釋我國(guó)歷年工業(yè)部門(mén)資本利潤(rùn)率變動(dòng),構(gòu)建一個(gè)資本收益率變動(dòng)及影響因素的一般模型。并且我們研究的時(shí)間序列范圍涉及1963—2003年改革開(kāi)放前后兩個(gè)不同的歷史時(shí)期,通過(guò)比較分析提出對(duì)中國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)資本利潤(rùn)率變動(dòng)新的解釋。本文的結(jié)構(gòu)安排為:第二部分說(shuō)明了本文基本的研究方法,并提出了要證明的三個(gè)基本假定。第三部分對(duì)本文相關(guān)變量指標(biāo)及數(shù)據(jù)的采集作了說(shuō)明。第四部分通過(guò)實(shí)證的方法,陳述了我國(guó)歷年工業(yè)部門(mén)利潤(rùn)率變動(dòng)的原因。在文章最后,我們總結(jié)了研究結(jié)果,并提出了一些相關(guān)的政策建議。二、技術(shù)選擇偏差影響資本收益根據(jù)基本的恒等式:利潤(rùn)總額資本=利潤(rùn)總額產(chǎn)出×產(chǎn)出資本(1)利潤(rùn)總額資本=利潤(rùn)總額產(chǎn)出×產(chǎn)出資本(1)可知,決定資本利潤(rùn)率的根本因素一是資本的產(chǎn)出效率,二是產(chǎn)出利潤(rùn)率(在產(chǎn)出不變的情況下,該指標(biāo)由生產(chǎn)成本決定)。因此,我們?cè)噲D從資本產(chǎn)出效率與產(chǎn)出利潤(rùn)率兩個(gè)方面來(lái)對(duì)工業(yè)部門(mén)的資本利潤(rùn)率變動(dòng)進(jìn)行解釋,本文中我們對(duì)改革開(kāi)放以來(lái)工業(yè)部門(mén)利潤(rùn)率下滑的解釋提出了以下三個(gè)可供檢驗(yàn)的假定:假定一:中國(guó)工業(yè)部門(mén)發(fā)展的技術(shù)選擇路徑是導(dǎo)致資本利潤(rùn)率變動(dòng)的原因之一。根據(jù)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論,我們可以將生產(chǎn)函數(shù)表示為如下形式:Y=Κ×f(LΚ)(2)Y=K×f(LK)(2)其中,Y表示工業(yè)部門(mén)的生產(chǎn)總值;K表示物化資本;L表示人力資本?；贑-D生產(chǎn)函數(shù)Y=AKαLβ的假定,在物力資本投資與人力資本投資要求的報(bào)酬率一樣時(shí),均衡增長(zhǎng)路徑的技術(shù)選擇模式為:ΚL=αβKL=αβ1(3)當(dāng)Κ(0)L(0)<αβK(0)L(0)<αβ時(shí),則人力資本積累過(guò)度,應(yīng)選擇物力資本為主的投資路徑;當(dāng)Κ(0)L(0)>αβK(0)L(0)>αβ時(shí),則表示物力資本投資過(guò)度,應(yīng)選擇人力資本投資為主的發(fā)展路徑。改革開(kāi)放以來(lái),我國(guó)工業(yè)部門(mén)資本要素投入一直保持較高增長(zhǎng)率,而勞動(dòng)要素投入增長(zhǎng)緩慢,發(fā)展路徑偏向資本密集型。張軍認(rèn)為,改革開(kāi)放以來(lái)“中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈減速趨勢(shì)的背后,技術(shù)選擇的偏差是主要原因”、“中國(guó)工業(yè)部門(mén)的過(guò)度競(jìng)爭(zhēng)將導(dǎo)致中國(guó)工業(yè)部門(mén)的資本—?jiǎng)趧?dòng)比率快速上升,從而加快了資本的深化進(jìn)程,使資本的邊際報(bào)酬過(guò)快地出現(xiàn)了遞減趨勢(shì)”;也就是說(shuō)工業(yè)部門(mén)技術(shù)選擇出現(xiàn)偏差影響了資本的效益。秦朵、宋海巖(2003)認(rèn)為:“投資配置效率的低下很大程度上是由政府試圖刺激需求和推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的政策所引致的,但隨著改革的深入,配置效率已開(kāi)始有所提高”。鄭京海、劉小玄(2002)在對(duì)東北地區(qū)國(guó)有企業(yè)截面數(shù)據(jù)進(jìn)行的研究中,也發(fā)現(xiàn)雖然國(guó)有企業(yè)產(chǎn)出的增長(zhǎng)主要依靠技術(shù)的進(jìn)步(也就是資本的投入)來(lái)實(shí)現(xiàn),但工業(yè)部門(mén)中普遍存在技術(shù)使用效率較低的問(wèn)題。所以,我們提出的第一個(gè)基本假定就是:工業(yè)部門(mén)的技術(shù)選擇的偏差影響了產(chǎn)出水平,從而導(dǎo)致了利潤(rùn)率的變動(dòng)。假定二:工業(yè)部門(mén)廠商數(shù)量變動(dòng)是導(dǎo)致利潤(rùn)率變動(dòng)的原因之一。首先,根據(jù)產(chǎn)業(yè)組織中的SCP范式理論可知,市場(chǎng)結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響是不可忽略的。市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度一方面會(huì)影響工業(yè)部門(mén)產(chǎn)品價(jià)值在市場(chǎng)上實(shí)現(xiàn),從而影響廠商實(shí)際產(chǎn)出;另一方面,又會(huì)影響企業(yè)的銷(xiāo)售及管理費(fèi)用,從而影響總成本支出。其次,工業(yè)部門(mén)投入品與產(chǎn)出品物價(jià)水平變動(dòng)影響了工業(yè)部門(mén)的生產(chǎn)成本,在產(chǎn)出外生的情況下,成本的大小決定了產(chǎn)出利潤(rùn)率的高低,從而對(duì)資本利潤(rùn)率產(chǎn)生影響。假設(shè)市場(chǎng)上有n個(gè)廠商;每個(gè)廠商產(chǎn)量為yi,廠商的產(chǎn)量不受原投入品供應(yīng)的限制;市場(chǎng)對(duì)產(chǎn)品的需求是外生的,廠商i使用技術(shù)yi=hi(mi)將投入品mi變?yōu)楫a(chǎn)出yi,mi為投入品數(shù)量,hi為生產(chǎn)技術(shù)水平。則i廠商的利潤(rùn)函數(shù)可表示為:Ri=YoiΡΟ(Y)-ci(ΡΙ,mi)(4)Ri=YoiPO(Y)?ci(PI,mi)(4)其中,Y表示所有廠商的產(chǎn)出之和,Y=n∑i=1yiY=∑i=1nyi;PO表示產(chǎn)出品價(jià)格水平,在需求外生條件下,它是關(guān)于供給Y的函數(shù);PI表示投入品價(jià)格水平;ci表示成本函數(shù),它是關(guān)于投入品價(jià)格PI與投入品數(shù)量mi的函數(shù)。利潤(rùn)最大化的一階條件是:?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)為了簡(jiǎn)化分析,這里我們假定價(jià)格函數(shù)、產(chǎn)出函數(shù)及成本函數(shù)都是線性的: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以上各式中的參數(shù)都為正;其中條件h·a0-PI>0是廠商進(jìn)行生產(chǎn)的先決條件。由于這里我們對(duì)價(jià)格的分析是從宏觀角度進(jìn)行的,對(duì)整個(gè)行業(yè)的所有廠商而言,他們只能是投入品價(jià)格的接受者而不可能通過(guò)選擇供應(yīng)商來(lái)實(shí)現(xiàn)降低成本。另外,我們不考慮廠商之間存在的技術(shù)水平差異,廠商都按行業(yè)平均技術(shù)水平h進(jìn)行生產(chǎn)?；谑袌?chǎng)完全競(jìng)爭(zhēng)的條件,則以上模型是對(duì)稱的,均衡也是對(duì)稱的,因此對(duì)所有廠商都有相同的生產(chǎn)條件與均衡結(jié)果,表示為mi=mj=m,yi=yj=Yn=y,(i,jmi=mj=m,yi=yj=Yn=y,(i,j為1…n之間任意數(shù))?；谝陨系姆治?并將(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)解得均衡狀態(tài)下m、y、PO分別為: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)每個(gè)廠商利潤(rùn):Ri=(a0-ΡΙh)2a1?(n+1)2(13)Ri=(a0?PIh)2a1?(n+1)2(13)整個(gè)行業(yè)利潤(rùn)水平:R=n?Ri=n?(a0-ΡΙh)2a1?(n+1)2(14)R=n?Ri=n?(a0?PIh)2a1?(n+1)2(14)根據(jù)(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)即廠商數(shù)量的增加會(huì)降低行業(yè)的利潤(rùn)空間。在我國(guó),改革開(kāi)放以來(lái),隨著各種所有制經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,市場(chǎng)上廠商數(shù)量不斷地增加,工業(yè)品市場(chǎng)的壟斷程度逐漸下降、競(jìng)爭(zhēng)日趨激烈,這些變動(dòng)都會(huì)對(duì)企業(yè)的產(chǎn)出品價(jià)格與銷(xiāo)售成本產(chǎn)生影響,從而影響了利潤(rùn)率水平。世界銀行出版的中國(guó)企業(yè)改革的研究報(bào)告(Byrd,1992)的結(jié)論表明,20世紀(jì)80年代以來(lái)中國(guó)工業(yè)組織結(jié)構(gòu)的變遷,工業(yè)部門(mén)中大量私人企業(yè)與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的進(jìn)入能否在總體上提高經(jīng)濟(jì)效率并不能肯定,但這些進(jìn)入導(dǎo)致的競(jìng)爭(zhēng)卻使得這些部門(mén)的盈利能力惡化了。所以,本文的第二個(gè)假定是:工業(yè)部門(mén)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度變動(dòng)是導(dǎo)致利潤(rùn)率變動(dòng)的原因之一。假定三:工業(yè)部門(mén)投入品價(jià)格水平變動(dòng)對(duì)工業(yè)部門(mén)生產(chǎn)成本的影響,是導(dǎo)致利潤(rùn)率變動(dòng)的另一原因。根據(jù)(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)即投入品價(jià)格的上漲將降低行業(yè)利潤(rùn)水平。在1978年以前我國(guó)是一個(gè)計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制的國(guó)家,原材料與勞動(dòng)力等要素的價(jià)格水平均由國(guó)家統(tǒng)一制定,工業(yè)部門(mén)從政府的“剪刀差”價(jià)格機(jī)制中獲取大量超額利潤(rùn)。改革開(kāi)放以來(lái),我國(guó)開(kāi)始建立社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制,各種商品及勞動(dòng)力的價(jià)格逐漸市場(chǎng)化。這種體制的變動(dòng)必然影響工業(yè)部門(mén)投入品價(jià)格水平,進(jìn)而影響工業(yè)部門(mén)的生產(chǎn)成本。所以,本文提出的第三個(gè)假定是:工業(yè)部門(mén)投入品(包括勞動(dòng)力)的價(jià)格變動(dòng)是導(dǎo)致利潤(rùn)率變動(dòng)的另一原因。此外,由上面推導(dǎo)可知,利潤(rùn)水平同時(shí)還受產(chǎn)出品價(jià)格水平PO的影響,但根據(jù)(12)式可知,PO可表示為投入品價(jià)格水平PI、行業(yè)技術(shù)水平h以及廠商數(shù)量n的函數(shù),因而PO對(duì)R的影響可以通過(guò)它們進(jìn)行解釋,且可推導(dǎo):?ΡΟ?ΡΙ>0;?ΡΟ?h<0;?ΡΟ?n<0.?PO?PI>0;?PO?h<0;?PO?n<0.所以,在本文的分析中我們不再將產(chǎn)出品價(jià)格指數(shù)作為單獨(dú)的解釋變量,以避免解釋變量間存在共線性的問(wèn)題。三、相關(guān)數(shù)據(jù)的處理以上三個(gè)假定是本文所提出的對(duì)中國(guó)工業(yè)部門(mén)資本利潤(rùn)率變動(dòng)趨勢(shì)進(jìn)行解釋的基本命題。下面我們?cè)噲D從統(tǒng)計(jì)上尋找支持這三個(gè)假說(shuō)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。為了保證數(shù)據(jù)的可比性,對(duì)于本文中出現(xiàn)的所有以貨幣為計(jì)量單位指標(biāo)的原始數(shù)值,除了指數(shù)特別說(shuō)明調(diào)整方法之外,都用商品零售價(jià)指數(shù)把它調(diào)整為以1962年為基期的可比值。這里我們對(duì)文中所涉及到的變量及數(shù)據(jù)作以下必要說(shuō)明(具體數(shù)據(jù)參見(jiàn)附表):工業(yè)生產(chǎn)凈值(Y):工業(yè)部門(mén)扣除中間投入之后的凈產(chǎn)值也就是工業(yè)部門(mén)實(shí)際凈產(chǎn)值。數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2003)和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2004)。工業(yè)凈產(chǎn)值增長(zhǎng)率y:y=YtYt-1(16)y=YtYt?1(16)工業(yè)部門(mén)資本存量(K):為了獲得較為準(zhǔn)確的資本存量的數(shù)據(jù),本文按國(guó)際通行的永續(xù)盤(pán)存法估算工業(yè)部門(mén)的固定資產(chǎn)存量,具體的估算方法為:(1)計(jì)算方法的選擇:Κt=Κt-1+(Ιt-δt)ΡFt(17)Kt=Kt?1+(It?δt)PFt(17)其中:It表示t固定資本形成,δt表示t年折舊,PF表示t期固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)。(2)投資額的確定:本文直接采用了歷年工業(yè)部門(mén)固定資產(chǎn)投資額數(shù)據(jù),其中1921—1952年的數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)引自黃勇鋒等(2002,第386頁(yè))的推算(該文中已換算為1952年不變價(jià)格);1953—2003年的當(dāng)年價(jià)格原始數(shù)據(jù)分別來(lái)自《中國(guó)固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計(jì)數(shù)典》(2002)和2002—2004年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。(3)固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)(PF)的確定:這里我們采用了張軍(2003)的意見(jiàn),對(duì)1952—1990年的數(shù)據(jù),采用上海市的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)來(lái)代替全國(guó)固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù);對(duì)1991—2003年的數(shù)據(jù)則采用了《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2004)中的數(shù)據(jù)(見(jiàn)表1)。(4)對(duì)折舊的處理方法:我們的估算使用的是直線折舊法,且假設(shè)凈殘值為0。對(duì)于折舊年限的處理我們參考了Maddison(1993)的建議,建筑和設(shè)備投資分別為40年和16年。對(duì)建筑投資與設(shè)備投資比例的測(cè)算,根據(jù)黃勇鋒等(2002)的研究,發(fā)現(xiàn)二者之間存在較為穩(wěn)定的關(guān)系,這里我們進(jìn)行了簡(jiǎn)化,取歷年的平均值:工業(yè)建筑投資比例為54%,設(shè)備投資比例為46%。(5)基年資本存量的估算:由于本文投資額數(shù)據(jù)涵蓋了1921—2003年的時(shí)間序列,而最長(zhǎng)的折舊年限為40年,所以按上面公式估算出的1960—2003年的固定資產(chǎn)存量與基期1921年的資本存量無(wú)關(guān)。根據(jù)以上處理,我們估算的工業(yè)部門(mén)歷年資本存量的數(shù)據(jù)見(jiàn)表1。資本勞動(dòng)比率(k):k=ΚLk=KL,也就是人均資本存量,該指標(biāo)也反映了工業(yè)部門(mén)的技術(shù)水平。其中L為工業(yè)部門(mén)就業(yè)總?cè)藬?shù),1963—1995年的數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》(1996)第12頁(yè)的“工業(yè)從業(yè)從員”項(xiàng)目;1996—2003年的數(shù)據(jù)根據(jù)1997—2004年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中的分行業(yè)的從業(yè)人員進(jìn)行加總。廠商數(shù)量(N):這里我們用獨(dú)立核算的工業(yè)企業(yè)單位數(shù)表示,資料來(lái)源于《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2003)和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)摘要》(1998—2004)。利潤(rùn)額(R):為了排除稅收因素對(duì)利潤(rùn)的影響,下文中的利潤(rùn)額都是指稅前利潤(rùn)并扣除了虧損額。該指標(biāo)1974—2003年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》(1994和2003)和《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2004);《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》中沒(méi)有給出1963—1973年的工業(yè)部門(mén)利潤(rùn)額指標(biāo),但給出了國(guó)有工業(yè)部門(mén)的相關(guān)指標(biāo)。由于這段時(shí)期國(guó)有工業(yè)部門(mén)占了工業(yè)全行業(yè)的主體(根據(jù)測(cè)算,這一表1本文測(cè)算的固定資本存量數(shù)據(jù)(1962年不變價(jià)格)2時(shí)期國(guó)有成分在凈產(chǎn)值中平均份額為87.9%),利用1974—1980年經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),國(guó)有部門(mén)的凈產(chǎn)值利潤(rùn)率與工業(yè)行業(yè)產(chǎn)值利潤(rùn)率高度相關(guān)(相關(guān)系數(shù)達(dá)0.98);因此,本文對(duì)1963—1973年的工業(yè)部門(mén)利潤(rùn)額的估算采用了如下的方式:Rt=Yt?ΝRtΝYt(18)Rt=Yt?NRtNYt(18)其中:Y表示工業(yè)部門(mén)凈產(chǎn)值,NY表示國(guó)有工業(yè)部門(mén)凈產(chǎn)值,NR表示國(guó)有工業(yè)部門(mén)的利潤(rùn)額。資本利潤(rùn)率(r):r=RΚr=RK工業(yè)投入品物價(jià)綜合指數(shù)(PI)3:我們以農(nóng)副產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)(PA)、固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)(PF)與實(shí)際工資指數(shù)(PW)的平均值來(lái)表示,在下文計(jì)量中我們將它除100。其中農(nóng)副產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)來(lái)自《新中國(guó)五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》(1999)和歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》;固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)按上文計(jì)算資本存量中的方法調(diào)整得到;實(shí)際工資的指數(shù)是用消費(fèi)品物價(jià)指數(shù)扣除價(jià)格影響后的工業(yè)部門(mén)職工平均工資指數(shù),1963—1993年的工業(yè)部門(mén)職工總數(shù)和工資總額數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》(1994)第24頁(yè),1994年以后的數(shù)據(jù)用歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》公布的分行業(yè)職工工資總額與職工總數(shù)經(jīng)計(jì)算得到(見(jiàn)附表)。四、結(jié)構(gòu)變異單位根檢驗(yàn)基于本文中所提出的三個(gè)假定,我們對(duì)工業(yè)利潤(rùn)率變動(dòng)的估計(jì)模型使用如下函數(shù)形式:r=f(y,k,Ν,ΡΙ)+μ(19)r=f(y,k,N,PI)+μ(19)以此檢驗(yàn)工業(yè)利潤(rùn)率變動(dòng)r與凈產(chǎn)值增長(zhǎng)率y、技術(shù)因素(人均資本存量k)、廠商數(shù)N及工業(yè)投入品物價(jià)指數(shù)(PI)的相關(guān)性。為了防止偽回歸的產(chǎn)生,我們首先對(duì)所有的變量進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)。由于改革開(kāi)放前后不同時(shí)期,我國(guó)的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行體制存在重大的差別,各變量在不同時(shí)期存在著發(fā)生結(jié)構(gòu)變異的可能,同時(shí)體制的變化也可能會(huì)導(dǎo)致價(jià)格、廠商數(shù)量等因素對(duì)企業(yè)的資本收益水平的影響存在發(fā)生重大變化,圖2給出了各變量的時(shí)間趨勢(shì)過(guò)程。從圖中可以看出,改革開(kāi)放前后各變量趨勢(shì)結(jié)構(gòu)發(fā)生了較為顯著的變化,因此單位根檢驗(yàn)有必要考慮體制變遷導(dǎo)致的方程結(jié)構(gòu)的變化。假設(shè)xt為原時(shí)間序列數(shù)據(jù),結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)為t0,引入虛擬變量D,t*其取值為: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)則對(duì)應(yīng)于截距與系數(shù)突變的三個(gè)模型為:模型1:截距項(xiàng)突變,系數(shù)項(xiàng)不變;xt=c0+c1Dt+c2t+μt(22)xt=c0+c1Dt+c2t+μt(22)模型2:系數(shù)項(xiàng)突變,截距項(xiàng)不變;xt=c0+c1t+c2t*+μt(23)xt=c0+c1t+c2t?+μt(23)模型3:截距項(xiàng)、系數(shù)項(xiàng)都發(fā)生變化。xt=c0+c1D+c2t+c3t*+μt(24)xt=c0+c1D+c2t+c3t?+μt(24)對(duì)于以上三個(gè)模型,當(dāng)μt～I(xiàn)(1)時(shí),xt具有結(jié)構(gòu)變化的單位根;當(dāng)μt～I(xiàn)(0)時(shí),xt為結(jié)構(gòu)變化的趨勢(shì)穩(wěn)定。這里結(jié)合我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制改革的實(shí)際情況,把1980年視為經(jīng)濟(jì)體制的轉(zhuǎn)軌期,做了以1980年為變異點(diǎn)的外生性結(jié)構(gòu)突變的單位根檢驗(yàn)。結(jié)果如表2所示。雖然對(duì)結(jié)構(gòu)變異退化后的單位根檢驗(yàn)使用的Perron臨界值要比ADF臨界值小,但相差并不是很大。當(dāng)變異點(diǎn)不處于中間段時(shí)(即t0≠t2),在實(shí)證研究中可直接用ADF臨界值檢驗(yàn)。外生性結(jié)構(gòu)變異單位根檢驗(yàn)表明:變量r、y、LnN、PI是結(jié)構(gòu)突變趨勢(shì)穩(wěn)定,而k則是結(jié)構(gòu)突變的單位根。同樣,經(jīng)濟(jì)體制的變化可能會(huì)導(dǎo)致價(jià)格、廠商數(shù)量等因素對(duì)資本收益水平的影響產(chǎn)生結(jié)構(gòu)變化的可能,因此我們同樣有必要考慮體制變化所導(dǎo)致的方程結(jié)構(gòu)的變化。以1980年為斷點(diǎn)的鄒檢驗(yàn)結(jié)果表明,方程結(jié)構(gòu)發(fā)生了顯著的變異。由于Δk與PI變動(dòng)較小,引入時(shí)間虛擬變量會(huì)導(dǎo)致嚴(yán)重的共線性問(wèn)題,因而我們放棄了引入虛擬變量法來(lái)對(duì)方程進(jìn)行回歸,并做了基于改革開(kāi)放前后兩個(gè)時(shí)期樣本點(diǎn)的回歸模型(結(jié)果見(jiàn)表3中模型1、模型2)。經(jīng)驗(yàn)證據(jù)顯示:(1)改革開(kāi)放以前工業(yè)部門(mén)的利潤(rùn)率水平與凈產(chǎn)值之間存在著十分顯著的正向關(guān)系。而1980年以后這一關(guān)系已變得不明顯,產(chǎn)出的增長(zhǎng)并沒(méi)有提高資本的盈利能力。這種情況存在兩種可能的解釋:一是改革開(kāi)放以后這種增長(zhǎng)是以依靠資本與勞動(dòng)等要素的投入所產(chǎn)生的,這種外延型增長(zhǎng)方式是伴隨成本同時(shí)上升的過(guò)程,從而也就無(wú)法實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)水平的提高;二是從我國(guó)改革開(kāi)放后歷年的職工工資指數(shù)觀察,由于分配機(jī)制的改變,使得勞動(dòng)者獲取了更大的利益,從而導(dǎo)致了成本上升,而并不涉及生產(chǎn)效率的問(wèn)題。(2)k對(duì)r的影響。改革開(kāi)放以前,Δk與r之間關(guān)系不顯著。這可以通過(guò)兩方面解釋:一方面是由于改革開(kāi)放以前我國(guó)工業(yè)部門(mén)的資本存量較少,資本的邊際效率較高;另一方面是由于這一時(shí)期我國(guó)的資本較為稀缺,使得資本成本也較高。兩方面因素共同作用,導(dǎo)致了總體上資本深化對(duì)利潤(rùn)率的影響不顯著。而1980年以來(lái)Δk與r之間的顯著負(fù)相關(guān)表明,改革開(kāi)放以來(lái),中國(guó)工業(yè)部門(mén)的技術(shù)選擇違反了我國(guó)這一時(shí)期中勞動(dòng)力要素的比較優(yōu)勢(shì),資本的過(guò)度深化影響了資本的利潤(rùn)水平。因?yàn)橹贫鹊淖冞w已使得我國(guó)的勞動(dòng)力能在城鄉(xiāng)、地區(qū)間實(shí)現(xiàn)自由流動(dòng),大量剩余勞動(dòng)力的存在降低了勞動(dòng)力要素價(jià)格,而資本品則變得相對(duì)稀缺,技術(shù)密集型道路不符合我國(guó)工業(yè)部門(mén)的比較優(yōu)勢(shì)。這一結(jié)論表明,中國(guó)工業(yè)部門(mén)資本的過(guò)度深化的確影響了資本收益水平,工業(yè)部門(mén)存在技術(shù)選擇的偏差,資本的過(guò)度深化會(huì)導(dǎo)致資本效率的下降。至此,我們證明了本文提出的第一個(gè)假設(shè)。(3)改革開(kāi)放以前廠商數(shù)量與資本利潤(rùn)率的不相關(guān)說(shuō)明,在傳統(tǒng)計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下廠商之間的非競(jìng)爭(zhēng)性關(guān)系,廠商數(shù)量的增加不會(huì)導(dǎo)致競(jìng)爭(zhēng)的加劇,也就不會(huì)產(chǎn)生行業(yè)利潤(rùn)空間的縮減問(wèn)題。而1980年以來(lái)廠商數(shù)量(N)與資本利潤(rùn)率(r)之間的顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系說(shuō)明,改革開(kāi)放以來(lái),工業(yè)部門(mén)中大量廠商的進(jìn)入導(dǎo)致的市場(chǎng)的激烈競(jìng)爭(zhēng),確實(shí)縮小了行業(yè)的利潤(rùn)空間,引起了工業(yè)部門(mén)的利潤(rùn)率的下滑。這一結(jié)論證實(shí)了本文的第二個(gè)假定。(4)1979年以前的樣本數(shù)據(jù)表明PIt-1與r之間關(guān)系不顯著。這主要是由于以前計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下各種商品的價(jià)格都是由政府統(tǒng)一制定的,這種計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制使得價(jià)格機(jī)制無(wú)法發(fā)揮資源配置的作用。而改革開(kāi)放以來(lái)的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)證明,PIt-1與r之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,這一結(jié)論體現(xiàn)了市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制下價(jià)格機(jī)制的作用:在影響產(chǎn)出品價(jià)格的其他條件不變動(dòng)的情況下,投入品價(jià)格的變動(dòng)會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)出品價(jià)格的變動(dòng),但產(chǎn)出品的價(jià)格變動(dòng)幅度要小于投入品的變動(dòng),這主要是由市場(chǎng)的需求價(jià)格