经济发展战略对劳均资本积累和技术进步的影响基于中国经验的实证研究.docx
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经济发展战略对劳均资本积累和技术进步的影响基于中国经验的实证研究
经济发展战略对劳均资本积累和技术进步的影响
——基于中国经验的实证研究
林毅夫刘培林
No.C20030012003年2月25日
经济发展战略对劳均资本积累和技术进步的影响
——基于中国经验的实证研究
林毅夫刘培林
一导言
劳均产出增长的两个源泉是劳均资本积累和技术进步。
在假定各经济体技术进步步伐一样的条件下，新古典经济增长理论得出的推论是，由于资本边际报酬递减，所以初始劳均资本量较少的经济体的劳均资本积累速度，会相对快于初始劳均资本量较多的经济体，进而劳均资本量和劳均收入水平最终收敛。
Barro等（BarroandSala-i-Martin1997）进一步的研究认为，初始技术水平落后的经济体，在未来的技术进步速度要比初始技术水平先进的经济体快。
但是，新古典理论对劳均资本积累和技术进步收敛机制的分析，抽象掉了政府长期经济发展战略以及发展战略所决定的经济结构的影响。
如果说新古典理论在分析发达的成熟市场经济国家情形时，这种抽象还不至于影响其解释力的话，那么在分析广大发展中国家经济增长的实际情况时，则决不可忽视发展战略的影响。
经济发展战略以及由此决定的经济结构是否顺应比较优势，在很大程度上决定着劳均资本积累和技术进步的步伐。
林毅夫（2002）总结上个世纪，尤其是二战以来的经济史，归纳出发展战略对经济发展影响的若干理论假说。
本文将运用1978－2000年期间中国大陆30个省区市的经验资料，对林毅夫（2002）归纳的关于发展战略对技术进步和劳均资本积累两个假说进行经验检验。
本文后面部分的结构安排如下：
第二部分综述有关经济增长实证检验的文献；第三部分介绍为获取本文计量检验的有关变量而构造的经济增长分解核算方法；之后的第四部分按照本文构造的经济增长分解核算框架，对中国29个省区市在1978－2000年期间的劳均GDP的增长进行分解；第五部分报告了计量检验方程的设定；第六部分报告检验的结果；最后是结论。
二文献综述
无论是Mankiw等（Mankiw,etal.1992）、Barro等（1991，1992）对国际经验和发达国家经验的检验，还是蔡昉等（蔡昉，都洋2000）、蔡昉等（蔡昉，王德文，都洋2001）、Jian等（Jianetal.1996）、Tusi（1996）、魏后凯（1997）、宋学明（1996）、申海（1999）、沈坤荣等（沈坤荣，马俊2002）、Cheng（2002）对中国经验的检验，均没有考虑发展战略对经济增长的影响。
刘明兴（2001）和林毅夫（2002）的经验实证工作中，分别分析了发展战略对中国各个省区市和国别之间的经济增长绩效的影响。
但是这些文献和上面提到的其他经济增长的实证检验文献，均有一个共同的特点，即假定技术进步在各个经济体之间是相同的。
假定技术进步速度相同的前提下进行的经济增长收敛实证检验，在一定程度上是误导的。
正因为如此，新近的一些文献（Kumaretal.2002，Hendersonetal.2001，Maudosetal.2000，Gumbau-Albert2000）通过数据包络分析的经济增长分解核算框架，将经济增长分解为技术进步和要素积累的贡献，在此基础上，进一步分析要素积累和技术进步各自的收敛效应。
但是，Kumar等（Kumaretal.2002）、Maudos等（Maudosetal.2000）以及Gumbau-Albert等（Gumbau-Albert2000）文献所使用的数据数据包络分析框架面临一个难以解释的结果：
“技术有可能退步”。
这个结果意味着，在当前时期复制过去时期的生产要素投入结构之后，当前时期的产出水平有可能低于过去时期的产出水平。
对这样分析结果，显然难以从经济学上给出合理可信的解释。
正因为如此，Henderson等（Hendersonetal.2001）的论文中，通过对现有数据包络分析框架的改进，避免了“技术有可能退步”的尴尬结果。
但无论是Kumar等（Kumaretal.2002）、Maudos等（Maudosetal.2000）以及Gumbau-Albert等（Gumbau-Albert2000），还是Henderson等（Hendersonetal.2001）的论文，都基于一个共同的假定：
“在同一时点上，各经济体面对的技术前沿是相同的”。
这个假定事实上是数据包络分析方法一开始赖以发展的基石，但也正是这个暗含的假定导致了两方面的不利后果：
（1）限制了该方法在生产率分析方面的运用；
（2）测度给定经济体技术效率和技术进步时，存在偏差。
下面依次分析这两方面的局限性。
首先，这个暗含的假定限制了数据包络分析方法的运用范围。
如果能够收集到的经验资料不是各经济体在同一个时间截面上的生产行为点，而是同一个经济体生产行为的时间序列点，那么前述的暗含假定就意味着无从构造技术前沿，也无从进行其他分析。
其次，“所有经济体面对同一个技术前沿”的假定，也必然导致这样一个尴尬的事实：
在截面数据分析中不能准确测度各个经济体的技术效率；在Panel数据分析中不能准确测度各经济体技术前沿的变化。
下面详细阐述。
如果要研究的对象是技术同质性比较强的微观企业，比如研究一个四位码行业当中各个企业的技术效率，那么“所有经济体面对同一个技术前沿”假定就是无可厚非的。
但是一旦研究对象是大的经济体，比如一个国家内部的各个行政区的对比，或者各个国家之间的对比，那么，这些大经济体之间技术同质性的假定就比较难于成立。
如果说发达市场经济国家内部，比如美国的各州，或者各个发达国家之间，如OECD国家之间，技术同质性假定还能够在一定程度上被接受的话，那么在发展中国家，在转型国家内部以及这些国家之间，技术同质性假定就是一个非常强的假定。
严格来讲，在短期之内，一旦投资决策付诸实施之后，各经济体的技术就是里昂惕夫型的，要素之间完全不可替代。
从这个意义上讲，无论是同一个企业在不同时期之间，还是同一时期的各个企业之间，同质技术都是一个强假定。
但在较长时期里生产要素之间可以替代。
所以，通常研究中所使用的生产要素可以相互替代的技术，实际上都是众多里昂惕夫型技术的外包络线。
进而言之，一个大经济体的技术前沿，实际上是其内部各小经济体技术前沿的外包络线。
这个原理类似于U型成本曲线中，长期成本是短期成本外包络线的原理。
如果各经济体事实上面对的技术前沿之间存在较大差别，而在分析时无视这种差别，那么会带来两方面的后果：
不能准确评价各个经济主体的技术效率；不能准确测度各个经济主体技术前沿的变化。
这些后果有时是比较严重的。
我们以图1说明之。
从这个图中我们看到，全国的技术前沿是A省和B省以及其他省区技术前沿的外包络线。
当A省和B省的实际生产行为点分别处于A1和B1
图1所有经济体面对共同技术前沿的假定导致的后果
时，它们同时处于A和B自身的技术前沿和全国的技术前沿上。
此时基于A省技术前沿和基于全国技术前沿测度得到的A1点的技术效率均为1。
同理，基于B省技术前沿和基于全国技术前沿测度得到的B1点的技术效率也均为1。
但是，对A2和B2点而言，则情形就大不一样。
不难理解，以A省自己的技术前沿测度的A2点的技术效率为1，但是以全国的技术前沿测度的A2点的技术前沿则小于1。
同理，以B省自己的技术前沿测度的B2点的技术效率为1，但是以全国的技术前沿测度的B2点的技术前沿也小于1。
假定全部经济体面对着同样的技术前沿，还将导致另外一个后果。
倘若图1中B省的技术前沿发生了变化，由图中的“B省的技术前沿”的位置变化为图中“A省的技术前沿”的位置，而全国的技术前沿没有变化，那么，如果按照“各经济体在给定时期技术前沿相同”的假定，则测度不到B省的技术前沿变化。
要测度到这种技术前沿的变化，必须放弃“各经济体在给定时期技术前沿相同”的假定。
出于这些考虑，本文放松“各经济体在给定时期技术前沿相同”的假定，构造相应的分析框架。
三改进的经济增长分解核算框架
本文将基于“各经济体在同一时期面对着不同的技术前沿”的假定，以及Henderson等（Hendersonetal.2001）的论文中暗含的“过去掌握的技术不会遗忘”的假定，构造如下的经济增长分解核算框架。
设对某个经济体而言，N种要素投入
经由生产技术
转化为M种产出
。
对时期t＝1，2，…，T而言，有T个生产行为观察点：
（x1,y1）,（x2,y2）,…,（xT,yT）。
基于此，定义时期t的技术
为：
中性规模报酬条件下，定义
（1）的具体含义是：
这个定义的思想与Färe等（Färe,etal.1994，p.71）中的思想基本上是一致的。
所不同的是这里的定义明确了这样一点：
t时期的技术必须使得t以及t以前所有时期的生产行为点可行。
显而易见，按照这个定义，即使仅仅有单个经济体时间序列资料的情况下，也可以构造其技术前沿。
在这样拟合得到的技术前沿之下，定义该经济体在各时期的技术效率为：
另外，可以给出判断从时期t到时期t+i技术前沿是否上升的标准是：
进一步定义4个指标：
在技术
之下，
和
的投入水平对应的最大产出分别为：
和
在技术
之下，
和
的投入水平对应的最大产出分别为：
和
基于这些定义，可以将经济体k在时期t+i的产量
相对于在时期t的产量
的增长，分解为三个源泉：
上面的（5）式将
/
分解为三个因子的乘积，其中前两个因子分别为技术效率变化带来的增长效应（EC）和技术进步带来的增长效应（TP），第三个因子刻画了从时期t到时期t+i之间，投入水平变化带来的产出增长效应（INC）。
而前两个因子EC和TP的乘积就是Malmquist生产率。
（5）式中的4个产出距离函数
、
、
和
分别通过求解下面的线性规划问题而得到：
求取
的线性规划问题为：
求取
的线性规划和（6）类似，不过需要将（6）当中涉及到的t置换为t+i。
求取
的线性规划问题为：
求取
的线性规划和（7）类似，不过需要将（7）当中涉及到的t和t+i分别置换为t+i和t。
四对中国29个省区经济增长的分解
基于
（1）－（7）式构造的方法，我们首先对1978-2000年期间中国大陆29个省区市劳均GDP的增长的源泉进行了分解。
在展开分析之前，首先说明一个问题。
我们在第三部分介绍的数据包络分析方法，是在中性规模报酬假定之下，针对总量的生产函数而构造的。
我们这里使用的总量生产函数对应的生产要素包括从业人数、固定资本存量和存货资本存量等三种。
但是我们将要进行分解分析的是劳均产出的增长。
这样，集约形式的生产函数对应的生产要素为劳均固定资本和劳均存货资本两种。
在总量生产函数满足规模报酬中性的条件下，集约生产函数则呈现规模报酬非递增的特征。
在单一产出品的情况下，也即在本文这里分析的情形下，经由总量生产函数分解得到的技术效率和技术前沿提升对总量GDP增长贡献的测度结果，和经由集约生产函数得到的技术效率和技术前沿进步对劳均GDP增长贡献的测度结果是一致的。
所以我们可以运用第三部分的分析框架进行劳均GDP增长的分解核算。
1数据来源及处理
从《新中国五十年统计资料汇编》（国家统计局国民经济综合统计司，1999）可以得到1978-1998年当年价格总量GDP和不变价格GDP指数。
从各省区市的统计年鉴中可以得到1999-2000年当年价格总量GDP和不变价格GDP指数。
由此可以推算出按照1978年价格衡量的不变价格总量GDP时间序列。
本文使用从业人数作为劳动力衡量指标。
数据来源也是《新中国五十年统计资料汇编》（国家统计局国民经济综合统计司，1999）和各省区市的统计年鉴。
固定资本和存货资本的存量序列，经由下面的程序得来。
首先，从《中国国内生产总值核算历史资料1952-1995》和各省区市1996-2001年统计年鉴中，查得1978-2000年历年的固定资本投资和存货资本投资流量数据，以及按照不变价格计算的固定资本和存货资本投资指数序列；其次，运用Harberger（1978）的方法估算1978年固定和存货资本存量。
Harberger（1978）基于“稳态时物质资本增长速度等于总产出增长速度”的假定，推导出起点时刻（即1978年）物质资本存量的估算公式。
再次，运用永续盘存法估算出各省区市的固定和存货资本存量序列。
2基于改进的数据包络分析方法的分解结果
基于前述介绍过的（5）式，本文用Coelli（1996）给出的数据包络分析专用程序DEAP，对29个省区市的增长情况进行了分析。
分析结果见表1。
表1的第2列报告了各省区市2000年劳均GDP水平与1978年水平的比值。
根据前面的（5）式，该比值可以被分解为三个因子的乘积：
（i）即技术效率提高的效应；（ii）技术进步（技术效应提高）的效应；（iii）劳均生产要素积累的效应。
三种效应的结果依次报告于表1的第3至第5列。
在将劳均GDP增长分解为技术前沿提升的效应和劳均资本量增长的效应之后，就可以以两种效应的测度结果作为因变量，对两个假说进行检验。
表11978-2000年期间29个省区市总量和劳均GDP增长及其源泉
省份
2000年劳均GDP/1978年劳均GDP
技术效率提高的效应
技术前沿提高的效应
劳均要素增加的效应
（1）
（2）
（3）
（4）
（5）
安徽
4.9795
1.0000
2.3252
2.1415
北京
5.6694
1.0000
2.6418
2.1460
福建
8.6471
1.0000
3.4416
2.5125
甘肃
2.9523
1.0000
1.8350
1.6089
广东
9.3790
1.0000
3.4396
2.7268
广西
3.8718
1.0000
2.0422
1.8959
贵州
3.7312
1.0000
2.2656
1.6469
河北
5.5753
1.0000
2.5777
2.1629
河南
4.7030
1.0000
2.4022
1.9578
黑龙江
3.1031
1.0000
1.7963
1.7275
湖北
5.1140
0.9186
2.5371
2.1943
湖南
4.2224
1.0000
2.2347
1.8895
吉林
4.1528
1.0000
2.2792
1.8221
江苏
10.3545
1.0000
3.3345
3.1053
江西
5.1863
1.0000
2.5108
2.0656
辽宁
3.8361
1.0000
2.1467
1.7870
内蒙古
4.8077
1.0000
2.3133
2.0783
宁夏
3.2339
1.0000
2.1167
1.5278
青海
2.6246
1.0000
2.8616
0.9172
山东
6.2894
1.0000
2.7543
2.2835
山西
4.3855
1.0000
2.3388
1.8751
陕西
4.2412
1.0000
2.2502
1.8848
上海
6.2981
1.0000
2.5964
2.4257
天津
5.4510
1.0000
2.4411
2.2330
新疆
6.1642
1.0000
2.7273
2.2602
云南
4.2972
1.0000
2.5562
1.6811
浙江
10.0343
1.0000
3.4853
2.8790
重庆四川
3.6308
1.0000
2.0547
1.7670
资料来源：
根据作者收集的数据集计算得到。
五计量方程设定和数据集
在给出检验的计量方程式设定之前，首先介绍待检验的假说。
1两个待检验的假说
假说I：
经济发展战略对劳均资本积累的影响
当各个经济体按照比较优势战略发展经济时，由于资本的边际报酬递减，各经济体之间劳均资本积累符合新古典经济增长理论所刻画的收敛机制；但如果一个经济体优先发展资本密集度超越其所处发展阶段要素禀赋结构决定的最优产业、产品和技术结构，则该经济体劳均要素积累的实际速度会慢于古典收敛机制决定的潜在速度。
假说II：
经济发展战略对技术进步的影响
技术落后的经济体如果顺应比较优势发展战略，根据自身要素禀赋结构的动态变化，从先进经济体的技术中选择适合落后经济体自身发展阶段的适用的目标技术进行模仿，则所花费的成本小于落后经济体自己研发同样技术的成本；而处于技术前沿的经济体研发未知新技术的活动内在地具有高资本密集度和高风险的特征。
所以，在顺应比较优势发展战略的情况下，初始时刻技术落后的经济体通过从先进经济体那里选择适合自身发展阶段比较优势的目标技术进行模仿，可以在未来获得比先进经济体更快的潜在技术进步速度。
但如果一个经济体奉行赶超战略的条件下，该经济体选定的目标技术超前于自身发展阶段的比较优势，技术模仿的成本就高，技术进步的实际速度就会低于潜在速度；该赶超经济体内部各个地区的技术进步速度，也将因为受赶超战略影响的大小而程度不同地减缓，承担越重赶超任务的地区，技术进步速度越慢。
2发展战略特征的度量指标
为检验上述两个假说，需要度量发展战略的特征。
作者之一（林毅夫2002）构造了一个技术选择指数（TCI）来度量发展战略的特征。
其原理如下：
一个经济体在顺应比较优势的条件下，其制造业最优的资本投入量和劳动投入量结构，内生决定于整个经济体的资本禀赋量和劳动禀赋量结构。
亦即，一个经济体的制造业的最优资本密集度水平，是该经济体当中资本和劳动禀赋结构的函数。
上式左边的项代表制造业的最优资本劳动投入比例；
代表整个经济体的资本劳动禀赋相对结构。
为度量一个经济体的发展战略对比较优势战略的偏离程度，首先定义制造业实际的技术选择指数TCI，该指数的具体含义是一个经济体的制造业的实际资本/劳动比率，除以整个经济体的资本/劳动禀赋量比率。
即：
政府的发展战略决策会影响到该经济体的TCI指数的大小。
接下来定义制造业最优的技术选择指数
。
一个显然成立的原理是，资本相对丰富的经济体当中制造业的最优资本密集度，高于资本相对稀缺的经济体的水平。
换言之，资本/劳动禀赋比例越高的经济，其制造业的最优资本/劳动投入量之比也越高。
我们假定（8）式中的函数关系是如下的线性形式：
上式中的
是一个正的常数。
基于上述，定义最优技术选择指数
为：
就是给定一个经济体的要素禀赋结构条件下的最优
。
可以采取如下的定义，间接地度量政府的实际发展战略对于比较优势战略的偏离：
如果一个经济体的决策当局推行顺应比较优势的发展战略，则DS=0。
如果优先发展资本密集度超越于所处发展阶段要素禀赋结构所决定的具有比较优势的产业，则DS>0。
进一步，DS的实际取值越是大于0，则表明赶超力度越大。
反之，如果为维持就业而保护资本密集度落后于所处发展阶段要素禀赋结构的传统产业，则DS<0。
DS的实际取值越是大于0，则表明赶超力度越大，或者赶超的特征越强。
进而言之，给定
之后，
越大则赶超的特征越强。
众所周知，新中国长期以来推行重工业优先发展的赶超战略。
赶超的经济制度和经济结构体现在所有的省区。
然而具体到各个省区而言，所承担的赶超任务则轻重有别。
在改革开放之前，出于国防安全和备战考虑，国家运用行政力量动员了大量资本投向中西部地区，特别是大三线地区。
从短期来看这些地区的劳均资本装备水平有了比较快的提升。
但是这些赶超的产业违背当地比较优势，其产品和技术在竞争性市场中没有自生能力。
当开始推行改革开放之后，这些承担了较重赶超任务的地区矫正产业、产品和技术结构的任务也就比其他承担较轻赶超任务的地区来得艰巨，步伐也要慢。
改革以来的较长时期之内，从中央到地方各级政府的主观决策思想，并没有彻底转向依照比较优势原则调整产业、产品和技术结构上来。
但是，各种非公有制经济从一开始产生就没有受到政府的保护，一直在市场竞争中优胜劣汰，由此决定了这些企业一直按照市场价格信号的引导决定产业、产品和技术选择。
非公有制企业的产生和壮大，在一定程度上矫正了赶超战略形成的产业、产品和技术结构。
经济增长快的地区，得益于较快的结构转换；而经济增长慢的地区，则受累于较慢的结构转换。
基于这里介绍的发展战略特征的度量指标，下面介绍计量检验的方程设定。
3检验假说I的方程式设定和数据
针对假说I的计量方程式，设定为如下形式：
上面（13）式中，下脚标i代表省区。
、
以及X是各个解释变量；这些解释变量之前的系数，就是待估计的参数；
是方程的随机扰动项。
下面介绍方程涉及到的变量的含义。
首先介绍因变量
的含义。
表1的第（5）列报告了劳均固定资本和劳均存货资本增长对劳均GDP增长的贡献。
这个指标是一个无量纲的标量。
我们按照标准增长收敛的方程中线性近似结果，将该结果取自然对数之后得到的值再除以分析时期（1978-2000年）的长度——22年，所得到的最终指标就是
，其含义是：
1978-2000年期间，劳均固定资本和劳均存货资本积累引致的劳均GDP的年平均增长率。
为检验假说I当中的收敛机制，需要在（13）式的解释变量中加入初始条件变量
。
按照Kumar等（Kumaretal.2002）、Maudos等（Maudosetal.2000）和Gumbau-Albert（2000）的做法，在我们这里的情形下，应该用各省区1978年的劳均GDP本身作为初始条件变量
的替代变量。
但是假说I要检验的收敛机制仅仅是资本边际报酬递减规律作用下，劳均资本拥有量积累带来的收敛效应。
而Kumar等（Kumaretal.2002）、Maudos等（Maudosetal.2000）和Gumbau-Albert（2000）定义的初始条件变量，则暗含了一个假定：
即各个经济体在初始年份的劳均GDP差别，全部来源于劳均资本拥有量之间的差别。
显而易见的是，初始时刻劳均GDP差别的原因，除了劳均固定资本和劳均存货资本拥有量的差别之外，还有技术水平（即技术前沿）和技术效率的差别。
因此，将技术水平差距和技术效率差距导致的劳均GDP水平差距剔除出来之后，才能更加准确地测度初始时刻劳均固定资本和存货资本拥有量差异引致的劳均GDP水平差异。
为此我们尝试在数据包络分析方法的框架之下，将初始年份（1978年）各个省区劳均GDP差异分解为技术前沿差异（
）、技术效率差异，以及劳均固定资本和劳均存货资本差异（
）等三个方面的原因。
我们以分解测度得到的初始劳均固定资本和劳均存货资本差异
作为初始条件变量。
分解技术方法的具体原理请参见附录。
发展战略特征由（13）式中的
刻画。
按照理论预期，如果假说I成立，那么初始条件变量
和发展战略变量在方程（13）中系数
的符号应该显著为负。
由于最优的
是不可观察的，所以我们无法直接计算出
的取值。
但是，注意到
是一个正的常数。
所以，在回归分析时，可以将（13）式最终展开为（13′）式。
在（13′）式中，
。
如果假说I成立，那么在（13′）式中
的符号应该为负。
在标准的经济增长收敛计量方程设定形式中（Barroetal.1991,1992），常数项是两个因素的和：
（1）技术进步因子；
（2）稳态劳均收入乘以初始条件变量系数的绝对值得到的乘积。
我们这里的函数形式中，常数项的含义发生了变化。
我们通过数据包络分析方法将Barro回归中的技术进步因子剔除出来；同
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