中国乡镇企业生产率分析，本文主要内容关键词为：生产率论文,乡镇企业论文,中国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
随着改革开放的进一步深入，20世纪90年代中后期我国宏观经济已经由传统计划经济的生产导向型转向市场经济要求的消费导向型，特别是我国加入WTO后，乡镇企业面临的外部竞争更加激烈，其在产权制度、投资结构以及技术管理等方面的问题也逐渐暴露出来。在这种形势下，积极探索我国乡镇企业发展中存在的问题，特别是研究影响和制约其增长的主要因素，无论是在理论上还是在实践上都具有重要的意义。目前已经有很多学者分别从不同侧面对乡镇企业发展的问题进行了分析和研究，研究的重点主要集中在乡镇企业产权制度改革、产业结构、经营管理水平等方面。本文试图从乡镇企业内部生产的角度出发，通过建立超越对数生产函数模型，定量分析1978—2002年之间我国乡镇企业的生产率状况，探讨促进我国乡镇企业发展的途径与措施。
二、计量模型和数据说明
（一）计量模型 为了准确估计中国乡镇企业的生产率、规模报酬与要素替代弹性状况，这里采用可变替代弹性生产函数作为基本的计量分析模型。在生产理论中，替代弹性（б）的分析是一个重要内容，它度量的是要素比例与边际替代率变化的敏感程度。Henderson和Quandt（1980）给出了替代弹性（б）5种可能的形式，在生产函数的经验分析中，主要关注以下几种情形：（1）б=0：此时，投入要素之间完全不能相互替代，生产过程为固定要素比例投入；（2）0＜б＜1：投入要素可以互相替代，但替代的难易程度取决于б的大小；（3）б≥1：投入要素可以完全相互替代。
资本与劳动这两种投入要素的可替代程度是许多经验研究选择不同函数形式的一个重要原因。两种常用的形式为柯布—道格拉斯（C-D）生产函数和固定替代弹性（CES）生产函数。这些函数形式的局限性在于对替代弹性б作出了限定，如C-D生产函数假定替代弹性为1，CES生产函数假定替代弹性为常数。另外的一个重要缺陷在于上述函数形式的隐含假定是规模报酬不变。针对已有生产函数形式存在的上述问题，Revankar（1971）提出了可变替代弹性（VES）的生产函数，Christensen、Jorgenson和Lau（1973）则在前者的基础上发展了超越生产函数，可以方便地对可变替代弹性进行估计。
本文的分析采用类似Vinod（1972）的非齐次生产函数，这一模型的优点在于：允许生产要素的替代弹性是可变的；对数据没有十分严格的限制；函数形式比较灵活；能反映生产的其他特征，如不同要素比例条件下的产出弹性和规模报酬情况。模型的基本形式如下：
LnY=a[，0]+a[，1]LnK+a[，2]LnL+a[，3]（Lnk）[2]+a[，4]（LnL）[2]+a[，5]（LnK·LnL）+a[，6]T+ε（1）
资本和劳动的边际产出弹性分别为E[，K]和E[，L]，则有：
E[，K]=a[，1]+2a[，3]LnK+a[，5]LnL（2）
E[，L]=a[，2]+2a[，4]LnL+a[，5]LnK（3）
规模报酬弹性为RTS，则有：
RTS=E[，K]+E[，L]=a[，1]+a[，2]+2a[，3]LnK+2a[，4]LnL+a[，5]（LnK+LnL）
（4）
资本和劳动的要素替代弹性б为：
б=（dLn（L/K）/dLn（Y＇[，k]/T＇[，L]））=（（A+B）/Y）（A+B-2a[，2]（A/B）-2a[，4]（B/A）-2a[，5]）[-1]
其中，A=a[，3]+2a[，4]LnL+a[，5]LnK，B=a[，1]+2a[，2]LnK+a[，5]LnL
资本和劳动的边际生产率为MP[，K]和MP[，L]，则有：
MP[，K]=（Y/K）（a[，1]+2a[，3]LnK+a[，5]LnL）
（6）
MP[，L]=（Y/L）（a[，2]+2a[，4]LnL+a[，5]LnK）
（7）
在具体的估计方法上，本文采用随机前沿生产函数方法。随机前沿生产函数模型的基本假设是：对于一个一般企业，在一定的投入水平下，可以得到一个确定的产出水平，但由于生产中存在着低技术效率、随机影响因素以及测量误差等因素的影响，导致产出水平偏低，低技术效率水平越大，产出的偏差也就越大（注：详细说明可以参见Battese G.E.，Coelli T.J.，A Model for Technical Inefficiency Effects in a Stochastic Frontier Production Function for Panel Data，Empirical Economics 20，1995）。实证分析采用Battese和Coelli（1995）所定义的模型，具体形式如下：
LnY=a[，0]+a[，1]LnK+a[，2]LnL+a[，3]（LnK）[2]+a[，4]（LnL）[2]+a[，5]（LnK·LnL）+a[，6]T+V-U（8）
（8）式中，V是服从分布N（0，б[，V][2]）的独立同分布随机变量，反映不可控因素对产出的随机影响；U为代表各省服务业生产技术无效性的非负随机变量，假定其独立同分布于U～N（0，б[，U][2]），且与V相互独立。为了估计的方便，定义б[2]=б[，V][2]+б[，U][2]和γ=б[，U][2]/（б[，U][2]+б[，V][2]），则模型中的主要待估参数为a[，i]（i=0，1，…，6）、б[2]和γ，可利用极大似然估计得出。
（二）数据说明 实证分析的数据处理如下：乡镇企业产出（Y）用产值表示，并按1978年不变价格进行折算。资本（K）用固定资产原值表示，折旧率的确定采用龚六堂和谢丹阳（2004）的做法，假定为10％，同时用投资平减指数来折算实际的固定资产投资，该指数来源于“林毅夫发展论坛”提供的《1952—1999中国经济增长数据》中给出的以1978年为基年的平减指数。由于这一指数只提供到1999年，因此，2000—2002年的指数我们采用国家统计局公布的固定投资价格指数，并进行了相应调整。劳动投入（L）用年末从业人员表示。
上述分析使用的基本数据均来源于《中国乡镇企业统计资料（1978—2002）》和《中国统计年鉴》（2001—2003年）。
三、估计结果与解释
根据（8）式对中国乡镇企业的随机前沿生产函数估计结果如表1所示。
表1 中国乡镇企业随机前沿生产函数估计结果
常数 LnK
LnL （LnK）[2] （LnL）[2]
LnK·LnL T
γ
系数 -1259.09 -75.29 212.16 -0.98 -8.676.000.20
0.91
T值 -12.62*
-8.69* 2.60* -5.05* -4.22*
16.98* 1.63***13.81*
log likelihood function127.41*LR test of the one-sided error
164.31*
注：*、***分别表示估计结果在1％和10％的水平上显著
从表1的估计结果可以看出，模型中各个变量均通过显著性统计检验，γ=0.91，且LR统计检验在1％的水平上显著，这说明模型中的误差项具有十分明显的复合结构，这一估计结果表明1978—2002年中国乡镇企业在生产中存在着技术无效性。因此，采用随机前沿生产函数方法来分析和研究中国乡镇企业是合适的，也是必要的。
根据式（2）、（3）、（4）、（5）、（6）、（7）以及表1的随机前沿生产函数估计结果，对中国乡镇企业1978—2002年的生产率估计结果如表2所示。从表2的估计结果我们可以看出：
表2 1978—2002年中国乡镇企业生产率估计结果
年份 E[，K] E[，L]
RTS
б MP[，K]MP[，L]
1978-1.0544 2.5346 1.48020.5245-0.9568 0.1868
1979-1.2715 3.2286 1.95720.4787-1.0363 0.2534
1980-1.3869 3.6135 2.22660.3832-1.2126 0.3437
1981-1.7223 4.6297 2.90750.3402-1.4747 0.5012
1982-1.6828 4.5607 2.87790.2921-1.4678 0.5468
1983-1.6730 4.5666 2.89360.2678-1.4365 0.5766
1984-1.0028 2.6934 1.69070.1726-1.1043 0.4432
1985 1.8663-5.4780-3.61160.1410 1.7514-0.6062
1986 1.8800-5.3876-3.50760.1247 1.3547-0.5927
1987 1.9536-5.5063-3.55270.7437 0.1784-0.0916
1988 1.9105-5.2915-3.38100.0625 1.5858-0.9657
1989 1.4545-3.9150-2.46050.0523 1.2122-0.8707
1990 1.1286-2.9281-1.79950.0435 0.9892-0.7912
1991 1.0161-2.5463-1.53010.0367 0.8922-0.7872
1992 1.0408-2.5189-1.47820.0243 1.0282-1.0634
1993 1.1045-2.5599-1.45540.0136 1.2710-1.6603
1994 0.4676-0.6378-0.17020.0100 0.5762-0.5800
1995 0.1496 0.4055 0.55510.0075 0.1700 0.4602
1996 0.1491 0.4574 0.60650.0062 0.1764 0.5980
1997-0.5746 2.6374 2.06280.0053-0.6135 4.1916
1998-1.0204 3.9609 2.94040.0049-1.0498 7.0097
1999-1.1485 4.3666 3.21810.0044-1.1919 8.5526
2000-1.2697 4.7469 3.47720.0040-1.314910.0555
2001-1.3472 5.0052 3.65800.0037-1.361311.2288
2002-1.6590 5.9756 4.31650.0034-1.505114.5641
1.资本边际产出弹性E[，K]的经济含义是反映资本投入每变动1％对产出的影响。从中国乡镇企业资本边际产出弹性的估计结果来看，可以将这一结果分成3个阶段。其中，1978—1984年边际产出弹性为负值，其绝对值先增加后减小，并以1981年和1984年的差异最大，为0.7195；1985—1996年边际产出弹性为正值，总体上呈逐渐下降趋势，这种下降在1996年达到最低点0.1491，与1987年的最大值相差1.8045；1997—2002年边际产出弹性又变成负值，其绝对值呈明显的增加趋势，2002年与1997年的差异为1.0844。资本边际产出弹性的上述变化状况与中国乡镇企业发展的实际具有密切的关系。从生产理论的角度分析，以上结果表明在中国乡镇企业发展的不同时期资本要素投入的作用具有显著的差异。
2.劳动边际产出弹性E[，L]的经济含义是反映劳动投入每变动1％对产出的影响。与资本相对应，劳动的边际产出弹性也可以分为3个阶段。其中，1978—1984年边际产出弹性为正值，除1984年有所下降外，其余年份呈明显的增加趋势；1985—1994年边际产出弹性为负值，其绝对值基本呈下降趋势；1995—2002年边际产出弹性为正值，且表现出显著的增加趋势，并且从2000年起边际产出弹性已经超过1978—1984年的最大值。导致劳动边际产出弹性上述变化的原因可能是，在中国乡镇企业发展的初期，对资本等其他方面的要求相对不高，使得劳动要素的作用甚为突出，当发展到一定的水平后，资本与劳动要素的协调逐渐变得重要，简单地增加劳动数量也就难以增加产出。经过10年的调整，从1995年起劳动投入对乡镇企业产出增长的作用再次显现。
3.规模报酬弹性RTS度量的是劳动和资本投入同时变动1％时产出的变化情况。从表2的估计结果来看，1978—1984年规模报酬弹性为正值，除1984年有所下降外，其余年份呈明显的增加趋势；1985—1994年规模报酬弹性为负值，其绝对值基本呈下降趋势；1995—2002年规模报酬弹性为正值，并且表现出显著的增加趋势。由于规模报酬弹性可以分解为资本边际产出弹性与劳动边际产出弹性之和，因此，进一步分析可以发现，规模报酬弹性的变化与劳动边际产出弹性的变化具有高度一致性，与资本边际产出弹性的变化方向基本相反。这表明，1978—2002年中国乡镇企业的规模报酬弹性变化状况主要取决于劳动边际产出弹性的变化。
4.资本和劳动的要素替代弹性б反映了资本与劳动相互替代的难易程度。表2的估计结果显示，除1987年外，替代弹性表现出明显的下降趋势，从1978年的0.5245下降到2002年的0.0034，绝对下降幅度达到0.5211。这一结果表明，自1978年农村经济体制改革以来，决定中国乡镇企业生产的两种主要投入要素资本和劳动的相互替代正在变得越来越难。这一结果还表明，由于中国乡镇企业生产中资本和劳动的要素替代弹性既不是1也不是一个固定的常数，而是在不断地变化，因此，本文采用可变替代弹性生产函数进行分析是完全合适的。
5.资本的边际生产率MP[，K]的经济含义是最后1单位的资本投入所带来的产出的增加量。从表2的估计结果可以看出，1978—1984年边际生产率为负值，其绝对值先增加后减小；1985—1996年边际生产率为正值，但不同年份有一定的差异，波动比较明显；1997—2002年边际生产率为负值，其绝对值呈明显的增加趋势，2002年与1997年的差异为0.8916。从1978—2002年中国乡镇企业要素投入的实际情况看，资本投入的增长速度始终快于劳动投入的增长速度，并且这种速度的差距还比较大。
6.劳动的边际生产率MP[，L]的经济含义是最后1单位的劳动投入所带来的产出的增加量。表2的计算结果显示，1978—1984年边际生产率为正值，并且都小于1，除1984年有所下降外，其余年份则呈逐渐增加的趋势；1985—1994年边际生产率为负值，不同年份之间的变化较为明显，表现出一定的波动性；1995—2002年边际生产率为正值，且表现出显著的增加趋势，增加的幅度也很大，2002年与1995年的劳动边际生产率差距达到14.1039。这一估计结果表明，在发展初期，中国乡镇企业的崛起在带动劳动力就业特别是吸纳农村剩余劳动力方面的作用是十分明显的。随着形势的发展变化，乡镇企业人员知识结构偏低，使得乡镇企业在掌握现代先进的生产技术、管理技术等方面不能适应外部环境变化的需要。因此，对乡镇企业内部生产与管理进行改进与完善的关键是对乡镇企业从业人员素质的重视，而近几年乡镇企业发展情况逐渐好转也证实了这一点。
四、主要结论
根据以上实证分析结果，可得出以下主要结论：（1）资本和劳动的比例不适当，资金的使用效率偏低是乡镇企业发展缓慢的重要原因。因此如何合理控制投资规模，改善资本结构，使其保持在一个相对合理的水平是今后发展中国乡镇企业所必须重视的问题。（2）劳动要素的投入，特别是高素质的劳动力对增加乡镇企业产出起着至关重要的作用，这一点可以从20世纪90年代后期劳动边际生产率的迅速提高得到验证。（3）中国乡镇企业对劳动力的需求仍有很大的潜力，但对劳动力本身的素质要求也越来越高。尽管中国乡镇企业吸纳农村剩余劳动力的数量在减缓，个别年份甚至有所下降，但对高素质劳动力的需求却在增加。