中国国有与非国有工业经济增长质量比较研究

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中国国有与非国有工业经济增长质量比较研究

□ 王琴英 北京工商大学经济学院,北京100048

摘　要:

文章利用面板数据,建立了包含东、中、西部区域效应的国有与非国有工业经济增长模型。比较显示,国有经济的增长主要来自资本投入和全要素生产率（TFP）的贡献,非国有经济的增长则主要来自资本和劳动两要素投入的增加。同时,区域因素对国有与非国有经济的产出规模和投入要素的弹性均产生显著影响效应。

关键词:

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　　[摘要]文章利用面板数据,建立了包含东、中、西部区域效应的国有与非国有工业经济增长模型。比较显示,国有经济的增长主要来自资本投入和全要素生产率(TFP)的贡献,非国有经济的增长则主要来自资本和劳动两要素投入的增加。同时,区域因素对国有与非国有经济的产出规模和投入要素的弹性均产生显著影响效应。
　　[关键词]国有工业经济;非国有工业经济;增长质量;区域效应
　　[中图分类号][F061.2][文献标识码][A][文章编号][1002-736X(2010)06-0027-04]
　　[基金项目]北京市管市属高校中青年骨干教师资助项目(项目编号:0142131301)。
　　[作者简介]王琴英(1965-),女,江西于都人,北京工商大学经济学院副教授,硕士,研究方向:数量经济学、区域经济。
　　
　　The Comparative Studies on Growth Quality of State-owned and
　　Non-state-owned Industrial Economy in China
　　Wang Qinying
　　(College of Economics, Beijing Technology and Business University, Beijing 100048)
　　
　　Abstract: By using panel data, this paper established growth models of state-owned and non-state-owned industrial economy containing the region effectiveness of eastern, central and western. The results indicated that the power of growth of state-owned industrial economy mainly come from share of the contributions of capital input and total factor productivity (TFP), while thepower of non-state-owned industrial economy come from increasing of capital and labor factor input. At the same time, region factor exerts remarkable influences of industrial scale effect and elasticity to factor input to both kinds of economy.
　　Key words: state-owned industrial economy; non-state-owned industrial economy; growth quality; region effectiveness
　　
　　改革开放以来,中国经济制度变迁中影响最深远、意义最重大的变革之一就是所有制结构的多元化,即由公有制占统治地位向公有制为主体多种所有制经济共同发展的所有制结构以及公有制多种实现形式的转变。所有制多元化的改革推动了中国经济的多元化进程,由此带来的多元化产权制度成为有效的产权结构安排,成为经济增长活力的源泉。一方面,非国有经济成分的加入,打破了单一的公有制(国有经济成分),增加了社会总供给,克服了“短缺经济”,使社会生产由“供给”导向转为“需求”导向;另一方面,非国有经济的发展和不断扩大,提高了国内企业间的竞争程度,触动了国有企业产权制度的突破与创新,促进了国有经济的产权制度改革和企业内部管理制度的改革,从而提高了整体经济的市场效率。同时,以市场为导向的非国有经济,其经营权与所有权相统一,经营者的效用最大化目标和企业利润最大化目标相一致,企业经营机制更加灵活,对市场的适应性更强,使得非国有经济成为中国经济增长的重要力量,并且成为中国经济持续增长的动力所在。
　　从古典经济增长观点到现代经济增长理论,认为经济增长的动因主要来自两方面:一是生产要素投入的增加;二是全要素生产率(TFP)的提高。所有制结构改革作为中国经济制度变革的重要部分,通过影响要素投入和要素效率而被长期关注。刘伟、李绍荣从产业结构变动角度定量研究了非国有制比重的提高对经济增长的作用;①金玉国探讨了所有制变革引起的产权制度变迁对经济增长的边际影响率与弹性系数的影响;②刘海英、张纯洪认为,非国有经济的发展促进了经济增长的数量扩张,但并没有带来中国经济增长质量的同步改善。③本文基于面板数据,利用扩展的生产函数模型,研究了中国国有与非国有工业经济增长的内在全要素生产率效应与外在区域因素影响,比较了国有与非国有工业经济增长方式的差异。由于统计数据的可得和可比性的原因,这里仅就工业部门的国有及国有控股工业经济与非国有工业经济的增长质量进行比较研究。
　　
　　一、国有与非国有工业经济发展状况
　　
　　在本文中,国有工业经济是指国有及国有控股工业企业(经济),它包括国有企业、国有独资公司和国有联营企业。在规模以上工业企业中,除国有及国有控股企业外,其他的工业企业统称为非国有工业企业(或非国有工业经济),它包括城乡集体经济、外商投资经济、股份合作经济和私营经济等。
　　随着中国所有制改革的推进,城镇集体经济、私营经济和“三资”企业等非国有经济迅速发展壮大。1998—2007年非国有经济增加值年均增长27.12%,高于国有工业平均增长12.6个百分点,并高于整个工业经济增长6个百分点。1998年之后,非国有工业经济增长始终快于国有经济增长;相对于GDP的平稳增长,非国有经济增长幅度较大(见图-1)。从国有经济与非国有经济所处地位来看,1998年非国有工业总产值占全部工业总产值的比重首次超过国有工业,达到50.37%;到2007年,非国有工业总产值比重占70.46%,总产值规模达28.5488万亿元。在这10年间,非国有经济所占比重上升了20个百分点,而国有工业所占比重则由49.63%下降为29.54%。同时,在规模以上工业企业中,非国有经济总资产由1998年的占比不到三分之一提升到2007年的过半,达到55.19%;从业人员比重也由39.51%上升为77.87%,成为工业企业重要的就业吸纳器。
　　国有与非国有工业经济运行效果表明,国有经济实现的利润有了大幅度提高,2007年利润总额达1.079519万亿元,是1998年的20.6倍;非国有经济在总产值、总资产和就业规模不断提高的同时,利税总额也在大幅增加,2007年利润总额达1.635999万亿元,是1998年的17.5倍,其税金总额占财政收入的比重从1998年的12.33%上升到2007年的17.98%,与国有经济创造的税金总额相当。在国有经济对GDP贡献率大幅下降的态势中,非国有经济对GDP的贡献率则稳步提升,2005年达到57.49%,目前在50%左右(张军扩、侯永志,2008)。
　　
　　二、经济增长模型分析
　　
　　(一)基于横截面数据的样本选取
　　
　　由于中国经济发展的不平衡性,国有工业经济与非国有工业经济在全国各地发展也极不平衡。对东、中、西部区域而言,国有与非国有经济在发展速度和规模上都存在明显差异(史晋川、赵自芳,2007)。为了更全面地度量要素投入和全要素生产率对经济增长的作用,在建立经济增长模型时,以各地区工业经济为分析对象,考虑不同年份数据的可获得和可比性,这里选取2003—2007年,东、中、西部各省区中的30个地区(西藏除外)的数据为样本数据。按照中国区域划分方法,东部包括了辽、冀、京、津、鲁、苏、沪、浙、闽、粤、琼共11个省区;中部包括黑、吉、晋、豫、皖、鄂、赣、湘共8个省区;西部包括桂、陕、甘、宁、云、贵、川、渝、青、内蒙古、新疆、西藏共12个省市区。由于西藏地区的工业产值太小,因而西部仅选取除西藏外的其他11个省区作为分析样本。于是,选取得到时间长度为5年、每年有30个横截面数据,共计150个样本点的面板数据,这些样本数据代表了中国国有与非国有经济不同发展水平的对应值。
　　(二)经济增长模型的设定与变量关系分析
　　考虑包含技术进步与区域因素的扩展的Solow生产函数模型(罗伯特J.巴罗、哈维尔.萨拉伊马丁,2000),假设它的一般形式为:
　　其中:Y表示产出,K为资本投入,L为劳动投入;A(t)表示可以度量的技术进步与剩余的不可度量的其它全要素生产率,不妨假设可以度量的技术进步是以指数函数的形式变化(王争、郑京海、史晋川,2006),即,这里r近似为技术进步速度,t是随着观测点变化的时间变量;D(t)表示东、中、西部区域因素对产出规模效应或对投入要素弹性的影响。为此,定义虚拟变量Di(i=1,2,3)分别表示东、中、西部地区的区域因素,当观测样本点来自i地区时,Di的取值为1,其它取值为0。在国有与非国有经济增长质量研究中,分别建立东、中、西部区域对产出的规模效应增长模型和对投入要素弹性作用的增长模型。
　　1. 含有区域规模效应的增长模型。设模型(1)的具体函数形式为:
　　模型(3)是以为自变量,以lnY为因变量的多元线性模型,用回归分析方法可估计模型中的所有系数。此时,β1,β2分别表示资本产出弹性和劳动产出弹性;α1,α2分别为东部和中部地区对产出影响的规模效应系数,东部产出规模水平平均增加[e][α1](亿元),中部产出规模水平平均增加[e][α2](亿元);r为可度量的技术进步速度;截距项则包含了剩余的全要素生产率与西部地区产生的规模效应两部分。显然,模型(3)利用面板数据,不仅反映了投入产出效率关系,而且度量了产出随观测样本区域变化而引起的规模水平的变化。
　　对于模型(2),对应的增长速度方程为:
　　其中:y,k,l分别为产出量、资本与劳动的年均增长率;a是除技术进步外的全要素生产率。由方程(4)得出。从而,得到全要素生产率(r+a)的值。于是,资本与劳动投入要素以及全要素生产率(包含技术进步)对产出的贡献分别为:
　　2.东、中部区域因素对投入要素弹性作用的度量。利用面板数据建立的增长模型,当斜率系数可变时,考虑投入要素变量的系数随样本区域的不同而对投入要素弹性作用的影响(叶飞文,2004),为此,假设模型(1)具有以下函数形式:
　　同样,对模型(6)两边取自然对数后得到:
　　该模型以为自变量,以lnY因变量的多元线性模型,用回归分析方法可估计出模型中各系数的值。于是,东部区域因素引起的资本产出弹性为λ1、劳动产出弹性为δ1;中部区域因素引起的资本产出弹性为λ2、劳动产出弹性为δ2。
　　
　　三、国有与非国有工业经济增长质量的实证分析
　　
　　(一)含有区域规模效应的增长质量比较
　　对于国有经济,记变量GY为国有及国有控股工业总产值(单位:亿元),以表示总产出;变量GK为国有及国有控股工业流动资产年平均余额与固定资产年平均余额之和(单位:亿元),表示资本投入;变量GL为国有及国有控股工业从业人员年平均人数(单位:万人),表示劳动投入。对于非国有经济,记变量FY为规模以上非国有工业总产值(单位:亿元),表示总产出;变量FK为规模以上非国有工业流动资产年平均余额与固定资产年平均余额之和(单位:亿元),表示资本投入;变量FL为规模以上非国有工业从业人员年平均人数(单位:万人),表示劳动投入。根据上述面板数据样本的选取方法,对于2003—2007年30个省市的相应地区数据,其中,非国有工业的相关统计值为规模以上全部工业减去国有及国有控股工业的相应值所得,经计算整理得到样本数据(数据来源:《中国统计年鉴2004—2008》)。
　　上述估计方程(8)和(9)的回归结果显示,方程通过了显著性检验和计量经济检验,而且回归效果显著。因此,各回归系数值可用于经济分析。
　　国有经济\&非国有经济\&资本产出弹性\&0.8924\&0.6748\&劳动产出弹性\&0.1749\&0.40\&东部规模效应系数\&0.3373\&0.2441\&中部规模效应系数\&0.1322\&0.1466\&全要素生产率(%)\&13.59\&8.23\&资本对经济增长的贡献(%)\&43.32\&58.76\&劳动对经济增长的贡献(%)\&-4.11\&16.95\&全要素生产率对经济增长的贡献(%)\&60.81\&24.29\&]
　　另一方面,利用2003—2007年的统计数据,由水平法计算得出国有经济总产出、资本投入与劳动投入的年均增长率分别为22.35%、10.85%和-5.25%;非国有经济总产出、资本投入与劳动投入的年均增长率分别为33.88%、29.5%和14.36%。将相关数据代入增长速度方程(4),测算出国有与非国有经济的全要素生产率(含技术进步)分别为13.59%和8.23%。由公式(5),进一步计算得到投入要素与全要素生产率对经济增长的贡献率。回归方程的系数与测算的各数量值如表-1所示。
　　比较显示,国有经济的资本产出弹性明显大于非国有经济的资本产出弹性,但其劳动产出弹性则小于非国有经济的值。由于国有经济、非国有经济的资本产出弹性与劳动产出弹性之和分别为1.0673和1.0748,两者近似为1,因而可以认为它们都处于规模报酬不变的增长阶段。从区域因素对经济增长产生的规模效应看,东部和中部均存在显著的规模效应,而且规模效应系数都为正。所以,在其他因素不变的情形下,因规模效应,东部国有经济产出规模水平平均增加(=1.4)亿元;非国有经济产出规模水平平均增加(=1.28)亿元。同样,因规模效应,中部国有经济产出规模水平平均增加(=1.14)亿元;非国有经济产出规模水平平均增加(=1.16)亿元。无论是国有经济还是非国有经济,东部规模效应系数均大于中部规模效应系数,因而区域因素又使得东部的国有与非国有经济发展要明显快于中部。投入要素与全要素生产率对经济增长的贡献表明,国有经济的增长主要来自资本投入和全要素生产率的作用,而且全要素生产率的贡献率(60.81%)大大超过资本投入的贡献率(43.32%),这说明国有经济已由“粗放型”增长方式转换为“集约型”增长;非国有经济的增长则主要来自要素投入的增加,资本投入与劳动投入的贡献率之和达75.71%,因而,非国有经济的增长质量仍属于“粗放型”的增长。
　　(二)区域因素对投入要素弹性作用的比较
　　
　　对于模型(7),分别将国有和非国有经济的相关数据代入进行估计,得到回归方程(10)和(11):
　　回归结果显示,方程(10)和(11)通过了显著性检验和计量经济检验,回归效果显著,而且东、中部区域因素对国有和非国有经济的资本投入与劳动投入的弹性影响显著。
　　回归系数表明,对于国有经济:东部区域因素引起的资本产出弹性为0.1369、劳动产出弹性为-0.1923;中部区域因素引起的资本产出弹性为0.1556、劳动产出弹性为-0.2672。由于资本产出弹性均为正,劳动产出弹性均为负,所以,东、中部的资本投入每上升1%,将引起国有经济产出分别提高0.1369%和0.1556%;而劳动投入每上升1%,将引起国有经济产出分别下降0.1923%和0.2672%。对于非国有经济:东部区域因素引起的资本产出弹性为0.165、劳动产出弹性为-0.2431;中部区域因素引起的资本产出弹性为-0.0945、劳动产出弹性为0.1713。显然,东部资本投入的上升将带来非国有经济产出的上升,而劳动投入的上升会引起非国有经济产出的下降,这说明东部地区的非国有经济发展是以资本密集型的产业为主。相反,中部地区资本投入每上升1%,非国有经济产出将下降0.0945%,劳动投入每上升1%,非国有经济产出则提高0.1713%,这表明中部地区的非国有经济发展仍以劳动密集型的产业为主。
　　
　　注释:
　　①刘伟,李绍荣. 所有制变化与经济增长和要素效率提升[J].经济研究, 2001,(1):3-9.
　　②金玉国.宏观制度变迁对转型时期中国经济增长的贡献[J].财经科学, 2001,(2):24-28.
　　③刘海英,张纯洪.非国有经济发展对中国经济增长质量影响的经验研究[J].湖北经济学院学报,2007,(2):34-39.
　　
　　[参考文献]
　　[1]史晋川,赵自芳.所有制约束与要素价格扭曲——基于中国工业行业数据的实证分析[J].统计研究, 2007,(6): 42-47.
　　[2]王争,郑京海,史晋川.中国地区工业生产绩效:结构差异、制度冲击及动态表现[J].经济研究,2006,(11): 48-59+71.
　　[3]叶飞文.要素投入与中国经济增长[M].北京:北京大学出版社,2004.
　　[4]张军扩,侯永志. 协调区域发展——30年区域政策与发展回顾[M].北京:中国发展出版社,2008.
　　[5](美)罗伯特·J.巴罗,哈维尔·萨拉伊马丁.经济增长[M].何晖、刘明兴译,北京:中国社会科学出版社,2000.
　　
　　[责任编辑:汤伟山]

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