技术效率、技术进步及其对生产率的贡献——沿海工业企业调查的初步分析，本文主要内容关键词为：生产率论文,其对论文,沿海论文,技术进步论文,效率论文，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
到目前为止，测度全要素生产率变动最流行的方法是索洛余值法。人们往往把索洛余值，即全要素生产率变动作为技术进步的度量。然而这只有在技术是充分有效率的、或得到最好使用的严格假定下才是对的。经验研究表明，绝大多数企业不是充分有效率的。因而，全要素生产率的改善不仅取决于所采用的技术水平的提高，即技术进步，而且还取决于对现有技术的使用、发挥的状况（即技术效率）的改进。二者对企业都是非常重要的。从长远看，技术进步是生产率变动的主要来源，反映生产潜力发挥程度的技术效率变动往往与短期因素有关。由于影响技术进步和影响技术效率的因素常常是不同的，所以，如果我们能把全要素生产率的变动分解成技术进步和技术效率变动这两部分，要比单纯计算全要素生产率得到更多的信息和政策启示，有利于我们对所面临的主要矛盾做出正确的判断，及时作出政策调整。
本研究基于对广州、深圳、厦门、上海4个沿海城市的、 分布在棉纺、服装和家用电器三个行业的300家企业的一项调查。 这项调查包括一张问卷和一个有196项指标、1980—1992年的统计调查表。 利用随机前沿生产函数的方法，以这些数据为基础，我们测算了企业的技术效率、配置效率〔1〕、技术进步、以及生产率的变动情况， 并按不同城市、部门、和企业的所有制形式的分类进行了分析。下面，我们先对使用的分析框架和处理数据的方法给予介绍、并对所遇到的数据问题进行了扼要讨论，接着给出估计结果和分析，最后为结论。
二、分析框架
1.全要素生产率的分解
当我们把一个标准的生产函数（即，前沿生产函数）记作：
此式所表示的关系可以用图1得到一个更直观的说明。图1中的Y轴和X轴分别代表投入和产出的对数。并假定时期1和时期2的生产前沿满足线性齐次、希克斯中性的假定。我们还假定企业在时期1和时期2分别运行在A点和B点，与它们相对应的前沿产出分别为A＇点和B＇。AA＇和BB＇分别反映企业在时期1和时期2的技术效率状况。AD平行于A＇E，AC平行于X轴。DE等于FB＇。由时期1到时期2，产出的变化等于CB。其中，CD是投入增加的贡献，DF是前沿产出的变动、代表技术进步，FB等于AA＇和BB＇之差、代表技术效率的变动，DB是排除了投入增加的贡献之后的所有产出变动、代表全要素生产率的变化。从图1 中我们可以清楚看到式（6）所表达的关系。
图1 全要素生产率的分解
2.技术效率
本研究的中心问题是对技术效率进行估计。一个企业的技术效率可以通过两条途径来估计，也可认为是采用两个不同的定义：一个是根据投入使用的程度，即在一定产出下，最小投入与实际投入之比来估计。另一个是根据产出情况，即在一定的投入组合下，实际产出与最大产出之比来估计。按照所采用的生产函数的类型，估计技术效率的方法主要有两种：确定型前沿生产函数法和随机前沿生产函数法。Farrell 是度量技术效率的先驱（1957年）。然而，他和后来由Chames等人（1978年）提出的数据包络分析（DEA）都是确定型的方法。 确定型的方法的主要缺点在于前沿估计结果只反映了样本的部分信息。在估计前沿时由于只需边际附近的数据，这造成其结果受异常点的影响非常严重。而且，它们没有考虑信息的度量误差和随机性质。为了解决这些缺陷，随机前沿生产函数所作的主要改进是在确定型前沿的基础上增加了一个随机扰动项。这时，随机前沿生产函数可表示为：
而不是确定型前沿条件得到的式（1）、（2）。式（8）与式（2）的区别只是增加了一个扰动项v。这时，扰动项便由两部分组成：u和v。v是具有对称性质的随机扰动项（－∞＜v＜∞）， 并被假定满足正态分布N（ 0,σ[2][,v]）；u则是满足单侧分布（小于等于零）、反映受技术效率影响的扰动项，并被假定独立于v。 人们经常使用虚拟变量去解释具有不同样本特征的组与组之间的差异。实际上这里的u 可以被看做是企业样本中每个具有特定分布的企业的虚拟变量。由于包含有一个对称的误差项 V，因而确定前沿违反最大似然估计正规条件的问题得到解决。这种更为成熟的随机前沿生产函数估计是由Aigner,Lovell和Schmidt ( ALS)以及Meeusen和Van den Broeck(MB)在1977年分别独立完成、发表的。
我们估计技术效率使用了非约束的柯布—道格拉斯生产函数（对数形式）：
其中，dA＇/dt为实际全要素生产率的变动。显然，我们用（dA/dt ）/（dA＇/dt）之比可以计算技术进步对生产率提高的贡献。
三、数据问题
用于参数估计的数据均来自300个企业的调查。在对生产率、 技术效率和技术变动趋势进行比较分析时，需要按不变价计算的总产值、固定资产、中间投入以及劳动力投入的实物度量。
1.总产值（GOV）
在调查中有两个总产值的统计，一个是按现价计算的和一个按不变价计算的。由于存在着按不变价计算的GOV被企业普遍夸大的情况， 我们没有直接使用现有统计，而是采取用不同行业产品出厂价的价格指数对现价总产值进行平减的方法。此平减指数是国家统计局城调队抽样调查得到的。
2.固定资产
我们用固定资产原值作为资本投入。这是因为使用固定资产原值更符合在新古典理论框架下所做的资本服务流与存量成比例的假定。另外，中国现有统计中的固定资产数据都是账面价值，它是以往各年形成的按当年价计算的固定资产的累积和。本调查的统计也不例外。为了获得按不变价计算的固定资产原值，使用了我们自己按行业估计的投资品的价格指数（对于价格指数的估计过程，详见《体制转换中的中国工业生产率》一书，第288—312页）。我们用此价格指数序列先对每年新增固定资产进行平减，然后再把平减结果加起来，便得到按不变价计算的固定资产。
3.中间投入
没有中间投入的统计。我们用下式计算中间投入：
GOV[,t]=NV[,t]+INT[,t]+CC[,t]+MRF[,t]
其中：GOV，NV，CC，和MRF分别为按现价计算的总产值、净产值、折旧、和大修理基金。名义中间投入的平减使用的是我们自己按行业估计的平减指数。中间投入平减指数的估计也是以国家统计局城调队对能源、燃料、原材料购买价的抽样调查为基础的，具体步骤在此不作赘述。
4.劳动投入
我们使用职工人数作为劳动投入，并在估计配置效率时使用调整过的工资总额作为劳动报酬，把增加值与劳动报酬的差作为资本的报酬。由于工资总额的统计中不包括劳动者全部收入，故我们根据福利基金的数据对工资总额普遍上调了20—40%。
四、估计结果
随机前沿生产函数式（8 ）的估计是利用前沿规划的极大似然法进行的。程序包括3个步骤。首先，先进行普通最小二乘（OLS）估计，得到一组无偏的产出弹性系数，但这不意味着截距也是无偏的。另外，由OLS得到的方差通常比v和u的方差有所低估。接着， 利用对μ和σ进行格点搜索，对截距和方差的估计进行调整。然后，用格点搜索的估计作为进行最大似然估计近似叠代的起始值。
我们使用了Coelli（1991年）编制的软件“Frontier”2.0 版对前沿生产函数和技术效率进行了估计。由于所调查的大多数企业是1985年以后建立的，所以我们将1985年以前的观测点略去。前沿生产函数的估计结果见表1。
表1 前沿生产函数的最大似然估计结果
参数 变量服装 棉纺 家用电器
a[,0] 常数
1.39162.2935 1.5234
(4.8192) (4.7000)
(1.2285)
a[,k] 固定资产
0.17430.2611 0.2963
(2.9221) (3.2970)
(0.7505)
a[,l]
劳动 0.39540.1136 0.0470
(4.2651) (1.7453)
(0.1456)
a[,m] 中间投入0.39970.5431 0.6689
(12.7787) (8.3884)
(5.4441)
a[,k]+a[,l]+a[,m] 0.9694
0.9178 1.0122
注：括号中的数字为t—检验，显著水平为5%。
由表1我们可以看到，由估计得到的变量的系数都是合理的， 统计检验也是显著的。我们还可以看到，资本、劳动、与中间投入的产出弹性之和，在服装业和棉纺业小于1，而在家电业大于1。这意味着服装业和棉纺业的规模收益递减，而家电业的规模收益递增。然而服装业和家电业的规模收益相当接近1，基本可以认为是规模收益不变。 而棉纺业的规模似乎过大。
1.技术效率
我们利用最大似然方法对3个行业的技术效率进行了计算。 由于篇幅限制，每个企业技术效率的估计结果从文中略去。表2 给出了根据企业技术效率的估计计算得到的按行业城市、所有制、和出口与否分类的平均技术效率。
在表2中我们可以看到从1985—1992年整个期间， 服装业的平均技术效率没有明显变化，棉纺业的平均技术效率呈下降趋势，而家电业的平均技术效率明显提高。如果行业间进行动态比较，我们可以看到，家电业的平均技术效率在1985年和棉纺业差不多，远低于服装业，到90年代以后则超过服装业，并比棉纺业高出近一倍。
表2 平均技术效率：（1985—1992年）
行业 1985 1987199019911992
服装0.737
0.705
0.793
0.785
0.736
棉纺0.566
0.542
0.518
0.494
0.469
家电0.529
0.672
0.728
0.822
0.883
地区 19851987199019911992
广州0.432
0.479
0.540
0.661
0.684
深圳0.492
0.599
0.713
0.762
0.833
厦门0.352
0.399
0.557
0.608
0.665
上海0.449
0.516
0.648
0.703
0.774
所有制19851987199019911992
国营0.427
0.493
0.598
0.652
0.716
集体0.716
0.707
0.776
0.800
0.797
三资0.476
0.557
0.673
0.739
0.800
出口与否 19851987199019911992
出口0.477
0.561
0.657
0.723
0.780
非出口 0.366
0.399
0.441
0.576
0.625
城市改革始于1984年。象服装业这样的劳动密集型产业相对于家电这样的资本密集或技术密集产业要容易管理一些，因此已经实现了较高的技术效率。1985年以后没有显著的提高。而家电业的技术效率伴随着它的迅速发展获得明显改善。棉纺业技术效率的下降趋势也是容易理解的，显然这与棉纺业近年来的不景气密切相关。
当比较不同城市的技术效率时，我们可以看到，4 个城市的平均技术效率都有明显提高。技术效率提高最快的是厦门、最慢的是上海，但厦门的技术效率始终低于上海。这反映了上海的改革步伐落后于厦门，故提高较慢，但基础要好于厦门的事实。当我们假定行业构成上的差别忽略时，这个结果充分说明改革对提高技术效率的积极效果。
当比较不同类型所有制企业间的技术效率时，我们可以看到，国营和三资企业的技术效率有明显提高，集体企业则略有提高。集体企业的平均技术效率始终高于国营企业，而先高于、后低于三资企业。
当对出口与非出口企业进行比较时，出口和非出口企业的平均技术效率都有明显提高，但出口企业的技术效率始终高于非出口企业，同时，两者在技术效率上的差距呈缩小趋势。
企业技术效率的分布是反映某行业运行状况的一个重要指标。 表3中，我们按行业给出了企业技术效率的均方差。
表3各行业技术效率的分布
行业1985 19871990 19911992
服装0.1270.1370.1610.147
0.142
棉纺0.0710.0770.0950.102
0.077
家电0.1550.1410.1320.084
0.058
表3说明家电业内企业间的技术效率存在着明显的趋同， 而在服装业和棉纺业则不存在。这种情况和平均技术效率的趋势一致。
总之，家电和服装业技术效率的情况良好，棉纺业所出现的低技术效率的情况意味着棉纺业正面临着根据需求进行必要的结构调整。
2.生产率的变动和技术进步
使用式（12），我们计算了每个行业的全要素生产率。并计算了技术效率、技术进步对生产率提高的贡献。计算结果被列于表4。
表4 生产率变动、技术效率、及技术进步的指数
行业 1985 198719901991
服装
TFP
1.000
1.048(100) 1.244(100)
1.466(100)
TE1.000
0.957(/)1.076(31.1) 1.065(13.9)
TP1.000
1.091(/)1.168(68.9) 1.381(86.1)
棉纺
TFP
1.000
1.032(100) 1.018(100)
0.986(100)
TE1.000
0.958(/)0.915(/) 0.873(-12.9)
TP1.000
1.074(/)1.103(/) 1.113(112.9)
家电
TFP
1.000
1.638(100) 2.078(100)
2.149(100)
TE1.000
1.270(42.3) 1.376(34.9) 1.454(39.5)
TP1.000
1.368(57.7) 1.702(65.1) 1.695(60.5)
行业1992
服装
TFP
1.572(100)
TE0.999(0.0)
TP1.573(100)
棉纺
TFP
0.849(100)
TE0.729(-20.1)
TP1.120(120.1)
家电
TFP
2.286(100)
TE1.669(44.2)
TP1.717(55.8)
注：TFP为全要素生产率指数；TE为技术效率指数；TP 为技术进步指数。
括号中的数字表示对生产率增长的贡献。
前沿生产函数只有在各企业的技术性质都相同的前提下才存在，而只有在行业范围内估计前沿生产函数才是合理的。于是我们只计算了各行业的生产率变动。从表4中我们可以看到，棉纺业的生产率在1987 年以后一直下降，而技术却不断进步。服装业和家电业的生产率有很大提高，特别是家电业。服装业生产率的提高基本上来自技术进步，而家电业的生产率始终有相当大的部分来自技术效率的提高，说明家电业生产率提高还有较大的潜力。
五、结论
1.不同的行业由于它们技术性质的不同以及产品所处的生命周期的阶段的不同，它们增长的模式、效率和生产率变动的模式、以及技术进步的模式往往也不相同。
2.家电业的技术效率、技术水平和生产率都有明显提高，其中技术效率的改善要快于技术进步的步伐，这是造成技术进步对增长的贡献却呈下降趋势的原因。显然这不是坏事。说明沿海家电业的管理水平提高得很快，引进的技术得到越来越充分的发挥。改革的成效在家电业有突出体现。家电业是我国增长最快的产业之一，是我国工业的一个重要增长点。随着家电业的技术效率已达到较高水准，其提高的潜力必然减弱。为了保持我国家电业的增长势头，家电业有必要、也有条件加速技术引进、技术进步的步伐。
3.服装业的生产率有了明显提高，由于服装业的技术效率没有什么提高，生产率的提高基本来自技术进步。服装业技术效率的起点较高说明我国服装业一直具有较高的管理水准、使技术潜力得到了较充分的发挥，这也是服装业技术效率没有明显提高的主要原因。
4.尽管沿海棉纺业的技术有较高水平并有所提高，但棉纺业的生产率仍出现了下滑的趋势。棉纺业的技术效率在起点不高的情况下持续下滑有复杂的体制因素，如原料的地方封锁等，也有产品结构及产业结构调整问题。随着沿海地区生产成本的不断提高，一些棉纺厂向内地迁移现象的出现，正是企业针对这些问题所采取的对策。也正是这种发达地区传统产业的不景气及向不发达地区转移的现象构成了我国梯度增长的模式，成为支撑我国经济持续、快速增长的重要因素。
5.当抛开行业差别时，我们看到各城市、各所有制企业的平均技术效率都有明显提高其中，国营企业提高的幅度大大超过集体企业。这说明改革对提高效率有明显的促进作用，特别对国营企业的影响要更大。尽管国营企业的平均技术效率与集体企业的差距在减小，但始终还没有能赶上集体企业。
1994年8月
注释：
〔1〕由于篇幅限制，本文略去配置效率的部分。