提高我国全要素生产率促进经济持续健康发展

宋洁尘 叶素云 叶振宇

提高经济发展的质量和效益是我国转变经济发展方式的内在要求。改革开放以来，我国作为后发的发展中大国经历了较长时间的经济高速增长，引起国内外广泛关注，在围绕我国传统经济增长方式的讨论中，许多学者对我国未来经济增长持谨慎甚至质疑的态度。深化经济体制改革，实施创新驱动发展战略，优化要素资源配置效率，全面提升我国全要素生产率，是确保我国经济持续健康发展的必由之路。

一 改革开放以来我国全要素生产率变化趋势

改革开放以来，我国经济实现平稳较快增长，被学术界形象地称为“经济增长奇迹”。据测算，1978～2011年我国GDP年平均增长率达到10%，迄今为止，世界上还很难找到哪个国家能在这么长时间内保持这么高的经济增长速度。同样，我国经济规模也是令人瞩目的，2010年我国GDP已经达到40.15万亿元（约5.93万亿美元），超过了日本，成为世界第二大经济体（见图1）。同时，我们也注意到，我国GDP与排名第一的美国仍有不小的差距，2011年我国GDP是美国的48%，而与世界排名第三的日本差距很小，仅是日本GDP的1.24倍。

那么，近30年来我国经济快速增长是由哪些因素推动的？新古典增长理论认为，一个经济体产出的增长速度取决于全社会投入的资本、劳动以及全要素生产率的增速。也就是说，如果要提高居民收入水平，最佳的方式就是提高全要素生产率水平（TFP），通过内生的技术进步来实现人均收入水平的持续增长，而全要素生产率常用于分析技术进步、制度创新等因素带来的经济增长。为此，本文采用简单最小二乘法（OLS）估算了1978～2011年我国的TFP水平后计算了TFP的增长率，假设1978年的TFP指数是100，各年的TFP指数如图2所示。从图2看出，我国TFP变化表现出如下基本特征。

一是，TFP总体出现缓慢上升态势。2011年，我国TFP水平值是1978年的2.6倍，说明我国经济增长绩效水平明显提高，这是由体制改革、技术进步、结构优化等方面因素综合作用的结果，并不像克鲁格曼等学者所称那样，我国经济奇迹是建立在浮尘基础之上，只是依靠大量的资本和劳动力投入，而没有技术进步。所以说，我国经济增长质量并不低，不像一些国外经济学者想象的那么悲观。

二是，TFP增长率出现阶段性波动。1978～2011年，我国TFP增长率的3个峰值分别出现在1979年、1984年和1992年等三个时点，这三个峰值的出现恰好与1978年以来我国进行的三次重大经济体制改革密切相关。这包括实行对外开放、以城市为重点的改革全面铺开和确立社会主义市场经济体制改革方向。通过一系列的体制机制改革，微观经济主体（特别是企业、居民）的活力得到释放，企业作为市场经济的主体地位得到确立，从而推动TFP水平增长。1995年以来，我国TFP水平总体保持平稳增长态势，只有其间受2008年国际金融危机的影响，2009年TFP水平和增长略有下降。

进一步的，利用国家统计局工业企业数据库中1999～2007年1801515个规模以上（销售额大于500万元）的制造业企业观测数据，本文使用了Olley-Pakes（1996）介绍的半参数方法估计企业TFP, 以克服微观企业生产函数估计时可能存在的同期相关性及样本选择性偏差问题（Simultaneity and Selection Bias）。本文计算了每家企业的TFP水平，然后将各年份不同所有制企业的TFP通过简单算术平均方法计算得到1999～2007年不同所有制企业的TFP平均水平（见图3）。如图3所示，1999～2007年，外资企业平均TFP水平最高，其次是港、澳、台资企业，然后是私营企业，而国有企业和集体企业平均TFP水平最低。不过，国有或集体所有制类型的企业平均TFP增长速度较快，到2007年基本赶上私营和港、澳、台资企业。同时，不同所有制企业的TFP水平的差距呈现缩小的趋势，这种变化在2003年以后表现得更为明显。

二 从我国企业要素资源配置效率看未来经济增长的潜在空间

理论上，如果要素资源可以实现自由流动和不存在扭曲，则所有同类企业应该具有相同的生产率（Hsieh等，2009）。进一步讲，在完全竞争和完全流动的情况下，要素资源将流向生产效率高的企业，因为这些企业具有较高的要素收益回报，而生产率较低的企业因要素收益回报低而逐渐被市场淘汰，最终导致市场中的企业具有相同的生产率。若市场中存在的企业具有参差不齐的TFP水平，则意味着存在要素资源误置（聂辉华、贾瑞雪，2011）。为此，本文使用了要素资源误置指标来考察我国市场化水平和企业是否真正成为市场主体。

一是，我国企业间存在明显的要素资源误置，但呈现逐步下降的趋势。本文用企业TFP的离散程度来考察要素资源的误置程度。具体的，使用90%分位数企业的TFP与10%分位数企业的TFP的比值表示（参见表1中的第4列和第7列），以表1中1999年第4列的2.13为例，它说明TFP水平最高10%的企业（2007年约3万家）与最低10%企业相比，前者的TFP水平大约是后者的2.13倍。从表1的第4列可看出，我国制造业企业间的TFP水平差距较大，1999年TFP水平最高的10%的企业（约3万家）与最低的10%的企业相比，前者平均约为后者的2.13倍。从变化趋势来看，该比值已经从1999年的2.13下降到2007年的1.70, 8年间降幅20%左右，侧面反映了要素资源在企业之间经历优化配置过程。

二是，国有企业和集体企业存在更加不合理的要素资源配置，但要素资源误置程度有所下降。如果按不同所有制来看，对国有企业和集体企业而言，1999～2007年90%分位数企业的TFP（2007年7000多家）与10%分位数企业的TFP的比值呈现减小的趋势，但是，与全部企业样本的计算结果比较，国有企业和集体企业的TFP离散值较高。可见，相对于其他类型的企业而言，国有企业和集体企业的要素资源优化配置程度更低。

三是，从国际比较来看，我国企业要素资源误置明显高于发达国家，要素资源配置仍有较大的优化调整空间。Bartelsman等（2009）使用Olley-Pakes（1996）方法对TFP分解的方法，测算了1992～2001年美国、英国、德国等发达国家和匈牙利、罗马尼亚等转型国家的要素资源优化配置指数；为了进行跨国比较，本文使用同样的方法计算了我国制造业企业要素资源优化配置指数。

Olley和Pakes（1996）对TFP的分解使用了如下式子：

其中，sit和分别表示t时期i企业所占的份额及TFP水平，加上划线的变量表示变量的均值；Φt是以企业份额为权重的地区平均TFP水平。（sit-为“OP协方差”，它经常被用来表示要素资源的优化配置程度，OP协方差值越大，表示要素资源配置越合理。其背后的经济含义是：在理想的要素资源配置环境中，要素资源能够充分流向生产率水平较高的企业，那么，企业份额的波动应该与企业TFP的波动相一致。在这种情况下，OP协方差值应该较高；反之，如果不存在要素资源的优化配置，要素资源流动与企业生产率水平不相关，则OP协方差值应该等于0，甚至在要素资源非合理配置下出现负值。

Bartelsman等（2009）使用了从业人员数来计算企业的份额，出于可比性考虑，本文也使用从业人员数来计算企业份额进而得出OP协方差（见表2）。从表2的结果可以看出，美国的OP协方差值最高，达到0.51。这意味着美国要素资源在企业间的优化配置相对于要素资源随机配置，对整体TFP的影响要高50%左右。其他发达国家的OP协方差值均在0.16以上；而我国的OP协方差值较低，1999～2007年的平均水平为0.07，略高于斯洛文尼亚的OP协方差值。相对于随机配置而言，我国企业要素资源呈现优化配置趋势，仍有很大的优化调整空间。

表2中的第4列列出了我国制造业1999～2007年各年的要素资源优化配置指数。结果显示，随着时间的推移，要素资源在企业间的配置呈现明显的优化趋势。1999～2007年我国企业OP协方差的值以年均8%左右的速度增长，若继续保持该增长速度，我国需要30年的时间才能赶上美国1992～2001年的要素资源配置水平。

三 进一步提升我国TFP水平的对策建议

综上分析，不难看出，我国经济高速增长的同时，TFP水平总体处于上升的态势，企业要素资源配置效率也在提高，然而，经济增长过程中遇到的结构性问题比较突出，如国有企业和集体企业TFP水平低于其他所有制企业，内资企业要素资源优化配置与外资企业相比还有一定的差距。如果能解决这些制约我国TFP水平上升和要素资源优化配置的问题，就可以找到我国经济持续增长及其潜力的可能性。换句话说，破解这个难题的关键在于选择合适的经济增长策略，以继续提高我国TFP水平。

（一）以深化经济体制改革为突破口，为全面提升我国TFP水平打下坚实的制度基础

党的十八大报告明确提出，经济体制改革的核心问题是正确处理好政府和市场的关系，必须更加尊重市场规律，更好地发挥政府的作用。

一要严格界定政府的责任边界，切实推进经济民主。落实企业自主发展权力，必须首先限制政府以各种名义对微观经济活动的干预，将政府的活动严格限制在法定的范围之内。政府主要是提供包括国防、社会保障及部分基础设施在内的公共产品，其余产品和服务由谁提供可以一视同仁，交由市场来完成。即使是在全球性经济危机的背景下，政府也必须慎用所谓的拯救措施。特别是在指导思想上，要彻底改变长期奉行政府干预政策所形成的将增长速度作为首要目标、消费作为手段而不是目的的片面认识，切实关注影响经济发展的长期问题，由发展型政府向民生服务型政府转型。从深化政府行政体制改革的角度来看，要更加清晰地界定政府在市场经济中的作用范围，以法治化的方式管住政府行政机构对市场活动干预的内在冲动，限制其在市场领域不正常的延伸和扩张，有效保障市场主体的经济自由。政府可以通过法制调控经济、治理社会，让不同属性的企业等市场主体统一服务于国家利益和人民利益。要平等保护物权，形成各种所有制经济平等竞争、相互促进的新格局，进一步激发各类市场主体创新创业的活力。当务之急是扩充经济发展的可能性边界，降低税收规模，优化税收结构，把政府的投资性支出限制在最低程度，严格限制行政经费支出，提高政府公共福利支出的效能和清廉度。

二要把鼓励引导民间资本投资放在更加突出的位置，激发各类市场主体发展的活力。毫不动摇地鼓励、支持、引导非公有制经济发展，保证各种所有制经济平等使用生产要素、公平参与市场竞争、同等受到法律保护。进一步加快和深化垄断行业改革，落实中央鼓励支持民间投资的政策措施，放开市场准入，让民营企业和外资企业真正参与竞争。全面清理民间资本在进入铁路、金融、电信、城市基础设施建设等领域的实际准入限制，改变税收上的歧视性政策，打破人才向民企流动面临的社会保障、专业技术职称等制度性障碍，彻底拆除民间进入相关领域频频遭遇的“玻璃门”、“弹簧门”。从根本上优化基本的创业环境，把创业作为所有公民都可以方便享受的权利，而不是某一部分人的特权，消除制约微观领域自由创业、影响个体创造性充分涌流的各种体制机制性障碍。

（二）大力实施创新驱动战略，为全面提升我国TFP水平提供强大的科技支撑

党的十八大报告强调，科技创新是提高社会生产力和综合国力的战略支撑，必须摆在国家发展全局的核心位置。

一要建立透明、高效、便捷的行政审批机制，最大限度地避免权力寻租对创业创新的损害。如果经济中出现普遍的寻租行为，不仅意味着要素资源配置的低效率，而且也会导致创新难以发生。换言之，一个社会如果缺乏创新，一定意味着寻租现象普遍存在。从这个意义上讲，要调动企业创新的积极性，有必要对现行的形形色色的行政审批制度开刀。改革行政审批制度要确立倒逼机制，不能靠政府部门自觉逐步废除，转变观念，认真梳理哪些是必不可少的审批，其余的一概废除。

二要完善支持企业创新的政策设计，全面提升企业自主创新活力和能力。目前，中国大中型企业有资源和人才方面的优势，但创新动力和活力不足，多数企业没有真正意义上的研发中心。2010年，中国大中型工业企业研发投入仅占当年主营业务收入的0.93%，主要发达国家的这一比例为2.5%～4%。大中型工业企业建立研发中心的仅占27.6%，研发人员平均只有89人；而同期世界500强企业中，已有470多家在中国建立研发中心，研发人员少则几百人，多则几千人，如微软中国研发中心就有3000多人。推动企业成为技术创新主体、增强企业的创新能力，需要进一步改革相关体制机制，引导创新要素向企业集聚，加快完善五大机制。

第一，强化创新的知识储备，优化创新的体制设计。要扭转片面追求创新数量扩张的发展思路。数据显示，中国的研发支出占国内生产总值的比重从2002年的1.1%上升到2010年的1.5%, 2020年将达到2.5%。中国研发支出占全球研发总支出的比例由2002年的5.0%上升到2010年的12.3%，仅次于美国（美国占比稳定在34%～35%）。目前中国在科技研究领域投入的人力也居世界首位。单就申请专利数量来看，2008年中国为203481件，日本为502054件，美国为400769件，中国位列世界第三。但是从在中国境外被认可的专利数量，即中国发明人向全球重要专利办公室（简称“三重”专利）即美国、欧盟和日本的专利受理机构提交的专利申请或被上述机构授予的中国原创发明的数量来看，中国的自主创新能力还远远不够。根据经济合作组织的数据，2008年中国仅提交473项申请，而美国有14399项，欧洲有14525项，日本为13446项，中国仅占全世界的1%。此外，中国原创专利中有一半以上是授予外资跨国公司在华子公司。一方面，政府要着力为创新奠定良好的知识基础，特别是推动中国的高等教育和研究，不断缩小其与世界先进水平的差距，抓住全球化提供的机会，面向后工业化时代，以知识创造教育为核心重构高等教育体系，引入高技术企业直接参与知识生产、创新过程，推动中国的教育改革进程。要适应产业结构调整的需要，遵循学术型、应用型人才并重的培养思路，进一步完善高层次创新型人才培养体系。另一方面，要在进一步稳定和加大研发投入的同时，瞄准新科技革命的关键领域，突出重点，优先支持在节能环保、新材料、新一代互联网、生物医药、航空航天等领域率先取得突破。此外，考虑到科技创新广泛涉及政府诸多经济管理部门、企业，同时也涉及教育、科技、军工等行业，单纯依靠科技部门推动自主创新体制建设显然是不现实的，有必要从多部门、多角度做出布局和制度安排，加快建立遵循科技发展规律，符合市场运行规律，有利于企业创新发展的体制机制。

第二，完善产学研利益联结机制，改革现有科技立项和评价机制。在科技立项上真正让企业牵头，应用型课题要更多地面向企业和产业界征集；在评审时，增加来自于企业界的代表数量，确保企业的话语权；评审标准要看是否符合企业和市场的实际需要。允许企业单独向政府部门申请课题，由企业自行选择产学研合作方式，政府部门只规定给高校、院所的经费比例，并加强后期监管和验收。在考核评价机制上，改变论文“一刀切”的评价标准，对应用型和工程类专业人才，按其技术和产业贡献率给予职称评价和奖励，鼓励科研人员为企业服务。在探索有效利益联结机制上，通过采取与院所、高校建立联合研究中心，与科研人员联合申报课题等形式进行合作，利益分配上实行“知识产权归公司、课题论文归教师”或采取“项目分红权”等方法，凝聚各方创新人才。

第三，完善创新资源整合机制，突出重点行业，强化协同创新。围绕国家战略方向，从重点行业中选择和培育一批骨干企业、大型龙头企业，作为国家计划和产业技术方向的提出者，加强行业协同创新。推动更多国家级研发平台落户到有条件的骨干企业，注重吸收骨干企业对国家科技政策、科技计划安排、研发方向和领域确定等方面的意见建议，更好地促进科技与产业的结合。借鉴国际经验，在产业攻关中设立“国家课题制”，从国家战略层面，选择一批具备追赶和超越条件的重点领域，引导高校、院所和产业链上下游企业联合攻关，集中优势资源推动重大关键技术突破和产业化。进一步推动企业和高校、院所建立产业技术创新联盟，并在制定技术标准、产业规划和产业政策等方面发挥重要作用。

第四，完善服务机制，探索新型平台，强化创新支撑体系。完善科技服务支撑体系，是增强企业持久创新力的重要保证。在瑞典，有300个由政府出资成立的企业发展推动机构，负责为企业发展提供咨询、融资等服务。支持国内一些企业积极探索建立“资本+产业”的新型研发平台，充分利用行业背景和能力，对行业内的科技创新项目，从创意开始介入，帮助创意点子转化成长为创新企业，甚至带动行业变革。加快知识产权保护，完善相关的法律法规，加大打击侵犯知识产权的行为。

第五，创新缓解国有企业领导人的任职周期与创新周期之间冲突的利益协调机制。研究表明，制约国有企业竞争力的重要原因是，国有企业领导人的平均任期是六年，而创新成果的转化和价值很可能在十年甚至更长的时期才能显现出来，这对追求短期经营业绩的国有企业领导人来说，显然缺乏足够的内在激励。因此，在对国有企业的考核指标体系中，除了利润和资产保值增值指标外，应增加技术创新的指标体系，提高企业增加投入的积极性，同时赋予现任企业领导人对在任期间创新收益的期权奖励。要通过相应的制度设计，促使国有企业领导人由“准官员”向真正意义上的企业家回归，为进一步挖掘国有企业的创新潜力打好基础。

（三）在推进新型城镇化过程中强化教育和就业优先战略，为全面提升我国TFP水平提供强大的人力资本支撑

一要正确把握城镇化的科学内涵，把城镇化和提升人力资本素质更加紧密地结合起来。城镇化是我国经济健康、平稳、较快发展的重要保障。在世界经济步入深度调整的大背景下，要消化我国巨大的产能过剩压力，除了进一步巩固和拓展国际市场外，更重要的是加快推进城镇化进程，启动和扩大内需。要坚持走中国特色新型城镇化道路，统筹空间城市化和产业、就业、社会保障城乡一体化进程，鼓励和支持广大农村剩余劳动力带着资产、技术、保障进城，为启动和扩大内需、增强经济发展内在活力提供源源不断的动力支撑。要把城镇化作为推动人力资源大国向人力资本强国转变的重要抓手，实施更加积极的教育优先和就业优先发展战略，确保从农村流出的劳动力和从事第一产业的劳动力都能在城镇化进程中掌握一技之长，改善整体人力资本素质。

二要更加注重教育对底层民众的关注。教育是提高我国全要素生产率的关键环节，能够为我国经济持续向前发展提供源源不断的动力。重视和加强教育，一方面能够直接促进当代家庭（特别是农村家庭）的消费需求，另一方面则有利于为我国下一代人的经济发展积累足够的人力资本。这有利于提升我国的全要素生产率水平。要顺应当前人口在区域和城乡之间流动的现实趋势，积极推动基础教育资源向底层民众倾斜，消除底层民众通过教育寻求发展突破的现实障碍。

附录：Olley-Pakes方法

假设企业的生产函数服从柯布-道格拉斯型（C-D型）函数形式，则对于t时期的i企业：

其中，Y表示企业产出，K和L分为表示企业的固定资本存量和劳动力投入，α和β表示相应的份额。利用索洛余值法（Slow Residuals），可以求出Ait，即企业的全要素生产率TFP。

具体的，为了得到企业的TFP，将（1）式两边进行对数线性化处理：

企业的TFP包含在扰动项 uit中，在现实中，企业至少能观测到的一部分TFP（记为，其中, εit是不可观测的部分），并以此作为要素投入或调整的决策依据，这意味着uit与kit或lit存在同期相关性，OLS估计是有偏的。

Olley和Pakes（1996）的半参数方法的基本思想在于，企业根据可观测的TFP调整要素投入组合，假设企业当期投资是和k的函数，则t时期企业的最优投资iit= iit（-, kit），可以求出反函数（kit, iit），那么，ψ（k, i）= αk+ω（k, i），代入（2）式，得到：

由于ψ是包含资本存量和投资的函数，因此可以用它们的多项式来拟合，估计（3），即得到β的一致无偏估计。

为了估计系数α，利用，然后使用非线性回归估计：

其中g（·）是包含ψit-1和kit-1的函数，可以使用它们的多项式来拟合。事实上，（4）式的估计远比（3）式复杂，因为Vit不仅包括当期的k，还包含它的滞后期形式。

估计完（3）和（4）式后，获得α和β的一致无偏估计量，然后利用yit-，即可获得企业对数形式的Ait。

上述过程主要解决了同期性偏差问题，在使用企业样本数据进行估计时，还可能面临样本选择性偏差（Selection Bias），即某些年份或某些个体的数据缺失是非随机的，则利用非缺失样本估计总体就会产生偏差。Olley和Pakes（1996）就该问题提出了相应的解决方案，具体的，在估计完第一步获得α值后，利用投资和资本的多项式拟合企业生存状态概率值，然后将其纳入第二步估计式，即（4）式变为：

上式g（·）利用ψit-1、kit-1和的多项式来拟合，这时，即使存在样本选择性偏差，仍然可以获得参数β的一致估计。

参考文献

[1] Hsieh, Chang Tai and Klenow, Peter J., “Misallocation and Manufacturing TFP in China and India”, Quarterly Journal of Economics, 2009, 124（4）.

[2] Olley, S. and A. Pakes, “The Dynamics of Productivity in the Telecommunications Equipment Industry”, Econometrica, 1996, 64（6）.

[3] Bartelsman, Eric J., Haltiwanger, John C. and Scarpetta, Stefano., “Cross-Country Differences in Productivity: The Role of Allocation and Selection”, NBER Working Paper, No.15490, 2009.

[4] 贺菊煌：《我国资产的估算》，《数量经济技术经济研究》1992年第8期。

[5] 聂辉华、贾瑞雪：《我国制造业企业生产率与资源误置》，《世界经济》2011年第7期。