市场化与劳动生产率增长的协整检验——基于中国1979—2009年数据的研究
刘培森 常乐
2012-11-16 14:37:32 来源：《西部经济管理论坛》2012年第3期
摘要：本文采用1979—2009年的时间序列样本数据，运用协整检验和格兰杰因果关系检验，研究了资本投入、外资利用、对外贸易、非国有经济与劳动生产率之间的关系。经验分析表明：资本投入、外资利用、对外贸易与劳动生产率之间存在正向关系，而非国有经济发展与劳动生产率之间呈负相关关系。格兰杰因果关系检验显示：资本投入、外资利用、外贸依存度与劳动生产率之间为非格兰杰因果关系，非国有经济与劳动生产率具有单向格兰杰因果关系。
关键词：市场化，劳动生产率，协整检验，格兰杰因果关系，资本投入，外资利用
经济增长问题历来是国内外学者重点研究的问题。自改革开放以来，中国保持了经济持续高速增长趋势。1979—2009年间GDP增长率平均为9.8%，在这31年中，中国经济总量由世界排名第9上升到第3位，先后超过了法国、英国和德国等国家，并于去年超过日本成为世界第二大经济体。然而，经济总量的高速增长也呈现出粗放型增长的特点，主要体现在经济增长由大量原材料、能源、资本与劳动力的投入带动，生产率增长对经济增长的贡献比较低，同时也伴随着环境污染与生态破坏。考虑到边际报酬递减规律，要保持经济增长的可持续性，必须促使经济增长主要依靠要素投入的粗放型增长方式转向更多依靠技术进步与生产率提高的集约型增长方式（吴敬琏，2005；刘世锦，2006）。因此，在
实现科学发展的前提下，必然要求我们在经济高速增长与发展方式转变等方面形成更优的均衡。
劳动生产率是经济增长的来源和内生演化的动力，这就为解析发展方式转变问题提供了一个切入点。保持经济长期增长的关键是在实现技术与制度创新基础上持续提高生产率，而劳动生产率是生产率序列中最基本的因素。[1]劳动生产率是劳动投入的产出效果，是探求经济增长源泉的重要工具，不仅决定着劳动报酬进而对内需与投资产生影响，而且在一定程度上标度经济增长方式从而对经济的可持续发展发挥作用。
考虑到劳动生产率是实现长期经济增长的关键，国内外学者对劳动生产率进行了广泛而深刻的研究，从研究方法上可分为两种思路：（1）借助回归分析法来测度特定产业的劳动生产率，如陈来、杨文举（2005）和辛翔飞、刘晓昀（2007）讨论了省份农业劳动生产率的相对格局，前者认为各省农业劳动生产率有趋同性，后者指出各省农业劳动生产率差异主要是由要素禀赋导致的。范剑勇（2006）发现大陆地区非农业劳动生产率对非农业就业密度的弹性系数为8.8%，这一集聚效应扩大了省际之间的劳动生产率的趋异。[2]汪小平（2007）借助1952—2003年的全国数据分析劳动生产率的增长趋势，并基于资源禀赋给出了提高农业劳动生产率的可能路径。[3]柯善咨、姚德龙（2008）构建空间计量联立方程，对工业集聚和劳动生产率进行截面分析，结果表明工业的相对集聚和劳动生产率互为因果、互相强化，二者在相邻城市间有明显的空间粘滞性和连续性。[4]该部分研究集中讨论了不同产业劳动生产率的相对格局与演变趋势。（2）运用数据包络法分析劳动生产率
的变化趋势及动因，如Ciccone（2002）利用5个欧洲主要国家的区域数据发现这些区域的劳动生产率与就业密度的弹性系数为4.5%，小于美国的5%。[5]郭庆旺等（2005）研究发现各省份经济增长差异较大且有逐步增大的倾向，这主要是由生产率差异较大所致[6]。高帆、石磊（2009）采用指数方法研究了1978—2006年中国省份的劳动生产率的收敛性问题，研究发现劳动生产率在东部领先背景下为有限收敛，各省份劳动生产率主要是依靠纯生产率效应驱动的。[7]Glaeser和
Resseger（2010）研究发现劳动生产率与城市人口存在显著的正相关关系，并且这种集聚效应在高人力资本城市更为明显。[8]这部分试图对劳动生产率增长的因素进行解析，但劳动生产率增长是由多种因素引起的，仍然需要扩大变量范围。
上述研究成果启发了人们对劳动生产率、地区经济增长等问题的思考，并为本文研究提供了有益借鉴。但在研究主题、方法和数据等层面仍存在需要完善的必要。本文在借鉴前人研究成果的基础上，考察以往研究中较少涉及的市场化因素。本文采用1979—2009年时间序列数据，对中国劳动生产率增长的总体特征和影响因素进行综合性分析和比较。本文所采用的方法是时间序列数据回归的计量方法，在基准模型基础上逐步添加更多的影响因素作为解释变量，通过观察系数显著性的变化，动态地分析各要素和影响因素对劳动生产率的解释力度。
一、模型设定、数据来源与研究方法
（一）模型设定
由于本研究可利用的样本观测值是有限的，这就使简单模型的应用成为必要。我们借助总生产函数的传统分析框架，在这一思路中把市场化程度作为考察对象。基于此，我们给出反映市场化水平与经济产出关系的生产函数：
Y＝f（K，L，M） （1）
其中，Y表示经济产出，K为资本投入，L为劳动力投入，M表示市场化程度。为单独衡量市场化程度对经济产出的作用，按照Parete和Prescott（1991）的观点可以对劳动投入加上一个容量限制I，从而有：
Y＝f（K，M）min（L，I）θ，θ＞0 （2）
当L达到容量限制I时，表示经济的最大生产能力，此时一旦达到最大劳动力容量，经济就面临恒定的规模收益，总产出就取决于总的资本投入与市场化水平。[9]综合式（1）可变成：
Y＝If（K，M） （3）
对式（3）取全微分，得到下式：
（4）
在（4）中，经济总产出用国内生产总值来表示，这里将生产总值折算为1978年的价格。资本投入根据全社会固定资产投资数据占国内生产总值的比重进行考察。对于市场化程度的衡量，已有相关研究做了一些共性选择。综合相关研究与中国市场化进程的实际情况，本研究选择了全社会固定资产投资资金来源中的外资部分以永续盘存法计算了外资存量及其在GDP中的比重、外贸依存度为进出口总额与GDP的比重及非国有经济在工业总产值中的比重（分别用FDI、EX、MKT来表示）作为市场化程度的三个近似替代指标。
M＝h（FDI，EX，MKT） （5）
对上式取全微分，可得到：
（6）
将（6）式代人（4），就可得到下式：
（7）
经进一步的整理，式（7）可以简化为：
（8）
在（8）式中，分别用β1代替表示资本的边际产出，β2代替表示利用外资水平提高的边际产出，β3代替表示外贸依存度的边际产出，β4代替非国有经济发展的边际产出。对两边同时除以I则得到人均产出增长模型。
dY／I＝β1dK＋β2dFDI＋β3dEX＋β4dMKT （9）
如果不考虑经济集聚、政府政策行为等因素的因素影响，利用模型（9）可以考察市场化对于劳动生产率增长的贡献，进而可以分析市场化与劳动生产率增长之间的关系，于是得到本研究的计量模型。
dy＝β0＋β1dK＋β2dFDI＋β3dEX＋β4dMKT＋μ （10）
（二）数据来源
本研究涉及的变量和数据主要包括劳动生产率、资本投入和市场化程度三个方面，变量的样本选择区间为1979—2009年的数据。劳动生产率是一个复合变量，选择以1978年不变价格计算的中国1979—2009年问国内生产总值（万元）除以当年就业人数（万人），并取对数；对于资本投入的资料，我们选择1979—2009年中国全社会固定资产投资的数据，实际分析中对这一数据进行了处理，采用全社会固定资产投资占GDP的比率进行研究。对于市场化程度的度量，本研究中将分别考察外资利用、外贸依存度和非国有经济发展三个指标。外资利用以全社会固定资产投资中的利用外资数据以永续盘存法计算，然后以1978年的价格计算其占GDP的比重；外贸依存度利用进出口贸易总额占GDP的比重衡量；非国有经济发展水平利用非国有经济占工业总产值的比重衡量。本研究所涉及的数据来源于《中国统计年鉴》（2010）和《新中国六十年统计资料汇编》（中国统计出版社2010年版）。
（三）研究方法
变量之间是否存在因果关系一般采用格兰杰因果关系检验（Granger Causality Test），但格兰杰因果检验要求变量具有稳定性，否则就可能出现“伪回归”现象（Granger和Newbold，1974）。为避免模型“伪回归”现象，本研究将首先利用Dickey与Fuller（1979）提出的考虑残差项序列相关的单位根检验法，检验变量的平稳性，将非平稳变量进行处理使之成为稳定的平稳时间序列。如果变量是单整的，我们对变量进行协整检验（Cointegration Test）以确定劳动生产率增
长与市场化水平之间的长期关系。如果变量是协整的，可以认为变量之间存在长期关系（Engle和Granger，1987）。在实际分析过程中格兰杰因果检验的功效取决于最优滞后期的确定。本研究中最优滞后期数的确定是按照LR准则、FPE准则和AIC准则等综合信息确定的。最后进行格兰杰因果关系检验，基本原理是如果变量Y2现在和过去的信息有助于改进变量Y1，那么就可以说变量Y1是由变量Y2格兰杰原因引起的（Granger-Caused）。相关变量的处理均采用Eviews6．0进行。
二、实证分析中国劳动生产率增长
（一）单位根检验
为判断时间序列的平稳性，本研究利用Eviews软件对各变量进行单位根检验。通过检验发现y、K、 FDI、EX和MKT均为非平稳变量。我们对非平稳变量采用差分法进行处理，结果见表1。其中△y、△K、
△FDI、△EX和△MKT分别表示对相关变量取一阶差分值。从表1可以看出，处理后所有数据在5%显著水平下都是平稳的，并且都是一阶单整的。既然各变量是单整的且阶数相同，就需要对各变量进行协整检验，以确定各变量是否存在长期稳定的关系。[10]
（二）协整检验
对于服从I（1）（一阶单整）过程变量的协整检验，可以采取两种方法：一种是基于回归系数的乔根森（Johansen，1988）检验，乔根森和Juseius（1990）提出了一种在VAR系统下利用极大似然估计法来检验各变量协整关系的方法，即Johansen协整检验；一种是基于回归残差的EG（Engle和Granger，1987）。本文采用前者进行分析，因Johansen协整检验是基于向量自回归模型的检验方法，所以在检验前需先确定VAR 模型的结构。本文依据LR值、FPE值、AIC值等信息进行综合考虑确定VAR模型最优滞后期为2，结果见表2。同时我们利用White和JB检验进一步检验滞后阶数为2的VAR模型，发现拟合度很好，残差序列具有平稳性，确保了模型最优。在此基础上，我们可以得到协整检验的具体结果，见表
检验结果显示，在1%的显著水平下拒绝了不存在协整方程的零假
设，接受5个变量之间存在一个协整方程的零假设，这说明y、K、FDI、EX和MKT在5%的显著水平上存在一个协整方程，在最后滞后期内，各变量之间存在着一个长期稳定的均衡关系。根据向量误差修正模型得到均衡向量如下：
β'＝（1.000000，－6.9764，－11.7850，－0.8810，3.5105）
对应的协整方程为（括号内的数值为t值）：
lny＝5.7864＋6.9764 K＋11.7850 FDI＋0.8810 EX－3.5105 MKT （12）
（9.5033）（11.2306） （1.5173） （－4.6591）
从方程（12）的结果可以看出，1979—2009年中国投资水平、外资利用、对外贸易、非国有经济发展与劳动生产率存在长期均衡的协整关系，其中，投资水平、外资利用和对外贸易与劳动生产率存在正的相关
关系，二非国有经济比率与劳动生产率之间是负向作用关系。这说明1979—2009年间，中国资本投入、利用外资和贸易依存度的提高，总体上有理由劳动生产率增长；而非国有经济的发展对劳动生产率的增长是不利因素。
（三）格兰杰因果关系检验
由于△lny、△K、△FDI、△EX与△MKT序列均为I（1）过程，且变量之间在滞后期内存在稳定的协整关系，为了进一步验证资本投入、外资利用、贸易依存度、非公有经济与劳动生产率之间的关系，就需要就各变量分别对劳动生产率进行格兰杰因果关系检验。滞后期依据前文的最佳滞后期检验结果选择，检验结果见表4。
依据对表4的分析发现，在5%的显著水平下，1979—2009年劳动生产率与非国有经济发展之间存在单向因果关系，非国有经济发展是劳动生产率的格兰杰原因。资本投入、外资利用、外贸依存度与劳动生产率之间为非格兰杰因果关系。即资本深化、外资利用、对外贸易发展没有成为劳动生产率增长的格兰杰原因。而劳动生产率增长也没有成为三者
的格兰杰原因。
三、研究结论
本文借助总生产函数的传统分析框架，对模型进行扩展，采用1979—2009年时间序列样本数据，运用单位根检验、协整检验和格兰杰因果检验，研究了资本投入、外资利用、对外贸易、非国有经济与劳动生产率之间的关系。经验分析表明：资本投入、外资利用、对外贸易与劳动生产率之间存在正向关系，而非国有经济发展与劳动生产率之间呈负相关关系。格兰杰因果关系检验显示资本投入、外资利用、外贸依存度与劳动生产率之间为非格兰杰因果关系，非国有经济与劳动生产率具有单向格兰杰因果关系。
参考文献：
[1] 高帆，石磊．中国各省份劳动生产率增长的收敛性：1978—2006[J]．管理世界，2009（1）．
[2] 范剑勇．产业集聚与地区间劳动生产率差异[J]．经济研究，2006（11）．
[3] 汪小平．中国农业劳动生产率增长的特点与路径分析[J]．数量经济技术经济研究，2007（4）．
[4] 柯善咨，姚德龙．工业集聚与城市劳动生产率的因果关系和决定因素——中国城市的空间计量经济联立方程分析[J]．数量经济技术经济研究，2008，25（12）．
[5] CICCONE，A．Agglomeration Effects in Europe[J]．European Economic Review，
2002，46（2）．
[6] 郭庆旺，赵志耘、贾俊雪．中国省份经济的全要素生产率分析[J]．世界经济，2005（5）．
[7] 高帆，石磊．中国各省份劳动生产率增长的收敛性：1978—2006[J]．管理世界，2009（1）．
[8] GLAESER，E．L．and RESSEGER，M．G．The Complementarity Between Cities and Skills[J]．Journal of Regional Science，2010，50（1）．
[9] 温涛，冉光和，熊德平．中国金融发展与农民收入增长[J]．经济研究，2005（9）．
[10] 冉光和，曹跃群．资本投人、技术进步与就业促进[J]．数量经济技术经济研究，2007（2）．