陳志剛，程慧平，2

（1湖北工業(yè)大學管理學院，湖北武漢430068；2南京大學信息管理學院，江蘇 南京210093）

由于信息服務業(yè)在國民經(jīng)濟中占有重要地位，越來越多的學者從不同角度對信息服務業(yè)領域進行研究，但就全要素生產(chǎn)率對產(chǎn)業(yè)增長貢獻率進行探討的比較少見。國內(nèi)學者針對服務業(yè)（包含信息服務業(yè)）生產(chǎn)率的貢獻率進行測算主要有：徐宏毅（2004）發(fā)現(xiàn)1992－2002年（1993年除外）服務業(yè)全要素生產(chǎn)率增長對中國服務業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻率達到42.5%［1］；陳銀娥（2008）測算出1978－2005年技術進步對服務業(yè)增長的貢獻率為31.63%，1978－1990年為43.82%，1991－2005年為22.29%［2］；王楠（2009）發(fā)現(xiàn)中國1978－2008年全要素生產(chǎn)率（技術進步）對經(jīng)濟增長貢獻率達到53.51%［3］；王恕立等（2012）發(fā)現(xiàn)，2004－2010年間我國信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)增長率為10.11%，TFP的平均貢獻率為28.97%［4］。為了拓展國內(nèi)現(xiàn)有針對服務業(yè)的研究成果，筆者以信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)（下稱信息服務業(yè)）為例，針對1991－2010年中國國家層面信息服務業(yè)全要素生產(chǎn)率進行測度與分析。

1 數(shù)據(jù)處理與研究方法

1.1 指標選擇與數(shù)據(jù)處理

1.1.1 指標選擇 選取《中國統(tǒng)計年鑒1992－2011》的全國信息服務業(yè)產(chǎn)值（1991－2002年郵電通信業(yè)產(chǎn)值，2003－2010年信息傳輸、計算機服務與軟件業(yè)產(chǎn)值），以及從業(yè)人員數(shù)和資本存量作為分析數(shù)據(jù)。

1.1.2 數(shù)據(jù)處理

1）產(chǎn)值。采用GDP平減指數(shù)對信息服務業(yè)產(chǎn)值進行調(diào)整，以剔除通貨膨脹（緊縮）造成核算結(jié)果的虛增（虛減）影響。對1991－2000年信息服務業(yè)產(chǎn)值，將1991年的GDP增長指數(shù)換算為2001年為100的GDP指數(shù)，通過2001年為基期的GDP指數(shù)換算出按2001年不變價格，計算得到實際信息服務業(yè)產(chǎn)值，數(shù)據(jù)處理辦法見文獻［5］。

2）資本存量。通過對投入產(chǎn)出的考察，信息服務業(yè)固定投資約占交通運輸、倉儲和郵政業(yè)固定資產(chǎn)投資35%左右［6］。

3）信息服務業(yè)就業(yè)人員。1991－2002年用各地區(qū)郵電通信業(yè)職工人數(shù)，2003－2010年用各地區(qū)信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)（年底數(shù)）。各變量數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 1991－2010年中國信息服務業(yè)總量層面原始指標描述性統(tǒng)計

1.2 研究方法

全要素生產(chǎn)率是指“在投入要素稟賦結(jié)構條件不變的情況下，通過生產(chǎn)技術改善得到更多的產(chǎn)出”，它從宏觀上衡量生產(chǎn)率，也被視為技術進步指標。用傳統(tǒng)的C－D生產(chǎn)函數(shù)，根據(jù)Solow增長方程研究技術進步的假定，在規(guī)模報酬不變的假設下（即資本與勞動的彈性系數(shù)之和為1），結(jié)合?？怂梗℉icks）中性技術進步模型（即勞動彈性和資本彈性不隨技術進步而變化）全要素生產(chǎn)率增長等價于技術進步率。索洛（Sol ow）殘余是指經(jīng)濟增長中除資本和勞動的增加外，將其他不可觀察的剩余歸結(jié)為技術進步，即全要素生產(chǎn)率增長率。因此，我國信息服務業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)［7－8］

式中：At為第t年技術進步水平，兩邊取自然對數(shù)得：

l n（Yt）＝l n（At）＋αl n（Kt）＋βl n（Lt）＋μt.（1）為了消除多重共線性問題，假設資本、勞動力的投入量與產(chǎn)出量同等速度增加，即規(guī)模報酬不變的假設下，則式（1）回歸方程變?yōu)椋?/p>

代表第t年勞動生產(chǎn)率，Kt／Lt反映第t年生產(chǎn)要素資源稟賦結(jié)構。

全要素生產(chǎn)率計算公式為

全要素生產(chǎn)率增長率

式中，α，β分別代表資本和勞動的彈性系數(shù)，y代表產(chǎn)值，k代表資本，l為勞動力的增長率。表明信息服務業(yè)技術進步速度（即全要素生產(chǎn)率增長率）＝產(chǎn)出增長速度－（勞動力、資本投入要素增長率的加權和），其權數(shù)為勞動和資本要素的生產(chǎn)彈性（勞動產(chǎn)出彈性乘勞動增長率＋資本產(chǎn)出彈性乘資本增長率），即索洛余值法。

D－W（德賓－沃森）檢驗是變量序列自回歸是否存在一階自相關性的最常用方法，該方法適用于大樣本（一般要求樣本量至少為15）。D－W檢驗統(tǒng)計量的下臨界值dL和上臨界值dU，當dU≤d≤4－dU，接受原假設，序列不存在自相關。D值愈接近2，判斷無自相關性把握越大［9］。即當D.W.值在2附近，認為序列不相關；當D.W.值小于2，認為存在正序列相關；當D.W.值在（2，4）區(qū)間內(nèi)時，認為存在負序列相關。

2 中國信息服務業(yè)全要素生產(chǎn)率（1991－2010）

本文研究的時間序列為1991－2010年，樣本量為20，滿足DW檢驗基本要求，通過Eviews6.0軟件進行回歸檢驗，結(jié)果如表2所示，顯示：經(jīng)過一階廣義差分自回歸后，樣本量n＝19，k＝1時，在5%顯著性水平下，查表可得到dL＝1.180，dU＝1.401，d＝2.144，滿足1.401＜d＜2.599，調(diào)整后可決系數(shù)分別為0.995，F(xiàn)統(tǒng)計值為1895.849，F(xiàn)統(tǒng)計量相伴概率為0.000。因此，D.W.＝2.003在2附近，認為經(jīng)過一階差分變換后的模型不存在序列相關性，且技術設備率在5%水平下顯著。因此，模型擬合度較理想，解釋性強，能夠有效地揭示各變量之間的相互作用關系。α＝0.643，β＝1－α＝0.357，可以看到資本彈性遠大于勞動力彈性，這一結(jié)論與閆星宇等（2010）的結(jié)論“信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)對資本依賴特別嚴重，屬于資本密集型行業(yè)”［10］相吻合?？梢姡覈畔⒎諛I(yè)是資本密集型產(chǎn)業(yè)。

表2 信息服務業(yè)Solow增長速度方程模型

根據(jù)要素貢獻率計算公式：要素貢獻率＝要素彈性×（要素增長速度／產(chǎn)出增長速度），可以測算出1991－2010年我國信息服務業(yè)勞動力、資本要素及全要素生產(chǎn)率貢獻率，結(jié)果如表3所示。通過上述分析：我國20年來信息服務業(yè)產(chǎn)值平均增長速度為26.05%，反映了信息服務業(yè)在國民經(jīng)濟中占據(jù)重要的地位；資本貢獻率達到46.39%，TFP貢獻率為46.82%，反映全要素生產(chǎn)率增長對信息服務業(yè)的經(jīng)濟增長起到了重要的推動作用。同時，全要素生產(chǎn)率增長與生產(chǎn)要素貢獻率水平相當，信息服務業(yè)未來的發(fā)展既取決于生產(chǎn)要素投入的擴大，又決定于生產(chǎn)率增長。因此未來我國信息服務業(yè)發(fā)展必須以資本投入作為基石，以技術進步作為推動力。20年間，我國信息服務業(yè)資本平均增長速度為6.61%，勞動力為3.64%，全要素生產(chǎn)率增長率為20.51%，反映出生產(chǎn)率的增長才是信息服務業(yè)經(jīng)濟增長的動力。根據(jù)王乃靜（2007）提出的經(jīng)濟增長方式判斷標準，我國信息服務業(yè)目前處于相對粗放型經(jīng)濟增長方式［11］。

表3 全要素生產(chǎn)率、勞動、資本要素貢獻率

信息服務業(yè)產(chǎn)值、資本、勞動力、全要素生產(chǎn)率增長率見圖1?？梢娙厣a(chǎn)率增長率與信息服務業(yè)經(jīng)濟增長演變進程基本一致，說明生產(chǎn)率提升是促進信息服務業(yè)實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的源動力。

3 全要素生產(chǎn)率增長率與產(chǎn)值增長的相關性分析

全要素生產(chǎn)率增長率的主要作用是改變投入要素的比例，減少投入冗余，提高生產(chǎn)要素的利用水平。因此，為了考察全要素生產(chǎn)率增長率與勞動力、資本投入及信息服務業(yè)產(chǎn)值增長的相關性，本文建立以下線性模型：

借助Eviews6.0軟件，運用普通最小二乘法OLS進行回歸，結(jié)果如表4所示，可見全要素生產(chǎn)率增長率模型中，經(jīng)過二階廣義差分自回歸后，樣本量n＝18，k＝3時，在5%顯著性水平下，dL＝0.933，dU＝1.696，d＝2.144，滿足1.696＜d＜2.304，調(diào)整后可決系數(shù)分別為1.000，F(xiàn)統(tǒng)計量相伴概率為0.000；技術效率變化模型中，樣本量n＝20，k＝3時，在5% 顯著性水平下，dL＝0.998，dU＝1.676，d＝1.740，滿足1.676＜d＜2.324，調(diào)整后可決系數(shù)分別為0.955，F(xiàn)統(tǒng)計量相伴概率為0.000，均可以反映出模型自相關性基本不存在，模型擬合較好。全要素生產(chǎn)率增長率模型中，全要素生產(chǎn)率增長率模型系數(shù)均大于勞動和資本系數(shù)，表明全要素生產(chǎn)率提升是中國信息服務業(yè)實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展必選之路，由粗放型、資源型增長向集約型、技術型增長方式轉(zhuǎn)變才是信息服務業(yè)發(fā)展穩(wěn)定增長的長久之計。

圖1 信息服務業(yè)產(chǎn)值、資本存量、勞動力、全要素生產(chǎn)率增長率

表4 全要素生產(chǎn)率增長率、資本存量增長率、勞動增長率相關性分析

［1］徐宏毅.中國服務業(yè)生產(chǎn)率的實證研究［J］.工業(yè)工程與管理，2004（5）：73－76.

［2］陳銀娥，魏君英，廖宇航.中國服務業(yè)增長中的技術進步作用研究［J］.華中科技大學學報（社會科學版），2008（5）：48－52.

［3］王 楠.中國改革開放三十年的技術進步與經(jīng)濟增長——基于TFP的實證研究［J］.經(jīng)濟研究導刊，2009（31）：1－2.

［4］王恕立，胡宗彪.中國服務業(yè)分行業(yè)生產(chǎn)率變遷及異質(zhì)性考察［J］.經(jīng)濟研究，2012（4）：15－27.

［5］石風光，李宗植.要素投入、全要素生產(chǎn)率與地區(qū)經(jīng)濟差距——基于中國省區(qū)數(shù)據(jù)的實證分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2009（12）：19－31.

［6］陳 亮.信息化對工業(yè)化的推動作用研究［D］.武漢：華中科技大學，2011（6）：42－44.

［7］王文博.計量經(jīng)濟學——模型、方法及應用［M］.第二版.西安：西安交通大學出版社，2011（4）：212－215.

［8］蔣晶晶，馮邦彥.廣東省要素投入與全要素生產(chǎn)率的實證分析［J］.廣東商學院學報，2011（1）：76－82.

［9］趙衛(wèi)亞.計量經(jīng)濟學教程［M］.第二版.上海財經(jīng)大學出版社，2010（7）：263－264.

［10］閆星宇，張月友.我國現(xiàn)代服務業(yè)主導產(chǎn)業(yè)選擇研究［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2010（6）：75－84.

［11］王乃靜，王立平.技術創(chuàng)新對山東經(jīng)濟增長的貢獻研究［J］.山東經(jīng)濟，2007（6）：123－126.