李鐘林，丁寶才，李圣華

依據(jù)結(jié)構(gòu)收益假說(shuō)可知，區(qū)域經(jīng)濟(jì)開(kāi)發(fā)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響，且在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從較低產(chǎn)業(yè)向勞動(dòng)投入附加值較高的產(chǎn)業(yè)演變。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和生產(chǎn)率提高的重要因素，且它們之間的因果關(guān)系是相互的。

隨著我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革的不斷深化，延邊地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也在不斷演變，改革開(kāi)放之前形成的門(mén)類(lèi)比較齊全的制造業(yè)結(jié)構(gòu)，逐漸演變成以幾個(gè)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)為主導(dǎo)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。不過(guò)，總體上，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍然處于比較初級(jí)的階段，這就勢(shì)必影響制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。

本文擬以延邊地區(qū)制造業(yè)結(jié)構(gòu)變化的特征探索其對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響，并提出通過(guò)優(yōu)化延邊地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)提高制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的對(duì)策建議。

一、文獻(xiàn)綜述

庫(kù)茲涅茲（1979）說(shuō)：“如果沒(méi)有各部門(mén)的份額發(fā)生相應(yīng)的變化，就無(wú)法實(shí)現(xiàn)人均資本或人均勞動(dòng)產(chǎn)品的高增長(zhǎng)率”，[1](15～131)這意味著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和生產(chǎn)率增長(zhǎng)的重要因素，這一假說(shuō)是增長(zhǎng)會(huì)計(jì)的核心原則。在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中，勞動(dòng)和資本從低生產(chǎn)率的制造業(yè)行業(yè)向高生產(chǎn)率的制造業(yè)行業(yè)轉(zhuǎn)移，結(jié)果，除了行業(yè)結(jié)構(gòu)內(nèi)的生產(chǎn)率增長(zhǎng)以外，還能夠帶動(dòng)制造業(yè)總生產(chǎn)率的增長(zhǎng)，這稱(chēng)之為“結(jié)構(gòu)收益假說(shuō)”[2](371～392)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演變通常是從輕工業(yè)結(jié)構(gòu)向重工業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)移，而輕工業(yè)資本與勞動(dòng)力的比率相對(duì)較低，重工業(yè)資本與勞動(dòng)力的比率相對(duì)較高，并且資本密集型活動(dòng)的勞動(dòng)生產(chǎn)率通常更高，因此，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從輕工業(yè)向重工業(yè)的轉(zhuǎn)變會(huì)使制造業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)。

延邊地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制進(jìn)入市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制后發(fā)生了較大變化，上世紀(jì)90年代大部分制造業(yè)企業(yè)逐漸被淘汰出局。李鐘林（2001）利用偏離-份額分析法及Esteban-Marquillas模型分析20世紀(jì)90年代的延邊地區(qū)工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，結(jié)果表明，隨著90年代工業(yè)結(jié)構(gòu)惡化，工業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力趨于衰退。[3]他又于2013年以動(dòng)態(tài)偏離-份額分析法對(duì)三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了分析，得出延邊地區(qū)三次產(chǎn)業(yè)皆處于競(jìng)爭(zhēng)劣勢(shì)的結(jié)果，不過(guò)，第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展勢(shì)頭尚好。[4]2021年，基于ANOVA模型對(duì)延邊地區(qū)制造業(yè)進(jìn)行了偏離-份額分析，結(jié)果表明，延邊地區(qū)制造業(yè)總體競(jìng)爭(zhēng)力與國(guó)內(nèi)水平相比較弱，大部分行業(yè)處于競(jìng)爭(zhēng)劣勢(shì)，僅有少數(shù)傳統(tǒng)行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力較為突出，但這不足以改變整個(gè)延邊制造業(yè)整體競(jìng)爭(zhēng)力水平。[5]另外，李鐘林（2007）利用增長(zhǎng)會(huì)計(jì)模型對(duì)延邊工業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果顯示，20世紀(jì)90年代末以來(lái)，全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率得到明顯提高，表明延邊工業(yè)運(yùn)行好轉(zhuǎn)。但同時(shí)又看到傳統(tǒng)行業(yè)的技術(shù)進(jìn)步率有待提高。

二、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響

偏離-份額分析法是結(jié)構(gòu)變化對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)影響的常用分析方法。在偏離-份額分析中，我們可以把勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)分解為制造業(yè)行業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)率增長(zhǎng)和結(jié)構(gòu)變化的影響效應(yīng)。假設(shè)LPi（i=1，…，n）表示制造業(yè)i行業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率水平，Si表示i行業(yè)就業(yè)再制造業(yè)總就業(yè)中的比重，且上標(biāo)0和T分別表示起始和結(jié)束（0，T）期，那么t期的勞動(dòng)生產(chǎn)率可以寫(xiě)成如下形式：

由此可以得到（0，T）期內(nèi)始末兩個(gè)時(shí)期勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)，即：

公式（2）將勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)分解為行業(yè)內(nèi)生產(chǎn)率增長(zhǎng)（等式右邊第一項(xiàng)）、結(jié)構(gòu)變化影響的靜態(tài)偏離效應(yīng)（第二項(xiàng)）和動(dòng)態(tài)偏離效應(yīng)（第三項(xiàng)）。靜態(tài)偏離效應(yīng)測(cè)定勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)是起始期勞動(dòng)力由勞動(dòng)生產(chǎn)率水平低的行業(yè)向勞動(dòng)生產(chǎn)率水平高的行業(yè)轉(zhuǎn)移所帶來(lái)的生產(chǎn)率增長(zhǎng)，而動(dòng)態(tài)偏離效應(yīng)反映勞動(dòng)力向勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率更高的行業(yè)的轉(zhuǎn)移所帶來(lái)的生產(chǎn)率增長(zhǎng)。

根據(jù)結(jié)構(gòu)收益假說(shuō)模型，本文選取2000—2016年間延邊地區(qū)規(guī)模以上制造業(yè)24個(gè)行業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值、資產(chǎn)總計(jì)、年平均從業(yè)人數(shù)。延邊地區(qū)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的偏離-份額測(cè)算結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 延邊地區(qū)制造業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)偏離-份額測(cè)算結(jié)果

由表1可以看出，延邊地區(qū)制造業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率不斷上升，但基本上靠行業(yè)內(nèi)部效應(yīng)來(lái)實(shí)現(xiàn)，而結(jié)構(gòu)變化所引起的勞動(dòng)生產(chǎn)率上升效應(yīng)并不明顯，反而在某些時(shí)間產(chǎn)生了負(fù)效應(yīng)。2000-201 0年間，勞動(dòng)力在制造業(yè)行業(yè)中勞動(dòng)生產(chǎn)率更高的行業(yè)間轉(zhuǎn)移對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的上升起到了積極作用，而進(jìn)入2010年代之后則產(chǎn)生了負(fù)效應(yīng)。

三、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響

全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的測(cè)算則利用增長(zhǎng)會(huì)計(jì)模型，并選取柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，且假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)為規(guī)模報(bào)酬不變函數(shù)，以便消除?？怂怪行约夹g(shù)變化，即：

其中，Li，Ki分別為勞動(dòng)投入和資本投入，Ai為全要素生產(chǎn)率水平。利用式（3），總產(chǎn)量增長(zhǎng)可以寫(xiě)成所有行業(yè)的總和，即：

其中，ρi=Yi/∑iYi，是i行業(yè)總產(chǎn)值在制造業(yè)總產(chǎn)值中的份額。相對(duì)于行業(yè)TFP增長(zhǎng)的制造業(yè)TFP總增長(zhǎng)包含因要素向更高生產(chǎn)率的行業(yè)轉(zhuǎn)移而產(chǎn)生的額外增長(zhǎng)。這種額外增長(zhǎng)不是來(lái)自行業(yè)內(nèi)的技術(shù)變化，而是來(lái)自行業(yè)間技術(shù)變化差異，這被馬塞爾（1961年）稱(chēng)為行業(yè)間技術(shù)變化。制造業(yè)總體的TFP增長(zhǎng)與以產(chǎn)出加權(quán)的行業(yè)TFP增長(zhǎng)之間的差異稱(chēng)為總再分配效應(yīng)（TR

E），可以使用式 (4)計(jì)算。

其中，li=Li/L為行業(yè)勞動(dòng)力占制造業(yè)總勞動(dòng)力的份額，ki=Ki/K行業(yè)資本占制造業(yè)總資本的份額。等式右邊第一項(xiàng)表示勞動(dòng)份額變動(dòng)對(duì)總要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響，第二項(xiàng)表示資本變動(dòng)的影響。式 (5)可以改寫(xiě)為強(qiáng)調(diào)不均衡的情況下，要素的轉(zhuǎn)移所引起的全要素增長(zhǎng)：

其中，fLi和fKi分別是勞動(dòng)和資本的邊際生產(chǎn)率，fL和fK是制造業(yè)整體的平均勞動(dòng)和資本的邊際生產(chǎn)率水平。如果勞動(dòng)和資本增長(zhǎng)高于平均邊際生產(chǎn)率增長(zhǎng)，總再分配效應(yīng)將是正的。

延邊地區(qū)制造業(yè)總要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的測(cè)算結(jié)果如表2所示，2001-2016年間，增長(zhǎng)不大，通過(guò)行業(yè)內(nèi)效應(yīng)和總再分配效應(yīng)值測(cè)算結(jié)果可知，整個(gè)期間主要是以行業(yè)內(nèi)效應(yīng)實(shí)現(xiàn)的。不過(guò)，進(jìn)入2010年代以后，在總再分配效應(yīng)下實(shí)現(xiàn)了總要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，尤其是勞動(dòng)再分配效應(yīng)和資本再分配效應(yīng)的測(cè)算值均為正值，意味著結(jié)構(gòu)收益假說(shuō)產(chǎn)生了一定影響。這是因?yàn)?000年以后延邊地區(qū)工業(yè)發(fā)展重點(diǎn)以資源開(kāi)發(fā)為主，2010年以后則轉(zhuǎn)向傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)和相對(duì)優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)為主的發(fā)展戰(zhàn)略。

表2 基于24個(gè)行業(yè)的制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的分解

四、基于Verdoorn效應(yīng)的偏離-份額分析

傳統(tǒng)偏離-份額分析法以供給側(cè)為導(dǎo)向，認(rèn)為需求變化由外因決定，而忽視了需求效應(yīng)對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的影響。傳統(tǒng)偏離-份額分析法基于許多假設(shè)，低估了資源再分配對(duì)全要素生產(chǎn)率的實(shí)際重要性，即結(jié)構(gòu)性變化引起具有強(qiáng)大關(guān)聯(lián)和溢出效應(yīng)的動(dòng)態(tài)行業(yè)轉(zhuǎn)變時(shí)，低估了結(jié)構(gòu)性變化的影響。事實(shí)上，一個(gè)行業(yè)內(nèi)部產(chǎn)出增長(zhǎng)率與全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)之間具有雙向影響的良性循環(huán)，這稱(chēng)為Verdoorn（維多恩）效應(yīng)。

基于Verdoorn效應(yīng)，傳統(tǒng)偏離-份額分析可修改如下：

其中，εi為行業(yè)的維多恩彈性，即TFP的產(chǎn)出彈性。因此，如果生產(chǎn)要素流入到生產(chǎn)率較高的行業(yè)或維多恩彈性較高的行業(yè)，則制造業(yè)整體再分配效應(yīng)（TRE）是正的。

設(shè)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)與產(chǎn)出增長(zhǎng)率之間的線性關(guān)系為如下形式：

即在式(8)中，全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)為產(chǎn)出增長(zhǎng)的線性函數(shù)模型，其中β0表示維多恩彈性。不過(guò)，因TFP增長(zhǎng)被定義為產(chǎn)出增長(zhǎng)減去投入增長(zhǎng)，如式(3)所示，產(chǎn)出出現(xiàn)在等式兩側(cè)，從而存在偽相關(guān)性。為消除這種偽相關(guān)關(guān)系，McCombie和DeRidder（1984）提出了以下回歸模型：

其中，di為虛擬變量，被觀測(cè)產(chǎn)業(yè)取值為1，其他產(chǎn)業(yè)取值為0。

以傳統(tǒng)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)為主的工業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略所引導(dǎo)的延邊地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)延邊地區(qū)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)起到了積極的作用。延邊地區(qū)制造業(yè)24個(gè)行業(yè)的維多恩彈性值測(cè)算結(jié)果如表3所示。在24個(gè)制造業(yè)行業(yè)中，維多恩彈性值大于零的行業(yè)有酒·飲料和茶制造業(yè)、煙草制品業(yè)、紡織業(yè)、紡織服裝·服飾業(yè)、皮革·皮毛·羽毛及其制品業(yè)和制鞋業(yè)、木材加工和木·竹·藤·棕·草制品、醫(yī)藥制造業(yè)、有色金屬冶煉和壓延加工業(yè)、金屬制品業(yè)、通用設(shè)備制造業(yè)、汽車(chē)制造業(yè)、電器機(jī)械和器材制造業(yè)等12個(gè)行業(yè)，這些行業(yè)帶動(dòng)了延邊地區(qū)制造業(yè)整體全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)，尤其是電器機(jī)械和器材制造業(yè)、煙草制品業(yè)、酒·飲料和茶制造業(yè)、有色金屬冶煉和壓延加工業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、木材加工和木·竹·藤·棕·草制品等維多恩彈性值列前茅的行業(yè)多數(shù)作為延邊地區(qū)的傳統(tǒng)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)為延邊地區(qū)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)起到了較為凸現(xiàn)的作用。

表3 延邊地區(qū)制造業(yè)24個(gè)行業(yè)維多恩彈性值(2001-2016)

五、結(jié)論

對(duì)延邊地區(qū)制造業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的偏離-份額分析顯示，勞動(dòng)生產(chǎn)率上升基本依靠行業(yè)內(nèi)部效應(yīng)來(lái)實(shí)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化效應(yīng)不明顯。而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)產(chǎn)生了一定的效應(yīng)，尤其是調(diào)整經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略之后結(jié)構(gòu)收益假說(shuō)產(chǎn)生了一定的影響?；诰S多恩效應(yīng)的偏離-份額分析進(jìn)一步表明，延邊地區(qū)制造業(yè)傳統(tǒng)行業(yè)為主導(dǎo)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)產(chǎn)生了積極作用。

今后，延邊地區(qū)應(yīng)繼續(xù)優(yōu)化以傳統(tǒng)制造業(yè)為主導(dǎo)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，并進(jìn)一步強(qiáng)化對(duì)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的傾斜扶持政策，以便不斷促進(jìn)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。一是要推進(jìn)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的規(guī)模化、集群化；二是要增強(qiáng)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的科技含量；三是完善主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的數(shù)字化以適應(yīng)時(shí)代的需要。從而以主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)帶動(dòng)延邊地區(qū)制造業(yè)整體全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。