开放条件下中国收入增长的效率及结构特征：1981—2010

        内容提要：本文在开放条件下通过参数和非参数方法对中国1981—2010年国民收入增长状况及其特征进行了核算。结果显示尽管中国国民收入和经济增长取得了举世瞩目的成就，但近年来全要素增长率持续下滑，国民收入增加主要依靠资本投入，可持续增长的基础并不牢固。贸易条件的恶化也在一定程度上蚕食了产出对收入增加的贡献。本文还对中国要素、产出以及两者价格之间的弹性关系进行了核算，获得了关于中国经济结构的多方面动态特征。这些特征对于中国经济结构调整和政策选择具有一定的参考价值。
    关键词：国民收入，超越对数生产函数，贸易条件，全要素生产率
        作者简介：范志勇，中国人民大学经济学院；毛学峰，中国人民大学农业与农村发展学院 
    一、引言
    比收入增长更重要的问题是国民收入增加，毕竟最终决定福利水平的因素是收入而非产出。在开放经济中，贸易条件的变化可能会造成收入增加与产出增长之间存在较大差异。发展经济学家早就意识到发展中大国在某些极端条件下可能会出现“增产不增收”甚至“贫困化增长”现象；而在现实中经济学家也发现了某些发达国家通过贸易条件改善在低经济增长条件下实现快速国民收入增加的反例（Kohli，2003）。近年来中国经济增长率全球领先，但贸易条件恶化程度同样引人注目。根据世界发展指数（WDI）显示，以2000年为100，2010年中国贸易条件指数仅为75.7，这势必对中国国民收入增加造成重要影响。^①由于贸易条件改善本身并不能直接带来就业增长，也无法象GDP指标那样直接反映宏观经济状况的改善，因而在很大程度上被中国的政策实践所忽略。Diewert&Morrison（1986）发现贸易条件改善与技术进步对国民收入增加的效果非常类似。关于经济指数理论（Economic Index Theory）研究也发现贸易条件变动时，实际国内生产总值增长率指标会歪曲国民收入及居民福利的变化情况；贸易条件改善时，经济增长低估国民收入增加；而当贸易条件恶化时，经济增长又会高估国民收入增加。
    近年来贸易条件恶化究竟给中国国民收入造成了多大的损失？采取WDI数据库所公布的中国国内支出价格指数对名义GDP进行平减得到实际GDI指数，进而与国家统计局公布的实际GDP指数进行对比可以发现，贸易条件恶化导致部分年份实际GDI增长率与实际GDP增长率存在较大差异。^②2001年到2010年10年间中国实际GDP增长率平均为10.3%，实际GDI增长率仅为9.4%，低于实际GDP增长率约1个百分点。在此期间实际GDP增长率标准差为1.8%，而实际GDI的标准差达到3.7%，见表1。可见贸易条件的持续恶化已经对中国国民收入造成了显著的负面影响，不仅在一定程度上造成中国经济“增产不增收现象”，还加大了中国国民收入的波动性。

    根据国家统计局公布的数据得到的仅是初步结论，围绕着中国国民收入增长的源泉、可持续性以及贸易条件的影响，本文进一步展开如下工作：首先，我们根据生产理论和经济指数方法，构建了中国Trnqvist国内支出价格指数、要素投入指数和国内生产总值指数等指标，核算了贸易条件以及各类因素对国民收入增长的贡献；其次，本文首次在开放条件下通过对中国超越对数形式GDP函数进行计算，研究了全要素生产率进步的特征，并在此基础上估计了价格因素和要素投入产出增长及其相互间和收入增加的影响，这在一定程度上填补了国内研究的空白。
    二、开放条件下收入核算模型文献及贸易条件改变的收入效应
    20世纪70年代两次石油危机期间，经济学家注意到石油进口国经济核算指标（特别是GDP或GNP）的异常表现，并开始研究贸易条件变化对国民收入核算的影响，如Hamada&Iwata（1984）。经济学家发现，当贸易条件发生剧烈变化时，经济增长率指标不仅无法准确反映，甚至可能完全扭曲一国实际收入变化的方向。为了便于说明，我们首先界定本文所讨论的国民收入概念。在相关文献中，名义国民收入等同于名义国民生产总值，名义国民收入经“国内支出价格指数”平减后即得到实际国民收入。^④“国内支出价格指数”是指国内居民、政府所购买的消费品和投资品的价格指数。进口产品由于需要经过国内运输、分销等环节才能被最终使用，因此生产理论假定进口产品全部为中间产品，用于最终消费和投资的产品全部由国内生产，因此国内支出价格指数是衡量收入购买力变化的适宜指标。这些定义在相关研究中得到广泛应用，例如Kohli（2004）、Feenstra et al.（2009）和Feenstra et al.（2012）等。本文遵从上述定义，在下文中用实际GDI表示实际国民收入。
    （一）贸易条件为什么会扭曲收入核算
    Hamada&Iwata（1984）、Kohli（2004）等研究指出贸易条件改变时经济增长率指标可能会扭曲收入增减的事实，那么原因究竟是什么呢？在现行国民经济核算体系下，用以对名义GDP进行缩减的GDP平减指数实际上是通过对国内支出（最终消费和最终投资）价格指数、出口品价格指数和进口品价格指数加权平均得到的，而进口品价格指数的权重为负值。给定其他条件不变，进口品价格上升（意味着贸易条件恶化）将会导致GDP平减指数下降，从而导致以实际GDP表示的收入上升，这显然与消费者福利下降的事实相冲突。
    与实际GDP侧重关注产出变化不同，实际GDI更多关注国民收入购买能力的变化。由于在核算实际GDI时采用的是国内支出价格指数，因此如果GDP平减指数高于国内支出价格指数就会导致实际GDP低于实际GDI，从而认定为实际GDP低估了收入增长；反之则认定为实际GDP高估了收入增长。贸易条件变化对收入核算的扭曲实际上就是由于GDP平减指数和国内支出价格指数的差异造成的。Kohli（2004）在一个两国、两种商品的非完全分工模型中说明两种产品在产出和消费中的比例差异越大，GDP平减指数和国内支出价格指数差异越大，贸易条件的扭曲效果越明显。该研究还发现当技术和生产要素不变时，贸易条件改变也可能导致实际GDP指数变动，因此开放条件下收入核算应该将贸易条件连同其他因素一起纳入到分析框架之内。
    （二）开放条件下的收入增长核算和贸易条件福利效应核算
    20世纪80年代中期之后，随着生产理论和经济指数理论的发展，经济学家开始从生产和收入角度间接衡量贸易条件改变的复利效应。^⑤基于生产理论的研究方法具有以下特点：首先，通过测算贸易条件对国民收入的影响间接反映其福利效用而非直接测算贸易条件改变对效用水平的直接影响；其次，基于生产理论的定量研究多以名义国民收入为起点，通过构建国内支出价格指数，以实际国民收入作为研究对象；第三，核算过程中进、出口商品均作为中间产品处理；第四，该方法能够分解出所有影响名义国民收入的因素，包括国内价格、全要素生产率、要素投入和贸易条件等；第五，在实证方法上可以采用参数估计方法，也可以采用经济指数方法。
    具体来说，在完全竞争、规模报酬不变和厂商利润最大化假设下GDP函数可以表示为：

    其中，z是名义GDP函数，净产出向量一般被分为国内最终使用的产品D（包含最终消费和最终投资）、出口品X和进口品M，产品的数量和价格分别用y_it和P_jt表示，i∈{D，X，M}；要素投入为x_jt，j∈{L，K}，L和K分别表示劳动和资本，t表示当期GDP函数的技术特征。^⑥在实证研究中，GDP函数可以采取超越对数函数形式，其优势在于函数形式灵活，可以提供其他形式GDP函数对数的二阶近似，具体形式参见方程（2）。^⑦

    在此基础上，可以对超越对数GDP函数进行参数估计或者通过构建统计指数核算各变量对名义国民收入的影响。
    1.开放条件下收入增长和贸易条件福利效应的核算：参数估计法
    通过方程（2）可以得到各类产出和要素收入在总产出中的比例，各类商品和要素收入在总产出的份额不仅取决于GDP函数的参数，还依赖于要素投入量和产品价格。Kohli（1978）采用似不相关模型对超越对数GDP函数和产出、要素收入份额方程进行回归，研究加拿大进口需求函数和出口供给函数；Fox&Kohli（1998）、Sun&Fulginiti（2007）采用该方法分别估计了贸易条件和技术进步对澳大利亚和台湾地区名义GDP的影响。然而该方程需要对大量的参数进行估计，对样本数要求较高，在一定程度上限制了该方法的使用。根据此方法名义国民收入增长率可以被分解为方程（3）的形式。^⑧

    其中si和sh分别表示各类产出和要素收入在总产出中的比例，m表示全要素生产率进步对收入的贡献。全要素生产率的变化被定义为方程（4）的形式，从中发现除了常数项之外还有两类因素影响全要素生产率进步：一是产品价格和要素投入（）；二是时间因素（ф_TTt），其中δ_iT和ф_hT可以被理解为全要素生产率进步对产品价格和要素投入的半弹性。

    2.开放条件下收入增长和贸易条件福利效应核算：经济指数法（非参数估计）
    Diewert（1976，1983）和Diewert&Morrison（1986）对经济指数理论的发展起了巨大的推动作用。相对于参数估计法，经济指数方法计算简便，对样本数量要求较低，因此在实证研究中得到广泛采用。在指数方法中，贸易条件改变对收入的影响可以表示为“当其他变量固定在某个基准水平时，进、出口价格分别取当期值与基期值时得到的两个不同名义产出的比值。”该方法源于Fisher&Shell（1972）、Samuelson&Swamy（1974）为反映价格变化对名义产出的影响而定义的“产出价格指数”。所谓“产出价格指数”是指给定要素投入和生产技术的基准水平，产出价格分别取当期水平和基期水平时名义产出的比值，其他变量的基准水平既可以是其基期水平也可以是其当期水平。Diewert（1983）发现，如果选择其他变量的基期水平做基准，那么拉氏产出价格指数将是“产出价格指数”的下限；而如果选择当期水平做基准，那么帕氏价格指数将是“产出价格指数”的上限。
    既然帕氏指数和拉氏指数分别提供了“产出价格指数”的上下限，那么两者通过指数平均得到的Fisher理想函数（Fisher Ideal Index）似乎对经济学家具有更强的吸引力，因而在实践中得到了广泛的应用。此外，Fisher理想指数还具有超级指数（Superlative Index）特征，可以在一定程度上克服特定名义GDP函数形式对核算结果造成的影响。^⑨Diewert&Morrison（1986）给出了核算各要素对名义产出贡献率的Fisher指数方程，其中国内支出价格指数贡献率可以表示为方程（5）的形式，其他要素的贡献也可以通过类似方法得到。

    和分别是拉氏和帕氏国内支出价格指数。尽管方程（5）所定义的指标具有极好统计特征，但由于部分指标无法直接观测到，因此在实际使用中受到一定的影响。
    超越对数形式GDP函数为解决Fisher指数难以直接计算的问题提供了可行途径。Kohli（1990）证明在超越对数GDP函数假设下，名义GDP指数可以分解为方程（6）的形式：

    其中Z_t，_t－1为t－1期到t期的名义GDP指数，P_{D，t，t－1}为国内支出价格指数，R_t，t－1为贸易条件指数，x_L，tt－1和x_k，tt－1分别为劳动投入和资本投入指数，A_ttt－1为全要素生产率指数。作者进一步指出只要GDP函数是超越对数形式，方程（6）中各指数均具有Trnqvist指数形式，其中Trnqvist指数形式的国内支出价格指数可以由方程（7）得到，其他指数可以通过方程（8）和（9）形式得到。

    
    其中s_x，t，s_M，t和s_h，t分别表示出口、进口和各类要素收入在总产出中的比例。
    在经济指数方法中，全要素生产率是名义GDP指数中未被解释的部分，因此在一定程度上成为一个黑箱。针对这一问题，有研究结合计量经济学和经济指数方法，在指数核算过程中以计量经济学方法中得到的名义GDP估计值而非统计值作为分解对象。名义GDP的估计值与统计值之差被解释为未被解释的全要素生产率（Sun&Fulginiti，2007）。  
        三、开放条件下中国收入增长核算：投入、全要素生产率和贸易条件
    下文中我们将重新构建Trnqvist价格指数和数量指数，对中国国民收入增长进行重新核算。
    （一）数据说明
    实际国民收入增长核算需要构建Trnqvist价格指数和要素投入指数，各指数构建过程说明如下。如无特别说明，本文原始数据来自WDI数据库。
    国内支出价格指数（P_Dt，t－1）和国内生产总值平减指数：国内支出被分解为最终消费和资本形成两部分，本文以最终消费和资本形成在总产出中的比例为权重对最终消费价格指数和资本形成价格指数进行加权平均得到Trnqvist国内支出价格指数。最终消费价格指数由现价消费支出和固定价格消费支出计算得到，资本形成价格可以通过相同方法得到。进一步通过国内支出价格指数、进出口价格指数可以构建Trnqvist国内生产总值平减指数，进出口价格指数根据进出口价值指数和数量指数计算得到。
    劳动和资本投入指数（x_{L，t，t－1}，x_{k，t，t－1}）：现有关于增长核算的研究对劳动投入数据取值较为一致，而在资本存量的估计方面存在较大分歧。尽管存在一定的缺陷，大多数研究采用《中国统计年鉴》公布的就业人口数；而除少数文献依照永续盘存法的基本原理对资本存量进行核算（如孙琳琳和任若恩，2005）外，多数研究采用简化的资本存量估计公式K_t=I_t/P_t＋（1－δ）K_t－1进行估计，其中I_t是投资，P_t是投资品价格，δ是折旧率。简化的估计方法对数据要求相对较低，便于延展，但准确性可能相对永续盘存法低。该方法需要涉及四方面的工作：初始年份资本存量的设定、历年投资流量指标的选取、投资价格指数的选取或构造以及折旧率的设定。当需估计的资本存量序列较长时，初始年份资本存量设定对后期估计精度造成的影响逐渐减小；但在其余的三个方面，包括投资流量指标、价格指数和折旧率设定，现有研究存在很大分歧。李宾和曾志雄（2009）对已有研究所采用的资本存量简化估计方法进行了比较，认为Holz（2006）更适宜估计中国资本存量数据，本文亦采用该方法并对其进行必要延展。^[11]
    劳动和资本收入在产出中的份额（sh）：在规模报酬不变技术假设下，不考虑间接税的影响，劳动收入和资本收入份额之和为1。以劳动收入份额为例，现有文献大致提供了三种估计方法：一是通过生产函数估计劳动和资本的产出弹性，从而得到劳动和资本收入份额，如张军和施少华（2003）、郭庆旺和贾俊雪（2005）；二是利用收入法GDP统计数据核算要素收入份额，如徐现祥和舒元（2009）；三是通过微观家庭调查数据来估计宏观层面劳动收入在总产出中的比重，如李宾等（2009）。第一种方法涉及到生产函数的估计，须以要素投入核算为基础，计算较为繁复，同时估算出来的数据多在样本期间固定不变；第二种方法由于经济体中或多或少存在劳动力自我雇佣现象（self－employed），会导致数据估计有偏（Gollin，2002；Krueger，1999），需要进行相应的调整，但该方法的好处是计算简便；第三种方法涉及众多统计数据的选取和计算，对数据质量要求较高，不免包含一定的误差。
    就实际数据而言，虽然通过《中国统计年鉴》“现金流量表（实物表）”中“劳动者报酬”在GDP中的比例可直接计算劳动收入份额，但该数据仅包含1993年之后的样本。徐现祥等（2009）借助分省收入法GDP数据核算全国劳动收入份额可以有效地弥补全国统计数据的不足，且数据相对容易获得。但白重恩和钱震杰（2009）指出该方法所得到2004年劳动收入份额下降一定程度上是由于统计口径变化造成的，从而导致前后数据不可比。李宾等（2009）采用“人均收入乘以人口数”的思路计算劳动收入在总产出中的比重，该方法避免了上述方法中由于统计口径调整造成的影响，但在核算过程中对数据要求较高，可能会存在一定的误差。通过比较，上述三种方法在估计劳动收入份额方面存在较大差异，见图1。李宾等（2009）的结果在多数年份里远低于根据统计数据得到的结果，但原文作者认为其对劳动收入份额估算的均值与已有文献结果很相近。我们在下文中将分别借鉴李宾等（2009）和徐现祥等（2009）两种方法测算要素收入分配比例并就相关结果进行比较，两种方法得到的结果基本一致，见表2。


    （二）开放条件下中国收入增长核算
    根据方程（6）可以对改革开放以来中国收入增长的绩效进行评估。以李宾等（2009）方法构建的劳动收入份额和资本存量数据为例，图2显示了改革开放以来中国实际国民收入的增长趋势及其源泉。根据图2我们可以发现以下结论：
    第一，2003—2010年几乎全部年份实际GDI增速低于实际GDP增速（2009年除外），在此期间实际GDI指数平均为109.8%，实际GDP指数平均为111.2%，两者相差约1.4个百分点。中国经济一定程度上存在“增产不增收”现象。造成这一现象的主要原因在于贸易条件恶化，样本期间出口价格指数平均为102%，进口价格指数平均为105%，贸易条件对国民收入增长的贡献指数约为99.1%，即每年贸易条件恶化造成国民收入增速降低约1个百分点。2009年全球大宗商品价格下降使得中国贸易条件得到一定程度改善，实际国民收入增速罕见地高于实际GDP；2010年大宗商品价格反弹又使得实际国民收入猛烈下降。由于中国经济严重依赖对外贸易，如果未来全球经济进入以大宗商品价格快速上涨的滞涨状态，对中国经济增长和国民收入提高将造成较大冲击。
    第二，2003年前后中国国民收入增长的源泉出现结构性变化，贸易条件恶化的负面影响也日益加剧。对方程（6）两边取自然对数可以近似计算各要素对国民收入增长的贡献份额，见表2。以李宾等（2009）方法得到的数据为例，1981—2002年期间资本、全要素生产率和贸易条件三要素对国民收入增长贡献的份额分别达到46.8%、40.7%和－0.4%；而2003—2010年三要素对国民收入增长贡献的份额为88.4%、19.8%和－10%。这说明2003年之后国民收入增长越来越多地倚重资本积累，全要素生产率2006年达到极值后出现持续下滑，这不仅降低了国民收入增长的效率，也对中国经济增长的可持续性形成了挑战。

        四、中国名义产出函数的结构特征：基于超越对数形式的GDP函数
    对超越对数GDP函数进行估计能够为了解中国经济的特征提供更多信息，包括产品价格和要素数量对产量和要素价格的影响等。由于超越对数生产函数形式复杂、参数众多，受数据局限，鲜有研究采用该函数形式对中国名义GDP函数进行参数估计。下面基于李宾等（2009）数据构建方法，对中国超越对数形式的GDP函数进行估计，进而对中国经济的弹性特征进行研究。
    （一）超越对数形式GDP函数的估计
    超越对数GDP函数可以采用似不相关（SUR）模型进行估计。在基于完全竞争假设的超越对数GDP函数中，资本、劳动收入和各类产品在总产出中的份额可以表示为方程（10）和（11）。

    方程（2）、（10）和（11）构成了似不相关模型系统。由于要素收入份额之和与各类产品在总产出中的份额之和为1，因此方程（10）和（11）分别包含了1个和2个独立方程，加上方程（2），共4个方程构成了本文关注的似不相关模型体系。在方程估计过程中，我们删去资本收入和进口品份额方程。超越对数GDP函数自身的性质决定各参数之间存在以下约束关系：

    γ_ij=γ_ji；ф_kh方程（2）、（10）和（11）中部分系数相同，共对参数估计形成了12个约束条件，在回归过程中需要进行附加约束条件的似不相关回归。
    在回归过程中，我们首先对似不相关模型进行无约束回归，并对上述12个约束条件进行检验，结果发现在1%的显著性水平下有3个约束条件被拒绝，见表3。由于上文中12个假设条件来自于超越对数生产函数本身，本文同时提供了包含全部约束条件和剔除3个被拒绝约束条件后的似不相关估计结果，见表4。在剔除了表3中被拒绝的3个约束条件后，模型2的估计结果对模型1中显著变量的估计结果并无颠覆性影响，由于12个约束条件来自于理论模型本身，因此下文中的定性分析参照表4中模型1的参数估计结果进行解释。

    
    基于超越对数GDP函数，我们得到各要素对国民收入贡献指数（对数形式）的估计值如方程（12）一（14），在此基础上可以求出各要素对国民收入贡献指数，并且与图2中基于经济指数核算方法得到的结果进行比较，如图3—4。^[14]
    （1）全要素生产率：

    （2）要素投入：

    （3）贸易条件：

    为了验证指数核算方法和参数估计方法得到的结论是否一致，本文在图3和图4中比较了两种方法得到的相关主要变量。图3比较了全要素生产率对收入增长贡献的结果，根据Sun&Fulginiti（2007），“TFP（被解释的部分）”基于方程（12）得到，“TFP（未被解释的部分）”定义为名义国民收入估计方程的残差；而“TFP整体估计值”则由被解释部分和未被解释部分之和组成。总体来看近年来两种方法得到的结果呈现近似的变化趋势，2000年之前两种结果在绝对水平上存在一定的差异，此后无论是绝对水平还是变化趋势两种方法结果的一致性都在增强。图4与图3表现出相似的特点，两种方法对劳动贡献的测算基本一致；资本贡献的测算结果存在着一致的趋势，但计量模型得到的结果高于核算方法得到的结果且差额相当稳定；对贸易条件效应而言，基于计量模型得到的结果在绝对水平和波动程度上都要高于核算方法得到的结果，但变化趋势仍是一致的。^[15]

    
    总体来看，两种方法都显示21世纪前十年的前半段，全要素生产率经历了一个上升阶段；此后中国经济进入全要素生产率持续下降状态。除个别年份外，劳动增长对收入增长贡献很小；而资本增长近年来日益成为收入增长主要的源泉；贸易条件恶化已经对国民收入增长造成了负面影响。此外就全要素生产率而言，能够被计量模型解释的部分只占较小部分，相对比较稳定且略呈单边下降趋势，这说明全要素生产率的变化绝大部分并非由价格和要素投入变化造成的。
    （二）基于超越对数的中国产出函数结构特征分析
    对名义GDP函数进行参数估计还可以为我们了解中国产出函数的结构特征提供部分重要参考信息：一是全要素生产率进步对产出和要素价格的影响；二是各类产品的价格弹性、要素投入弹性等。值得说明的是，这里指的全要素生产率仅指能够被计量模型解释的部分，虽然只占到全部全要素生产率中的一部分，但是也可以为我们理解中国生产函数特征提供一些有益的信息。
    在超越对数生产函数中，全要素生产率被定义为方程（4）的形式，其中δ_iT和Φ_hT可以被理解为全要素生产率对产品价格和要素投入的半弹性。根据方程（10）和（11），δ_iT和Φ_hT还分别表示全要素生产率对产品份额和要素收入份额的影响。此外还可以计算全要素生产率对各产品产量、要素收入的影响，进而识别技术进步是否具有产出或要素收入偏向性。定义表示产量对全要素生产率的半弹性，表示要素价格对全要素生产率的半弹性，其中w_h是相应要素的价格，可以证明在超越对数生产函数中E_it=δ_iT，E_ht=δ_фhT。^③中国全要素生产率特征估计结果详见表5。

    根据表5，国内支出价格和进口品价格对全要素生产率进步有负面影响，从而对国民收入产生负冲击；出口品价格上升能推动全要素生产率进步，对国民收入的贡献是正面的。就产出而言，由产品价格和要素投入造成的全要素生产率进步对国内支出品和进口品的产量有负面影响，却刺激出口品产量上升，这在一定程度上表明中国经济全要素生产率进步具有外向型经济偏向特征。
    此外，基于GDP函数的参数估计还可以测算中国经济中产品价格和要素投入对产量和要素价格的影响，其中产出价格弹性，要素需求弹性，产出对要素投入的弹性以及要素价格对产出价格的弹性。^[18]基于本文对超越对数GDP函数的基本假设，各弹性指标估算方程见表6。^[19]利用超越对数GDP函数估计相关弹性不仅相对简便，同时各弹性指标具有时变特征，更能反映经济特征的变化，具体结果见图5—10。
    通过计算上述弹性指标，我们发现中国经济以下的结构特征值得特别关注：
    第一，正的国内支出品自价格弹性（E_dd）反映了价格上涨和产出增长之间的正相关性，然而近年来国内支出品供给对价格弹性下降的现象也预示着，以拉动内需为主的扩张性需求政策效果正在逐渐削弱。与之前相比，扩张性需求政策的效果更多体现为价格上升而非产出增长。^[20]我们还关注到国内支出品和出口品对进口品价格弹性（E_dm和E_xm）多年来持续为负且绝对值呈现增大趋势，表明进口品成本上升对我国经济日益增强的负面影响，详见图5^[21]和图6。

    
    
    第二，劳动需求价格弹性（E_ll）和资本需求价格弹性（E_kk）绝对值大于1表明劳动需求和资本需求都是富有弹性的。例如2010年劳动需求价格弹性（E_ll）为－2.2，即实际工资每上升1%，就业人数将下降2.2%，影响可见一斑。近年来E_u和E_kk绝对值分别呈现降低和升高的相反趋势显示劳动需求的价格敏感度在不断下降，而资本需求的价格敏感度不断上升。此外交叉价格弹性也表明，当资本品价格上涨时，厂商越来越倾向于使用劳动代替资本；而当劳动成本上升时，厂商用资本替代劳动的倾向则越来越低，详见图7和图8。

    
    第三，近年来各类产出对资本投入的弹性不断上升，而对劳动投入的弹性不断下降。资本产出效率上升和劳动产出效率下降表明中国产业结构调整应开始从劳动密集型产业向资本密集型产业过度。将产出对劳动的弹性取倒数可以得到产出增长的就业弹性；劳动供给改变会导致所有部门产出同时变化，因此本文模型无法单独计算各部门劳动就业弹性。各部门劳动产出弹性乘以各部门在总产出中的比重可以得到以GDP增长率表示的产出弹性。将上述方法得到的内需部门和出口部门产出弹性加总并取倒数可以得到在控制其他因素后中国总体产出就业弹性。本文发现虽然自上世纪90年代中期开始的10年间基本稳定，但从20世纪80年代中期开始整体就业弹性呈现增强趋势，例如1994年产出就业弹性为2.13，至2004年也仅为2.18，此后2009年最高升至2.78。次贷危机和欧洲债务危机后2010年略有下降至2.68，表明总产出对劳动的吸收能力在边际上可能呈现下降，值得政策制定者特别关注，详见图9。

    
    第四，就要素价格对产出价格的弹性而言，国内支出品和出口品价格上涨均会导致劳动和资本价格上涨，但国内支出品价格上涨对资本价格的拉动作用高于对劳动价格的拉动作用；出口品价格上涨的作用却恰恰相反。进口品价格上涨则对资本和劳动价格造成负面影响。1981—2010年间，资本价格对国内支出品价格的弹性（E_kd）均值为1.05，而劳动价格对国内支出品价格的弹性（E_ld）为0.88，其他条件不变时国内支出品价格上涨会恶化劳动者的福利水平，却使资本所有者的福利水平上升。类似地通过（E_hd）^－1可以发现资本和劳动价格上涨对国内支出品价格上涨的推动作用相对平稳，样本区间国内支出品价格对劳动成本和资本成本的弹性分别是1.15和0.95，可见国内支出品价格对劳动成本上涨的压力反映相对灵敏，见图10。
        五、结论
    首先，无论是指数核算方法还是计量经济学方法都显示中国全要素生产率在2000年代中期之后出现了快速下降现象，对国民收入增长贡献的份额也出现下降趋势。生产要素投入对国民收入增长的贡献也出现结构性分化。资本投入对国民收入增长的贡献份额逐年上升，已成为推动国民收入增长的最主要来源；相反劳动力对国民收入增长的贡献逐渐降低。国民收入增长日益依赖资本投入对收入增长的可持续构成了挑战。
    第二，2003—2010年各年实际国民收入增速低于实际产出增速（2009年除外），中国经济一定程度上存在“增产不增收”现象。造成“增产不增收”现象的主要原因在于贸易条件恶化，在此期间贸易条件恶化造成国民收入减少每年约1个百分点。
    第三，国内支出品和进口品价格上涨对全要素生产率进步有负面影响，出口品价格上升则能推动全要素生产率进步。就产量而言，由产品价格和要素投入导致的全要素生产率进步对国内支出品和进口品产量有负面影响，却能刺激出口品产量上升。就整体而言，全要素生产率的变化主要是由除产品价格、要素投入以及时间趋势之外的因素造成的。国内支出品供给价格弹性呈现下降趋势，扩张性需求政策的效果将因此而削弱。出口产品供给缺乏弹性，进口品价格上升会降低国内支出品和出口品产量，且影响效应呈现增大趋势，进口品成本上升对我国经济的负面影响日益增强。
    第四，劳动需求和资本需求富有价格弹性，实际工资上涨不利于就业增长。劳动需求和资本需求价格弹性绝对值呈现降低和升高的相反趋势显示劳动需求的价格敏感度在不断下降，而资本需求的价格敏感度不断上升。交叉价格弹性也表明当资本品价格上涨时，厂商越来越倾向于使用劳动代替资本；而当劳动成本上升时，厂商用资本替代劳动的倾向则越来越低。近年来，资本投入的产出效率不断增强而劳动投入的产出效率不断下降，中国经济结构的调整应从劳动密集型产业向资本密集型产业过渡。
    第五，国内支出品和出口品价格上涨会拉动劳动和资本价格上涨。国内支出品价格上涨对资本价格的拉动作用高于对劳动价格的拉动作用；出口产品价格变化的结构影响刚好相反。在其他条件不变时，国内支出品价格上涨会导致要素收入分配进一步恶化，降低劳动者相对于资本所有者的福利水平。
    在今后的研究中本文尚需在以下几个方面进一步完善。首先，由于理论研究的局限，国民收入的实证研究几乎均基于规模报酬不变和完全竞争生产函数假设，本文也不例外。规模报酬不变和完全竞争假设对于中国是否合理一直存在争论，但在经济学理论研究获得突破之前，实证研究仍只能长期拘泥于该假设。其二，超越对数生产函数本质上是新古典生产函数，实证研究中没有包含人力资本等其他因素，一个主要的原因是无法直接观察到人力资本的价格或人力资本收入在总产出中的比重。其三，由于资本存量、劳动收入份额等核心变量没有权威统计数据，数据的准确性和样本量偏低造成自由度偏小都对实证结果的准确性造成一定影响。
    本研究分别得到中国人民大学科学研究基金（中央高校基本科研业务费专项资金）项目成果（10XNJ005）“经济结构调整与全球经济一体化过程中中国宏观经济风险分散现状、渠道、福利分析和分散风险对策研究”、社科基金重大项目“加快推进经济发展方式转变和经济结构调整的我国财政政策及财政管理模式研究”和自然科学基金青年科学基金（71103212）的资助。作者感谢匿名审稿人的建设性意见，文责自负。
    ①本文中贸易条件具体指价格贸易条件。关于中国贸易条件是否恶化，研究者有不同的结论，对该问题的深入讨论超出了本文的范畴，有兴趣的读者请参见相关文献。
    ②出于比较的目的，在本文中我们以名义GDP代替名义GNP表示名义国民收入，所以实际国民收入亦称为GDI。
    ③表1的目的在于评估贸易条件对实际收入的影响，因此采用的数据为WDI公布的数据；该表结果与图2中基于自行测算的T
    ④在忽略国外要素净收益等假设下，也可将名义GDP近似等同于名义国民收入。下文采用名义GDP表示名义国民收入。
    ⑤20世纪50—80年代中期经济学家主要基于效用理论来研究贸易条件改变的福利效应，相关研究包括Nicholson（1960）、Krueger&Sonnenschein（1967）、Hamada&Iwata（1984）等。尽管这些文献推动了相关研究的发展，但效用理论方法不可避免地存在对消费者偏好进行加总等方面的困难。随着生产者理论和指数理论的快速发展，经济学家基本上放弃了基于效用理论的研究思路。相关文献在此不再赘述。
    ⑥下文用于对各变量进行区别的下标中，i，j∈{D，M，X}表示各类产出品；h，k∈{L，K}表示各类要素投入，s_i和s_h分别表示各类产出和收入在总产出中的比例，由于篇幅所限，不再一一标明。
    ⑦为保证名义GDP函数满足价格齐次性和规模报酬不变等特征，方程（2）中各参数应满足相关参数约束条件，篇幅有限，不在此赘述，详见Diewert&Morrison（1986）、Kohli（2004）等。
    ⑧上方加点变量表示该变量对时间的导数，下同。
    ⑨在生产理论中，超越对数GDP函数仅是对“未知的真正”GDP函数的一个近似。根据Diewert（1976）的定义，如果一个指数对于某一特定形式的GDP函数是精确的，同时又能够对于“未知的真正”GDP函数给出二阶可微近似，那么该指数可以被称为superlative指数，最为常用的Superlative指数包括Fisher理想指数和下文将会用到的T
    ⑩在本方程中基期为上一期，严格说来该指数为链式Fisher理想指数，但这并不影响该指数作为superlative指数的性质。
    [11]为稳健起见，本文还采用Kohli（2003）方法对资本存量进行估计并对照核算结果，比较发现不同方法对核算结果没有造成实质性差异，从而显示了该方法的稳健性。
    [12]分省数据加权平均方法参照徐现祥等（2009），由于数据缺失，图中2008年数据为2007年和2009年的均值。李宾等（2009）中2000年前数据引自原文，其后数据为本文作者根据其方法自行测算。
    [13]模型1是包含全部12个约束条件的估计结果，模型2是放松了表3中被拒绝的3个原假设得到的结果。此外，在无约束似不相关估计中模型以1%的显著性水平拒绝四个方程残差独立的原假设；由于个别方程解释变量和被解释变量中包含非平稳序列，本文还进行了残差平稳性检验，除lnz方程在5%的显著性水平外，其余方程均在1%的显著性水平上拒绝非平稳原假设。
    [14]在方程（12）—（14）中加^的变量为各变量的估计值。图3和图4中的估计数据由方程（12）—（14）的结果取指数得到。
    [15]此外由于T
    [16]上年=100，图4相同。
    [17]Sun&Fulginiti（2007）给出了上述各式的计算结果，篇幅所限，在此不再赘述。
    [18]严格说进口品的价格弹性是需求价格弹性而非产出价格弹性，为了叙述方便在不造成误解的情况下，下文将各类商品对价格的弹性统称为产出价格弹性。
    [19]各公式的推导都是在其他条件不变的假设下实现的，由于篇幅限制未给出具体推导过程，有需要的读者可向作者索取。
    [20]理论上产出自价格弹性应该为正，本文中得到负的出口品自价格弹性（E_xx）与理论预测结果不符，导致该结果的原因可能在于计算过程中所采用的相关参数估计值不显著。这是进一步的研究需要完善的地方，感谢审稿人专门指出此点。
    [21]国内支出品价格弹性E_dd坐标为右轴，E_mm和E_xx坐标为左轴。
        参考文献
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