基于隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)中國建筑業(yè)增長因素研究

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1、基于隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)中國建筑業(yè)增長因素研究　　[摘要]本文采用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的時變形式結(jié)合省際面板數(shù)據(jù)，測算出2001—2010年中國建筑業(yè)產(chǎn)業(yè)的勞動與資本產(chǎn)出彈性、技術(shù)進(jìn)步率和技術(shù)效率變化率，以及各增長因素對建筑業(yè)產(chǎn)出增長的貢獻(xiàn)度。主要結(jié)論一是勞動投入對建筑業(yè)產(chǎn)出的影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于資本投入；二是相較于資本投入，技術(shù)進(jìn)步才是中國建筑業(yè)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵因素；三是資本投入與技術(shù)進(jìn)步?jīng)Q定了建筑業(yè)發(fā)達(dá)程度的區(qū)域差異；四是技術(shù)效率的變化率與建筑業(yè)產(chǎn)出增長的平穩(wěn)性緊密相關(guān)，政府應(yīng)減少干預(yù)，增加企業(yè)自由競爭，促進(jìn)技術(shù)效率平穩(wěn)增長。[關(guān)鍵詞]建筑業(yè)；隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)；增長因素；技術(shù)進(jìn)步；技術(shù)效率[中圖

2、分類號]F224.13[文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A[文章編號]1005-6432（2014）8-0097-031引言8建筑業(yè)作為國民經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)和基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)，其產(chǎn)品需求量隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和人民生活水平的迅速提高而不斷增加。改革開放至今，中國建筑業(yè)總產(chǎn)值的增長率從1978年的4%增長到現(xiàn)在的20%，增加值占GDP的比例常年保持在6%左右，成為拉動國民經(jīng)濟(jì)快速增長的重要力量，但其增加值的增長率卻出現(xiàn)了較大幅度的上下波動，年平均波動約5個百分點(diǎn)，最大波動約9個百分點(diǎn)，最小約1個。這使我們有必要去探尋建筑業(yè)為何不能維持高速增長？以及為何在明顯的增長波動下，建筑業(yè)仍能維持較高的發(fā)展總量？技術(shù)效率在其中扮演

3、什么角色？長期以來大多學(xué)者是采用DEA（數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法）這種非參數(shù)法對建筑業(yè)增長的影響因素進(jìn)行研究，至今尚未有學(xué)者使用SFA（隨機(jī)前沿分析方法）這種參數(shù)方法基于全國省際面板數(shù)據(jù)對建筑業(yè)的增長因素進(jìn)行系統(tǒng)性的分析。因此，本文將運(yùn)用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的時變形式，對我國建筑業(yè)產(chǎn)業(yè)的勞動產(chǎn)出彈性、資本產(chǎn)出彈性、技術(shù)進(jìn)步率和技術(shù)效率變化率進(jìn)行全面測定和具體分析。2隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)（SFA）模型設(shè)定由于技術(shù)發(fā)展能引起技術(shù)替代的邊際效應(yīng)變化，在模型中引入t能使某些斜率系數(shù)能隨時間的變化而變化。因此，本文先設(shè)定模型為超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的時變形式：3變量選取和模型分析3.1變量和數(shù)據(jù)的收集8本文選取2001

4、—2010年建筑業(yè)的省際面板數(shù)據(jù)（來源于《中國統(tǒng)計年鑒》）。各指標(biāo)數(shù)據(jù)的選取和處理如下：①實(shí)際產(chǎn)出選取建筑業(yè)增加值，并以2000年為不變價格進(jìn)行平減。②勞動力選取建筑業(yè)從業(yè)人數(shù)（上年年底和本年年底的平均值）。③資本選取建筑業(yè)實(shí)際資產(chǎn)凈值的年平均余額，是實(shí)際固定資產(chǎn)凈值與實(shí)際流動資產(chǎn)的年平均余額之和，兩者分別是先經(jīng)固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)（2000年=100）和原材料、燃料、動力購進(jìn)價格指數(shù)（2000年=100）平減后，再取上年年底和本年年底的平均值得到的。3.2模型的假設(shè)檢驗(yàn)不同模型對現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)狀況的解釋能力存在差異，因此需要對模型進(jìn)行多個系數(shù)假設(shè)的聯(lián)合檢驗(yàn)。在非限制性（備擇假設(shè)）的估計時，限

5、制性（零假設(shè)H0）和非限制性模型的對數(shù)似然函數(shù)估計值應(yīng)該是近似的，所以本文使用似然比例統(tǒng)計量來測量這種相近性：LR=-2（LR-LU），其中LR和LU分別是限制性和非限制性模型對數(shù)似然估計的最大值。當(dāng)H0成立時，LR服從混合卡方分布，自由度為約束的數(shù)目。模型限制類型及檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示：由于全部假設(shè)均被拒絕，說明模型系數(shù)的設(shè)定均是合理的。3.3結(jié)果分析本文利用Frontier84.1軟件對模型參數(shù)進(jìn)行估計，結(jié)果見表2。由于γ非常接近于1，并通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，說明建筑業(yè)的實(shí)際產(chǎn)出與生產(chǎn)前沿面的確定性產(chǎn)出之間的偏差（即復(fù)合誤差（vit-μit））幾乎完全來自于技術(shù)非效率?？梢姡噍^于不

6、存在技術(shù)非效率設(shè)定的傳統(tǒng)生產(chǎn)函數(shù)模型，SFA模型能就現(xiàn)有數(shù)據(jù)得出更合理的經(jīng)濟(jì)解釋，因?yàn)槠洳粌H可以分析技術(shù)非效率對產(chǎn)出的影響，還可以通過對全要素生產(chǎn)率的分解來分析技術(shù)進(jìn)步對產(chǎn)出的貢獻(xiàn)。η的估計值為負(fù)值且通過1%的顯著性檢驗(yàn)，表明建筑業(yè)行業(yè)的技術(shù)效率隨時間存在惡化的趨勢。而技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)αT雖為負(fù)的，但并不顯著，可忽略。3.3.1勞動力因素十年間東中西部地區(qū)的勞動產(chǎn)出彈性大小順序并未發(fā)生改變，產(chǎn)業(yè)均值西部約比中部多0.01%，比東部多0.023%（見表3），說明落后地區(qū)增加建筑業(yè)的勞動投入對產(chǎn)出增長的作用更明顯。但這種作用逐年減弱。這是由于建筑業(yè)本身屬于勞動密集型產(chǎn)業(yè)，勞動力就業(yè)門檻低，現(xiàn)階段

7、成為農(nóng)村大量剩余勞動力轉(zhuǎn)移的“吸收機(jī)”，出現(xiàn)了勞動力過剩的情況。其次，勞動產(chǎn)出彈性不到0.1，屬于非常低的程度，表現(xiàn)出不斷吸收的農(nóng)民工勞動力由于技術(shù)力量薄弱，所能帶來的產(chǎn)出增長量非常少。并且，勞動增長對產(chǎn)出增長的平均貢獻(xiàn)度COBL[TX-]僅為2.67%，更進(jìn)一步說明了勞動投入不是促進(jìn)建筑業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵性因素。3.3.2資本因素8資本產(chǎn)出彈性的區(qū)域差異幾乎與勞動產(chǎn)出彈性一樣（見表4）。但資本投入增加1%所帶來的產(chǎn)出增長率，西部約比中部