我国制造业工业品价格影响因素分析

孙 巍，杨 帅

（吉林大学a.数量经济研究中心；b.商学院，长春 130012）

我国制造业工业品价格影响因素分析

孙 巍a,b，杨 帅b

（吉林大学a.数量经济研究中心；b.商学院，长春 130012）

文章首先利用随机前沿生产函数模型度量了样本期间制造业各行业的全要素生产率变化率，再利用动态面板数据模型研究了劳动力成本、技术进步和价格关联性对工业品价格的影响。结果表明当期和前一期劳动力成本对当期工业品价格的弹性表现出差异性，当期为正而前期为负；当期和前一期技术进步对当期工业品价格都表现出负向影响，但当期作用更明显；前一期工业品价格对当期工业品价格的弹性小于1，表现出收敛性特征。

工业品价格；价格关联性；市场竞争；技术进步；动态面板模型

0 引言

改革开放以来，我国工业经济发展迅猛，尤其是跨入21世纪，在2001年我国成功加入世界贸易组织的有利条件下，制造业蓬勃发展，同时表现出工业品价格持续上涨的态势和竞争激烈的市场结构特征。一方面，我国是制造业工业品的出口大国，有学者的研究显示，工业品价格上涨势必对本国净出口造成影响[1]；另一方面，包括食品、办公和生活用品以及服装等工业产品也是构成我国消费的主要部分，这些工业品价格上涨也会对国内消费需求产生抑制作用，与国家提倡扩大内需提高自主消费的政策有悖。作为拉动经济增长三驾马车组成部分的净出口和自主消费受到抑制，也势必会对我国经济的长期平稳增长造成不利影响。国内学者也对我国物价总水平进行了理论研究[2]，但缺乏对制造业工业品价格变化特征的分析。因此，有必要对工业品价格持续上涨的成因及其机理进行分析，以探求抑制工业品价格快速上涨解决净出口和自主消费增长瓶颈的途径，寻求适合我国制造业发展的长期道路。

1 模型构建及指标选取

面板数据模型的优点之一是可以对个体的动态行为进行建模。一些经济理论认为，由于惯性或部分调整，个体的当前行为一定程度上取决于其过去行为。如果在面板数据模型中，被解释变量的滞后期加入到解释变量中去，则称之为“动态面板数据模型”。其一般形式为

为消除个体效应ui，对（1）式做一阶差分，可得

然而解释变量Δyit-1=yit-1-yit-2依然与Δεit=εit-εit-1相关，因为yit-1与εit-1相关。因此，Δyit-1为内生变量，需要寻找适当的工具变量才能得到一致估计。Arellano and bond使用所有可能的滞后变量作为工具变量进行广义矩估计（GMM）。这就是“Arellano-Bond估计量”，也被称为“差分GMM”。

但做差分后也会引致一些问题，其一是不随时间变化的变量zi被消掉了，故差分GMM无法估计zi的系数，其二是yit-k与Δyit-1的相关性可能很弱，特别当yit接近随机游走时，导致弱工具变量问题（滞后越多期则相关性越弱）。为了解决上述问题，Arellano and Bover重新回到了差分之前的水平方程，并使用Δyit-1，Δyit-2，…作为yit-1的工具变量，在满足“εit不存在自相关”和“Δyit-1，Δyit-2，…与个体效应ui不相关”的假设下，可以使用Δyit-1，Δyit-2，…作为工具变量对水平方程进行GMM估计。这被称作“水平GMM”。

Blundell and Bond则将差分GMM与水平GMM结合在一起，将差分方程与水平方程作为一个方程系统进行GMM估计，称作“系统GMM”。其优点包括可以估计不随时间变化的变量zi的系数和提高了估计的效率。

基于本文的研究思路，构建方程系统如下，并采用两步系统GMM法估计参数

2 指标计算和数据来源

2.1 技术进步TP

随机前沿生产函数模型最早由Aginer、Lovell and Schmidt以及Meeusen and Broeck几乎同时独立提出。随机前沿既包含企业由于个体原因导致的技术非效率部分，还包含外部随机因素引起的随机误差部分，如此的设定方式可以合理解释所研究的个体不能达到其生产前沿的原因。因此，本文使用随机前沿生产函数模型计算全要素生产率变化率度量技术进步。

根据Kumbhakar的总结[3]，在获知要素价格信息的条件下，可以对全要素生产率的增长做出如下四部分分解

这里εj，Sj和λj分别代表要素 j的投入产出弹性，要素 j在总要素成本中所占的份额和要素j在前沿生产函数中的相对产出弹性。但当要素价格信息是未知时，无论配置有效与否，都难以计算其无效的部分。基于此，我们假设对任何j，测度要素j在前沿生产函数中的相对产出弹性λj与要素j在总要素成本中所占的份额Sj相等，则方程（5）可以化简为

对于f(x,t)我们使用Christensen提出的时变形式超越对数生产函数模型，该模型同时考虑了要素和时间对生产率的影响，如下所示

其中，yit表示产出；kit和lit分别表示资本和劳动投入量；根据Battese and Coelli所假设的形式，即技术非效率uit=ui⋅exp[-η(t-T)]，ui为技术非效率不随时间变化的成分，服从截断在0处的N(μ,σu2)分布，待估参数η若大于、等于和小于0则分别表示技术非效率随时间减小、不变和增大；而随机误差vit服从N(0,σv2)。技术非效率uit的均值为参数μ，μ=0表示技术是完全效率的，μ＞0表示存在技术非效率；我们估计σ2=σu2+σv2和γ=σu2/σ2，其中γ表示技术非效率部分对生产非效率的占比，越接近于1则表明技术非效率的影响程度越大，进而说明技术非效率是生产非效率的主要部分。我们利用FRONTIER4.1软件采用最大似然法估计方程（7）中参数，估计结果如表1所示。

表1 模型参数的最大似然估计结果

模型的总体估计结果比较好，不显著的参数以平方项或交叉项为主，其本身经济意义较弱，可能由于统计误差所致。具体而言，LR统计量检验假设H0:σu2=μ=0，其服从混合χ2分布，该检验是通过与(n（)双边检验）或者(n（)单边检验）的比较判定，本文所使用的是单边似然比检验，LR=295.216，在1%水平下，(3)=11.345，显然LR＞(3)，则拒绝H0，由此说明制造业各行业普遍存在技术非效率。γ=σu2/σ2=0.9252，表明技术非效率对生产非效率的占比为92.52%，技术非效率是生产非效率的主要部分。η=0.001＞0，表明技术非效率uit=ui⋅exp[-η(t-T)]将随着时间t而逐渐变小，也即技术效率将随着时间而提高。综上分析，模型关于时变形式技术非效率的假设是正确的，且这种技术非效率占生产非效率的主要部分并逐渐减小。

由于篇幅所限，本文不再给出各行业各年的计算结果，但从制造业全行业年均TP 及其组成部分可以看出，样本期制造业全行业年均TP 曲折上升，在2003年经历了一次较大的波动，这主要是由当年SE波动造成，究其原因在于当年的劳动力年均就业人数激增，部分行业甚至增长了近一倍，劳动要素大量投入使得行业呈现出规模经济性。除2003年外，SE均小于0，表明我国制造业各行业大部分年份表现了程度较轻的规模报酬递减，对TP 起到了负面作用。而T均大于0，同时逐年递减，表明我国制造业各行业技术效率表现为增速渐缓的提升。FTP的均值超过0.3且稳固攀升，构成TP 的主要组成部分，在抵消SE的负面影响后，仍维持TP 年均超过25%的增长。

2.2 数据来源

对模型中所涉及的指标，本文将工业品价格PI定义为工业品出厂价格指数；计算TP 时，将产出量y定义为工业增加值，将资本投入量k定义为流动资产年平均余额与固定资产净值年平均余额之和，劳动投入量l定义为行业全部从业人员年平均人数，上述数据的统计口径为全部国有及规模以上非国有工业企业，且均来源于《中国统计年鉴》。将劳动力成本LC定义为劳动力年人均报酬，数据来源为相应年份的《中国劳动力统计年鉴》。对涉及当年价格因素的产出量和资本投入量的计算中使用孙巍等的价格平减处理方法剔除影响[4]，这样测算的技术进步更为精确。

3 动态面板模型实证结果与分析

对方程系统（3）使用Stata10工具软件，并采用两步系统GMM法估计参数，参数估计结果如表2所示。

表2 两步系统GMM估计结果

总体来看，参数的估计结果显著性很高，均达到了1%显著性水平，wald统计量为448983远远超过临界水平表明模型的设定形式无误。从参数估值的角度分析：

（1）β1反映了前一期工业品价格对当期工业品价格的弹性影响。结果显示，当期工业品价格的制定与其前一期的价格水平存在稳定的正向关系，也即当期工业品价格是在考虑前一期工业品价格的基础上形成的，β1=0.947表明前一期工业品价格每变动1%会对当期工业品价格造成0.947%的影响，其值小于1表明我国工业品价格的增长趋于某一均衡点，具有收敛的特征。

（2）β2和β3反映了当期技术进步和前一期技术进步对当期工业品价格的影响。从作用方向上看两期技术进步表现出一致性，β2=-0.242和β3=-0.103表明当期和前一期发生的技术进步均对当期工业品价格快速上涨起到了抑制的作用，尽管这种抑制作用未能最终扭转工业品价格上涨的趋势。从作用程度上看，当期发生的技术进步较前一期相比，对抑制价格上涨的作用更明显，这也体现了技术进步时效性。

（3）β4和β5分别刻画了当期劳动力成本与前一期劳动力成本对工业品价格的弹性影响。β4=0.754量化表现为当期劳动力成本每上升1%会使得当期工业品价格上涨0.754%，当期劳动力成本上升时，在很短的时期内，厂商难以立刻做出要素配置调整，使用边际产出与价格比值更高的资本要素替代劳动力，因此，在短期内难以消化的劳动力成本上升所造成的结果是工业品成本的上升，尽管迫于竞争的压力，厂商不想上调工业品价格，却又不得不调整。β5=-0.773表明前一期劳动力成本每上升1%会使得当期工业品价格下调0.773%，前一期劳动力成本上升对前一期工业品价格有正向影响，由于工业品价格具有跨期传递性和关联性，前一期工业品价格的上涨会体现在当期工业品价格中，但前一期劳动力成本上升导致的工业品成本上升在当期已经被一定程度消化了，因而对于当期工业品价格而言，前一期劳动力成本体现的是一种负向作用。而从这样的结果也反映出前期劳动力成本上升需要一定时间才能被消化。在整个作用机制中，劳动力成本上升是诱因，市场竞争是驱使厂商降低生产成本、下调产品价格的内在动力，技术进步是载体和手段，而时间则是一种限制性因素。

其次，为得到一致估计，通常会选择内生变量的滞后期作为工具变量，但考虑到如果样本期较长，则会使用较多的工具变量，容易出现弱工具变量问题，即滞后越多期则相关性越弱，为了克服弱工具变量问题，本文将滞后期限定为3期。此系统广义矩估计方法使用了28个工具变量（矩条件），故需要进行过度识别的Sargan检验。其原假设是“所有工具变量均有效”，检验结果如表4所示，在5%的显著性水平下，p值=0.2067＞0.05，无法拒绝原假设，表明模型估计所使用的系统广义矩估计方法正确。

表3 Arellano-bond检验结果

表4 Sargan检验

4 结论和建议

本文首先通过价格成本差额的计算刻画了我国制造业整体竞争状态，得出我国制造业竞争较为激烈的结论，在此背景下，利用随机前沿生产函数模型度量了样本期间制造业各行业的技术进步，并进一步利用动态面板数据模型，采用两步GMM法考察了劳动力成本和技术进步对制造业工业品价格的影响，以及价格的跨期关联性，得到如下结论。

⑴随机前沿生产函数模型度量的技术进步显示，样本期间我国制造业各行业全要素生产率变化率曲折上升，其中前沿技术进步是主要组成部分，技术效率逐年提升，总体上表现出规模报酬递减的特征。

⑵动态面板数据模型的估计结果显示：①当期和前一期劳动力成本对当期工业品价格的影响表现出差异性，当期劳动力对工业品价格的弹性为0.754，由于前一期劳动力成本上升在当期已被部分消化，故对工业品价格表现出负弹性，为-0.773；②当期和前一期技术进步对当期工业品价格的作用表现出一致性，但从程度上看，当期技术进步比前一期对工业品价格的抑制作用更强；③前一期工业品价格对当期工业品价格的弹性为0.947，工业品价格上涨表现出收敛性特征。

那么既然市场竞争如此激烈，技术进步也突飞猛进，为什么制造业工业品价格的上涨势头依旧不减？从根本上说是由于样本期间劳动力成本年均13.79%的高速上涨，从目前我国制造业现状来看，技术进步虽然能通过资本替代劳动实现产品成本的下降，但仍受两方面因素的制约：一是目前技术所实现的资本替代劳动仍是有限度的，即技术进步的程度无法实现使得边际产出与价格之比相等状态所需的替代比例，从而也无法完全抵消劳动力成本上涨所带来的影响，这也表明技术进步仍存在动力；二是技术进步实现资本替代劳动并不具有即时性，这个消化成本上升的过程仍需要一定周期。因而，技术进步仍是控制制造业工业品价格上涨的根本解决办法，为此应从上述两方面入手，加大自主技术研发和对国外先进技术的引进力度，从而从根本上提升技术进步所能实现的要素替代程度，另外，还应缩短技术进步实现要素替代的周期，这对抑制工业品价格上涨和缓解东南沿海出现的由于劳动力过高导致的“用工荒”都有裨益。

[1]Luis A Riveros.Labor Costs and Manufactured Exports in Developing Countries：an Econometric Analysis[J].World Development,2001,(7).

[2]石森昌,杨宝臣.我国价格总水平决定的一个理论模型[J].经济经纬,2010,(1).

[3]Kumbhakar S C.Estimation and Decomposition of Productivity Change when Production is not Efficient：a Panel Data Approach[J].Econometric Reviews,2000,(19).

[4]孙巍,唐绍祥,李何.市场化进程对地区工业经济发展的作用机理研究[J].数量经济技术经济研究,2005,(11).

[5]陈强.高级计量经济学及Stata应用[M].北京：高等教育出版社,2010,10.

F426

A

1002-6487（2013）04-078-03

教育部人文社会科学重点研究基地重大项目（10JJD790032）；吉林省科技引导计划软科学项目（20110614）

孙 巍（1963-），男，吉林人，博士，教授，博士生导师，研究方向：数量经济学。

杨 帅（1985-），男，四川乐山人，博士研究生，研究方向：数量经济学。

（责任编辑/浩 天）