3、体制变革、服务业增长与生产率

另一个与服务业增长以及体制变革相关（也是更令人兴奋）的问题是，体制变革背景下服务业的生产率增长问题。我们知道，中国的体制变革对经济增长效率有着很大的意义。但是，体制变革因素对服务业生产率有没有实质性的影响，是一个复杂的问题。

第一，对服务业生产率问题，在经济学理论中本身就存在着很多争议。对服务业的生产率，有过许多不同角度的研究，并得出了迥异的结论。

在经济学理论中，提出了著名的“成本病”（cost disease）理论的经济学家Baumol认为，服务业占GDP比重的上升主要是因为服务业的生产率增长速度低于制造业的增长速度，顺便指出，Baumol认为，服务业生产率不增长是由于以下两个原因：第一是这些服务业需要服务提供者的直接参与，因此，劳动力节约型的生产率提高几乎没有可能；第二是这些服务业无法标准化，因此规模经济效应无法实现。因而，服务业的成本大幅度上升，造成服务业在GDP中的份额大幅度上升。例如，Baumol(2001)指出，在美国，1948~1995年，外科医疗服务的名义价格以每年55%的速度递增，病房成本以每年84%的速度递增，每个学生的教育支出以每年74%的速度递增，而同期消费者价格指数（CPI）的递增速度低于4%。其他发达国家也有类似情况。价格的上升，造成了医疗服务与教育成为服务业内部增长最快的部门，其占GDP的比重也急剧上升。基于上述情况，Baumol得出结论：从整体上看，消费者所实际接受的服务量并没有随着经济增长而明显增加，因此，工业国家并没有向服务经济转型的明显迹象。但是，消费者所实际接受的服务量也没有随着服务价格的大幅上升而实质下降。服务业的真实产出份额基本保持不变（参见Baumol WJ，Sue Anne Batey Blackman and Edward NWolff，1991）。同样，Joe PMattey(2001)亦指出，在1977~1996年间，美国的服务业人均产出以每年05%的速率下降，而劳动力成本以每年69%的速率上升。服务业的价格以每年45%的速率上升，而同期全部部门的产出价格仅以每年45%的速率上升。因此，服务业的比重并没有增加。

第二，考虑体制变革对服务业生产率的影响需要考虑更多因素。如前所述，中国的服务业体制变革是多重的，既包括我们已经分析的市场化过程，也包括微观规制等管制政策的变革，既包括国家对服务业所实施的专门的鼓励政策，还包括由国有专营向民营化的变革。这些政策对服务业生产率的影响是什么，需要进行进一步分析。

从一般的制度经济学角度分析，市场化进程的影响有两个方面，第一方面是我们在前文中已分析的，由于服务业在计划经济体制下的发展滞后，市场化将吸引更多的资源（包括资本与劳动力）向服务业转移，解决服务产品的稀缺问题，这表现为服务业绝对总量与相对总量的增加；如果使用前沿生产函数来表示，这个效应体现为生产前沿面的向外推移，社会生产潜力的扩张。第二方面，市场化进程将通过引进竞争机制，提高经济单元的生产效率，提高劳动生产率。也就是说，市场化将使配置到服务业的资源得到更为充分有效的利用，实际产出向潜在产出靠近。这一点将体现为全要素生产率的提高。

民营化的进程亦有前述两方面的效应，将民营化作为一种边际力量进入到经济体中时，可能体现为资源的转移，扩大了服务业的生产边界。同时，由于服务业作为一种效率较高的边际增量，其比重的提高本身会带来效率的提高这里的一个隐含假设是，非国有经济的预算约束较国有经济硬，因而具有较高的效率。例如，参见林毅夫（1995）。。而民营化作为一种竞争力量时，将使国有经济内部的x-无效率状况得到改善，因而对服务业的生产率产生影响。

微观规制政策对服务业具有深远的影响。因为大部分需要进行微观规制的行业均集中在服务业内部，例如，医疗服务业、电信业、教育产业等。微观规制政策以及相应的市场化政策对服务业的增长（尤其是价格的增长）有着重要意义。

从整个服务业来看，专门性的政策文件有两个，第一个是1992年《中共中央、国务院关于加快发展第三产业的决定》（中发［1992］5号）；另一个政策文件是2001年12月20日，国务院办公厅转发了国家计委（现合并到国家发改委）《关于“十五”期间加快发展服务业若干政策措施的意见》。此外，2002年11月召开的党的十六大也明确提出，推进产业结构优化升级，形成以高新技术产业为先导、基础产业和制造业为支撑、服务业全面发展的产业格局。加快发展现代服务业，提高服务业在国民经济中的比重。这是关于服务业的鼓励性政策文件。

从本文的研究要旨来看，下面我们侧重分析服务业的全要素生产率。从国内外已有的研究来看，普遍认为服务业由于其劳动密集以及需要服务提供者直接参与的特征，导致其生产率提高特别缓慢。例如Jack ETriplett and Barry P.Bosworth(2000)认为，在1949~1973年间，美国的非农业部门综合要素生产率（multifactor productivity）增长率为每年19%，而在1973年之后，增长率仅为每年02%。服务业综合要素生产率的下降对此起了重要作用。

对于这种观点，也有经济学家提出了明确的反驳意见，例如，Thijs ten Raa and Ronald Schettkat(2001)认为，简单地说服务业的生产率下降是值得怀疑的。在实证检验过程中，至少有如下三个方面应予以考虑：第一，在计算生产率时，不能简单使用人均产出的概念而应使用TFP的概念；第二，应使用Domar总量来衡量服务业的产出份额。这一点，将正确反映服务业从最终需求向中间需求的转变，因此，更好地解释了服务业份额上升；第三，使用“产品”来计量服务业的份额。

有学者对中国服务业的全要素生产率进行了研究，但得出了迥异的结论。杨向阳、徐翔（2006）把中国内地的每个省作为一个决策单元，运用提出的基于DEA的Malmquist指数方法来估计中国服务业全要素生产率的变动状况。他们的研究表明，1990~2003年中国服务业全要素生产率的平均增长率为0、12%，这主要得益于技术进步水平的提高，技术进步水平主要依赖于现有最先进技术水平的推广以及技术本身的进步。如果使用生产可能性曲线，技术进步是指生产可能性曲线的向外推移。也就是说，技术进步是指在不增加投入的情况下，生产能力的扩张。其平均增长率为0、72%；而同期技术效率技术效率取决于应用者的知识、理解及使用水平。如果使用生产可能性曲线，技术效率进步是指实际生产点向生产前沿的靠拢。也就是说，技术效率是指达到生产可能性边界的能力。则为负增长，其平均增长率为-0、28%，其中，纯技术效率平均增长率为0、28%，而规模效率平均增长率为-0、58%。从最终的估计结果来看，技术效率的下降在相当程度上抵消了技术进步水平提高的效果，由此导致1990~2003年中国服务业全要素生产率的平均增长率仅维持在0、12%的较低水平。顾乃华（2005）的研究结果则显示，1992~2002年全要素生产率对中国服务业增长的贡献非常小，且技术效率低下。程大中、陈福炯（2005）讨论了中国服务业的地区相对密集度及其对服务业自身效率的影响，认为中国的地区间服务业生产效率取决于服务业的相对密集度。

与前述结论相反，李江帆等（2005）使用柯布-道格拉斯生产函数对1980~2000年的第三产业全要素生产率进行了研究，他们的研究表明，全要素生产率的提高是支撑第三产业增长的重要因素。其对第三产业增长的贡献份额高达4235%。从分析结果的角度来看，前述杨向阳、徐翔（2006）与顾乃华（2005）的结论显然是错误的。从最基本的数据可以看出，1980~2000年间，生产要素投入增长的幅度均约为300%，而服务业的产出增加幅度约为700%，远远高于生产要素投入，因此，认为服务业技术效率低下的观点需要进一步推敲。这主要是他们所使用的数据来源于中国统计年鉴。而2005年第一次全国经济普查之后，对服务业的基础数据进行了大幅度的调整，其中最主要的调整有两项，服务业的增加值调增了2、13万亿元，调增幅度超过30%；而服务业的从业人数调减了近8000万人，调减幅度亦为30%。

沿着李江帆等（2005）的理论思路，本文对服务业的全要素生产率进行进一步的分析。根据增长核算分析的“工业标准”，在增长经济学中，大部分增长核算都是沿着曼昆等人（MRW）开创的新古典增长模式方法进行的，因此，MRW方法在增长核算中被戏称为“工业标准”。我们先对服务业的生产函数进行估计，然后对其增长因素进行分解。

用Y表示总的产出，即服务业的产出，用A表示技术水平，K、L分别表示资本存量、劳动力，则可得到：Y=AF(K,L)通过对函数形式的具体假设，我们进一步假设：Y=AKαLβ其中，如果α+β=1，则表示规模报酬不变。这是一个典型的柯布-道格拉斯生产函数。

从这个模型，可以用简单的数学方法得到关于增长率的推导过程可以参见任何一本增长经济学教材。例如，巴罗与萨拉-伊-马丁所写的《经济增长》。：y=a+αk+βl其中，y、a、k、l分别表示Y、A、K、L的增长率。因此，我们只要找到Y、K、L的增长率，就能得到A的增长率。

为了得到具体的结果，第一步的工作是对参数α与β进行估计。使用经过调整后的数据在估计中使用的数据来源以及调整过程如下：对于资本存量K，我们使用了李江帆等（2005）的表2-4的数据，但是我们认为，这个数据没有考虑到统计遗漏问题，导致其中某些数据（例如1989、1990）明显不合理。因此，根据2005年经济普查的情况，将2000年的资本存量调增了30%（本年度的服务业增加值调整了30%），并使用离差趋势法对1990~2000年的数据进行了追溯调整。对于劳动力投入，根据2005年经济普查情况，将劳动力投入进行了下调，由于缺乏统计局的调整方法说明，我们将调整期追溯到了1980年。而且，我们认为统计年鉴上关于1990年的数据是有歧义的。因为该年数据依据第三次全国人口普查的结果进行了调整，但没有进行相应的追溯调整。，估计到服务业生产函数的基本形式为：Y=0.029+0.686lnK+0.422lnL+0.0169t这个方程的系数中，α+β＞1，说明服务业存在着规模报酬递增。这一点与服务业的具体情形是相吻合的，例如，服务业中的电信服务业、交通运输业等均存在着明显的规模报酬递增情形。

在方程中，资本的系数（产出份额）为0、686，与大部分学者对中国经济的估计（资本的系数一般为0、7左右）是相吻合的。但与李江帆等（2005）所估计的数值（0、05469）存在着显著差异。劳动的系数（产出份额）为0、422，与同期实际劳动工资占增加值的比重（平均值约为0、48）相近。这说明方程具有良好的性质。

使用这个方程，我们可以对1980~2000年中国服务业的全要素生产率进行核算，其结果参见表4。

从表4可以看出，1980~2000年间（不包括1990年），服务业算术平均增长率为11、44%，其中劳动的贡献份额为223个百分点，资本的贡献份额为3、20个百分点，全要素增长率贡献份额为6、01%。也就是说，增长的大部分因素来源于全要素增长率。与此同时，整个经济的全要素生产率大约为2~3个百分点（参见徐瑛等，2006）。

从数据上看，此二十年间，资本投入增长速度与劳动投入增长速度差距不大，

说明以不变价计算，劳动者的人均资本占有量没有太大的变化（约增加40%）。这说明从纯技术角度来看，服务业的技术水平提高相对缓慢，这一点与Baumol等人的结论是一致的，但与杨向阳、徐翔（2006）所得出的结论相反。

在前述分析中，一个没有考虑到的因素是服务业的价格问题。根据增长核算的基本原理，相对价格的提高，将使服务业的全要素生产率高估。考虑到中国的具体情况，由于缺乏相应的服务业价格指数，我们无法就此做出定量分析。按照笔者的估计，在1980~2000年间，服务业价格指数大约比消费者价格指数年均高15个百分点左右。因此，即使对价格因素予以剔除，服务业的全要素增长率仍然是十分可观的。

根据上述分析，我们完全有把握地得出结论，服务业的全要素生产率提高，主要来源于体制变革。体制变革对中国的服务业增长起到了关键性与决定性的作用。

四、结论

本文根据对1978~2006年中国服务业增长过程的实证研究，通过对体制变革与服务业增长影响的计量分析，得出了体制变革对中国的服务业增长起到了关键性与决定性作用的结论。从理论上看，体制变革一方面通过吸引具有较高效率的新的边际力量到经济体中，扩大了经济体的规模，并提高整个经济体的平均效率；另一方面，民营化改革与竞争程度的加强，也将消除经济体中原有企业的X-无效率，提高经济体中所有参与者的效率。在服务业中，体制因素既促进了服务业整体规模的扩大，又提高了其生产效率。（李勇坚）

本文摘自《中国服务业发展报告No.5——中国服务业体制改革与创新》，由社会科学文献出版社授权中国网独家发布。其他媒体不得以任何形式擅自转载，否则将负法律责任。