生产效应

生产效应（精选9篇）

生产效应 篇1

企业并购是企业兼并和收购的简称, 是一种以取得目标公司的资产所有权的控制地位为目标的产权交易行为, 是进行资本集中的一种主要形式和途径。并购可分为横向并购、纵向并购和混合并购。对2000年到2002年三年每年中国十大并购案例的并购方式进行统计, 结果发现在2000年到2002年30个大的并购案例中, 并购方式为横向并购的比例分别为:70%、87.5%和60%。横向并购占据相当大的比重。横向并购又称为水平并购, 指并购双方处于同一行业或横向相关企业, 生产经营同种或技术相关的产品的企业之间的并购, 它是企业迅速扩大生产规模, 提高市场份额的捷径。

并购能够获得协同效应。协同效应是指两家公司合并后的经营效益比它们独立运作时期所期望取得的效益之和的增加部分。协同效应有个特点:是一种价值和能力的增加, 这种价值和能力的增加是以内部资源的重新配置为前提。横向并购的协同效应主要按其外在表现形式可以分为:生产协同效应、营销协同效应、财务协同效应和企业发展协同效应等。本文只分析生产协同效应。

生产协同效应是指并购后由于规模经济给企业生产活动在效率方面带来的变化及效率的提高而使成本降低所产生的效益。在横向并购中, 横向并购的生产协同效应表现为固定成本的减少和可变生产成本的降低。

(一) 固定成本的降低

固定成本的存在和固定投资不可分割性, 生产规模的扩大能够节约固定成本, 企业横向并购对企业的资产和资源进行调整从而降低固定成本。这种固定成本的减少是由于企业并购后管理的高效率和技术扩散效应以及设备的高效利用产生的。

1.1管理的高效率

管理理论认为, 策划、组织、指挥和控制等管理职能可以很容易地被借用到所有类型的经营企业中, 那些有执行上述管理职能的经验和能力的管理者, 可以在任何环境下执行这些职能, 也就是说, 管理在多种多样的行业或多种类型的组织之间具有可转移性。管理协同效应是指当两个管理能力有差别的企业并购后, 并购后弱管理能力企业受到具有强管理能力企业的影响, 重组自己的管理资源, 表现出大于并购前两个单独企业的管理能力的现象。当企业之间发生并购时, 这种管理高效率主要表现为以下两种形式:

(1) 过剩管理能力的充分利用。差别效率理论认为:管理层作为一个整体具有一定的不可分性和受到规模经济的制约, 因此即使一家企业的管理能力已经超过了本身企业的日常管理需要, 其管理能力也不能自我释放;但是企业通过并购一家管理能力相对较差并且有一定组织资本的企业就可以使其额外的管理能力得以充分利用;

(2) 管理能力的相互提升。有的时候并购双方不存在管理能力有绝对优势的一方, 而是管理能力的结构存在差异。通过并购, 不同种类的管理能力会得到互补, 企业的管理能力结构会更趋合理, 从而实现人力资源—管理能力的最佳配比, 提高并购后企业的整体管理水平。

效率通过并购得到了提高, 并购企业通过高效管理资源共享而产生收益, 如裁减重复部门和人员, 使管理费用在绝对支出额和相对支出额都大幅度降低, 在成本方面体现为重组后的管理费用低于并购前两家管理费用的总和。

1.2技术扩散效应

技术扩散效应, 是指通过专利技术、专有技术的低成本本扩散, 使技术创新获得规模经济性并增加企业收益的效应。在合并双方技术水平存在显著差异的情况下, 技术的共享通常能使技术水平较低的企业在并购后技术水平得以迅速提高, 直到达到技术较为先进的企业的水平, 从而使其原来处于低效运转状态的资产变成高效资产, 提高企业的生产效率和效益。在横向并购中, 由于合并双方生产相同产品, 使用相同技术 (技术水平可能高低不同) , 被并购企业通过获取收购企业的先进技术, 很容易迅速提高其技术水平, 提高产品的产量和质量, 从而节约了低效运转的企业节约大量的研究开发费用。其次, 在横向并购中, 双方在研究开发产品方面都具有趋同性, 可以对现有的研究开发资源进行整合, 也可以节约研究开发费用。

1.3设备的高效利用

并购后的企业通过生产多种产品, 能分摊固定资产的折旧费用, 从而降低单位产品的固定成本。这主要表现为企业厂房折旧、固定费用的分摊等。比如, 企业根据季节性消费的特点, 尽可能利用相同的生产设备来安排生产具有不同季节消费需求的产品, 就能降低设备的空置率, 从而大大降低单个产品的分摊固定成本。此外, 一般企业都存在着高价值的专用设备和通用设备, 高价值表现为较高的购置成本和较高的设备维护和空置保养费用等, 利用范围经济进行生产, 能充分发挥这些设备的效用。如果生产的产品具有相关性, 这种经济性将更加明显。比如, 可以利用相同的专业检测设备、利用相同的通用生产设备以及具有一定弹性的专业生产系统等。再者, 计算机辅助设计、柔性制造技术、ERP等现代生产技术和管理技术的发展, 使多品种、多规格、小批量的生产能进一步缩短生产转换周期, 从而进一步支持了这种优势的发挥。

在这里对以上的分析用一个模型来说明。

假设: (1) 企业A与目标企业B在并购前生产同一种产品, 使用两种要素 (L, K) , 企业A与企业B有两种不同的成本函数 fA (LA, KA) , fB (LB, KB) .

fA (LA, KA) =FCA+VCA , fB (LB, KB) = FCB+VCB 。

FCA 、FCB 分别为企业A与企业B的固定成本。固定成本包括产品的研究成本FCs、职工培训的费用FCt、管理费用FCa、工厂的厂房和设备费用构成FCf。其中产品的研究成本FCs。

(2) 企业A和企业B在并购前达到规模经济, 有相同的边际成本结构 , 成本——产出弹性 (EC) =1。企业A比企业B产量大。企业A是一个有强管理能力的企业, 有一套成熟的管理体制。企业A的每个产品的平均管理费用比企业B的每个产品的平均管理成本低。

FCaA / QA < FCaB / QB (2.1)

分析:在企业A对企业B进行并购后形成一个新的企业 (A+B) 。企业A对企业B进行了管理体制的改革, 把企业B的管理资源进行了整合, 使其管理费用为FCaB1 , 在整合后企业B为企业 (A+B) 中的B一部分, 每个产品的平均管理成本为 FCaB1 / QB,

且FCaB1/ QB= FCaA / QA 。 (2.2)

并购后的企业 (A+B) 的管理体制形成了一个与原企业A相同的管理体制。由 (2.1) 、 (2.2) 得:FCaB1< FCaB ,

FCa (A+B) = FCaA + FCaB1 。

FCa (A+B) < FCaA + FCaB

企业 (A+B) 的研究成本FCs (A+B) 经过内部技术的扩散, 对现有的研究开发资源进行整合, 并购后FCs (A+B) < FCSA+ FCSB 。

企业 (A+B) 经过利用范围经济进行生产, 能充分发挥设备的效用, 可以出售部分闲置的设备, 使FCf (A+B) < FCfA+FCfB。

企业 (A+B) 在其余的因素不变的情况下, 平均成本为:AC (A+B) =TC/ (QA+QB) = (FC (A+B) +VC (A+B) ) / (QA+QB) (2.3)

并购后企业 (A+B) 的固定成本FC (A+B) < FCA + FCB 。在企业 (A+B) 的MC与原来企业不变的情况下, 并购后的企业 (A+B) 的AC (A+B) < (TCA+TCB ) / (QA+QB) 则在边际成本不变的情况下, 成本——产出弹性 (EC) = MC (A+B) / AC (A+B) 。并购后成本——产出弹性 (EC) >1 。兼并后企业 (A+B) 可以获得规模报酬递增, 与并购前企业A与企业B两个企业相比获得了规模经济, 实现生产协同效应。

(二) 可变成本的降低

企业横向并购后, 在该行业中形成一个较大规模的企业, 在市场上占有的很大的份额, 可以提高并购后的企业与上游企业原材料供应商的侃价能力使上游企业降低原材料价格, 此外由于企业个数的减少能够减少交易费用, 这样可以降低产品的可变成本, 从而实现企业的生产协同效应。

2.1 交易费用减少

科斯作为交易费用概念的提出者, 最早对其外延进行了分析。在《企业的性质》一文中他认为, 交易费用至少包括三个项目:发现相对价格的工作, 谈判签合约的费用, 其它方面的不理因素。横向并购能够减少交易费用尤其是谈判签合约的费用。

设企业在并购前是n个规模相当的企业, 上游原材料供应商企业提供给企业的价格为Cp=Ti+Ai1, 其中Ti =wiqi, wi为上游企业的批发价格, qi为数量, Ai1为上游企业为谈判签合同所付出的固定费用, 则在k个企业中并购前每个企业的原材料购入成本为Cq =Cp + Ai2 其中Ai2 为企业在谈判签合同所付出的固定费用, 则k个企业在并购前所付出的总成本为:∑Cpi=k (Ti+Ai1 + Ai2) 。在k个企业被并购为一个企业后谈判签合同的固定费用减少。此时的成本为:C*p= kTi+Ai1, C*q=C*p+ Ai2。则上游企业减少 (k-1) Ai1 的谈判签合同的固定费用, 并购后的下游企业谈判签合同固定费用也减少 (k-1) Ai2 , 这样在横向并购后, 上游企业和下游横向并购双方都能够减少谈判签合同的固定费用。从而在横向并购后, 企业购买相同数量原材料单价至少减少 (k-1) Ai2/kqi 。下游企业并购后减少了原材料的采购成本。

2.2原材料单价的降低

企业横向并购后形成一个规模较大的企业, 在市场中占有份额增大, 与上游原材料供应商中某个企业的侃价、议价能力大大增强, 能够使上游原材料某个供应企业降低价格, 从而在并购后, 企业降低产品的可变成本。

假设: (1) 上游企业由两个规模相当的企业F1S 和F2S组成, 其中每个企业的市场份额都是相当的, 分别为q1s和q2s。它们都具有超过一半市场规模的供应能力, 双方任一家都没有整个市场的供应能力, 他们不能形成价格联盟。

(2) 下游企业在并购前的市场结构是n个企业的古诺模型, 每个企业需要的原材料数量相等为q, 其中有k个发生并购, 并且这k个企业中有a个企业在F1S (上游原材料供应商1) 购进原材料, k-a个企业在另一家企业F2S (上游原材料供应商2) 购进原材料。

(3) 上下游企业都是理性经济人, 在下游企业并购前, 上游两家企业的销售数量相等, 上游企业的边际生产成本相同为C1S=C2S 上游企业i的利润函数πsi=TRi-Cisqi-Ai, Ai 为上游企业生产的固定成本。

下游企业并购后不管与上游哪一家原材料供应企业达成购货协议, 此家上游企业的市场份额都会扩大, 而另一家上游企业的市场份额会减少。如果下游企业与上游企业F1S达成交易, 在F1S不失去其他顾客的情况下, 增加 (k-a) q的份额, 而F2S企业则减少 (k-a) q的份额。反之, 如果与F2S达成交易则F1S 减少a*q的份额。

下游企业并购后在与上游企业谈判时要求价格要降低△p, 则上游企业FiS (i=1, 2) 都会有所考虑, 在双方都了解对方的情况下, 如果在与上游企业谈判过程中, F1S接受降价, 则利润总额为:

πs1=q1s (p-△p) - C1sqi-A1+ (k-a) q (p-△p)

那么只要 (k-a) (p-△p-C1s) -△p q1s>0, 上游企业F1S在同一降价△p的情况下, 利润仍然比降价前多, 并且占有更多的市场份额。如果F1S不降价那么他的利润要损失a*q (p- C1s-A1) , 并且失去一部分市场份额, 并且有可能在对方降低价格的情况下不得不被动的进行降价, 否则长期来看对方就可能成为主导生产厂商。在此种情况下, 上游企业必然会接受下游并购后的大规模企业提出降价的要求。

下游企业在并购后可变成本降低, 成本——产出弹性 (EC) >1能够获得规模经济。并购后实现了生产协同效应。例如:中国中铁在整合成一个上市公司后对组织结构进行调整。压缩企业的管理链条, 减少管理层次, 整合劣质的管理资源, 上市后就注销了186家三级以下的子公司。合并后企业大的项目采取集中采购物资和管理, 比如打隧道的设备, 一买就是几个亿, 十几个亿, 价格比以前要优惠得多, 而且方便与上游大厂家直接合作, 有利于锁定价格风险。这样大的企业, 节约一个百分点就是十几个亿、二十个亿, 横向并购后生产协同效应可观。

(三) 结束语

通过建立一些模型分析得出企业横向并购后固定成本和可变成本与并购前相比有所降低, 获得生产协同效应。这对企业在以后做大做强有着积极的意义。本文在对古诺模型的条件下横向并购企业的数量k值多大才合适没有分析, 这些有待于进一步研究。

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生产效应 篇2

效应

——对河南省发展现代农业的调查

肖卫东/杜志雄

 2013-01-09 14:41:40

来源：《学习与探索》(哈尔滨)2012年9期

【内容提要】农业生产性服务业是农业、农村经济新的增长点，是现代农业发展的重要支撑。河南省农业生产性服务业主要呈现出政府主导的公共农业生产性服务模式、农民专业合作社引领的内在扩张模式、农业产业化龙头企业的外部拉动模式、农产品市场带动与新型农业服务组织模式、传统服务组织的创新发展模式五种主要发展模式。这五种模式不断进行分工协作、优势互补和完善多元化合作机制，日益成为发展现代农业、推进农业发展方式转变的战略引擎。

【关 键 词】农业生产性服务业/发展模式/经济效应/现代农业/河南省

农业生产性服务业是指贯穿于农业生产的产前、产中和产后环节，为农业生产、农业生产者和其他经济组织提供中间投入服务的产业。以中间投入品为主、涉及知识和资本的交换、提供定制化的服务是农业生产性服务业的主要特征[1]。当前，发展面向农业的生产性服务业是农业、农村经济新的增长点，是现代农业发展的重要支撑[2]，也是以工促农的产业路径[3]和建立新型工农关系、城乡关系的重要桥梁和纽带[4]。农业生产性服务业发挥好上述作用的关键还在于探索和发展因地制宜、适应农业生产一般或特殊需求的具体实现模式，通过适宜的服务模式推动农业专业化分工深化、农业产业链和价值链向“微笑曲线”两头延伸，提高农业生产率和农业经济增长率。

近年来，河南省面向推进农业产业化、发展现代农业和转变农业发展方式的需求，积极发展为农林牧渔业发展的生产性服务业，基本上培育形成了以政府公共服务机构为依托，以农村合作经济组织为基础，以农业产业化龙头企业为骨干，以农产品市场为重要平台，其他社会力量为补充，以民营服务企业为有生力量的多层次、多类型的农业生产性服务业发展模式。而且，在河南省加快建设中原经济区的过程中，为了不牺牲粮食生产、不牺牲农业和不牺牲环境的“三个不牺牲目标”的实现，发展农业生产性服务业的需求正在显著增强，其重要性和紧迫性也正在进一步凸显。

一、政府主导的公共农业生产性服务模式

公益性农业生产性服务，按其供给主体及是否使用了公共权力和公共资源，可分为公共服务和一般公益型服务。涉农政府机构和部门的多功能性、农业技术推广等服务的公共产品属性和外部性，以及农产品的社会属性等决定了涉农政府部门和站所在农业生产性服务中具有无法取代的重要地位。因此，公共农业生产性服务通常是由政府主导，具有服务多样、专业性强的特点。河南省所建立的政府主导型公共农业生产性服务模式有：

1.依托政府部门和涉农站所，积极开展面向农业产业链的公共服务

河南省各级地方政府中的涉农政府部门和涉农站所是农业技术推广体系中最主要的组成部分，也是目前规模最大、覆盖面最广的由政府支持建设的科技服务体系，尤其是涉农站所是利用公共财政为农业生产提供公共服务的重要组织。各级农技推广中心、种子站、林业站、林科所、农科所、森防站、植保站、土肥站、植检站、农机站、畜牧兽医站等都属于这一系统。植保站按照“绿色植保、公共植保”的方针，为农业生产提供农业病虫害预测预报、植物检疫、病虫害鼠害防治技术指导和服务、良好农业操作规范等配套生产性服务。依托种子站为农户提供农产品重点品种选育服务、农作物新品种示范推广服务，引导企业加强大田良种繁育基地建设。依托土肥站，可以为农业生产提供测土配方施肥及相关信息服务。依托农产品质量检测站，形成对农产品、畜产品和水产品生产、储运、销售及产地环境等从田间到餐桌的全面监控体系。

2.结合实施惠农政策和实施财政支农项目，加强和创新公共农业生产性服务体系建设

近年来，河南省各地积极探索建立了“县农技推广中心—乡(镇)农技综合服务站—村农技服务组或者科技示范户”的基层农技推广组织体系和“专家组+农技人员+科技示范户+辐射带动户”的农技服务模式。组织实施农村致富带头人培训工作、农业科技特派员包村工作和农民科技书屋建设；积极开展灵活多样的适用技术培训，引导广大科技人员深入基层为农民提供及时、便捷、高效的农技服务。已经基本形成了“市有中心、县有平台、乡有信息站、村有信息员”较为完善的公共农业信息服务体系。农村公共气象服务体系和农村气象灾害防御体系也日益健全，农业气象信息服务模式也不断创新。

3.积极打造各类农业生产性服务公共服务平台

通过建立农业科技示范园和示范推广基地，形成农业科技、发展方式的示范平台，积极打造各类农业生产性服务公共服务平台，探索促进技术、资源集聚和共享的有效方式。通过示范平台和公共服务平台为农户提供农业生产性服务，具有多重功效：一是促进农业生产性服务业的聚集发展、规模发展，增强农业生产性服务业的系统性功能；二是凝聚、引导和激发农户对农业生产性服务的需求，促进农户对农业生产性服务的隐蔽需求向显性需求、潜在需求向实际需求的转化和有效需求的满足；三是更好地满足农户对农业生产性服务的差异化、多样化和高端化需求；四是提高农户对农业生产性服务的资源和信息共享水平，降低农户享受农业生产性服务的成本。

二、农民专业合作社引领的内在扩张模式

截至2010年底，河南省的农民专业合作社已达26596家，入社成员总数达到20.5万，并且涌现出一批发展规范、产品已取得相关认证、经营情况较好的示范社，目前省级示范社已达445家。其中，截至2011年6月底，河南省经工商部门注册的农机专业合作社达3828家，入社农户4.1万多户，服务农户430多万户。可见，河南省农民专业合作社的发展速度较快，发展质量不断提升。更为重要的是，河南省农民专业合作社涉及的生产经营范围不断拓宽，为入社农户提供的服务层次逐步提高。农民合作经济组织的加快和规范发展，整合和聚集了有限的农村生产性服务资源，改善和优化了面向农业产业链的生产性服务体系，逐步形成农业生产性服务业的内在扩张能力，日益成为促进农业生产性服务业发展的内在力量和有效组织模式。

1.面向农业产业链不断创新生产性服务内容和服务模式，积极构建服务农户的新型生产性服务体系

近年来，为适应市场和农户生产经营需要以及自身发展的需求，河南省农民专业合作社的服务内容已经涵盖农业产业链的多数环节，已经由最初的以生产、技术服务为主，逐步向在农资供应、良种引进和培育、市场供求与经营信息服务、病虫害鼠害防疫防治技术指导和服务、农产品加工、质量标准、品牌包装、基地认证、市场拓展和建立稳定的购销关系等环节延伸，涉及农业产前、产中、产后的各个环节。

2.扶持和引导农民专业合作社加强自身建设，完善运行机制，增强农民专业合作社自我发展和提供公益性农业生产性服务的能力

各地政府积极加强对农民合作经济组织的财政和金融、税收优惠等政策支持；引导农民合作经济组织在民主管理机制、利益联结机制和自律机制等方面加强规范建设；按照试点示范、典型引路的原则，引导合作社加强自身建设；积极组织农民专业合作社参加农产品展示交易会，或与大型连锁超市合作。在政府的扶持和引导下，有些农民专业合作社专门成立了技术服务部、化验室等，并配套相关服务设施，为社员提供无偿技术服务和信息服务等生产性服务；有些农民专业合作社专门聘请职业总经理和高层次技术人员，帮助和指导社员科学决策和种植经营。还有很多合作社聘请科研院所的专家和相关职能部门的工作人员定期为入社成员讲解生产技术、法律法规和党的方针政策，使得入社成员的综合素质逐步提高。“加大对农民的教育和培训力度，提高农民的自身素质和法律意识，也是实现村民对农业合作社有效监督的关键一环。”[5]

3.在农民专业合作社的发展中，不同利益相关者合力提供农业生产性服务的格局日趋鲜明

近年来，河南各地成立的农民合作社联盟以及尝试推行的“农业科研院所或者高等院校—农民专业合作社—农户”的服务模式，就是一种各地市合作社合力、农业科研院所或者高等院校与农民专业合作社合力为农户提供农技推广等生产性服务的有效服务格局。这种服务模式强调在各地市的农民专业合作社之间、农民专业合作社与农业科研院所或者高等院校之间建立密切合作关系，在科研人员、农民专业合作社和农户之间建立伙伴关系，探索科研、教育培训和推广相结合的服务创新机制。

三、农业产业化龙头企业的外部拉动模式

近年来，随着河南省农业产业化经营的深入推进，农业产业化龙头企业服务农户的联结模式不断创新，逐步形成市场牵龙头、龙头带基地(农民合作经济组织)、基地带农户的农业组织形式和经营机制。截至2009年底，河南省农产品加工企业已发展到3万多家，其中，规模以上农业产业化龙头企业达6000多家，省级以上重点龙头企业601家，年销售收入超亿元企业500多家，年销售额达30亿元以上的有10家。当前，农业产业化龙头企业对农业生产性服务业发展的外部拉动和植入效应日益显现，已成为河南省新型农业生产性服务体系中的骨干力量。

1.“企业+基地+农户”的生产性服务提供模式

龙头企业通过农产品基地建设为农户提供生产性服务，以与农户结成利益互惠的共同体。龙头企业利用其雄厚的资本、技术和研发能力，为基地农户提供优质生产资料、信息和资金技术等服务，农户按照公司的生产计划和技术规范进行生产，农产品由公司按照合同价格收购销售。

2.“企业+农民合作经济组织+基地+农户”的生产性服务提供模式

在河南省的实践中主要有两种方式：一是由农民合作经济组织与龙头企业达成一致，来为基地农户提供生产性服务；二是农户分工生产农产品，龙头企业分工加工和销售农产品，农民合作经济组织充当中介，为农户提供产前和产中的农资采购、技术培训等服务，为龙头企业提供收购、粗加工和运输等服务。这两种方式均有利于在龙头企业、农民合作经济组织和农户三者之间形成有效的纵向产业协作关系，它们在协作中也能彼此受益：(1)是通过农民合作经济组织，龙头企业可降低生产性服务的成本，从而提高对农户的服务效率；(2)是通过农民合作经济组织，龙头企业可以形成覆盖范围更广的层次化的生产性服务网络；(3)是依靠农民合作经济组织，可有效实现农户农业生产性服务需求与龙头企业服务供给的对接，使农户和龙头企业拥有的要素优势互补，并有利于平衡农户与企业利益；四是通过农民合作经济组织的信任机制，可降低农户和龙头企业的交易成本、经营风险。

3.“企业+农业园区(食品工业园)+农户”的生产性服务提供模式

由龙头企业兴建的农业园区(食品工业园)是一种带动地方经济发展的集研究、示范、生产、推广、加工、销售等于一体的新型农业组织形式。通过农业园区，龙头企业为农户提供产前、产中、产后的全过程综合配套服务，把千家万户联结起来，纳入专业化生产和规模经营的生产模式；推进知识、技术、信息等先进生产要素在农业产业链上的有效应用，并适时向研发创新、品牌建设、商业模式等关键服务环节延展，推动农业产业链向“微笑曲线”的两端攀升。依托农业园区，龙头企业还能有效整合各方服务资源，聚集和瞄准农户生产性服务需求，构建区域农业生产性服务体系，产生服务业的聚集效应：一是促进农业生产性服务业的聚集发展和结构升级；二是更好地发挥农业生产性服务尤其是高端服务对区域农业产业结构升级和农业发展方式转变的示范、带动作用；三是更好地增强龙头企业的产业关联性和本地根植性；四是搭建农业生产与全球农业产业链、农产品价值链升级深度融合的通道[6]。

四、农产品市场与新型农业服务组织模式

1.积极加强和推进农产品市场建设，为发展农业生产性服务业提供重要平台

这种模式主要是以农产品专业批发市场为纽带，带动地方主导产业，并通过合同契约与农户、农民大户及农民合作经济组织构筑稳定的经济关系，为农户提供产销一条龙经营的服务模式。农产品专业批发市场因具有强大的市场凝聚力，可以发挥市场在价格形成、信息交换、产业带动、物流集中等方面的服务功能，并能获得服务的规模经济效应。

2.农超对接日益成为河南省大型连锁超市为农户提供生产性服务的典型模式

自2007年底国家开展农超对接试点工作以来，各大超市不断创新与农户的联结方式，利用自身在市场信息、管理等方面的优势参与农业生产、加工、流通的全过程，为农户提供技术、信息咨询、物流配送、产品销售等一整套生产性服务。目前，随着商务部、农业部及地方各级政府的积极扶持和大力推进，河南省在实践中农超对接模式主要有两种：一是家乐福超市的“超市+农民专业合作社+农户”模式；二是麦德龙超市和沃尔玛超市的“超市+超市自有或者第三方农业公司+基地农民(或者农民+农民合作经济组织)”模式。

3.新型农业服务公司通过市场化运作为农业生产提供专业化的生产经营服务

这是一种在不改变家庭承包制的前提下，将目前的“家庭经营”转变为“企业化经营”，通过企业的市场化运作，实现农业生产的规模化、标准化、规范化，以创新农业生产经营方式和农业生产性服务供给模式。典型案例为河南省项城市汾河湾合作社创造的“陶湾模式”，该合作社大力发展农业委托代理经营服务公司，采取“农户+农业经营服务公司+龙头企业”的农业产业化模式，为农户提供统一良种、统一施肥、统一浇水、统一除病虫害、统一深耕细作等农业生产服务。这种新型农业经营服务公司搭建了农户与龙头企业有效对接的平台和桥梁，具有四方面的服务功能：(1)为农户提供农资、农田设施、农技服务；(2)根据农民自愿，集中收购农户粮食，以企业的身份参与市场竞争，为农产品加工企业提供原料；(3)批量采购种子、农药、肥料等农业生产资料，给农户提供质优价廉的农业生产资料；(4)以农作物秸秆为原料，发展农村新能源。这种新的模式重塑了农户与龙头企业之间的利益连接机制和关系。

五、传统服务组织的创新发展模式

近年来，河南省各地都积极鼓励传统服务组织资源(国有粮食企业、邮政部门、供销社等)面向服务需求，增加农业生产性服务供给，创新服务提供方式，并同新兴、市场化的农业生产性服务组织对接，延伸服务能力，形成不同类型农业生产性服务业合力推进现代农业发展的格局。

国有粮食企业中国储备粮管理总公司作为一种重要的传统服务组织资源，日益成为河南省发展农业生产性服务业的重要力量。中储粮在河南辖区已建立“中储粮河南分公司‘三农’服务总社—直属库‘三农’服务中心社—乡村‘三农’服务社”三级为农服务组织架构和服务网络体系。直属库“三农”服务中心社以网点布设、经营管理、服务指导、商品配送为重点；乡村“三农”服务社则以粮食收购、农资供应和配送为重点，并逐步向土地流转和托管、代农储量和农产品加工、农技和农业机械服务、信息服务、订单农业、通过自身的种植试验推广优良品种等延伸，不断拓展服务范围，完善服务功能。

通过挖掘传统服务组织的创新服务潜力，是河南省发展农业生产性服务业的重要途径。传统服务组织资源在参与区域农业生产性服务业综合体系建设中，具有三重优势：(1)农村网点多、覆盖面广和比较完善的网络布局优势、渠道优势和规模优势，具有一网多用、双向流通、连接城乡的特点，借此可以更好地贴近农户的生产性服务需求，为农户提供全方位、多层次的综合服务；(2)品牌及其影响力优势、声誉优势，借此一方面可以充分发挥传统组织的品牌功能和价值；另一方面，还容易赢得农民和农业专业大户、农民专业合作社、农业企业等新型农业经营主体的信任，增强相互之间的合作和密切联系，建立“利益共享，风险共担”的稳固关系；(3)相关部门之间的合作优势和相关产业之间的相互支撑优势，借此容易获得其他相关部门的支持，并通过“三农”服务社之类的平台为农产品加工企业提供“保姆式”服务，提高产业间的相互依存度，形成产业协调发展的良性互动。凭借这些优势，通过促进传统服务组织的转型发展和改造来发展农业生产性服务业，可以收到“一举多得”之效：一是消除传统服务组织的运行惰性，并激发其创新服务潜力；二是促进服务供求更好对接，增加农户对农业生产性服务的可得性；三是利用原有渠道和网络，可以降低重新开辟渠道和网络的成本和风险；四是传统服务组织通过实施品牌化运作、网络化管理和规模化物流配送，可以更有效推进城市生产性服务业和公共服务向农村地区延伸，形成一体化的城乡服务链，让广大农民享受到更多的公共服务均等化的成果。

综上所述，当前河南农业生产性服务业的五种主要模式虽然在服务内容上存在一定的同质性，但他们在提供服务的方式、服务功能发挥的完整性程度、农业生产服务提供者与接受者的利益联结以及服务内容本身等诸多方面的差异性也很显著；同时其服务功能互补性特征也正在显现。在农业生产性服务业“现实急需、发展不足”的大背景下，鼓励各种模式的农业生产性服务业的探索和发展，通过政策激励积极引导各种服务向功能互补方向延伸，将有助于更加充分地发挥生产服务业对粮食生产和农产品稳定供给的保障作用。

【参考文献】

生产效应 篇3

关键词：生产率差距；城市化；劳动配置效应；倒“U”型

中图分类号：F240文献标识码：A文章编号：1000-4149（2014）03-0059-10

DOI：103969/jissn1000-4149201403007

一、引言

勞动配置效应是经济增长的重要源泉[1～2]，特别是在工业化阶段[3]。 多瑞克（Dowrick）与格莫尔（Gemmel）对跨国数据进行分析发现，部门之间的劳动力再配置对GDP的增长有显著贡献，劳动配置效应能够解释1960～1985年间处于工业化阶段的中等收入国家年均GDP增长率超出高收入国家08个百分点中的四分之一[4]。波瓦森（Poirson）基于二元经济理论，对30个发展中国家1965～1980年的数据进行分析发现，劳动配置效应对劳动生产率增长的贡献达到1/3，其中处于工业化阶段的东亚地区的劳动配置效应最大，约为每年095个百分点[5]。

说明：全国劳动配置效应根据本文后面的方法计算，数据来源于《新中国60年统计资料汇编》，2009年和2010年数据用《中国统计年鉴》的数据补齐。

改革开放以来，我国一直处于工业化时期，劳动配置效应对经济增长的贡献显著，1979～2010年劳动配置效应对劳动生产率增长的年均贡献约为219%。然而，劳动配置效应对劳动生产率增长的促进作用并不像要素投入和技术进步那样明确，有些年份的劳动配置效应甚至为负（见图1）。随着工业化和城市化的不断推进，劳动配置效应是否会消失？钱纳里（Chenery）等对跨国数据进行分析发现，劳动配置效应随着人均收入的增加呈倒“U”型变动，在人均收入为1120～2100美元

这里的美元是按1970年价格的计价，下同。时，劳动配置效应最大；在人均收入为3360～5040美元时，劳动配置效应消失[6]。尽管他们并没有解释其背后的机理，但其结论足以表明劳动配置效应存在某种变化规律。因此，本文从理论上和经验上分析在我国工业化和城市化进程中，三次产业劳动生产率差距不断变化的情形下劳动配置效应的变化趋势，并据此判断劳动配置效应在今后一段时间是否继续促进经济增长。

二、文献综述

现有关于劳动配置效应的文献主要集中于劳动配置效应对经济增长有多大贡献这一问题。胡永泰对全要素生产率进行分解，在劳动产出弹性分别为04、05、06三种情形下，对中国1979～1993年的数据分析发现，农业部门劳动力向工业或服务业部门流动产生的效应构成了全要素增长率增长的37%～54%，并认为1985～1993年间97%的年增长率中的12个百分点来自于劳动力的再配置[7]。潘文卿对我国1979～1997年的经济增长率进行了分解，发现年均98%的增长率中劳动配置效应的贡献约为159%[8]。蔡昉和王德文基于包含人力资本的经济增长模型估计劳动产出弹性，并假设三次产业的劳动产出弹性相等，计算出1982～1997年劳动力的配置效应为162%，对经济增长的贡献为2023%[9]。丁霄泉沿用胡永泰的方法，将研究样本扩充到1998年，计算了1979～1984年、1985～1992年、1993～1998年三个时期的劳动配置效率，发现劳动配置效应对GDP增长的贡献为095～132个百分点，其中1985～1992年间的贡献最为显著，为138～206个百分点[10]。严于龙和李小云测算了1980～2005年我国农民工对经济增长的贡献，认为农民进城务工能提升人力资本，并将其作为一个要素引入生产函数，进而估算其产出弹性，最后发现改革开放以来，农民工对经济增长的贡献约为214%[11]。雅克平（Jakopin）对2008年金融危机前后塞尔维亚的经济增长情况进行了分析，发现2002～2008年劳动配置效应年均为-009，并没有促进经济增长；2009～2010年劳动配置效应年均为07，约为劳动生产率增长的486%[12]。杨晓军借鉴钱纳里等的方法，对我国

1985～2009年的时间序列数据进行分析发现，农民工对总产出增长平均贡献率为1658%[13]。

研究劳动配置效应变化趋势的文献并不多。徐现祥和舒元建立了一个简单的劳动结构调整模型来分析劳动配置效应的变化趋势[14]。在他们的模型中，经济被简化为农业和非农业两个部门，非农业部门的边际劳动产出随其劳动份额的增加而递减，农业部门的边际劳动产出随其劳动份额的下降而递增，两部门边际劳动产出的差距随着非农业部门劳动份额的增加由最大逐渐变为零。本文认为，依据他们的劳动结构调整模型并不能推断出劳动配置效应的倒“U”型变化规律。另外，为得到这一倒“U”型变化趋势的序列，他们采用索罗构造技术序列的方法对劳动配置效应序列进行重构，但没有说明其依据。本文认为并没有必要对其序列进行重构，只需要在检验模型中控制三次产业的劳动生产率差距即可，而他们的模型遗漏了这一重要解释变量。再者，他们采用的我国1978～1998年的时间序列数据检验模型的样本量太小，而根据本文前面的研究，在1998年我国的劳动配置效应还没有达到倒“U”型曲线的最高点。段均和杨俊也对我国三次产业之间劳动力的配置效应进行了分析，他们认为劳动配置效应与二、三产业的就业份额高度相关，但并没有得出劳动配置效应的具体变化规律[15]。

关于劳动配置效应的计算方法，现有文献中运用最多的是全要素生产率分解法和塞尔奎因（Syrquin）法。全要素生产率分解法基于劳动配置效应是全要素生产率的重要组成部分[16～17]。在全要素生产率分解法的计算过程中需要估算资本存量以求要素的产出弹性。虽然目前关于资本存量的估算方法非常成熟，但是由于数据缺乏，估算三次产业的固定资本存量仍比较困难。现有研究一般采用情景分析，例如胡永泰、丁霄泉就是在劳动产出弹性分别为04、05、06时进行分析[18～19]。全要素生产率分解法还要根据计算要求假设要素产出弹性在不同时期以及不同产业之间一致，这一假定是否合理值得怀疑。塞尔奎因法的计算过程较全要素生产率分解法简洁，计算所需的数据也容易获得，郭克莎、潘文卿、徐现祥和舒元、姚战琪等对劳动配置效应的计算都是借鉴于塞尔奎因法[20～23]。考虑到数据的可获得性以及劳动产出弹性的难以确定，本文亦采用塞尔奎因法计算三次产业之间的劳动配置效应。

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三、工业化和城市化进程中的劳动配置效应

劳动配置效应是对劳动力在不同产业之间重新分配导致的总劳动生产率增长变化

有部分文献研究劳动力在不同地区之间转移或分配产生的效应，本文只关注劳动力在三次产业之间转移带来的效应。的测量[24]。只要三次产业的边际劳动产出存在差距，劳动力从低边际产出的产业转移到高边际产出的产业就能带来更多的产出，产生正的劳动配置效应。产业之间边际劳动产出的差距越大，劳动配置效应越大；反之，劳动配置效应越小。因此，劳动配置效应的变化趋势与边际劳动产出差距的变化趋势一致。虽然没有数据来计算产业之间的边际劳动产出差距，但我们发现边际劳动产出与劳动生产率存在正相关关系。假定产业生产函数为CD形式：

Yi=AiKαiLβi（i=1，2，3）（1）

其中，Yi为第i次产业的产出，Ai为第i次产业的全要素生产率，Ki、Li分别为第i次产业的资本存量和劳动投入，α、β分别为资本和劳动的产出弹性。在（1）式两边对Li求导可得：

YiLi=βAiKαiLβ-1i=βYiLi（2）

公式（2）的经济含义为劳动边际产出等于劳动生产率乘以劳动产出弹性。根据赵慧卿和郝枫的研究，

图2我国三次产业劳动生产率比值

我国三次产业劳动产出弹性的差别并不大，第一产业大约为072～084、第二产业大约为052～072、第三产业大约为042～058，而三次产业劳动生产率的比值都大于3[25]（见图2），因此，劳动生产率的差距可以反映边际劳动产出的差距，也即劳动生产率差距的变化趋势可以反映劳动配置效应的变化趋势。

三次产业劳动生产率的差距并不是固定不变的，因各次产业劳动生产率增长速度的变化而变化。任何一个经济体在进入工业化阶段之前，都以第一产业为经济活动的主体，但第一产业劳动生产率明显低于二、三产业[26]，我国也不例外（见图3）。进入工业化阶段后，三次产业的劳动生产率都开始加速提高，但第二产业的提高速度最快，第一产业最慢，从而导致第一产业与第二产业劳动生产率的差距变大。第二产业的劳动者相比第一产业能够获得更多的产出，促使第一产业的劳动力向第二产业转移，推动工业化和城市化进程。第二产业的壮大刺激了以流通和服务为主的第三产业的发展，第一产业劳动力开始向第三产业转移，进一步推进城市化的发展。随着劳动力的转移，二、三产业的劳动力比重不断加大，当其就业份额达到一定程度后，边际劳动产出开始下降，而第一产业的边际劳动产出开始上升，第一产业与二、三产业劳动生产率之间的差距开始缩小，直至三次产业的劳动边际产出一致。此时，劳动配置效应消失，三次产业之间劳动力的任何流动都导致负的劳动配置效应。因此，随着工业化和城市化的推进，三次产业劳动生产率的差距和劳动配置效应经历一个由小变大再变小的倒“U”型变化过程（见图4）。

改革开放以来，我国三次产业劳动生产率差距的变化趋势大致如此。图3是我国1978～2010年三次产业劳动生产率的对数

图2和图3的劳动生产率是按当年价格计算的，因为这里只关注某一个时期三次产业之间劳动生产率的差距，而不是不同时期之间的比较。更重要的是任何一个基期，三次产业的价格指数都不在同一水平，如果采用劳动生产率的实际值，可能扭曲三次产业的生产率差距。。1978～1986年，我国三次产业劳动生产率的增长速度差不多，第一产业的速度甚至略快，这是因为家庭联产承包责任制的实施刺激了广大农村劳动力的积极性，提高了第一产业的劳动生产率。1987～1995年，三次产业劳动生产率的增长速度基本一致，差距也保持不变。1996～2004年，第一产业劳动生产率的增长速度明显低于二、三产业，第一产业与二、三产业之间的劳动生产率差距逐渐变大，农村劳动力向二、三产业转移带来的配置效应也逐渐变大。2005～2010年，第一产业劳动生产率的增长加速，增速超过二、三产业，劳动生产率的差距开始缩小，劳动配置效应开始下降。因此，从图3来看，我国农村劳动力转移到二、三产业带來的劳动配置效应呈倒“U”型变化趋势。

劳动生产率比值的变化趋势图也能反映劳动配置效应的倒“U”型变化规律。从图2可以看出，二、三产业的劳动生产率明显高于第一产业，并且在1996～2004年间，二、三产业与第一产业劳动生产率的比值显著递增，2004年之后，两个比值又开始递减。因此，从图2来看，我国劳动配置效应也呈倒“U”型变化规律。

为了进一步验证我国劳动配置效应随着工业化和城市化的推进呈倒“U”型变化趋势，本文在徐现祥和舒元的模型[27]基础上，建立如下三个回归模型，并用我国1978～2010年的省级面板数据对三个模型的系数进行估计、检验。

模型一：Effectit=β0+β1log（gdpit）+β2[log（gdpit）]2+β3Labor21it-1+β4Labor31it-1+αi+γt+uit

模型二：Effectit=β0+β1Struit+β2Struit2+β3Labor21it-1+β4Labor31it-1+αi+γt+uit

模型三：Effectit=β0+β1Urbanit+β2Urbanit2+β3Labor21it-1+β4Labor31it-1+αi+γt+uit

Effectit、gdpit、Struit、Urbanit分别表示第i个省区在t时期的劳动配置效应、人均实际GDP、二三产业就业份额、城市化水平；Labor21和Labor31分别表示二、三产业与第一产业劳动生产率的比值，在模型中取滞后一期值是因为上一期的生产率差距越大，当期的劳动配置效应才可能有较大的上升空间

模型中不加入二、三产业劳动生产率比值变量Labor23，是因为Labor21和Labor31两个变量联合起来可以反映该变量的变化情况。另外，第二产业劳动生产率明显高于一、三产业，Labor21和Yi=AiKαiLβi（i=1，2，3）存在较强的相关性，加入Labor23可能会引起多重共线性问题。；αi为各省区的固定或随机效应；t为时间虚拟变量。模型一用于检验钱纳里等“随着人均收入的增加，劳动配置效应呈倒‘U’型变化趋势”的论断；模型二用于检验随着二、三产业的发展，劳动配置效应是否呈倒“U”型变化趋势；模型三用于检验随着城市化的发展，劳动配置效应是否呈倒“U”型变化趋势。

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四、劳动配置效应的计算方法与数据来源

1.劳动配置效应的计算方法

本文采用赛尔奎因计算劳动配置效应的方法[28]。总产出等于三次产业的产出之和：

Y=∑3i=1Yi（3）

其中，Y为总产出，Yi为第i次产业的产出。将（3）式两边除以总就业量可得：

y=∑3i=1YiLiLiL=∑3i=1yiγi（4）

其中，y为总劳动生产率，yi、γi分别为第i次产业的劳动生产率和就业份额。在（4）式两边对时间求微分可得：

Gy=∑3i=1ρiGyi+∑3i=1ρiGγi（5）

（5）式右边第二项即为劳动配置效应，等于总劳动生产率的增长率与以各部门产出份额为权重计算的各部门劳动生产率增长率的加权和的差值，即：

A（y）=Gy-∑3i=1ρiGyi（6）

其中，A（y）为劳动配置效应，Gy为总劳动生产率的增长率，ρi为第i部门的产出份额，Gyi为第i部门劳动生产率的增长率。

2.数据来源与说明

改革开放之前，我国三次产业之间劳动力的流动并不显著，测算1978年之前的劳动配置效应没有太大意义，所以本文只分析1978年以来我国各省区三次产业之间劳动力转移带来的劳动配置效应。计算劳动配置效应需要各地区三次产业的产值、就业人数以及生产指数，国家统计局出版的《新中国60年统计资料汇编》中有各省区这三个指标1978～2008年的数据，2009和2010年的数据用《中国统计年鉴》补齐，其中，重庆市1978～1985年的三次产业就业数据缺失。由于计算过程中涉及劳动生产率的增长率，各省区1978年的劳动配置效应无法计算，所以最終的样本个数为985个。

本文各地区人均实际GDP数据根据《新中国60年统计资料汇编》中的当年价人均GDP和生产指数数据计算而得，并以1978年为基期；二三产业的就业份额根据《新中国60年统计资料汇编》中各地区分产业的就业数据计算而得，同样利用《中国统计年鉴》补齐2009年和2010年的数据。

城市化率用各地区城镇常住人口除以总常住人口得到。《中国统计年鉴》从2005年才开始公布各地区的分城乡常住人口数据，2005年之前，只有三次人口普查年度的数据。本文假定各地区城市化年增长率不变，用1982年、1990年、2000年、2005年四个年度的数据平滑出缺失年份的城市化率。其中，海南省在1990年以及重庆市在2000年才单独普查，相应年份之前的数据缺失。

五、劳动配置效应的倒“U”型趋势检验

1.描述性统计

表1是各省区劳动配置效应，人均实际GDP对数，二、三产业就业份额，城市化水平，第二产业与第一产业以及第三产业与第一产业劳动生产率比值等变量的描述性统计结果。所有变量都有足够大的变化区间，适合于回归分析。二、三产业就业份额的最大值和最小值分别为0961和0148，基本上覆盖其理论取值区间，城市化水平的取值范围也是如此，所以这两个变量的样本数据适合于劳动配置效应的倒“U”型趋势检验。一、二产业和一、三产业之间劳动生产率比值都大于1，能够反映第一产业劳动生产率低于二、三产业的事实，在检验模型中控制这两个比值变量具有合理性。

0299），黑龙江省的年均劳动配置效应最小（-0008）。年均劳动配置效应大于002的省份大多位于东部和中部地区，年均劳动配置效应在001～002之间的省份主要位于中西部地区，年均劳动配置效应小于001的省份主要是经济发展水平较高的北京、天津、上海三大直辖市以及城市化水平较高的东北三省

辽宁、吉林、黑龙江三省2010年的城市化水平分别为6215%、5336%、5566%，全国的城市化水平为5027%，数据由国家统计局提供。，其中吉林和黑龙江两省的年均劳动配置效应为负。可见，各省区的劳动配置效应存在明显的差异，在对三个模型进行检验时，应该考虑地区效应。

图5、图6、图7分别是劳动配置效应（Effect）对人均实际GDP对数、第二和第三产业就业份额、城市化水平的散点图。从图5中可以看出，在人均实际GDP对数较小时，劳动配置效应随着人均实际GDP对数的增加而变大；在人均实际GDP对数达到75左右时，劳动配置效应最大；随着人均实际GDP对数的继续增加，劳动配置效应开始下降。从图6中可以看出，在二、三产业就业比重低于55%时，劳动配置效应随着二、三产业就业份额的增加而增加；在二、三产业就业比重超过55%后，劳动配置效应随着二、三产业就业份额的增加而下降。从图7可知，在城市化水平低于40%时，劳动配置效应随着城市化水平的提升而增加；在城市化水平超过40%后，劳动配置效应随着城市化的进一步发展而下降。因此，从三个散点图可以得出，随着经济发展水平、第二和第三产业就业水平、城市化水平的提升，劳动配置效应呈倒“U”型变动。

2.计量结果分析

本文采用我国省级面板数据依次对三个模型参数进行估计，首先进行混合最小二乘估计，然后对截面和时间双固定效应模型进行估计，最后对截面随机或时间随机效应模型进行估计

这里估计的模型包括截面随机时间固定效应模型、截面固定时间随机效应模型以及截面和时间双随机效应模型，限于篇幅表3并没有报告这几个模型的估计结果。。三个模型双固定效应似然比（LR）检验的卡方统计量的P值都为00000，表明三个模型都应该加入截面和时间双固定效应。三个模型随机效应Hausman检验的卡方统计量的P值也都为00000，拒绝模型中存在截面随机效应或时间随机效应的假设，因此，在三个模型中都加入截面和时间双固定效应最优。表3给出了三个模型的估计结果。

模型一的混合最小二乘估计结果显示，所有解释变量的系数都在5%的显著性水平下显著，但模型调整后的拟合优度仅为00433，另外较低的DW值表明混合回归的残差序列可能存在自相关。相比混合回归结果，模型一在截面和时间双固定效应情形下的估计结果更优。调整后的拟合优度有了明显的改善，提高到02723；DW值增加到187，表明残差序列已不存在明显的自相关。从双固定效应回归结果可知，滞后一期的一、二产业之间和一、三产业之间劳动生产率比值的系数都为正，与“上一期生产率差距越大，当期劳动配置效应越大”的理论假设相符。人均实际GDP对数的一次项系数为正，二次项系数为负，并且都在1%的水平下显著，反映随着经济发展水平的提高，劳动配置效应呈倒“U”型变化趋势，验证了钱纳里等的结论。

生产要素流动性变迁及其效应探析 篇4

1、生产要素地域性特征变迁的发展路径溯源

在古典经济学中, 土地、资本和劳动力是经济发展的三大要素。低下的科技水平和生产力水平条件下, 三类生产要素的流动性均很低, 生产要素的地域性特征十分明显, 此时的区域经济处于近似封闭状态, 地区 (包括一国之内的地区或国家) 之间大规模生产要素流动基本不存在。即便存在, 也往往驱动原因较为特殊, 如以英法等国为代表的欧洲国家对于新大陆的开发, 其主因是资本主义国家对于殖民地的瓜分, 而且新航路的开辟与新大陆的发现都是航海技术进步, 增强了劳动力与资本流动性的结果。

自18世纪中叶至今的三次科技革命与产业革命, 带来了生产力的极大飞跃与社会的明显进步。与此相伴随, 经济发展的要素数量多少及其作用的大小也在不断演变。随着科技革命与产业革命的爆发及发展, 传统的生产三要素论并不能全面解释经济的成长。因此, 一些经济学家将科技进步因素导入生产要素理论之中, 以致生产三要素变为四要素。科技的日新月异与生产力的极大飞跃以及近现代教育的发展更刺激了人们的创新精神, 增强了劳动力的流动能力, 扩大了劳动力的流动规模。信用制度体系的创立与信用关系的规范加快了资本的流动速度, 扩大了资本的流动规模并使其流动井然有序, 进一步削弱了劳动力和资本的地域性限制, 增强了流动性, 区域经济的发展对当地资源的依赖性也因此日益削弱。

知识经济时代, 信息在经济发展中的作用被急剧放大, 并在构成经济成长的诸要素中占据非常重要的地位。在此背景下, 信息被作为第五个导入生产要素理论之中。信息作为经济资源之一, 既高度共享, 又高度分割。共享的信息资源不需支出成本或成本很低, 而分割的信息资源则必须支付成本, 有些情况下成本很高。目前一般的情况是, 发达地区信息资源丰富, 而不发达地区则较为贫乏, 似乎信息资源地域性特征较明显, 但实质上信息的流动性极强, 已很少受地域的限制。

一般而言, 生产要素的地域性是与其流动性相对应的, 某种要素的流动性越强, 则其地域性限制愈弱。若一地区生产要素均具有较强的流动性, 则意味着该地区经济成长对区域性资源的依赖性较弱, 而发展的变数则较大, 区域经济发展活力也较强, 利用区域外部经济资源发展本区经济的可能性也越大。

产业经济理论认为, 随着科技进步与生产力水平的提高, 主导产业发展会依次交替发生由劳动密集型产业、资本密集型产业到技术密集型产业的过渡, 这一过程也伴随着各类生产要素流动性的提高。区域经济由以劳动密集型产业为主向以资本密集型产业为主的转变, 生产要素由劳动相对稀缺演变为资本相对稀缺, 经济发展与科技进步客观地促进了区域劳动力与资本流动性的增强, 即区域发展的非地域性因素增强。由资本密集型产业向技术密集型产业为主的转变, 意味着技术相对稀缺。每一次主导产业的更替并不意味着该产业所赖以发展的生产要素功能的丧失或弱化, 只是表明其相对贡献有所下降。

2、生产要素地域性限制弱化的载体———要素市场

生产要素流动性的增强与地域性的削弱是建立在要素市场成长的基础之上的, 资本市场、劳动力市场和房地产市场被称为三大产业生产要素市场。金融市场是商品经济发展的必然产物, 商品经济的发展, 促进了信用制度的形成和发展;货币借贷从双方直接借贷的初级作用形式逐步发展为以银行为中介的借贷形式, 这种间接融资形式的出现, 又促进了以债券、股票为内容的直接融资形式的发展, 金融资本的流动性大大增强, 而地域性则大为削弱。

劳动力市场是指劳动力进行流动和交流的场所, 其作用是运用市场机制调节劳动力供求关系, 推动人才的合理流动, 实现劳动力资源的合理配置, 劳动力市场的建立与发展为劳动力的区内、区际合理流动创造了条件。

房地产市场包括房产市场和地产市场, 是指进行土地使用权交易和转让的市场, 我国的地产市场与一般商品市场相比有自己的特性, 土地市场上流通的是土地的使用权, 而没有土地所有权的让渡。房地产市场的发展使得土地这种生产要素的使用者不必局限于区域之内。

除以上三大产业生产要素市场之外, 在现代高技术和信息化的时代, 技术和信息更是生产力的重要组成部分, 由其所组成的市场也是市场体系的重要内容, 技术和信息是市场的发展对经济成长的贡献越来越大。在现代社会, 信息的生产、储存、分配和交换日益成为一个专门的部门与行业。信息市场提供的商品是信息, 信息的使用价值最终表现为通过信息的使用, 可以提高企业的经济效益, 而且其效益远大于信息自身的价值。信息产业是一种知识密集型产业, 它的生产需要大量知识、技术, 要消耗人们大量的劳动, 技术和信息产业市场的发展为技术和信息的流动与转移创造条件。

总之科技革命与产业革命丰富了生产要素的内涵, 增强了生产要素的流动性, 弱化了要素的地域性限制。

二、增强生产要素流动性的制度保障———制度创新

经济发展中的制度理论研究表明, 发展中国家普遍面临着维持经济增长和提高经济效率两大难题, 而问题的根源必须从基本制度框架中去探寻。如寻租行为, 权力过于集中、市场制度不完善等制度结构方面的缺陷影响了资源的配置和人力资本的发展。制度安排作为区域经济发展的主要动力源泉, 其表现首要是制度通过影响区域信息和资源的可获得性、塑造动力以及建立社会交易的基本规划而扩展了区域经济发展的选择。其次, 制度结构决定着“矫正价格”的努力成效。如大量的研究表明, 欠发达区经济制度的弱点导致了大量的价格扭曲, 造成其要素流动受阻, 经济增长缓慢。因此通过制度创新矫正价格可以为区域为区域政治发展作出基本的、长期的贡献。再次, 技术创新能推动经济增长, 但如果区域要素市场欠发达并存在大量寻租活动, 那么技术创新将会十分缓慢, 而要促进区域制度创新, 就必须在产权界定和契约关系及分担外在性风险等方面作出合宜的制度安排, 以促进要素市场的建立, 消除寻租活动, 加快要素流动, 弱化要素的地域性限制。

从市场经济不发达的发展中国家的经济发展现状看, 根本问题是缺乏发展市场经济的制度背景, 如法律和秩序、产权界定、人力资本积累的供给、支配交易和风险分担的法规等。正是由于存在这样一些制度方面的限制性因素, 阻遏了区域内以及区域间的要素流动, 限制了区域经济的发展。因此, 促进要素流动的制度建设对于区域经济发展至关重要。

三、生产要素地域性弱化对区域经济发展影响的简要分析

目前在经济发展水平不同的区域, 要素流动性是有差别的, 这是与区域要素市场体系是否成熟和完善相联系的。如果市场制度健全, 五大要素市场交易规则规范, 市场比较成熟, 那么生产要素流动性就较强, 反之亦然。生产要素流动性的强弱对区域经济发展可谓是一柄双刃剑, 在市场经济条件下, 从一国之内的区域角度看, 经济发达区有可能更多地获“利”, 而经济欠发达区则更有可能遭其“害”。

1、生产要素地域性限制弱化对发达区经济的影响

一般而言, 经济发达区生产要素的综合禀赋较强, 劳动力素质较高, 流动能力较强;房地产市场活跃, 土地使用权乃至所有权流动顺畅;资本市场相对发达, 融资十分便利;科技发展水平较高, 专利制度完善, 产权制度比较健全, 技术市场比较成熟, 技术交易量较大;信息产业相对发达, 信息量大且流通迅速。所有这一切都为区域经济的进一步发展奠定了基础。流动性较强的生产要素使得区域经济更具活力, 区域经济成长不仅可以依赖区内资源, 也可以利用区外资源。如著名发展经济学家佩鲁在其“增长极”理论中谈到的“极化效应”与此类似, 缪尔达尔在“区域的二元经济结构”理论中所论及的“回流效应”描述的就是这种情况。在缺少非经济 (非市场) 手段干预的情况下, 生产要素流动性的增强在一段时间之内更有可能使区域经济“富者愈富”。

2、生产要素地域性弱化对欠发达区经济发展的影响

与经济发达区情况相反, 欠发达区生产要素综合禀赋较差, 各类生产要素市场发展水平低下, 市场的低成熟度限制了生产要素的流动。在某种程度上讲, 这种状况使得欠发达区经济资源不致于过度流失, 有效阻滞了发达地区的极化效应与回流效应的完全发挥, 有利于维持欠发达区较低水平上的经济循环。但是, 面对经济发达区的市场、收益等多重优势, 欠发达区的生产要素既有现实的流失, 也有持续流失之虞。如在“回流效应”中, 流出人口往往都是最富有事业心, 具有良好技能, 就业能力强的人, 它们的离开只能使雇佣留下来的人更困难, 甚至产品的当地市场也会随之萎缩。在经济发展面临的环境日益开放的今天, 不能有效利用流动性较强的生产要素就会为其他区域所用, 从而势必导致区域相对劣势的形成与进一步恶化。生产要素流动性的增强是不可回避的趋势, 欠发达区应正视生产要素流动性的增强, 加强要素市场体系与制度建设, 区域经济发展才有出路。

四、结语

科技革命和产业革命为生产要素地域性弱化创造了客观条件, 生产要素地域性限制的减弱反过来促进了整个经济的快速发展及科技革命和产业革命的进一步深化。在市场经济条件下, 生产要素流动性的增强对区域经济发展的影响是与区域经济发展水平密切相关的。简言之, 对发达区而言可谓是“锦上添花”, 而对欠发达区则会“雪上加霜”。纵观世界经济及各国经济的发展史, 生产要素地域性限制弱化是必然趋势, 不可回避。对欠发达区来讲, 如何利用要素流动性增强的“利”而去其“弊”, 是值得深思的重大课题。在解决欠发达区经济发展这一难题过程中, 政府应发挥“主导作用”, 制定出一套公开、透明的规则体系, 防止寻租、以权谋私和欺诈行为, 促进各类要素市场尽快建成、完善。此外, 应制定有关倾斜政策, 如财政、税收、融资等方面的优惠措施, 引导欠发达区经济走上良性循环的轨道。

摘要：在经济的发展过程中, 生产要素的贡献不可或缺。本文首先阐明科技革命与产业革命对生产要素的影响, 指出了增强生产要素流动性的制度保障——制度创新, 最后针对生产要素地域性弱化对区域经济发展的影响进行了简要分析。

关键词：生产要素,地域性,效应

参考文献

[1]周起业等:区域经济学[M].北京:中国人民大学出版社, 1997.

[2]胡佛 (Hoover, E.M.) :An Introduction to Regional Economics[M].北京:商务印书馆, 1975.

[3]库兹涅茨:各国的经济增长[M].北京:商务印书馆, 1985.

生产效应 篇5

自2002年中国正式加入国际货币基金组织数据公布通用系统GDDS以来, 我国统计政府部门陆续制定了一系列关于地区生产总值的数据修正发布制度。目前在中国, 国家层面的年度GDP数据修订发布制度共经历了四个阶段。首先, 国家统计局在每年年初对上年度GDP进行初步核算, 其核算依据是有关专业司的统计快报数据, 并将数据发布于该年的《国民经济和社会发展统计公报》及《中国统计摘要》上;其次, 国家统计局根据各专业年报统计资料、国务院有关部门年报统计资料和部分行政管理资料对上年度GDP进行初步核实, 并将数据发布在该年9月份出版的《中国统计年鉴》上;然后, 国家统计局在该年第四季度对上年度GDP进行最终核实, 其核算依据为各种统计资料、会计决算资料和行政管理资料, 并将最终核实数据发布在下年出版的《中国统计摘要》和《中国统计年鉴》上;最后, 每逢一次全国经济普查获取到新的基础资料或者核算方法和分类标准发生改变时, 国家统计局都会对历年GDP数据进行历史修订, 并在第一时间向社会公布。显而易见, 国家GDP数据每经过一个阶段的修正, 其准确性和真实性都有所提高。

地区层面, 自国家GDP数据修订发布方案确定以后, 各省 (市) 纷纷筹备制定了符合本地区实际情况的生产总值核算与发布程序。与国家相比, 大多数省份不存在初步核实的过程, 直接由初步核算数据过渡到了最终核实数。因为当国家只能利用各专业年报统计资料、国务院有关部门年报统计资料和部分行政管理资料进行初步核实修订时, 各省 (市) 就已经拿到了各种统计资料、会计决算资料和行政管理资料等最终核实资料依据, 所以, 各省 (市) 的生产总值数据修订直接从初步核算过渡到了最终核实。

河南省的地区生产总值数据修订发布制度便经历了三个阶段。首先, 在常规年度河南省统计局根据各部门的统计快报数据对上年度生产总值进行初步核算, 并发布于该年的《国民经济和社会发展统计公报》上;其次, 河南省统计局根据各专业年报资料及会计决算资料和行政管理资料对上年度生产总值进行最终核实, 并发布于该年的《河南省统计年鉴》上;然后, 跟国家层面一致, 每逢一次全国经济普查获取到新的基础资料或者核算方法和分类标准发生改变时, 河南省统计局都会对历年生产总值数据进行历史修订, 并在第一时间向社会公布。所以, 通过了不同阶段的修正, 河南省生产总值数据的质量逐渐提高。

2003年以来, 不论国家和地区, 关于经济普查数据对地区生产总值的历史修订, 目前已进行了两次, 河南省也不例外, 其修订依据分别是2004年第一次经济普查和2009年第二次经济普查。第一次修订工作历时两年, 于2006年结束, 对1993~2003年的生产总值数据进行了修订。第二次修订工作同样历时两年, 对2005~2008年的数据进行了修订。

2 河南省生产总值数据的修正效应

从初步核算数据到最终核实数据, 再到历史修订数据, 地区生产总值的每一阶段的修正, 其效果应该不尽相同, 限于篇幅, 本文便仅对经济普查数据对地区生产总值初步核算数据的修正效果进行系统分析。关于修正效果的量化指标, 本文用以下两个指标来反映:

修正系数= (经济普查修订数据-初步核算数据) /初步核算数据, 修正系数若为正, 说明经济普查数据大于初步核算数, 即初步核算数有所上调, 反之, 初步核算数被下调;

修正幅度=| (经济普查修订数据-初步核算数据) /初步核算数据|, 该数值越大, 说明经济普查数据对初步核算数据的修正幅度越大, 两阶段的数据差异越大, 反之, 差异越小。

图1显示了经济普查数据对国家GDP及河南省生产总值的修正效果, 时间跨度为1993~2008年。

从修正系数来看, 经济普查数据对国家年度GDP初步核算数据的修正系数均为正数, 即历年的经济普查数据都是大于初步核算数据的, 国家年度GDP初步核算数据经过经济普查数据修正后增加了。对于河南省, 除了1993、1994、2005三个年份, 其余年份的修正系数均为负数, 即经济普查数据小于初步核算数据, 河南省年度生产总值初步核算数据经过经济普查数据修正后减少了。

从修正幅度来看, 经济普查数据对国家年度GDP初步核算数据的修正幅度明显大于河南省。另外, 不论国家还是河南省, 1993~2004年, 修正幅度大致呈现出递增的趋势, 2005~2008年, 修正幅度也大致呈现出递增的趋势。2004年和2008年是两个经济普查年, 所以, 我们可以得出结论:越靠近经济普查年, 经济普查数据对年度生产总值初步核算数据的修正幅度也越大。而且, 不论国家还是河南省, 第一次经济普查对年度生产总值初步核算数据的修订幅度要明显大于第二次经济普查, 这在一定程度上可以说明国家及河南省的生产总值的核算工作日益完善。

3 河南省生产总值修正效应的客观性

上述研究发现, 经济普查数据对河南省生产总值的修正系数有正有负, 修正幅度也有大有小, 这样的修正结果, 其客观程度怎样呢?有没有受到其他一些人为因素的影响呢?因此, 对其修正效应的客观性进行分析便十分必要。

对于修正幅度客观程度的分析, 本文通过探究河南省生产总值增长率和修正幅度之间的相关程度来分析。众所周知, 生产总值增长率是测度宏观经济质量的重要指标之一, 向来备受各级政府关注, 因此从时间序列上来看, 如果河南省当年的生产总值增长率偏高, 该年份的生产总值修正幅度也偏大, 反过来, 当年的生产总值增长率偏低, 该年份的生产总值修正幅度也偏小, 两个指标呈正方向变动, 那就说明河南省的生产总值修正幅度和生产总值增长率之间有相关关系, 这就意味着, 经济普查数据对河南省生产总值的修正效应, 其客观程度大打折扣;反之, 这些关系如果不成立, 那么经济普查对GDP的修正幅度这一指标在这一视角下便是较为客观的。需要强调的是, 这里的生产总值增长率数据是初步核算数据, 相对于初步核实和最终核实数据, 初步核算的GDP增长率是最初始的发布数据, 时效性较强, 受到的关注度较高。

对于修正系数客观程度的分析, 本文通过探究河南省人均地区生产总值和修正系数之间的相关程度来分析。人均生产总值和生产总值增长率一样, 是衡量地区社会经济综合发展的重要指标之一。从时间序列上来看, 如果河南省历年的人均地区生产总值高低和生产总值修正系数的正负呈现出规律性变化, 那么河南省的生产总值修正系数和人均地区生产总值之间存在着相关关系, 这就意味着, 在这一研究视角下, 河南省的地区生产总值修正系数的客观程度不高, 反之, 河南省的生产总值修正系数便是较为客观的。

由于河南省1996年生产总值初步核算数据缺失, 本文搜集的河南省生产总值增长率初步核算数据及人均生产总值数据的时间跨度均为1997~2008年。计算结果显示, 经济普查对河南省生产总值初步核算数据的修正幅度与生产总值增长率之间的皮尔逊相关系数为-0.19, 说明两指标之间不存在线性相关关系, 即经济普查对河南省生产总值的修正幅度几乎不受生产总值增长率的影响, 客观程度较强;经济普查对河南省生产总值初步核算数据的修正系数与人均生产总值之间的皮尔逊相关系数为0.13, 说明两指标之间不存在线性相关关系, 即经济普查对河南省生产总值的修正系数几乎不受人均生产总值的影响, 客观程度较强。

4 结论及政策建议

1993~2004年, 经济普查对河南省生产总值的修正幅度整体上呈现逐年递增趋势;2005~2008年, 虽然修正幅度曲线更接近于水平轴, 但大体上亦呈逐年递增趋势。对这一特征的详尽解释, 有待于更深入的研究。本文初步认为这种特征的发生是由于以普查数据作为历史数据的修正依据, 首先来源于普查年份国民经济结构的变动, 而不是经常性统计的主观误差。这一认识与我国改革开放以来市场经济迅速发展的实际是相一致的。第一次经济普查对1993~2004年河南省生产总值数据的修正幅度明显大于第二次经济普查对2005~2008年数据的修正幅度。这说明, 2005年以来, 初步核算阶段的河南省生产总值数据质量在不断完善的统计体制下得到了一定的保证。

本文通过探究河南省的生产总值增长率和经济普查对生产总值的修正幅度之间的相关程度以及河南省人均生产总值和经济普查对生产总值的修正系数之间的相关程度得出结论:经济普查数据对河南省生产总值的修正效应较为客观, 几乎不受系统性因素的影响, 由经济发展水平所可能导致的主观偏好, 在河南省生产总值修正效应中并没有体现。

上述结论在一定程度上说明了河南省的生产总值修订发布工作质量之高。为更进一步完善河南省生产总值修订工作, 在实际工作当中, 社会公众一般会特别关心GDP的初步核算数, 因为初步核算数的时效性最强。随着时间的推移, 人们的初步核实数和最终核实数的关注度往往没有初步核算数高, 再加上后两个阶段的修正数据的发布时间距离核算年已经很长时间, 那时的人们更是不太关注这些修订数据。这就要求统计部门要大力宣传GDP核算发布制度, 使社会各界普遍了解数据修订过程, 提高人们对修正数据的重视程度。另外, 我们还应该摈弃盲目的保密观念, 督促各部门在有关网站上, 尽可能充分地公布生产总值统计数据, 同时, 还应该注重公布相关数据来源、编制方法以及相关的文件制度。

摘要：在中国, 不论国家和地区, 生产总值数据并非一锤定音, 而是经过了一个不断修正的过程。本文首先对河南省生产总值的修正发布过程进行阐述, 然后以经济普查数据为依据, 对河南省生产总值数据的修正效应进行了观察和测度, 并对其修正效应的客观程度进行了评析, 最后得出河南省生产总值的修正效果较为客观等结论, 并提出技术性建议。

关键词：河南省生产总值,修正效应,经济普查

参考文献

[1]国家统计局.2012国家统计调查制度[M].北京:中国统计出版社, 2012.

[2]金红.我国国内生产总值核算的改革与完善——从两次经济普查后对GDP数据的修订说起[J].调研世界, 2011 (12) .

[3]李少利.中国GDP数据修订发布制度及其数据修正效应[D].河南财经政法大学, 2014.

生产效应 篇6

关键词：玉米,机械化,效果

玉米是我市主要粮食作物之一, 在粮食安全中占有极其重要的地位, 发展玉米生产机械化是提高玉米综合生产能力、保障粮食安全的迫切需要, 是稳定玉米生产、增加农民收入的现实选择, 是发展现代农业、建设社会主义新农村的必然要求。大力发展玉米生产机械化, 不仅可以减轻农民劳动强度, 改善劳动条件, 有效争抢农时, 抵御自然灾害的影响, 还可以确保农艺措施到位, 提高玉米产量, 实现玉米生产节本增效, 农民增收。2010～2011年我市承担农业部玉米生产机械化示范推广项目。两年实施给我市玉米生产带来了历史性的发展机遇。取得了很好的示范效果和显著的经济效益。

1实施情况及效果

结合我市农业生产条件和地域优势, 按照集中连片、操作性强和项目资金发挥最大效益的原则, 同时根据各项目区乡镇的土地情况、经济状况、农民认可程度、农机装备水平等各种因素, 选择机械化程度较高的乡镇作为示范区。示范村以农机合作社、农机大户和示范大户为重点带动其它农户。示范区域选定我市宋杖子镇、小城子镇、万元店镇、大王杖子等乡六个玉米主产乡镇为项目核心示范区, 建立14个示范村, 涉及农户2 283户, 核心示范区实施面积454公顷。实现以村为基础, 集中连片, 全面带动了我市玉米生产全程机械化的发展进程。

示范区实施两年共投入建设资金125万元, 其中国家项目资金20万元、农机服务组织农民投入资金105万元, 主要用于召开玉米机械收获现场演示会、作业补助、宣传培训和购买收获机械等。通过两年实施玉米生产机械化示范项目, 给我市玉米生产机械化带来了历史性的发展机遇, 示范区建设取得了显著效果。

1.1 节本增收效果显著

机械精少量播种可以省种1000.5kg/m2, 每667m2节省资金9元, 机械播种比人工播种相比节省2～3工序, 节省人工费10元, 两项作业每667m2节约成本19元, 两年节省作业费12.9万元。机收可减少损失3%～5%, 每667m2减少损失18kg, 667m2节约成本28元, 两年减少损失19.1万元。机械播种、机收获和人工作业相比, 生产效率提高60～80倍, 每667m2节省成本15元, 节省作业成本10.2万元。每667m2节约作业成本62元, 总计节约成本42.2万元。每667m2增产70kg, 增长8%～10%, 两年总增产47.67万kg。按每公斤玉米1.8元计算每667m2增收126元。直接增加经济收入85.82万元。节本增效128.02万元。

1.2 示范区带动效果明显

454公顷示范区, 辐射带动周边乡镇完成玉米全程机械化0.43万公顷, 全市玉米全程机械化机收面积较上一年提高26个百分点。

1.3 改善生态环境和提高水肥利用率

通过免耕播种、玉米联合收获、秸秆还田玉米生产全程机械化作业, (1) 有效抑制“沙尘暴”, 防止扬尘, 改善生态环境, 实现了人与自然的和谐发展。保护性耕作又填补了农业生态建设的空白, 丰富了我市可持续发展的目标。 (2) 减少侵蚀, 保护耕地。实施保护性耕作可减少土壤流失80%左右, 具有明显的防止水土流失的效果。 (3) 蓄水保墒, 培肥地力。保护性耕作可增加土壤蓄水量16%～19%, 秸秆还田增加土壤有机质含量0.02%～0.06%。

1.4 促进农村劳动力向二、三产业转移

通过实施玉米全程机械化, 促进我市玉米生产机械化迅速发展, 全面提高粮食综合生产能力, 改善农民生产条件, 提高农民生活质量, 促进农村劳动力向二、三产业转移, 是加快农业现代化进程和社会主义新农村建设的必然要求。

2主要经验

2.1 精心组织、认真筹划是实现玉米全程机械化的重要条件

严格确定项目实施核心示范区。确定项目核心区的标准: (1) 玉米面积必须是较大的乡镇; (2) 机械化程度较高的乡镇; (3) 玉米机械化有一定基础的乡镇; (4) 农民对玉米机械化认识高、且要求比较迫切乡镇; (5) 当地党委、政府重视程度较高的乡镇。

2.2 组建强有力的项目领导组织和技术队伍

该项目下达后, 我们随即成立了由主管市长为组长, 农业、财政局领导参加的玉米生产机械化示范项目领导小组, 负责项目协调、任务落实。同时成立了由省农机推广站、我市农机推广站及项目乡镇技术推广人员组成的课题组, 研究推广措施、制定技术方案、技术模式以及机具操作规程, 安排了技术培训和技术服务等工作。将计划指标落实到乡镇、村组和农户。各示范区还建立了长期的组织机构。 (1) 成立以分管农业乡镇长为组长, 相关部门负责人为成员的项目领导小组。使玉米生产机械化示范项目推广成为政府的事, 变部门行为为政府行为; (2) 建立了技术指导小组和县、乡、村三级项目实施小组。层层签订责任状, 明确时间、任务、职责, 使得该项目上面有人抓、具体有人管、下面有人干。

在全市建立了一支过得硬的专业队伍, 为项目的实施打下了坚实的基础。开展技术培训、技术服务及宣传普及工作。为了使各示范点和农民更好地接受和掌握玉米生产机械化示范项目这项技术, 我站深入基层, 举办各种形式的技术培训班, 将玉米生产机械化技术知识传授给他们。

2.3 政府重视, 形成共识是实现玉米生产全程机械化的组织保证

两年来, 该项目的实施, 得到了各级政府的高度重视和大力支持, 这是玉米生产机械化示范项目工作取得成功的关键。市委、市政府把玉米生产机械化作为今后一个时期发展现代农业的一项重要工程来抓, 进一步明确了“十二五”期间发展玉米生产机械化的指导思想、目标和措施, 并要求各级政府把推广玉米生产机械化示范项目列入政府工作议程, 制定切实可行的政策措施, 从资金、人力、技术等方面加大扶持力度, 为发展玉米生产机械化示范项目创造了良好的环境。

2.4 加强项目管理, 精心组织实施

(1) 项目区建设实行合同制管理。我们将计划任务指标进行分解, 同时与各项目乡镇签订了项目合同, 明确责任, 落实任务。各项目乡镇与示范区所在的村组也相应签订了示范承包合同书。把玉米生产机械化示范项目作为头号任务来抓。市政府将玉米生产机械化技术示范区建设工作列入了乡镇政府农业重点工作目标责任状。 (2) 在工作制度上, 各项目乡镇建立了《玉米生产机械化示范项目奖罚制度》、《玉米生产机械化示范项目技术服务责任制》、《玉米生产机械化示范项目技术宣传、培训责任制》、 《档案资料管理责任制》, 使具体工作责任到人, 有章可遵、有规可循、有矩可执。

2.5 周到服务、全力指导是实施玉米全程机械化的重要保障

推广站技术力量分为两个组, 分别由两名副站长各带一组, 在收获作业期间, 把所有的力量全部投入到了服务上, 备齐备足各种配件, 做到送油、送件、送修到田间地头, 确保玉米收获期间全部发挥最大效能, 既抢抓了农时, 又保证了作业进度。

3发展预测及存在问题和建议

3.1 发展预测

通过扎实细致的示范推广工作, 确保我市玉米收获机械购买1台、使用1台、带动一批、成功一片, 稳步提高玉米机械化技术示范推广质量。加快我市全程机械化进程, 到十二五末, 争取我市1.33万公顷玉米真正实现全程机械化。逐步培育和发展农机大户、农机合作社, 壮大作业服务的规模, 对来我市跨区作业的机收服务队要打开方便之门, 提高我市机收作业水平。

3.2 存在问题及建议

生产效应 篇7

古典经济学和新兴古典经济学都把分工与专业化生产视为经济发展的源泉。以亚当·斯密 (AdamSmith) 等为代表的古典经济学家, 关注的焦点是分工对经济发展的意义。在《国富论》中, 亚当·斯密指出, 经济发展和财富增长取决于劳动生产力增进, 而劳动生产力增进的根本原因被归结为分工, “劳动生产力上最大的增进, 以及运用劳动时所表现的更大的熟练、技巧和判断力, 似乎都是分工的结果” (AdamSmith, 1776) 。以杨小凯 (Yang) 为代表的新兴古典经济学直接继承并发展了古典经济学关于劳动分工水平的深化会带来生产力提高和经济发展的思想, 并把这一思想模型化。在“杨小凯—博兰德的分工演进模型”中, 从专业化分工的角度探讨了劳动分工的内生演进机制和经济增长的关系问题, 指出分工具有自我强化、自我循环的“路径依赖”, 分工演进本身具有报酬递增的特征, 分工在动态上的报酬递增是经济长期增长的微观基础 (YangX, andBorlandJ, 1991) 。

古典经济学和新兴古典经济学都在理论上论述了分工与专业化生产对经济发展的促进作用。但由于指标数据采集的困难, 当时并未对分工与专业化促进经济发展进行实证分析。本文拟从定量研究的角度出发, 利用广西欠发达地区的经济数据, 利用相关统计软件, 对欠发达地区专业化生产水平与人均GDP之间的关系进行实证研究, 以检验专业化生产对欠发达地区经济发展的影响, 寻求欠发达地区经济长期发展的途径。

2.计量模型

古典经济学和新兴古典经济学指出, 分工的演进及专业化生产的深化可以促进经济的发展。根据这一思想, 结合新古典学的经济发展模型, 本文建立的计量模型如下:

undefined

模型中pgdp表示人均生产总值、l表示就业人数, k表示资本量, s表示欠发达地区专业化生产水平, ε是残差项, 服从0均值、同方差 (δ2) 的正态分布。该模型表示了欠发达地区人均GDP与劳动投入及专业化生产水平之间的关系, 这是对新兴古典经济学生产函数的扩展, 加入了专业化生产水平变量, 目的是考察专业化生产对人均GDP的影响程度。

根据前面理论假设, 专业化化生产水平越高, 经济发展就会越快, 因此预期专业化生产水平对人均GDP的影响为正, 另外, 劳动、资本投入对人均GDP的影响也都为正, 因此模型中β应该为正。

3.样本选择和数据处理

整个样本涵盖了广西60个县 (市) (其中国家级贫困县28个, 自治区级贫困县19个, 一般县 (市) 13个) 数据。模型中, 人均生产总值、就业人数、资本量 (考虑数据的可得性, 本论文用全社会固定资产投资表示) 可以直接从统计年鉴中查找。专业化生产水平没有直接的指标, 本文采用一个地区的商品化程度或贸易依存度来反映这一指标。其定义为来自商品交易的消费额与总消费额 (包括自给部分) 之比, 本研究用社会消费品零售总额代表“来自商品交易的消费额”。

另外, 由于没办法直接得到欠发达地区居民总消费额, 本研究采取以下方法计算:总消费额=当年个人可支配收入-当年新增储蓄;个人可支配收入=城镇居民可支配收入+农村居民可支配收入;城镇居民可支配收入=城镇居民人均可支配收入*城镇年末人口;城镇年末人口=年末总人口-乡村年末人口;农村居民可支配收入=农村居民人均可支配收入*乡村年末人口, 当年新增储蓄=当年储蓄余额-上一年储蓄余额。这些指标中, 储蓄、城镇居民人均可支配收入、年末总人口、乡村年末人口、农村居民人均可支配收入均可以直接从统计年鉴中查找。依据指标体系, 查取《广西统计年鉴》 (所得原始数据数值备取) , 经过以上方法计算处理, 可得各样本专业化生产指数 (见表1) 。

4.计量分析

4.1基本模型估计结果

用计量软件Eviews, 利用以上相关数据对模型 (1) 进行回归分析, 结果反映在表2中。

从回归结果来看, 检验模型线性关系的F值通过了检验, 判定系数和调整后的判定系数分别为0.4179和0.3867, 说明模型对现实具有较强的解释力。但LOG (L) 的t值为-1.2120, P值为0.2306, 都通不过检验, 有必要对模型进行修正。

4.2修正模型及其估计结果

考虑到欠发达地区富裕劳动力较多, 劳动量的变动对当地经济发展的贡献不大 (从LOG (L) 的系数来看, 其为负值, 可以支持这一假设) , 因此考虑在模型 (1) 中减掉劳动因素, 修正如下:

undefined

利用以上相关数据对模型 (2) 进行回归分析, 结果反映在表3中。

从回归结果来看, 判定系数和调整后的判定系数分别为0.4027和0.3817, 说明调整后的模型对现实具有较强的解释力;t值、F值都通过了检验, P值为0.0000, 说明方程拟合程度较好, 模型参数统计显著。解释变量k、s的系数分别为0.2703和0.4416, 说明资本上升一个百分点时, 人均GDP上升约0.27个百分点;专业化生产指数上升一个百分点时, 人均GDP上升约0.44个百分点。

5.结论及政策含义

根据以上对广西欠发达地区经济发展的实证分析, 可以得出以下结论:在欠发达地区, 分工演进、专业化生产水平的提高对经济发展的贡献远远大于资本、劳动投入对经济发展的贡献。分工演进、专业化生产水平的提高是欠发达地区经济发展的主要原因。因此, 要促进欠发达地区的经济发展, 努力提高当地的专业化生产水平是关键。

参考文献

[1]亚当.斯密.国民财富的性质和原因的研究 (上、下卷) [M].北京:商务印书馆, 1972.

[2]Yang X, and Borland J.A Microeconomic Mechanism for Economic Growth[J].Journal of Political Economy, 1991, (99) :460-482.

[3]杨小凯.经济学原理[M].北京:社会科学文献出版社, 1998.

[4]杨小凯, 张永生.新兴古典经济学和超边际分析[M].北京:社会科学文献出版社, 2003b.90-111.

生产效应 篇8

1、产业不完全转移

产业转移是指资源禀赋结构或市场需求环境发生变化后, 某些产业从一个地区或国家转移到另一地区或国家的一种经济过程。自20世纪90年代以来, 国际上新一轮的产业转移正在发生, 此轮转移的方式与前几轮产业转移不同的方式, 对国际经济产生了深深的影响。Judith M.Dean (2008) 研究发现中国的贸易增长很大部分归因于国际分割生产。对跨国公司分割生产方式的研究对我国的产业区际转移是一个很好的启示。产业的不完全转移是指当企业基于比较优势原则采用价值链分割生产模式时, 主导企业根据不同地区的要素禀赋, 通过授权、契约或持股投资、外购、外包等多种方式将某些环节进行纵向分离, 即跨国公司通过对产业价值链裂解, 使得价值链某些环节发生地域上的分割转移, 而非产业价值链的整体转移, 表现为产业研发、销售和生产的分离。产业不完全转移下, 产品完整的产业链条已经被跨国公司裂解为片段化的链节, 在空间上离散分布于不同地区、国家, 产品可以通过价值链的全球分工进行生产, 发生产业价值链不同环节的转移。当前, 产业转移已从传统的整个产业转移变为某一价值链环节或某一工序的转移, 即产业的不完全转移。

2、产业不完全转移下, 承接地产业发展的“锁定”效应

在产业不完全转移下, 承接地承接的不是一个完整的产业价值链, 只是价值链上的一些环节。在此情况下, 承接地虽然承接了产业转移, 仍然无法独立地完成整个产品的生产过程。现实中, 承接产业转移, 有利于承接地参与分工, 解决就业, 并逐渐实现产业的生产能力。然而, 在不完全的产业转移下, 发达国家跨国公司只是将产业价值链环节中劳动密集型环节如组装、零部件生产等转移到劳动力丰裕的发展中国家 (地区) 完成。对承接地产业发展仍然存在着“锁定”效应, 主要体现在以下方面。

(1) 获取较低的利润。根据“微笑曲线”理论, 价值链就像人在微笑时形成的U型曲线, 两端的研发和营销等利润高, 而中间的生产制造环节利润率最低。目前, 发达国家跨国公司通过剥离外包等方式, 不再占有整体的产品价值链, 而是占有价值链的研发或营销等高端环节, 将制造装配等低利润环节转移到发展中国家。所以, 承接地区承接产业的利润绝大部分被跨国企业所摄取。如苹果的i Phone, 其中大部分来自富士康的“中国制造”, 750美元的高端i Phone, 富士康只能拿到25元。

(2) 承接产业被跨国公司管理, 承接地产业缺乏自主发展能力。承接产业不完全转移下, 承接地企业只是根据生产订单, 随后交付给买方。而产业价值链两端的研发、销售等还控制在跨国公司的手中, 承接地企业难以接触到。产业不完全转移下, 来自发达国家的跨国公司在价值链分工中发挥治理作用, 承接地企业没有研发、品牌和自己的销售渠道。因此, 强大的国外订单的依赖, 缺乏行业自主发展能力。同时, 价值链中加工组装等低利润环节对劳动力、土地等要素成本比较敏感。如果承接地区随着经济发展, 劳动力等成本的上升, 跨国公司将会在全球范围内再次进行资源配置, 重新选择成本低的生产场所生产, 即再次发生产业的不完全转移, 先前承接地的产业面临着消失的危险, 有可能出现产业空心化。

二、模块化生产在产业不完全转移中的反锁定效应

在产业不完全转移下, 其产生的“锁定”效应不利于承接地产业的持续发展, 如何突破“锁定”状态, 成为当前以发展中国家 (地区) 为首的承接地面临的重要课题。当前, 出现了新的一种生产网络模式———模块化生产。董俊武 (2009) 认为之所以称之为模块化生产, 关键在于在价值链环节中存在明显的结点 (模块) , 结点之间有关产品和流程的技术规范的信息都是高度正式化的信息, 即它们之间是通过众所周知的标准化协议连接而成的, 而在每个高度专业化的价值链结点业务中, 保持了一体化而且是基于隐性知识的连接。当某一环节实现模块化生产时, 该环节上的生产企业可为行业内多个需求企业, 甚至不同行业的企业提供产品。图1中, 为了简化假定有两个企业A和B (属于相同行业或不同行业) , 企业均采用了价值链分割生产模式。其中某环节的生产可使用模块化生产, 当产业的可分割技术实现后, 它们都分别从价值链中独立出来, 并且此环节的产品可供企业A和企业B的生产使用。模块化使该环节的供应商价值链分割生产后在生产网络中与主导企业的关系由顺序式的上下游关系转化为立体的网状关系。所以, 采用模块化模式的供应商的产品可供给多家企业。

1、模块化生产有利于承接企业进行价值创新, 增加利润

Kim和Mauborgne (2005) 认为, 尖端技术等并不是唯一的价值创新的关键要素, 创新与效用, 价格, 成本整合起来才能进行价值创新。模块化生产给产品设计、研发和生产带来的灵活性和组织间的灵活性效应, 使模块化产品或服务也具有灵活性, 差异化与低成本产生了价值创新。另外, 实施模块化生产有利于处于附属地位的供应商成为新的有一定市场控制力的企业, 从而获得较高的利润。因为产业不完全转移的主导企业往往选择那些可以提供更多增值和生产服务的供应商, 从而促使供应商展开竞争, 将业务范围扩展到新的领域, 如面向应用的研究和开发、物流、供应链管理等, 从而降低成本、缩短交货周期, 不断提高竞争力、利润得以增加, 进而生产规模不断扩大, 成为有影响力的供应商, 从而避免其陷于初始的锁定状态。

2、模块化生产使得承接地产业具有自主发展能力

当供应商提供模块生产的能力很低时, 主导企业往往会给承接地供应商提供很多帮助以完成订单, 并且在此过程中实施干涉、监控供应商。在主导企业帮助下的模块将是趋向于专用性以排除其他公司分享由他们的努力带来的好处, 进而承接地企业仍被锁定在主导企业的生产网络中。然而, 当承接地企业实施模块化战略, 并有能力提供生产所需的全部模块时, 主导企业对承接地供应商的监测和控制很小, 两者就变为合作伙伴关系, 而非控制与被控制关系。于是, 该供应商就可以为行业内多个需求企业 (见图1) , 甚至不同行业的企业提供产品, 使其在生产网络中的附属地位中逐渐走向独立地位, 不完全依赖于主导企业, 具有自主发展能力。

三、启示

近年来, 伴随国际国内经济环境的变化, 我国东部沿海地区部分产业开始向中西部地区转移, 这不仅有利于沿海发达地区产业结构调整, 同时也促进了产业承接地区经济的发展。因此, 研究产业转移问题具有重要的现实意义。

承接地积极实施模块化战略, 突破承接产业不完全转移下可能面临的产业发展的锁定状态。我国地区间经济发展不平衡, 如何协调各地区的经济发展, 已成为政府关注的焦点。从发展经济学和世界各国区域经济发展的历史经验显示:产业区际转移是区域经济协调发展的路径依赖。因此, 我国各级政府都在鼓励产业转移, 尤其是产业的区际转移。当前的产业不完全转移有利于我国中西部地区实现产业上位, 与此同时, 承接产业又面临着可能被锁定的风险。对有关模块化生产的研究有助于我们更好地理解产业不完全转移下, 承接地企业如何进行反锁定。中西部新进入某市场的企业应专注于某一部件或产品的一个环节的生产, 实施模块化发展战略, 这样可为产业中其他企业或不同产业的其他企业提供产品, 使其不必投入大量资本就能较容易地获得规模经济效应, 实现生产成本的持续下降, 还可摆脱嵌入产业价值链分工后的锁定状态和产业价值链中的附属地位。所以, 在促进我国的区际产业转移时, 承接地应积极地实施模块化战略, 突破承接不完全产业转移可能的被锁定状态。

摘要：当前, 由发达国家跨国公司为主导的向发展中国家进行新一轮的产业转移浪潮属于产业的不完全转移。本文首先分析了产业不完全转移及其对承接地产业发展的锁定效应然后研究了模块化生产网络的“反锁定”效应, 最后得出启示在促进我国的区际产业转移时, 中西部承接地区应积极的实施模块化生产战略, 突破承接不完全产业转移时可能的被锁定状态。

关键词：模块化生产,产业不完全转移,反锁定效应

参考文献

[1]Judith Dean, K.C.Fung, Zhi Wang.How Vertically Specialized is Chinese Trade[J].U.S.ITC, No.2008.

[2]董俊武、陈震红:模块化生产网络全球化背景下的产业组织与分工模式[J].广东商学院学报, 2009 (6) .

[3]W.Chan Kim, Renée Mauborgne.Der Blaue Ozean als Strategie[D].Hanser Fachbuchverlag, 2005.

生产效应 篇9

近年来,中国外贸得到快速发展,工业制成品国际竞争力不断提高,而制造业仍处在产业链的低端,产品附加值和技术含量相对较低。与此同时,知识技术密集的生产者服务业对制造业生产率的提高起到越来越重要的作用,中国生产者服务业发展落后,大量依靠进口,生产者服务进口对提高制造业国际竞争力的作用不容小觑。

扩大生产者服务进口,增加生产者服务部门的外部专业化,即生产者服务在协调与之有较强关联性的生产过程中的外部积聚效应,有助于提高一国的专业化水平,对制造业出口有显著的促进作用(Francois,1990)[1]。同时,生产者服务开放程度的提高是促使各部门制造业国际竞争力水平不断提高的重要原因,且生产者服务贸易开放是解释制造业国际竞争力的重要变量(尚涛、陶蕴芳,2009)[2]。生产者服务进口可以产生技术溢出效应、产业结构升级效应和制度效应,从而提高制造业国际竞争力。

(一)技术溢出效应

生产者服务贸易可以产生“外溢效应”(Spillover effect),发展对外贸易可以加速世界先进科学技术、知识和人力资本在世界范围内传递速度,使参加贸易各国的知识、技术和人力资本水平得到提高。这种机制主要有以下两个途径:

一是通过生产者服务业FDI产生技术外溢。主要有产业前后关联、竞争与示范两种形式。服务业跨国公司通过前向、后向联系与当地产品生产商或销售商发生联系,使得内资生产者服务企业和制造业企业的管理水平、知识水平等得到提高。Amit and Konings(2005)[3]证实了中间投入服务部门(即生产者服务部门)的自由化对国内下游制造业部门的生产率具有明显的推动作用。服务业跨国公司的进入,加剧东道国市场竞争,内资企业加大人力资本投入,可以降低国内服务价格,提高服务质量,降低制造业的投入成本。

二是通过跨境服务贸易产生技术外溢。计算机和信息服务、专有权利使用和特许、咨询等知识技术密集的生产者服务进口可以产生技术溢出,提高整个经济部门的生产率。一方面进口的生产者服务通常是许多制造业部门中知识技术含量较高的关键中间投入要素,有利于提高进口国下游制造业部门的生产经营效率。另一方面在消费进口的生产者服务的过程中,可以模仿和学习其技术,从而促进服务进口国人力资本的积累(程大中,2006),提高技术水平。技术转让和自然人移动等形式也会提高人力资本存量和技术水平[4]。

(二)产业结构升级效应

生产者服务业外商直接投资包含资本、知识和技术,可以提高发展中国家的技术水平和人力资本存量,能促使企业采用先进的管理理念和管理方法,从而促进东道国产业结构升级[5]。金融、管理咨询、计算机和信息服务、专有权利使用和特许等知识、技术密集的生产者服务进口是促进制造业结构升级的重要动力,通过中间投入和产业前后关联,直接提高制造业的技术水平,同时还可以弥补某些生产者服务行业的空白和改造、提升传统的生产服务产业,促进东道国生产者服务业发展,降低服务成本,间接促进制造业发展。

(三)制度效应

制度是经济增长的关键要素,制度作用是多方面的,制度安排、制度环境和制度变迁对制造业的发展有着重要的影响作用。钟昌标等(2006)对经济制度和我国经济增长的作用机制进行了实证研究,结果表明我国经济制度对经济增长是重要而且有效率的[6]。

加入世界贸易组织,推进生产者服务贸易和投资的自由化,这本身就是经济制度变迁的途径。在国内企业与跨国公司通过产业间或前后产业关联而进行的交流过程中,容易学习跨国公司先进管理方法和经验,对国内企业管理制度的变迁提供了很好的模仿和借鉴平台,从而推动国内企业的快速制度变迁,提高企业的组织管理效率。

生产者服务贸易经济效应的发挥,受一国经济发展水平、技术水平、人力资本存量水平、基础设施、开放度等多种因素的影响。

二、方法选取和数据说明

(一)方法选取

Baron(1986)[7]认为,中介变量是自变量对因变量发生影响的中介,它主要代表一种内部机制,通过这种内部机制自变量对因变量起作用。

假设变量已经中心化,可以用图1所示的路径来说明变量之间的关系。其中c是X对Y的总效应,ab是经过中介变量M的中介效应,c′是直接效应,e1、e2、e3是误差项。当用通常的最小二乘法估计时,效应之间有如下关系:c=c′+ab,中介效应的大小可以用c-c′=ab来衡量;在其他情形下,中介效应用ab来衡量,中介效应和总效应之比为ab/(c′+ab)[8]。温忠麟等(2004)[9]提出了一个实用的中介效应检验程序,如图2所示。

根据上述分析,引入制造业技术进步和结构升级两个中介变量,根据图1的检验方法,逐步分析,其中X为生产者服务进口和生产者服务业FDI,M为中介变量技术进步和产业结构升级,Y为制造业国际竞争力。

(二)指标选取和数据说明

1. 解释变量(X)。

根据联合国国际收支统计(BOP),生产者服务贸易主要包括通讯、计算机和信息、保险、金融、专有权利使用和特许以及其他商务服务六个部门,其他商务服务包括咨询、广告和宣传等。选取X1=Ln FINA,X2=Ln COMP,X3=Ln ROYA,X4=Ln CONS,X5=Ln ADVI,X6=Ln COMM,X7=Ln ASS,X8=Ln FDI,分别表示金融、计算机和信息服务、专有权利使用和特许、咨询、广告和宣传、通讯、保险服务进口和生产者服务业FDI。

2. 被解释变量(Y)。

制造业国际竞争力指标。用可比净出口指数(NTB),即一国某一个产品或产业的净出口与其进出口总额之比来反映制造业的国际竞争力。MANU表示制造业总体可比净出口指数。

3. 中介变量(M)。

技术进步(M1)用全要素生产率来表示、Y=AKαLβ来估计。其中Y为制造业国有和规模以上企业的总产值,L为国有和规模以上企业的年末就业人数,资本存量(K)用永续盘存法来计算:Kt=It+(1-δt)×Kt-1。估计α和β,然后由计算1997-2008年中国每年制造业TFP。

制造业结构(M2)。本文用技术密集型行业产值占制造业总产值的比例来表示制造业结构升级,用TENO表示。技术密集型行业包括[10]:烟草制造、印刷业和记录媒介的复印、化学原料及化学制品制造、医药制造、化学纤维制造、塑料制品、黑色金属冶炼及压延加工、通信设备制造、专用设备制造、交通运输设备制造、电气机械及器材制造、电子及通信设备制造、仪表仪器文化办公用品制造13类。

数据均来自1998-2009年《国际收支平衡表》和《中国统计年鉴》,时间序列为1997-2008年。

三、中介效应检验

假定技术进步和制造业结构升级是生产者服务贸易提高制造业国际竞争力的中介变量,则可以根据以上中介检验回归模型逐步分析,得到如表1所示的中介检验结果。

表1的结果表明,生产者服务进口和生产者服务业FDI促进了制造业国际竞争力的提高,其促进作用是通过技术进步实现的,即技术进步是生产者服务进口和生产者服务业FDI与制造业国际竞争力关系的中介变量。

金融、咨询、广告和宣传、通讯服务进口增加1个百分点,促进制造业国际竞争力提高0.0683、0.0713、0.079和0.373,且技术进步起着部分中介效用,中介效应与总效应之比为0.0867、0.7085、0.5696和0.6986,这说明技术进步能够解释金融服务进口对制造业国际竞争力促进作用的8.67%、70.85%、56.96%和69.86%。计算机和信息、专有权利使用和特许、保险服务进口和生产者服务业FDI促进了中国制造业国际竞争力的提高,其增加1个百分点,会促进制造业国际竞争力提高0.102、0.1980、0.3103、0.1573,且技术进步在计算机和信息、专有权利使用和特许、保险服务进口和生产者服务业FDI促进制造业国际竞争力中起着完全中介效用,说明技术进步能够完全解释其对制造业国际竞争力促进作用。

表2的结果表明:生产者服务进口和生产者服务业FDI对制造业国际竞争力的促进作用,不是通过中国的产业结构升级实现的,即制造业结构升级不是生产者服务进口和生产者服务业FDI与制造业国际竞争力关系的中介变量。

生产者服务贸易对制造业国际竞争力的提高起到了很大的促进作用,其中,以生产者服务业FDI的影响最为明显(总效应为0.31)。技术进步是生产者服务进口与制造业国际竞争力关系的中介变量,除金融服务进口外,中介效应都较大。一方面说明中国通过学习、模仿和创新提高了生产率,从而促进了制造业国际竞争力的提高,另一个方面也说明了中国市场体系已经基本完善、服务基础设施基本完备、制度环境良好,更重要的是人力资本存量已突破门槛效应从而发挥促进作用;制造业结构升级不是生产者服务进口与制造业国际竞争力关系的中介变量,说明中国经济增长方式没有改变,制造业的发展主要是依靠加工贸易,自主创新不足,技术水平较低。

四、政策建议

1.扩大生产者服务业的开放度,吸引生产者服务业外商直接投资,积极承接国际服务业外包,以提高制造业国际竞争力。在扩大对外开放的同时,减少各种管制,扩大对内开放,并鼓励有实力的企业“走出去”。

2.增加科研和教育投入。国家应不断增加对高等院校、科研机构和企业的技术创新资金的投入,同时金融机构加大对技术创新的信贷支持。加大对学校的教育投入,培养更多的服务业和制造业专业化人才;对服务业和制造业的在职人员进行培训,通过“干中学”增加其知识水平和技能。

3.加快自主创新。对于引进技术要在模仿、学习和消化的基础上进行再创新,从而提高自主开发和创新能力,增加自有知识产权。鼓励和推动企业建立、健全技术研发机构,鼓励有条件的大中型企业和企业集团建立高水平的技术研发中心,并提高科技成果转化速度。

摘要：运用1997-2008年的数据,引入技术进步和产业结构两个中介变量,对生产者服务进口提高制造业国际竞争力的内部机理进行理论分析。研究结果表明:生产者服务进口和生产者服务业FDI促进了制造业国际竞争力的提高,技术进步是生产者服务进口促进制造业国际竞争力提高的中介变量。

关键词：生产者服务进口,制造业国际竞争力,技术进步,结构升级

参考文献

[1]Francois,J.F.Trade in Producer Services and ReturnsDue to Specialization Under Monopolistic Competition.Canadian Journal of Economics,1990,23,109-124.

[2]尚涛,陶蕴芳.中国生产者服务贸易开放与制造业国际竞争力关系研究[J].世界经济,2009,(5).

[3]Amiti M,Konings J.Trade Liberalization,IntermediateInputs and Productivity[C].vol.CEPR DPS 5104,2005:1-45.

[4]程大中.服务消费偏好、人力资本积累与“服务业之谜”破解:Pugno模型拓展及基于中国的数值模拟[J].世界经济,2006,(10).

[5]Francois,J.F.Trade in Producer Services and ReturnsDue to Specialization Under Monopolistic Competition.Canadian Journal of Economics,1990,23,pp.109-124.

[6]钟昌标.经济制度和我国经济增长效率的实证研究[J].数量经济计量经济研究,2006,(11).

[7]Baron,R1 M1,Kenny,D1 A1,The moderator mediatorvariable distinction in social psychological research:Con-ceptual,strategic,and statistical considerations[J].Journalof Personality and Social Psychology,1986,51,1173-1182.

[8]MacKinnon D P,Warsi G,Dwyer J H.A simulationstudy of mediated effect measures.Multivariate Behav-ioral Research,1995,(1):41-62.

[9]温忠麟,张雷,侯杰泰,刘红云.中介效应检验程序及其应用[J].心理学报,2004,(5).