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制造业的劳动生产率(含数据)_学霸学习网
制造业的劳动生产率(含数据)
No. C20060042006-04我国劳动生产率增长及国际比较（）――人民币实际汇率长期走势研究之一卢 锋? 北京大学中国经济研究中心 No. C6 年 4 月 3 日作者通讯地址： 北京大学中国经济研究中心， 100871； 电话： （010） ； Email： fenglu@.。 感谢刘鎏所做助研工作、感谢韩晓亚、唐杰在本文研究不同阶段帮助整理数据和制作图表。特别感谢任若 恩教授与作者讨论我国制造业劳动生产率度量有关问题并热情提供有关研究文献。作者文责自负。 1? 我国劳动生产率增长及国际比较（）――人民币实际汇率长期走势研究之一卢 锋? 北京大学中国经济研究中心 No. C6 年 4 月 3 日摘要： 依据巴拉萨-萨缪尔森效应假说， 一国经济追赶伴随的可贸易部门劳动生产率 “相 对相对增长”会派生本币实际汇率升值趋势。本文对改革开放以来我国可贸易与不可贸易 部门劳动生产率各自增长、相对增长、国际比较增长等指标进行系统估测，发现上述结构 性生产率指标与人民币实际汇率存在与巴拉萨-萨缪尔森效应假说推论关系一致的经验证 据；利用人均或劳均产出等总量性生产率指标检验这一理论对人民币实际汇率解释力，则 存在理论假说变量与度量指标选择不兼容的问题。 关键词：中国劳动生产率，人民币实际汇率，巴拉萨-萨缪尔森效应Abstract: Balassa-Samuelson effect in a country is based on the “relative relative catch-up” of labor productivity for tradable sector. Taking manufacturing and service sectors to represent the tradable and non-tradable sectors respectively, this study measures the relative productivity growth between the two sectors in China during . Using 13 OECD countries as the benchmark countries, it compares China’s “relative relative catch-up” of labor productivity for tradable sector in the period. The evidence has been found to support the linkage between the structural productivity growth and RMB real exchange rate during the period. JEL Classification: F31，F43，O47作者通讯地址： 北京大学中国经济研究中心， 100871； 电话： （010） ； Email： fenglu@.。 感谢刘鎏所做助研工作、感谢韩晓亚、唐杰在本文研究不同阶段帮助整理数据和制作图表。特别感谢任若 恩教授与作者讨论我国制造业劳动生产率度量有关问题并热情提供有关研究文献。作者文责自负。 2? 章节目录1、生产率度量指标和部门对象选择 1-1、生产率度量指标选择 1-2、两部门对象选择 2、我国制造业劳动生产率增长估测 2-1、数据来源、相关文献及本文估测思路 2-2、我国制造业劳动生产率估测数据 2-3、制造业生产率估测中就业人数统计问题 2-4、我国制造业分部门劳动生产率增长比较 3、我国服务业劳动生产率增长估测及其与制造业比较 3-1、服务业劳动生产率初步估测 3-2、第一次全国经济普查结果及讨论 3-3、服务业分部门劳动生产率估测比较 4、发达国家两部门劳动生产率增长 5、我国劳动生产率增长的国际比较 6、巴拉萨-萨缪尔森效应与人民币实际汇率关系重新考察 7、总结和评论参考文献3 正文图表目录图 1、基本产业部门可贸易性比较 图 2、我国制造业劳动生产率增长（） 图 3、我国不同就业指标绝对数比较（） 图 4、我国不同就业指标变动率比较（） 图 5、我国制造业分部门劳动生产率年均增长（） 图 6、我国制造业分部门劳动生产率年均增长（） 图 7、我国制造业分部门劳动生产率年均增长， （） 图 8、我国服务业劳动生产率年度和累计增长（） 图 9、利用普查数据对服务业劳动生产率调整结果（） 图 10、我国服务业分部门劳动生产率（1990） 图 11、我国服务业分部门劳动生产率（2002） 图 12、我国服务业分部门劳动生产率增长比较（） 图 13、我国两部门劳动生产率相对增长率（） 图 14、美国等发达国家制造业劳动生产率年度增长（） 图 15、美国等发达国家制造业劳动生产率累计增长（） 图 16、美国等发达国家服务业劳动生产率年度增长（） 图 17、美国等发达国家服务业劳动生产率累计增长（） 图 18、美国两部门劳动生产率相对增长（） 图 19、部分 OECD 国家两部门劳动生产率相对增长（） 图 20、中国相对美国制造业劳动生产率增长（） 图 21、中国相对 OECD 国家制造业劳动生产率增长（） 图 22、中国相对美国服务业劳动生产率增长（） 图 23、中国相对 OECD 国家服务业劳动生产率增长（） 图 24、中国与美国比较生产率“相对相对”增长（） 图 25、中国与若干 OECD 国家比较生产率“相对相对”增长（） 图 26、人民币实际汇率与不同增长指标关系（） 表 1、巴拉萨-萨缪尔森效应若干度量指标与人民币实际汇率关系4 附录数据表目录表 1、Szirmai 等人研究对我国制造业劳动生产率估测（） 表 2、我国制造业劳动生产率增长（） 表 3、我国制造业现价全员劳动生产率（） 表 4、我国制造业实际全员劳动生产率（） 表 5、我国制造业分部门现价增加值（） 表 6、我国制造业分部门从业人数估算（） 表 7、我国制造业分部门从业人数权重（） 表 8、我国制造业平均实际劳动生产率估算及分部门合并调整（） 表 9、我国制造业实际劳动生产率年增长率（） 表 10、我国制造业实际劳动生产率年增长率（） 表 11、我国制造业实际劳动生产率累计增长指数（） 表 12、我国第三产业劳动生产率估测（） 表 13、依据第一次全国经济普查结果对服务业劳动生产率增长率调整 表 14、我国服务业分部门增加值（） 表 15、我国服务业分部门就业人数（） 表 16、我国服务业分部门劳动生产率（） 表 17、若干发达国家制造业部门就业人数（） 表 18、若干发达国家服务业部门就业人数（） 表 19、若干发达国家制造业增加值（） 表 20、若干发达国家服务业增加值（） 表 21、若干发达国家制造业实际增加值增长指数（） 表 22、若干发达国家服务业增加值实际增长（） 表 23、若干发达国家制造业不变价总增加值（） 表 24、若干发达国家服务业不变价总增加值（） 表 25、若干发达国家制造业实际劳动生产率（） 表 26、若干发达国家服务业实际劳动生产率（） 表 27、若干发达国家制造业劳动生产率年度增长率（） 表 28、若干发达国家服务业劳动生产率年度增长率（） 表 29、若干发达国家制造业劳动生产率指数增长（） 表 30、若干发达国家服务业劳动生产率指数增长（） 表 31、中国与美国若干经济增长指标比较及货币实际汇率数据（）5 我国劳动生产率增长及国际比较（）――人民币实际汇率长期走势研究之一国际经济学的巴拉萨-萨缪尔森效应理论认为， 一国经济追赶伴随的可贸易 部门劳动生产率相对增长，会通过物价较快上升或/和名义汇率走强而内生出本 币实际汇率升值趋势。这一理论为观察经济开放成长中本币实际汇率走势提供 了一个起点模型，并在多国经验证据检验方面有不俗表现。然而我国经济改革 开放以来高速成长时期人民币实际汇率走势表现出形态迥异的特点。 最初 15 年 前后人民币实际汇率依据不同度量指标贬值一倍半到两三倍，整个时期依据度 量指标不同累计贬值 1-2 倍。人民币实际汇率演变的形态独特性及其认识挑战 性，构成中国经济成长的谜题之一。 就巴拉萨-萨缪尔森效应理论与人民币实际汇率关系问题， 已有文献提出不 同观点。一些研究人员在肯定该理论对人民币实际汇率解释能力基础上，利用 多国人均收入作为劳动生产率替代指标估计巴拉萨-萨缪尔森效应截面数据方 程， 或在估计人民币均衡实际汇率模型时引入人均 GDP 增长率等指标考察巴拉 萨-萨缪尔森效应解释作用。也有研究人员认为我国劳动生产率虽然快速增长， 然而二元经济结构下工资增长乏力及失业率较高等因素使实际汇率升值受阻， 因而巴拉萨-萨缪尔森效应不适用于我国情况。上述不同观点有一个潜在共同 点：就是认为我国总体经济增长与可贸易部门劳动生产率相对增长大致同步， 因而可以通过观察平均就业人员 GDP（下面称“劳均 GDP”或“劳均产出”、 ） 人均 GDP 之类总量生产率指标增长与人民币实际汇率走势关系， 来分析检验上 述理论假说的经验解释力。 从分析逻辑看， 巴拉萨-萨缪尔森效应在特定国家发生依赖生产率结构性变 动的两重前提条件：一是可贸易部门劳动生产率以高于国内不可贸易部门速度 相对增长，二是这一相对增长与外国同一指标比较相对增长，即一国可贸易品 部门劳动生产率“相对相对增长” 。两个“相对”重叠组词虽于语言习惯有碍， 却是理论分析的本意。因而用人均或劳均 GDP 增长率等总量指标检验巴拉萨萨缪尔森效应对人民币实际汇率解释力，在理论逻辑和检验方法对应性上可能 存在问题。深入研究我国改革开放经济高速成长时期人民币实际汇率走势，一 方面要重视制度转型、大国规模等特殊国情因素影响，避免简单套用标准理论 带来的认识偏差； 另一方面需要在整理估测我国与发达国家两部门劳动生产率、 工资等数据基础上，直接考察我国高速经济成长时期劳动生产率“相对相对增 长”等基本指标变动1。 笔者通过两篇论文进行这方面工作。本文借鉴学术界已有研究成果和整理 分析相关数据，估测和度量改革开放以来我国可贸易部门劳动生产率“相对相 对增长” ，另一篇论文专题考察我国工资增长并与若干发达国家比较。本文分 7 节。第 1 节讨论应选择什么部门及生产率作为度量对象和指标；第 2、3 节分别有关巴拉萨-萨缪尔森效应假说逻辑结构和经验证据，人民币实际汇率表现特异性以及研究人员从巴拉 萨-萨缪尔森效应角度对人民币汇率的系统文献述评，参见卢锋、韩晓亚（2006）和卢锋（2006b） 。 61 整理估测改革开放以来我国制造业和服务业劳动生产率时间序列数据；第 4 节 整理估测美国等 13 个 OECD 国家两部门劳动生产率时间系列数据；第 5 节观 察我国劳动生产率相对发达国家增长情况；第 6 节利用我国可贸易部门劳动生 产率“相对相对增长”度量结果，重新考察巴拉萨-萨缪尔森效应与人民币实际 汇率关系；第 7 节简略总结和评论本文发现。1、生产率度量指标和部门对象选择作为巴拉萨-萨缪尔森效应假说的经典文献，Balassa（1964）提出一国经济 成长过程中可贸易和不可贸易部门生产率“相对相对增长”会导致实际汇率升 值。然而具体度量面临两个问题：一是采用什么生产率指标；二是以什么部门 作为度量观察对象。虽然相关经验研究对此分歧不大，为使本文及后续研究避 免逻辑歧义，度量研究前先讨论和说明这两个问题。 1-1、生产率度量指标选择 依据经济学理论常识，生产率是描述经济生活中投入和产出之间数量关系 的概念。选择不同投入作为研究对象，生产率相应有经济含义不同的度量指标。 广义可区分为单要素生产率（single factor productivity, or partial productivity）和 全要素生产率（total factor productivity: TFP） 。单要素生产率表示某单个投入要 素与产出之间数量关系。对于简单生产函数 Y= AF（L，K） （其中 Y、L、K 分 别表示产出、劳动、资本投入，A 是以移动参数形式进入生产函数的技术因素） 来说，Y/L、Y/K 分别表示劳动生产率和资本生产率2，全要素生产率则表示“单 位劳动和资本复合要素带来的产出价值（value added per composite unit of labor and capital） （Ark，1996，p. 19）。在规模报酬不变理论假设下，全要素生产率 ” 可通过所谓“索罗残差（Solow residual） ”得到间接度量3。 应当用什么指标度量巴拉萨-萨缪尔森效应需要的生产率变量？资本生产 率显然不是选项，个别研究人员提出应当用全要素生产率4，绝大部分研究人员 认为应当采用劳动生产率。本文标题显示，笔者选择劳动生产率作为度量指标。 可以从两方面说明这一选择的合理性依据。 从两种生产率指标与巴拉萨-萨缪尔森效应展开机制对应的逻辑关系角度 看，劳动生产率是适当选择指标。依据 Balassa（1964）分析思路，本国可贸易 部门生产率相对增长决定两部门工资同比例上升，不可贸易部门工资超过本部 门生产率增长幅度带动一般物价较快上升，并在潜在给定的固定汇率制背景下 实现实际汇率升值。这里与工资变动直接联系的生产率显然是劳动生产率。在这是资本和劳动平均生产率， 还可以通过单个投入改变量与产出改变量之间关系来定义劳动和资本边际 生产率。 3 假设柯布-道格拉斯生产函数：Y = A Kα L1-α （其中 K、L、A 分别实际技术、资本和劳动，0 & α & 1 代 表资本在收入分配中所占份额，1-α 代表劳动在收入中所占份额） 。于是有： ? ? α? α）? （ ） ? ? α? α）? （ ） 公式（ ）表示劳动和资本常规投入之外的技术因素对产出增长的贡献，即全要素生产率的度量形式；由 于 教授较早在 年代提出这类经济增长度量方法（ ）的理 论框架并进行了初步经验度量，所以又称为“索罗残差” 。 4 如 Edwards（1989，p. 47, 135）在讨论均衡实际汇率决定因素时，用“技术进步”因素表示巴拉萨-萨缪 尔森效应影响。经济分析通常认为技术进步因素应采用全要素生产率度量。 72 浮动汇率制条件下，工资增长如果显著低于劳动生产率增长，会通过国际收支 平衡条件导致名义汇率升值从而实现实际汇率升值要求。 就实现巴拉萨-萨缪尔 森效应逻辑展开需要条件看，上述两种场合劳动生产率相对增长既是必要条件 也是充分条件， 因而这一假说的基础变量生产率可以劳动生产率作为度量指标。 全要素生产率影响劳动生产率，因而与巴拉萨-萨缪尔森效应存在联系，然而在 严格意义上全要素生产率增长并不构成实现上述实际汇率升值机制的必要条 件，不是这里最适当的生产率度量指标。 其次在数据要求和度量困难和误差方面，劳动生产率比全要素生产率指标 具有明显优势。度量劳动生产率仅需要劳动投入和产出数据，数据可获性困难 较小，全要素生产率度量困难较大，难以得到多国分部门长期可比相关指标数 据。另外经济学用全要素生产率表示技术因素对产出贡献，由于全面系统度量 技术因素面临特殊困难5，技术变量难以像劳动、资本等常规投入那样直接进入 生产函数并得到相应技术生产率的度量和估计6，因而不得不采取特殊处理方 式，把技术看作是生产函数移动参数7，假定它具有在投入不变时增加产出的特 殊功能。 这一特殊处理通过索罗残差项对技术因素贡献提出一个间接度量方法， 在经济增长研究领域具有重要方法论意义，然而又不可避免面临度量误差较大 问题。由于全要素生产率通过产出与直接度量的投入品要素对产出贡献之间差 额得到度量，它实际上概括了技术、制度及其它没有直接度量变量对产出的影 响”8，因而所有影响产出变量误差会以事先难以准确判断的方式进入残差项， 构成全要素生产率度量多重误差来源。全要素生产率估计结果还受到函数设定 方式选择直接影响。例如假设在两种生产函数基础上通过增长核算方法度量全 要素生产率，一种生产函数仅包含劳动力和资本两项投入，另一种生产函数在 劳动与资本以外还进第三项投入即人力资本投入。两种生产函数场合，通过增 长核算方法对全要素生产率估计结果大小，会因应人力资本因素对增长贡献大 小而反向变动。换言之，人们对技术以外真实要素对产出贡献的理解局限和低 估偏差，会表现为对全要素生产率贡献的高估误差。在这个意义上，全要素生 产率也具有“我们无知的度量 (Abramovitz, 1956, p. 11)”含义9。虽然有的实用技术存在市场交易和价格（如专利使用权购买、技术市场交易等） ，但是大部分技术没有 交易市场和系统价格信息及其记录。 另外技术与科学知识相联系， 基础科学与实用科学之间并非总存在清 晰界限，而科学知识又具有不同程度公共品性质，不存在相应市场价格。不同技术属性差异导致除了市场 价格以外难以找到有意义并切实可行的度量方法。 虽然对于个别技术及其相联系的知识有可能估计出市场 价格，但是难以对整个行业、跨行业产业部门、跨部门经济整体技术存量及其变动加以度量。 6 在一般理论讨论场合很容易提出这类生产函数。如 Peacock 把斯密经济理论用生产函数表达为 The Smithian aggregate production function: Y = f (L，K，N，T）where fL，fK，fN，fT & 0 (partial derivatives of the four variables are all positive) （Peacock，1993， pp. 413-428） ，就是一个事例。 7 As commented by Hulten (2000, p.8), “ Specifically, Solow began with an aggregate production function with a Hicks’ neutral shift parameter and constant return to scale”, “The difference between the Hicksian shift parameter, At, and the rate of technical change arises for many reasons. The most important is that the shift parameter captures only costless improvements in the way an economy’s resources of labor and capital are transformed into real GDP (the proverbial “Manna from Heaven”). Technical change that results from RD spending will not be captured by At…… A second general reason is that changes in the institutional organization of production will also shift the function, as will systematic changes in worker effort”. . 8 As commented by Wang and Yao (2003, p. 35): TFP ”covers many factors: innovation-based technological progress, imitation-led technological progress, institutional change, efficiency change, omitted variables, and measurement errors. TFP growth should not be equated with innovation-based technological change, as some people have done”. 9 核算从 19 世纪 70 年代到 20 世纪 50 年代 80 多年美国经济增长水平及其贡献因素，Abramovitz（1956） 发现美国人均产出在这一时期共增长四倍， 并且增长源泉绝大部分来自人均劳动与人均资本投入以外的所 谓“生产率（productivity） ”因素。Abramovitz 论文对有关生产率贡献的数量度量结果提出几点质疑。他 指出经济学分析对劳动度量特别是资本度量存在诸多局限性，特别是对资本度量低估倾向，如教育、培训 85 需要指出，劳动生产率、资本生产率、全要素生产率等不同生产率指标之 间具有内在联系，把握这方面联系对理解劳动生产率变动原因及国别比较差异 极为重要。上面仅讨论在一个特定研究场合选择适当生产率指标问题。从巴拉 萨-萨缪尔森效应视角研究实际汇率走势这一具体对象而言， 劳动生产率因为两 方面理由成为适当的生产率度量指标：一是因为它在概念关系上最适合承担这 一角色，二是它在度量成本和预期误差上能“最有效率”承担这一角色。 1-2、两部门对象选择 检验巴拉萨-萨缪尔森效应的另一问题， 是如何确定可贸易部门和不可贸易 部门统计对象。可贸易与不可贸易产品和部门划分概念很简单：前者指能够成 为国际贸易对象的产品及其生产部门，后者是不能进入国际贸易因而只能在生 产国内部消费的产品及其生产部门，决定两部门产品因素包括运输成本、保护 性政策和制度因素等 （Sachs and Larrain, 1992, pp. 657-659） 然而各国统计部门 。 和有关国际机构一般不直接统计两部门经济活动，因而无法获得以两部门分类 为基础的劳动生产率现成统计数据。经验研究需要通过观察基本产业可贸易性 差异来选择近似度量对象，然后用相关产业统计数据作为两部门有关指标的间 接度量。 依据对三大产业部门标准分类，第一产业又称初级产业，包括农业生产和 矿物产品采掘两大二级生产部门。一般认为，农产品和矿物原料具有可贸易性， 这两类产品国际交换构成国际货物贸易重要组成部分。不过农产品和矿物产品 通常单位价值运输成本较高，加上不少初级产品收入弹性较低因而需求增长速 度较低，在发展国际贸易方面面临较多约束，因而在整个贸易结构中所占比重 较低。另一方面，产品内分工和贸易是当代国际贸易增长最快的领域，由于受 到特殊技术和经济因素制约，农产品和矿产品生产过程内部不同工序和环节， 难以通过在不同国家和经济体之间空间展开和散布以发展产品内分工和贸易， 也对这类产品可贸易性程度提升构成障碍（卢锋，2004） 。 第二产业包括工业和建筑业， 工业内部又包含制造业和电力等公用事业等 二级部门。工业内部电力等公用事业部门以及建筑业可贸易性程度很低，但是 制造品可贸易性程度最高，因而制造品在国际贸易中所占比重不断提升。较高 需求收入弹性和较低单位货物价值运输成本，是制造业国际贸易较快增长基本 原因。二战后通过多边、区域、双边、单边等不同房时实现的贸易自由化政策， 对降低制造品贸易壁垒取得了最为明显成效，从而推动了制造品可贸易程度提 升。由于制造品生产过程内部不同工序、区段和环节，在时间空间上存在较大 程度可分离性和灵活性，因而比较适于发展产品内国际分工；依托过去几十年 技术进步和制度改革，通过发展国际产品内分工即供应链生产方式，带动了产 品内国际贸易的快速增长，导致其可贸易性程度空前提升（卢锋，2004） 。 第三产业包括不同种类的服务业部门。 服务贸易增长说明服务产品也在一支出具有资本形成含义， 甚至某些通常认为属于消费支出也具有投资含义， 但是由于种种原因没有作为资 本加以度量， 它们的真实产出贡献在上述核算方法下会表现为生产率因素的贡献。 鉴于对直接进入生产函 数核算或估计的产出贡献在度量上存在诸多局限，由此导致的对生产率产出贡献的高估结果部分反映 “some sort of our ignorance” 11） （p. 。由于 Solow 对全要素生产率定义和度量也建立在产出减去劳动和资 本两项常规投入产出贡献的余项基础上，因而 Abramovitz 表述在后来有关文献中经常被解读为对全要素 生产率方法局限性的评论。 9 定程度上可贸易性。在当代以 IT 技术普及利用为代表的新科技条件下，离岸服 务外包现象兴起说明，技术进步和竞争机制有可能快速拓展服务领域可贸易性 的范围和程度。然而无论是传统服务贸易还是当代服务外包，一般受到更为严 格的技术经济条件约束，因而整个服务业贸易依存度相对比较低。经济学教科 书一般认为服务产品是不可贸易品代表，看法虽不精确，但在部门间比较意义 上仍是大体合理的判断。 由此可见，作为对经济现象的理论抽象，可贸易或不可贸易概念并不具有 纯粹意义上的现实存在，不同部门和类型的经济活动，依据各自技术和经济属 性，具有不同程度可贸易或不可贸易性。如果把可贸易性和不可贸易性看作两 种基本色，现实生活中不同部门产品，则表现为二者不同比例搭配调而构成的 中间色或过渡性状态。图 1 表示这一理解，其中不同经济部门依据位置排序显 示其可贸易/不可贸易程度，越往左边最具有可贸易性（即不贸易性越低） ，越 靠右边约具有不可贸易性（即可贸易性越低） 。制造业可贸易性最强，采掘业和 农业可贸易性次之，建筑业和公用事业可贸易性较低，服务业可贸易性最低即 不可贸易性最强。基于这一理解，本文用制造业作为可贸易部门代表，服务业 作为不可贸易部门代表，进而整理和估测部门劳动生产率并进行国际比较。 图 1、基本产业部门可贸易性比较第二产业第三产业第一产业制造业 可贸易性采掘业农业建筑业公用事业服务业 不可贸易性2、我国制造业劳动生产率增长估测2-1、数据来源、相关文献及本文估测思路 有关发达国家分部门劳动生产率数据已有较长时期统计信息和研究积累， 因而可以获得较长时期数据，但是获得我国制造业和其它部门劳动生产率数据 则存在较多困难。由于我国计划经济时期实行苏联式物质生产统计体系10，与典 型市场经济通常采用国民经济核算系统比较无论在理论基础，指标设计和统计 手段方面都存在差异，两种统计体系下产出等经济指标不具有直接可比性。改 革开放以后， 我国统计体系逐步向适应市场经济环境的国民经济核算系统调整， 建立了与国际接轨的国民收入核算体系，并且对历史相关数据做了调整，在国“从建国初期到改革开放初期，中国国民经济核算的核心指标是产生于前苏联、东欧国家的物质产品 平衡表体系（MPS）的国民收入。这个指标反映的是物质生产部门，即农业、工业、建筑业、商业饮食业 和交通运输业的生产活动成果，不能反映非物质服务业的生产活动成果” （许宪春，2005，第 81 页） 。 1010 际比较生产率研究所需基本数据方面填补了不少空白，为相关研究提供了初步 条件。 我国官方部门没有直接提供制造业和其它部门劳动生产率系统数据， 因而 需要利用相关数据间接估算。就制造业劳动生产率来说，官方统计年鉴报告了 11 从中剔除采掘业和电力等公用事业部门， 1993 年以来 39 个行业的增加值数据 ， 可以得到制造业内部分类及其增加值数据。另外统计年鉴还报告了
年间工业分部门全员劳动生产率数据，其中 1986-93 年产出用总产值计算，但 是 1994 年以后用增加值度量， 因而
年全员劳动生产率分部门数据可 以作为劳动生产率的近似度量指标。利用制造业分部门全员劳动生产率和增加 值数据，可以估算制造业分部门就业人数，以就业人数作为权重可测算该时期 制造业整体平均劳动生产率。 统计部门没有继续公布 2004 年制造业分部门增加 值数据，不过可以利用近年工业全员劳动生产率与制造业劳动生产率数量联系 来估计 2004 年有关数据。 估计 1978 年到 1990 年代前期制造业劳动生产率面临特殊困难， 关键问题 是没有现成制造业增加值统计数据可供利用，需要把与总产值概念相联系的统 计指标转换为增加值为基础的指标。 近年有关专家在这一领域所做开拓性研究， 为解决上述问题提供了初步成果（任若恩，1998； Wu，2000a；Wu，2000b； Szirmai, Bai and Ren，2001；Szirmai、柏满迎、任若恩，2002） 。本文主要利用 Szirmai, Bai and Ren（2001）对
年我国制造业分部门劳动生产率估计 结果作为这一时期基本观察数据。 2-2、我国制造业劳动生产率估测数据 改革开放时期我国经济统计经历从 MPS 体系向 SNA 体系转变和调整， 很多 统计指标定义内涵和范围不断变动。对估计劳动生产率必需的部门增加值和就 业人数而言，把不同口径数据调整为时间序列意义上可比数据存在诸多困难。 Szirmai, Bai and Ren (2001)12在收集、整理、比较和评估大量相关数据基础 上，通过复杂细致工作对
年我国制造业分部门、制造业整体以及工 13 附录 1 报告 Szirmai 等人对
年制造业 业整体劳动生产率做出估计 。 总体以及 17 个分部门劳动生产率估计结果。在此基础上，本文通过几点补充和 调整获得对整个改革开放时期制造业劳动生产率数据系列。 Szirmai 等人估计结果显示
年间劳动生产率度量值经历了剧烈 波动：1993 年增长率达到 38.4%， 年下降到-6.31%和-13.7%。生产 率度量值与企业产能利用、宏观经济周期等因素存在联系，出现波动并不奇怪， 问题在于这三年间生产率增长高低值差距达到 50%以上， 显然超出了正常情况14。不同年份行业的划分略有变化，如 1992 年分为 39 个行业，1998 年分为 37 个行业。 该文缩写的中文版见 Szirmai、柏满迎、任若恩（2002） 。 13 该研究具体数据讨论细节相当复杂， 大体结构是首先利用 1995 年工业普查、 投入产出表以及有关工业 和运输部门统计年鉴，对相关统计指标关系进行了细致的比较和评估；然后利用 1992 年投入产出表中的 工业和制造业分部门增加值及相关数据估算出净产值，并用这一增加值和净产值之间数量关系将 1992 年 及以前年份工业和制造业分部门净产值转换为增加值。 14 这一数据异常波动可能与两点特殊因素有关。一是 Szirmai 等人估计 1992 年增加值产出，与 1993 年 统计部门提供的增加值衔接时可能因为数据来源不同派生绝对水平差异，导致 1993 年劳动生产率估计值 偏高。二是我国 1994 年税制改革引入增值税，由于估计增加值口径不包括增值税，引入增值税改革可能 会使增加值产出统计口径变小，使得度量的劳动生产率出现一次性下降。12 1111 另外这三年间劳动生产率年均增长率约为 4%，远远低于前两年（1991-92）和 后两年（1996-97）年各自年均超过 10%的增长率；对照同期工业 GDP 全员劳动 生产率指标，这三年度量值分别为 17%，15%，12%；可见这几年制造业劳动生 产率增长水平估测值不排除存在低估可能。 重新研究这几年生产率估显然超出了本文范围。本文试图在尽量不改变 Szirmai 等人原始数据结构前提下对 1993-95 年数据做简单调整，以获得比较 平稳的数据。具体做法是假定 1992 到 1996 年我国制造业劳动生产率绝对水平 每年增加相同数量，由此得到
年制造业劳动生产率的调整估计。这 一调整没有改变 Szirmai 等人研究对整个时期劳动生产率累计估计结果，但是 降低了 1993-95 年生产率增长率剧烈波动。具体估计结果在附录 2 报告。 为观察整个改革开放时期我国制造业劳动生产率增长情况，还需要对 Szirmai 等人估测结果在观察期上做前伸后展两方面工作。 Szirmai 等人数据从 1980 年开始，利用工业劳动生产率估测数与 Szirmai 等制造业劳动生产率估计 数之间关系，把 Szirmai 等人数据系列起始年份延伸到 1978 年。附录表 2 报告 延伸到 1978 年的制造业分部门劳动生产率数据。 另外 Szirmai 等人估计数据截 止到 1999，为观察近年我国制造业劳动生产率变动情况，主要利用
年以来工业和制造业分部门全员劳动生产率等数据，把 Szirmai 等人数据对接 15 延伸到 2004 年 。 具体估算和数据衔接在附录表 3-11 中进行。附录表 3 报告
年 31 个制造业分部门全员劳动生产率名义值数据。附录表 4 利用工业品出厂价格 指数把制造业分部门全员劳动生产率名义值转换为实际值数据。附录表 5 报告 制造业分部门增加值数据。利用分部门增加值和全员劳动生产率计算得到分部 门从业人数和制造业从业人员总数，附录表 6 报告从业人员估计数。附录表 7 报告
年 31 个制造业分部门从业人数权重。附录表 8 依据
年分部门实际劳动生产率以及从业人数权重计算出制造业总体实际劳动生产 率，并把该时期 31 个分部门合并调整为 Szirmai 等人数据包含的 17 个制造业 分部门生产率数据。 附录表 9 报告
年 17 个分部门劳动生产率实际增 长率，另外该表还间接估计 2004 年制造业分部门劳动生产率增长，从而使数据 系列延伸到 2004 年。结合 Szirmai 等人估测结果，附录表 10 和 11 分别报告以 1999 年为对接年份获得的覆盖
年间制造业劳动生产率年度增长率和 累计增长率。 图 2 报告
年我国制造业劳动生产率增长估测数据。 数据突出显 示我国制造业劳动生产率增长阶段性走势变动特征。如果把我国改革开放时期 分为前后两个阶段，制造业劳动生产率增长估计值发生了引人注目的先低后高 趋势性变动。 年间我国制造业劳动生产率年均增长率只有 1.85%，远15两个数据系列存在一些差异。一是子部门分类方法存在差异：Szirmai 等人数据包括 17 个分部门，后 一数据系列不同时期为 28-30 个不等15。本文将依据 Szirmai 等人部门分类，对晚近时期分部门适当合并 得到贯通整个时期的部门和数据分类。二是 Szirmai 等人数据系列中产出统计指标是“毛增加值（Gross value added）”，而晚近时期数据系列产出指标是“增加值（Value added）”。由于本文主要考察生产率增 长问题，这一指标差异实质性影响不大。三是不同时期企业统计对象范围有所不同。如 Szirmai 等人数据 统计对象是“乡及乡以上独立核算企业” ，晚近年份对象在 1997 年以前为“独立核算工业企业” ，1998 及 以后是“国有企业及规模以上非国有企业” ；这对劳动生产率绝对值估计结果可能有显著影响，然而本文 重点观察劳动生产率趋势变动问题，这方面统计口径不一致对分析推论影响应比较有限。 12 远低于这一时期 7.49%的人均 GDP 年均增长率。进入 1990 年代后我国制造业劳 动生产率增长速度大幅提升， 年年均增长率为 13.1%，超过这一时期 8.18%人均 GDP 增长率水平。 年间年均增长率更是高达 15.5%。我国 制造业劳动生产率两阶段迥然不同表现，对于分析人民币实际汇率走势以至认 识我国经济成长道路特殊规律，都具有重要意义。另外从制造业劳动生产率波 动性角度观察，大体经历了“两头低中间高”变动，即 1980 年代前后波动幅度 较低，但是 1990 年代波动幅度加大，近年增长率波动程度降低和稳定性提升。图2、我国制造业劳动生产率增长 （1 9 7 8 - 2 0 0 4 ） 800 700 600 500 400 300 200 100 0 82 1984 25累积增长 同比增长20 15 10 5 0 -5 -10同比增长率累计增长率198619881990199219941996199820002002数据来源：附录表 10 和附录表 11。2-3、制造业生产率估测中就业人数统计问题 图 2 报告数据显示过去十余年我国制造业劳动生产率高速增长。 我国 1990 年代后期制造业就业人数一次性大幅度减少，构成该时期劳动生产率度量值快 速增长特殊原因之一。下面通过观察制造业就业人数变动简略讨论这一问题。 我国官方就业人数统计数据存在诸多不完善之处16，然而不同数据来源都 显示，制造业就业人数在上世纪 90 年代后期不同程度减少。图 3 报告制造业就 业人数变动四种数据系列，图 4 报告这些数据系列指数变动。其中“全部从业 人员”和“职工人数”是官方统计年鉴报告的两种不同口径制造业就业人数， 前者在
年间从 9613 万人下降到 8043 万人，降幅约为 15%；后者从 1995 年 5439 万人下降到 2000 年 2907 万人，降幅高达 46%左右。本文估计劳动 生产率没有直接利用上述“全部从业人员”和“职工人数”数据。Szirmai 等 人研究利用了官方统计年鉴公布的制造业分部门“城镇就业人员（urban employment） ”数据，但在与第二次工业普查数据比较并考虑其它因素基础上作 了较大幅度调整，估计劳动生产率实际所用就业人人数在
年间下降 约 15%（见图 3“就业人数估计 1”。本文估测近年劳动生产率时，利用分部门 ） 增加值和全员劳动生产率间接推算制造业就业人数，在
年高峰低谷 之间下降约 37%，不过该就业人数指标下降绝大部分发生在
年仅下降 3%左右。16正如研究人员指出的： “定义内涵不断变动，分部门加总后与总数不相等，从不同渠道得到的给定年份 同一指标数据不一致，估计数不断调整而涵盖范围很少具体说明” （Szirmai, Bai and Ren 2001, p.32） 。 132004
00图3 、我国制造业不同就业指标绝对数比较 ( 1 9 9 4 - 2 0 0 2 , 万人) 就业人数估计2 就业人数 就业人数估计1 职工人数96 199700 数据来源和说明： “就业人数”和“职工人数”分别来自《中国统计年鉴（2004）》 表 5-5 分行业年底就业人员数和表 5-6 分行业年底职工人数。“就业人数估计 1”来自 Szirmai， Bai and Ren (2001)。“就业人数估计 2”见本文附录表 6 估计的制造业从业人数。图4、我国制造业不同就业指标变动率比较 (94=100)110 100 90 80 70 60 50 40 就业人数估计2 就业人数估计1 年底就业人员数 年底职工人数数据来源：见图 3。1996199719981999200020012002数据来源：见图 3。上述讨论提示应谨慎解读我国制造业劳动生产率估计结果。 例如考虑到就 业人数统计绝对数差异很大，在观察制造业劳动生产率绝对水平并进行国际比 较时需要特别考虑就业人数选择可能带来的影响。就这一因素对本文制造业劳 动生产率估计结果影响来说，如上面讨论
年生产率度量值采用了 Szirmai 等人估计数据，1999 年以后利用制造业全员劳动生产率和增加值指标 所暗含的就业人数，两个数据系列就业人数在 1990 年后半期下降将近 20%。考 虑制造业就业人数一次性大幅降低主要与深化企业改革相联系，因而理解晚近 十余年我国制造业劳动生产率快速增长原因时，需要区分制度转型一次性变动 与其它可重复性追赶因素17影响两类不同作用。 2-4、我国制造业分部门劳动生产率增长比较 为了进一步观察制造业内部子部门劳动生产率增长率相对差别， 5 报告 图 1978 年以来整个样本期 17 个子部门以及制造业总体劳动生产率年均增长率。17如资本积累、人力素质提升、技术进步等。 14 整个时期制造业总体劳动生产率年均增长率约为 8%，其中增长最快包括电气电 子、机械设备等部门年均增长率超过 10%；服装纤维、烟草加工、金属制品等 也增长较快，年均增长率在 7%上下；增长最慢的是石油炼焦，年均增长率仅为 0.2%。图 5 、我国制造业分部门劳动生产率年均增长 ()石油炼焦 纺织业 其他制造业 木材家具制造 橡胶塑料制品 非金属矿制品 造纸印刷 皮毛羽制品 服装纤维 饮料制造业 金属冶炼制品 制造业合计 烟草加工业 食品制造业 食品加工业 化学化纤制品 机械设备制造 电气电子设备024681012 %数据来源：附录表 10、11。图 6 和图 7 分别报告
年制造业分部门劳动生产 率年均增长率。前一时期增长最快的包括电子电气、烟草加工、服装纤维等， 这些部门增值率是制造业平均增长率两倍左右；增长表现最差的石油炼焦出现 年均 2.1%负增长。最近几年相对增长的部门分布结构显著变动。如石油炼焦年 均增长率达到 12%，超过制造业平均水平；早期低于制造业平均水平的金属制 品部门增长率达到 25%，跃居为生产率增长速度排行榜第三位。前期增长率最 高的电子电气行业，虽仍然保持了 13%增长率，但已低于制造业平均增长率 4.7 个百分点；服装纤维等下降到只有 5%左右，排名倒数第二。这方面信息对于理 解我国产业和贸易结构变动具有参考意义。图 6 、我国制造业分部门劳动生产率年均增长 ()石油炼焦 木材家具制造 纺织业 橡胶塑料制品 金属冶炼制品 非金属矿制品 造纸印刷 其他制造业 制造业合计 皮毛羽制品 饮料制造业 化学化纤制品 食品加工业 食品制造业 机械设备制造 服装纤维 烟草加工业 电气电子设备-8-6-4-20246%数据来源：附录表 10、11。15 图 7、我国制造业分部门劳动生产率年均增长 ()服装纤维 其他制造业 皮毛羽制品 木材家具制造 橡胶塑料制品 电气电子设备 饮料制造业 纺织业 食品制造业 造纸印刷 非金属矿制品 制造业合计 食品加工业 石油炼焦 化学化纤制品 金属冶炼制品 机械设备制造 烟草加工业0510152025%数据来源：附录表 10、11。3、我国服务业劳动生产率增长估测及其与制造业比较3-1、服务业劳动生产率初步估测 对我国服务业劳动生产率估测分三步进行。附录 12 报告利用第三产业名 义 GDP 增加值和就业人数计算的服务业总体劳动生产率，并利用平减指数调整 为实际值和增长率。图 8 报告服务业整体劳动生产率变动。图形显示服务业劳 动生产率增长虽然本身有相当波动，但是与制造业比较而言走势相对稳定。整 个时期上升了 1.5 倍左右，年均增长 3.63。图8 、我国第三产业劳动生产率增长 ()300累计增长（） 累计增长 年度增长12 8 6 4 2 0 -2 -4年度增长率（%）250 200 150 100 50 01084 93 02数据来源：附录表 12。16 3-2、第一次全国经济普查结果及讨论 2004 年 12 月 31 日我国“第一次全国经济普查”对第二、三产业进行全面 调查 。 普查提供的第二、 三产业增加值和就业人数与劳动生产率度量直接相关。 对比此前有关年鉴公布数据，经济普查结果对这两个指标统计数据有所调整。 下面报告相关统计数据调整情况及本文吸收利用普查结果方法。18普查结果显示对第二产业 GDP 调整很小，可以忽略不计19，但是对第三产 业 GDP 统计数据调整幅度较大。 2004 年第三产业名义 GDP 普查数为 65018 亿元， 比原来统计年鉴报告的 43721 亿元增加 21297 亿元，上调幅度 48.71%；调整后 年均增长率为 17.76%，比原来 13.93%提高 3.8 个百分点。 依据原来《中国统计年鉴》和经济普查所公布的名义 GDP 和实际增长率， 可以推算两大产业平减指数。与《中国统计年鉴（2005）》相关数据比较，经 济普查后第二产业平减指数变化很小，然而第三产业平减指数有较大变化。第 三产业 2004 年相对 1992 年累计隐含平减指数从 178 上升到 226， 年均值从 4.92% 升到 7.03%，上调幅度为 26.97%；同期第二产业平减通缩指数从 161 升到 164， 调幅仅 1.86%。经济普查后第三产业实际增加值调高 17.2％。 经济普查有关第二、三产业就业人数统计结果变动更大。根据普查前官方 统计年鉴数据，第二产业、第三产业就业人数合计 39931 万人，经济普查公报 中对应数字为 30883 万人，调减了 9000 多万。调减主要发生在第三产业，高达 20 7592 万人。对于就业人数普查结果存在一些疑问 ；从不同角度思考，经济普 查结果有可能低估服务业实际就业人数21。基于上述考虑，在统计部门系统公布 有关普查就业人数信息之前，本文对劳动生产率估测暂不采用普查提供的新就 业人数， 但是结合普查第三产业增加值数据修正对服务业劳动生产率估测结果。 附录表 13 报告
年普查有关服务业劳动生产率相关数据， 对图 818 国务院（2003）对这次普查背景、目的、内容、方法等问题做了权威阐述：“为适应经济和社会发展 需要， 并与国家编制五年计划更好衔接， 推进国民经济核算与统计调查体系的综合配套改革， 国务院决定， 将原定于 2003 年进行的第二次全国第三产业普查推迟，与计划在 2005 年开展的第四次全国工业普查和 2006 年开展的第三次全国基本单位普查合并，同时将建筑业纳入普查范围，在 2004 年开展第一次全国经 济普查。今后全国经济普查每 10 年进行两次，分别在逢 3、逢 8 的年份实施。因农业普查周期较长(仍按 每 10 年进行一次)，且又非常重要，继续单独进行”。“此次经济普查的对象，是在我国境内从事第二产 业和第三产业的全部法人单位、产业活动单位和个体工商户。具体范围包括：采矿业，制造业，电力、燃 气及水的生产和供应业，建筑业，交通运输、仓储和邮政业，信息传输、计算机服务和软件业，批发和零 售业，住宿和餐饮业，金融业，房地产业，租赁和商务服务业，科学研究、技术服务和地质勘查业，水利、 环境和公共设施管理业，居民服务和其他服务业，教育，卫生、社会保障和社会福利业，文化、体育和娱 乐业，以及公共管理和社会组织等”。 “普查的主要内容包括单位标志、从业人员、财务收支、资产状况， 以及企业的主要生产经营活动和生产能力， 主要原材料和能源消耗及科技开发的投入状况等。 普查的标准 时点是 2004 年 12 月 31 日，时期资料为 2004 年度”。 19 普查统计我国 2004 年第二产业 GDP 与原有年鉴数据差别为万分之四。 20 如第三产业就业人数普查数据与反应我国首次第三产业普查数据如何协调上存在疑问。另外如果接受 普查的第三产业就业人数， 并且接受现在对城镇地区失业率大致估计 （即便把失业率调高一倍这一推论仍 然成立），那么农村劳动力在过去十年中反而增加了 7000 万，经济高速成长时期农村劳动力反而增加难 以理解。如果普查数据正确，农村劳动力也大体正确，那么城镇劳动失业率将达到 20-40%这样显然高估 水平（参见卢锋，2006a）。 21 据国家统计部门有关官员说明，普查就业人数是上报数据，而以往统计年鉴报告的就业数来源是住户 调查，服务部门包含的部分临时摆摊设点、家政保姆等对象，就业人数可能被住户调查覆盖，但可能没有 反映在普查上报数据中。 上报单位客观上对自身用工人数掌握不够， 或出于某些考虑倾向于压低就业人员 上报人数，也可能导致经济普查就业数据低估（参见卢锋，2006a）。17 报告的服务业劳动生产率估计数据加以调整。图 9 报告新旧估计数比较，其中 虚线表示原来估计生产率增长率，实线表示经普查调整的数据，由于普查调高 2004 年服务业产出规模以及该行业
年间增长率，在就业人数没有变 动情况下，利用普查数据估测的服务业劳动生产率显著提升。利用普查数据估 测的服务业劳动生产率 2004 年累计增长指数为 297，比原来指数 253 高出 44 个百分点； 年间年均增长率从 3.63%上升到为 4.27%， 年 间年均增长率从 3.57%上升到 4.97%。图9 、我国第三产业劳动生产率普查调整数据 (1 97 8- 20 04 )350累计指数()300 250 200 150 100 50 0 86年鉴 普查 年鉴 普查劳动生产率累计增长 劳动生产率累计增长 劳动生产率同比增长 劳动生产率同比增长12 10 8 6 4 2 0 -2 -4同比增长(%)1990199419982002数据来源：附录表 13。3-3、服务业分部门劳动生产率估测比较 服务业分部门数据比较缺乏。下面依据
年间服务业 10 个分部 门数据比较其劳动生产率增长情况。 附录表 14 报告这一时期服务业分部门现价 和实际 GDP 及其增长率，附录表 15 报告服务业分部门就业人数，附录表 16 报 告服务业分部门现价、实际劳动生产率及其增长率。图 10、11 分别报告服务业 10 个分部门 1990 和 2002 年劳动生产率。从中可见房地产、金融保险劳动生产 率绝对水平较高，教育文化、卫生体育、批发餐饮等部门生产率绝对水平较低。 图 12 报告服务业 10 个分部门在
年间实际劳动生产率年均增长 率。增长率较高的是初期劳动生产率绝对水平较低的“地质水利”“科学技术” 、 等部门， “房地产”“金融保险”等部门增长率较低。 、18 图1 0 、1 9 9 0 年我国服务业分部门劳动生产率 ( 千元)0房地产 金融保险 交通邮电 总计 社会服务 机关团体 批发餐饮 科学技术 地质水利 卫生体育 教育文化10203040506070数据来源：附录表 16。图1 1 、2 0 0 2 年我国服务业分部门劳动生产率 ( 千元)0房地产 金融保险 科学技术 社会服务 地质水利 交通邮电 机关团体 卫生体育 总计 教育文化 批发餐饮20406080100120140160数据来源：附录表 16。图1 2 、我国服务业分部门实际劳动生产率 年均增长率比较( 1 9 9 0 - 2 0 0 2 ，% )0 地质水利 科学技术 卫生体育 教育文化 机关团体 交通邮电 社会服务 总计 金融保险 批发餐饮 房地产 2 4 6 8 10 12 14数据来源：附录表 16。19 最后把制造业劳动生产率增长率除以服务业劳动生产率增长率， 得到两部 门劳动生产率相对增长率。 13 报告我国制造业相对服务业劳动生产率增长数 图 据。由于本文以制造业和服务业分别代表可贸易部门和不可贸易部门，可以把 这一估测数据系列解读为对我国可贸易部门相对不可贸易部门劳动生产率增长 率的度量，即巴拉萨-萨缪尔森效应假说中劳动生产率第一重“相对”增长的度 量。图1 3 、我国两部门劳动生产率相对增长 ()累计指数()310 280 250 220 190 160 130 100 7025 20 年度增长率(%)累计增长 年度增长15 10 5 0 -5-10 84 93 02数据来源：制造业劳动生产率数据见附录表 10、11，服务业劳动生产率数据见附录表 13。度量结果显示，改革开放最初十余年间，我国可贸易部门相对劳动生产率 不仅没有增长，反而有所下降。以 1978 年为 100，相对劳动生产率指数到 1990 年下滑为 84，共下降了 16 个百分点。然而这一指标进入 1990 年代后开始止跌 回升，特别是在过去十年前后进入快速增长时期，这一时期累计增长大约两倍 左右，2004 年指数值上升为 276。4、发达国家两部门劳动生产率增长OECD 报告了 1970 年以来美国等发达国家制造和服务两部门就业人数和年 度现价增加值，还报告了各国两部门增加值可比价指数。利用这些数据可以估 算这些国家两部门不变价实际劳动率绝对水平和增长率。附录表 17-30 报告两 部门有关数据及其劳动生产率整理估算过程。 图 14 和 15 分别报告
年美国和 13 个 OECD 国家制造业劳动生产 率年度增长率。美国制造业劳动生产率增长水平在上世纪 70-80 年代低于其它 OECD 国家平均水平，但在 1990 年代较快增长因而整个时期表现出明显上升趋 势，OECD 国家整体这一指标则没有明显趋势变动。美国整个时期制造业劳动生 产率年均增长率为 4.18%，13 个 OECD 国家平均年均增长率为 3.19%。图 14 报 告美国和
年间 13 个 OECD 国家制造业劳动生产率累积增长。整个时 期美国制造业劳动生产率超过若干 OECD 国家整体平均水平约 28%。20 图1 4 、若干发达国家制造业劳动生产率年增长率 ( 1 9 7 9 - 2 0 0 4 ，% )美国 制造业 OECD 制造业 美国线性趋势10 8 6 4 2 0 -2 13个OECD国家趋势1985198819911994199720002003数据来源：附录表 27。图1 5 、若干发达国家制造业劳动生产率累计增长 ( 1 9 7 8 - 2 0 0 4 ，1 9 7 8 = 1 0 0 ) 300 250 200 150 100 84 93 02 美国 制造业 OECD 制造业数据来源：附录表 29。图 16、17 报告美国与 13 个 OECD 国家服务业劳动生产率年度增长率和累 计增长指数。服务业整体年均增长率仅有 1%左右，远低于制造业劳动生产率， 说明巴拉萨-萨缪尔森效应理论对两部门劳动生产率变动差异假设在比较意义 上大体合理。虽然美国生产率变动也有先低后高特点，与 13 个 OECD 国家这一 指标平均值较为平稳变动形成对比，然而服务业生产率两组指标平均水平很接 近，整个时期 13 个 OECD 国家累计指数为 130，与美国 128 相比约高出 2 个百 分点，21 图1 6 、若干发达国家服务业劳动生产率年增长率 ( 1 9 7 9 - 2 0 0 4 ，% ) ) 3 2 1 0 -1 -2 美国 服务业 OECD 服务业 85 94 03数据来源：附录表 28。图1 7 、若干发达国家服务业劳动生产率累计增长 ( 1 9 7 8 - 2 0 0 4 ，1 9 7 8 = 1 0 0 ) 135 130 125 120 115 110 105 100 95 84 93 02 美国 服务业 OECD 服务业数据来源：附录表 30。图 18、19 报告美国与 13 个 OECD 国家
年制造业与服务业两部 门劳动生产率年度和累计相对增长率。美国累计增长 1.27 倍，年均增长率为 3.2%；13 个 OECD 国家平均累计增长 74%，年均增长率为 2.2%。22 图18、美国两部门劳动生产率相对增长 () 240 累计增长(0 200 180 160 140 120 100 80 84 93 02累计增长 年度增长10 8 6 4 2 0 -2 -4 年度增长(%)数据来源：制造业劳动生产率数据见附录表 27，制造业劳动生产率数据见附录表 28。图19、若干OECD国家两部门劳动生产率相对增长 () 累计增长()180 170 160 150 140 130 120 110 100 90 80 84 93 02 6 累计增长 年度增长 5 年度增长(%) 4 3 2 1 0 -1 -2数据来源：制造业劳动生产率数据见附录表 27，制造业劳动生产率数据见附录表 28。5、我国劳动生产率增长的国际比较利用上述度量结果， 可以观察我国两部门劳动生产率相对发达国家增长情 况。图 20 报告中国对美国制造业劳动生产率相对增长。数据显示 1980 年代我 国相对美国制造业劳动生产率大部分年份负增长。以 1978 年为 100，累计相对 增长指数到 1990 年下降为 88。 进入 1990 年代后这一指标开始增长， 1992/93 到 年指数回升到 100。1990 年代中后期以来这一相对增长指标快速提升，累计增 长指数从 1994 年 98 上升到 2004 年 241，平均每年递增 9.41%。23 图20、中国相对美国制造业劳动生产率增长 ()300 累计增长(0 200 150 100 50 0 86 98 2002 累计增长 年度增长 20 15 10 5 0 -5 -10 年度增长(%)数据来源：中国制造业劳动生产率数据见附录表 10，美国制造业劳动生产率数据见附录表 27。图 21 报告我国对 13 个 OECD 国家制造业劳动生产率相对增长情况。基本 形态与美国类似：1980 年代前后十多年间，我国制造业劳动生产率相对有所下 降，相对增长指数从 1978 年 100 下降到 1990 年 88；1990 年代以来出现劳动生 产率相对增长，并且增长速度高于与美国比较水平。累计相对增长指数从 1994 年的 106 上升到 2004 年的 308，年均增长 11.26%。图2 1 、中国相对1 3 个O E C D 国家制造业 劳动生产率增长( 1 9 7 8 - 2 0 0 4 ) 350 累计增长(0 250 200 150 100 50 0 86 98
-5 -10 累计增长 年度增长 20 15 年度增长(%) 10数据来源： 中国制造业劳动生产率数据见附录表 10， OECD 国家制造业劳动生产率数据见附录表 27。图 22、 报告 1978 年以来我国服务业相对美国和 13 个 OECD 国家劳动生 23 产率相对增长情况。与制造业生产率相对增长两阶段特点不同，我国服务业劳 动生产率与发达国家比较整个时期一直存在相对增长， 但是总体增长幅度较小。 以 1978 年为 100，服务业劳动生产率相对美国和 13 个 OECD 国家 2004 年累计 增长指数分别为 198 和 194，年均增长率分别为 2.66%与 2.58%。24 图2 2 、中国相对美国服务业劳动生产率增长 () 250 累计增长(0 150 100 50 0 86 98 2002 累计增长 年度增长 14 12 10 8 6 4 2 0 -2 -4 -6数据来源：中国服务业劳动生产率数据见附录表 12，美国服务业劳动生产率数据见附录表 28。年度增长(%)图2 3 、中国相对1 3 各O E C D 国家服务业劳动生产率增长 ()250 累计增长(0 150 100 50 0 86 98 2002累计增长 年度增长12 10 8 6 4 2 0 -2 -4 -6 年度增长(%)数据来源： 中国服务业劳动生产率数据见附录表 12， OECD 国家服务业劳动生产率数据见附录表 28。图 24、25 报告 1978 年以来中国比较美国及 13 个 OECD 国家“相对相对” 劳动生产率增长数据。虽然存在显著波动，两个指标值都显示两阶段截然不同 的走势。 第一个时期是 80 年代前后， 两组 “相对相对” 生产率数据都显著下降， 以 1978 年基期为 100，到 1991 年分别下降到 62 和 67。此后几年间两个指标一 个止跌回升，另一个大体稳定；但是 1990 年代中后期以来出现强劲增长势头。
年间，我国与美国比较的可贸易部门劳动生产率“相对相对增长” 指数从 63 上升到 122，平均每年增长 5.9 个百分点；我国与 13 个 OECD 国家平 均值比较的生产率“相对相对增长”指数从 72 上升为 159，年均增长 8.7 个百 分点。25 图2 4 、中国与美国“相对相对” 劳动生产率增长 ( 1 9 7 8 - 2 0 0 4 )130 累计增长(0 110 100 90 80 70 60 50 86 98 2002累计增长 年度增长20 15 年度增长(%) 10 5 0 -5 -10 -15数据来源：中国数据来自图 13，美国数据来自图 18。图25、中国与若干OECD国家“相对相对” 劳动生产率增长 ()170 20 累计增长 年度增长 15累计增长()150 130 110 90 70 50 年度增长(%)10 5 0 -5 -10 94 数据来源：中国数据来自图 13，美国数据来自图 19。6、巴拉萨-萨缪尔森效应与人民币实际汇率关系重新考察本文从解释人民币实际汇率视角观察我国两部门劳动生产率追赶轨迹。 如 开头提到，已有从巴拉萨-萨缪尔森效应角度研究人民币实际汇率文献，大都用 人均或劳均产出增长作为对巴拉萨-萨缪尔森效应生产率的度量指标， 进而分析 这一理论假说与人民币实际汇率关系。然而从逻辑上看，人均或劳均产出等总 量性生产率指标，与巴拉萨-萨缪尔森效应推论要求的结构性生产率指标，二者 可能存在显著差异。在对我国可贸易部门劳动生产率“相对相对增长”系统估 测度量基础上，下面观察检验上述总量性和结构性生产率变量是否一致，进而 对巴拉萨-萨缪尔森效应与人民币实际汇率关系给以重新考察。26 图 26 报告人民币对美元实际汇率以及反映我国劳动生产率变动的三个指 标数据。两个生产率指标是我国劳均产出增长及其比较美国同一指标相对变动 指数，它们与我国人均 GDP 及相对发达国家增长率等指标类似，是已有研究假 设可以作为检验巴拉萨-萨缪尔森效应假说对人民币实际汇率解释能力的度量 指标。第三个生产率指标是本文度量的可贸易部门劳动生产率“相对相对增长” 指数。本文实际汇率采取类似于直接标示法度量方法22，依据巴拉萨-萨缪尔森 效应假说，生产率相对增长应派生人民币实际汇率升值趋势即导致其度量值下 降，因而图形中生产率指标与实际汇率基于理论推测应是反向关系。图2 6 、人民币实际汇率与不同增长指标关系 (）600人民币实际汇率 中国劳均产出增长 中国相对相对劳动生产率500 400 300 200 100 0中美相对劳均产出增长84 93 02数据来源：附录表 31。图形显示我国劳均产出及其相对增长这两个总量性生产率指标在过去二 十多年大体呈现上升趋势，与实际汇率走势相当程度上表现出同向变动关系， 不符合巴拉萨-萨缪尔森效应假说预测关系。 用我国人均 GDP 及其国际比较增长 率等指标（图形没有报告）也会得到类似直观结果。这一简单观察对理解有关 文献研究结果很有意义。由于总量性生产率指标与人民币实际汇率经验关系与 理论假说不一致，有关人民币均衡实际汇率时间序列数据计量模型大都舍弃巴 拉萨-萨缪尔森效应变量；有的研究人员提出巴拉萨-萨缪尔森不适用于解释人 民币实际汇率，大体也与上述解释困难存在联系；即便是坚持肯定巴拉萨-萨缪 尔森效应理论对人民币实际汇率解释能力的研究，也很少从时间系列数据角度 对这一关系加以阐述和检验。 与总量性生产率指标单调上升表现不同，我国可贸易部门劳动生产率“相 对相对增长” 这一更接近巴拉萨-萨缪尔森效应理论假说本意的结构性生产率指 标，在我国改革开放时期呈现出先下降后上升走势。这一度量结果表明，虽然 我国整体经济持续高速增长，可贸易部门“相对相对”增长率在改革开放最初 十多年不仅没有上升反而大幅下降；依据巴拉萨-萨缪尔森效应假说作简单推 测，受这一劳动生产率因素作用人民币实际汇率应显著贬值，与实际汇率该时 期大幅贬值走势方向一致。从整个时期看，我国“相对相对”劳动生产率变动 轨迹呈现先降后升走势，人民币实际汇率前期大幅贬值，后期显著升值和温和22即数值上升表示实际汇率升值，反之也然。 27 贬值并存，总起来看扭转了前期大幅贬值局面，二者时间序列数据动态联系方 式与理论预测关系较为一致。 图形观察提示总量性和结构性生产率指标与人民币实际汇率具有不同关 系，为评估这一直观印象的可靠性，我们分别估计上述生产率增长指标对人民 币实际汇率的简单线性方程。表 1 报告的估计结果显示，人民币实际汇率 （LnRER） 对中国劳均产出增长 （LnGDPCN） 和中美相对劳均产出增长(LnGDPCU)、 中国人均 GDP 增长以及中美相对人均 GDP 增长等总量性生产率指标，估计系数 都是正数并且 t 值大都在 5-6 之间，说明人民币实际汇率与这些增长指标的同 向变动关系在统计意义上高度显著。然而我国可贸易部门生产率“相对相对增 长” （LnRRPRO）变量的估计系数为-0.61，符号与巴拉萨-萨缪尔森效应理论推 测关系相一致； 估计系数 t 值为 2.0， 显示二者之间联系具有一定程度统计显著 2 性。虽然 R 值较低提示这一简单模型没有包括的其它因素也有重要影响，上述 经验证据显示巴拉萨-萨缪尔森效应对人民币实际汇率具有一定解释能力。 表 1、巴拉萨-萨缪尔森效应若干度量指标与人民币实际汇率关系 （）被解释变量：人民币实际汇率（LnRER） 若干经济追赶指标 中国劳均 GDP 增长（LnYPLC） 中美相对劳均 GDP 增长（LnYPLCU） 中国人均实际 GDP 指数（LnYPCC） 中美相对人均实际 GDP 指数（LnYPCCU） 中国劳动生产率“相对相对增长“（LnRRPRO） 估计系数 0.45 0.58 0.42 0.56 -0.61 t值 5.02 4.93 5.97 5.96 -2.00 R2 0.61 0.50 0.60 0.60 0.14数据来源：附录表 31。采用对数模型估计，包括截距项但没有报告估计系数。7、总结和评论依据巴拉萨-萨缪尔森效应假说经典表述，一国经济追赶过程伴随的可贸 易部门劳动生产率“相对相对增长” ，会通过可贸易部门工资与生产率同比例增 长以及不可贸易部门工资超过本部门生产率增长等传导机制，派生出本币实际 汇率长期升值趋势。依据对这一理论的拓展表述，即便可贸易部门工资增长速 度低于劳动生产率增长，生产率“相对相对增长”仍会通过国际收支平衡约束 作用和名义汇率变动，实现本币实际汇率长期升值趋势。可贸易部门劳动生产 率“相对相对增长”是巴拉萨-萨缪尔森效应假说发生作用的前提条件。从这一 理论视角研究人民币实际汇率，关键是要度量观察这一结构性生产率指标变动 轨迹。 借鉴学术界有关研究成果，整理和考察国内外相关统计数据，本文第一次 对改革开放以来我国两部门劳动生产率各自增长、相对增长、国际比较增长等 指标进行了系统估测，从而对我国可贸易部门“相对相对”生产率增长提出初 步度量。虽如本文相关部分说明，由于我国统计体系仍处在转型过程中，相关 专题研究起步不久因而成果积累还比较有限，对本文涉及经济变量进行系统度 量难免存在误差以及有待深入探讨的问题。然而重要的是现有数据资源和研究28 成果毕竟为系统定量描述我国劳动生产率追赶进程提供了现实可能性。本文对 我国两部门劳动生产率追赶基本态势和阶段性特点的刻画和讨论，对理解我国 经济开放成长进程以及人民币实际汇率问题具有参考价值。 劳动生产率差距是反映给定时点国别物质生活水平静态差异的基本指标， 劳动生产率增长则是描述特定时期一国经济追赶动态过程的基本指标。如果把 经济追赶看成是人均收入和产业结构朝发达国家逼近的收敛过程，那么劳动生 产率在国际比较意义上相对和持续增长，则是这一追赶进程展开和实现的必要 条件和充分条件。从本文初步估测结果看，我国当代经济成长存在一个突出特 点，就是在改革开放最初十多年间，可贸易部门劳动生产率增长速度很慢，提 23 然而经济持续成长 示这一时期整体经济高速增长的动力结构存在阶段性特点 。 以劳动生产率追赶作为必要条件这一普遍规律， 在我国经济进入 1990 年代后特 别是在晚近十余年鲜明显现出来。对两部门劳动生产率变动的观察分析，有助 于认识我国经济成长道路特点和具体规律。 与本文主题直接相联系，度量我国两部门劳动生产率对重新考察巴拉萨萨缪尔森效应与人民币实际汇率关系具有两点启示意义。一方面为反思和评估 这一领域已有研究文献提供了新的视角和经验证据。 已有从巴拉萨-萨缪尔森效 应角度研究人民币实际汇率文献， 一般假设巴拉萨-萨缪尔森效应有关生产率相 对增长前提条件，在我国改革开放以来经济高速增长时期一直具备和满足，并 在此基础上从人均、 劳均产出之类总量性生产率变动角度考察巴拉萨-萨缪尔森 效应对人民币实际汇率影响。本文对我国两部门劳动生产率直接度量及国际比 较结果，对上述研究暗含的前提性判断以及生产率指标选择的合理性依据提出 质疑和商榷。 另一方面，我国可贸易部门劳动生产率“相对相对增长”指标，与人民币 实际汇率走势在定性意义上具有与巴拉萨-萨缪尔森效应理论预测一致的关系， 并且这一定性关系在简单计量分析中显示相当程度统计显著程度。这一发现使 我们有可能在与标准理论分析逻辑以及经济发展普遍规律相一致基础上，把人 民币实际汇率变动与中国经济成长过程中劳动生产率追赶动态图景联系起来观 察思考。这对我们从理论上探讨人民币实际汇率演变的内在规律，在人民币政 策争论中寻求学理层面共识基础，都应具有某种认识借鉴意义。 最后需要说明，利用结构性生产率变量指标解释人民币实际汇率模型，估 2 显示巴拉萨-萨缪尔森效应变量解释能力仍很有限。 考 计结果拟合度 R 值偏低， 虑上述单变量模型简单结构，出现上述结果并不奇怪，它说明人民币实际汇率 还受到其它诸多因素影响，因而需要把标准理论与我国经济发展国情特点结合 起来研究。例如巴拉萨模型以均衡状态下市场经济作为研究对象，我国经济体 制转型因素对人民币实际汇率影响需要专门分析。又如我国工资与生产率变动 之间数量关系具有特点，可能导致人民币实际汇率偏离标准模型预测轨迹。另 外其它短期政策因素作用在我国经济转型背景下也可能更为强烈并具有特色。 对这些问题专题考察，将构成后续研究的主题和内容。初步研究表明，在传统计划体制扭曲结构背景下，改革政策推动出现资源跨部门流动重组，人口结构 变动导致就业人数占总人口比重上升， 这些变动与部门劳动生产率增长因素一起构成这一时期整体经济增 长供给面主要动力来源。笔者将另文讨论这一问题。 2923 参考文献Abramovitz, Moses: (1956): “Resource and output trends in the United States since 1870”, American Economic Review, 46, 2, May 1956, pp. 5-23. Ark，Bart van (1996): “Issues in measurement and international comparison issues of productivity, An overview” GGDC Working Papers, GD-28, Groningen Growth and Development Centre, Faculty of Economics, University of Groningen, Netherlands, May, 1996. Peacock, Alan (1993): “Liberalism and economic growth” in Adam Szirmai, Bert Van Ark, Dirk Pilat (ed.) Explaining Economic Growth: Essays in Honor of Angus Maddison, pp. 413-428. North-Holland, 1993. Balassa, Bela (1964): “The Purchasing-Power Parity Doctrine: A Reappraisal”, The Journal of Political Economy, Vol. 72, No. 6 (Dec., 1964), pp. 584-596. Edwards, Sabastian (1989): Real Exchange Rates, Devaluation, and Adjustment: Exchange Rate Policy in Developing Countries, The MIT Press, 1989. 国务院 （2003） ： “国务院关于开展第一次全国经济普查的通知” 国发[2003] 29 号。 Hulten, Charles (2000): “Total factor productivity: A short biography”, Mimeo, University of Maryland and National Bureau of Economic Research, August, 2000. 卢锋（2004）“产品内分工”《经济学季刊》第 4 卷第 1 期，第 55-82 页， ： ， 2004 年 10 月，第 56-82 页。 卢锋（2006a）：“我国劳动生产率增长速度估测――第一次全国经济普 查结果运用和解读”《CCER 中国经济观察》第 4 期，2006 年 2 月 11 日。 卢锋（2006b）“人民币实际汇率之谜（）――中国经济追赶实 ： 践提出的挑战性问题” ，北京大学中国经济研究中心《中文讨论稿》, No. C06 年 2 月 28 日。 卢锋、韩晓亚（2006）“长期经济成长与实际汇率演变――巴拉萨一萨缪 ： 尔逊效应假说及其经验证据” ，北京大学中国经济研究中心《中文讨论稿》 No.C6 年 2 月 21 日。 任若恩（1998）“关于中国制造业国际竞争力的进一步研究” ： 《经济研究》 1998 年第 2 期第 3-13 页。 Sachs, Jeffrey D. and Larrain, Felipe B. (1992): Macroeconomics in the Global Economy, Prentice Hall, Englewood Cliffs, New Jersey, USA. . Szirmai, Adam, Bai Manyin and Ren Ruoen (2001) :”Labor productivity trends in Chinese Manufacturing, ”, Working Paper 01.10, Eindhoven Centre for Innovation Studies (ECIS), The Netherlands. Szirmai, Adam, 柏 满 迎 , 任 若 恩 （ 2002 ） “ 中 国 制 造 业 劳 动 生 产 率 ： ：30 ”， 《经济学季刊》第 1 卷第 4 期，2002 年 7 月。 Wang Yan and Yao Yudong (2003) “Sources of China’s economic growth : incorporating human capital accumulation”, China Economic Review, 14 (2003) pp. 32-52. Wu, Harry X. (2000a): “The long-run comparative labor productivity performance of Chinese and US manufacturing, ”, in Peter Lloyd and Xiaoguang Zhang eds. China in the Global Economy, pp. 86-105, Edward Elgar Publishing Ltd. London, 2000. Wu, Harry X. (2000b): “Comparative labor productivity in the Chinese and US manufacturing: Could structural changes explain the gap?”, Paper prepared for the 26th General Conference of the International Association for Research in Income and Wealth, Cracow, Poland, 27 Aug. to 2 Sep. 2000. 许宪春 （2995） ： “中国国内生产总值核算” 见岳希明、 ， 张曙光、 许宪春 （编） 《中国经济增长速度：研究与争论》中信出版社，2005 年。31 附录表 1、Szirmai 等人研究对我国制造业劳动生产率估测 （，元/人，1980 年不变价）行业及编号 1) 2) 3) 4) 5) 6) 7) 8) 9) 10) 11) 12) 13) 14) 15) 16 ) 17) 食品和饮料 食品制造业 饮料制造业 烟草加工业 纺织业 服装纤维 皮毛羽制品 木材与家具 纸印刷文教 石油炼焦 化学原料等 橡胶塑料 非金属 金属及制品 机械设备 电气电子 其他制造业 制造业合计 94 45 39 17 50 81 36 03 09 79 13 61 23 43 41 30 75 14 46 07 38 77 84 77 68 66 51 15 39 703 45 300 04 33 86 50
30 66 87 46
67 42 88 56
85 53 89 02
15 24 90 07
21 71 91 19
76 79 92 26
36 24 93 44
90 95 94 15
42 64 93 39 62 236 00 25 67 13 96 33
07 51 50 22 80 99
62 30 32 05 57 15 36 64 31 51 66 23
22589 13803 16449数料来源和说明：Szirmai，Bai and Ren (2001) p.38. Output is measured by &gross value added& which includes sales taxes, but excludes value added taxes. Employment is &on-post staff and workers&. Firms cover independent accounting enterprises at township level and above.32 附录表 2、我国制造业劳动生产率增长（，%）行业及编号 1 食品和饮料 2 食品制造业 3 饮料制造业 4 烟草加工业 5 纺织业 6 服装纤维 7 皮毛羽制品 8 木材与家具 9 纸印刷文教 10 石油炼焦 11 化学原料等 12 橡胶塑料 13 非金属 14 金属及制品 15 机械设备 16 电气电子 17 其他制造业 合计年度增长 合计累计增长 100.0 .18 2.37 1.01 3.59 -2.87 3.39 0.97 -4.18 -0.12 -5.48 2.98 -0.13 0.17 0.21 3.55 5.13 0.72 1.50 101.5
2.72 1.36 3.95 -2.54 3.74 1.32 -3.84 0.23 -5.16 3.34 0.21 0.52 0.56 3.91 5.50 1.07 1.85 103.4
0.23 -0.46 2.40 -4.31 3.52 -2.41 -0.45 2.08 -0.78 5.45 0.82 2.20 2.61 7.68 9.80 1.41 2.88 106.3
0.19 -0.46 2.40 -4.33 3.51 -2.42 -0.52 2.08 -0.80 5.44 0.79 2.15 2.60 7.71 9.82 1.35 2.92 109.5
0.23 -0.44 2.40 -4.32 3.49 -2.42 -0.58 2.07 -0.84 5.42 0.76 2.16 2.62 7.70 9.82 1.33 2.96 112.7
-1.03 -0.47 2.40 -4.32 3.52 -2.43 -0.72 2.10 -0.86 5.41 0.75 2.12 2.61 7.72 9.80 1.32 2.97 116.0
4.87 -4.28 -2.72 8.11 11.38 10.01 -1.97 4.15 -1.28 0.14 0.77 1.26 3.37 16.35 16.86 12.24 6.25 123.3
10.27 -5.96 11.41 1.66 5.04 9.00 0.27 -1.01 -1.65 5.92 -3.97 1.30 1.88 -5.70 -8.47 3.85 0.87 124.4
1.29 7.69 5.96 -3.80 3.51 5.99 -19.10 0.58 -7.74 4.31 -0.34 -3.10 4.34 7.08 4.44 -11.32 1.75 126.5
8.73 17.12 5.15 -1.54 3.78 -2.36 0.08 2.29 -7.28 4.64 6.38 6.00 1.72 8.24 14.75 6.70 5.60 133.6
0.84 -5.23 -0.69 -6.04 3.46 -3.10 -8.42 -9.41 -17.32 -5.67 -1.93 -8.15 -2.38 -7.89 1.49 2.05 -4.00 128.3
2.65 8.80 12.11 -5.32 -2.87 4.94 -4.77 -1.56 -11.02 3.37 -1.17 0.31 -12.30 -6.51 -9.39 -5.95 -2.84 124.6
17.99 22.21 -1.83 -5.00 4.45 4.53 13.25 3.39 -5.29 5.57 3.77 13.27 -0.17 13.83 4.76 8.02 6.14 132.3
-0.92 11.55 1.64 12.53 17.32 -2.14 18.21 12.84 8.87 16.23 13.80 30.33 21.56 28.20 7.53 12.84 16.12 153.6
67.31 33.96 2.48 76.54 87.22 110.25 60.92 30.45 -19.75 21.29 20.25 19.53 31.23 43.68 58.31 38.47 3.96 159.7
-2.59 -6.88 15.13 -14.99 -14.78 0.98 -1.54 3.81 -19.14 -4.77 -10.34 -3.69 -6.67 -0.88 -4.00 -19.97 3.81 165.8
-32.08 -16.27 -15.65 -29.57 -13.38 -23.63 0.36 -23.28 5.31 -10.43 -16.33 -15.25 -16.77 -5.84 -3.61 -2.73 3.67 171.9
39.06 25.29 16.89 28.71 24.90 35.05 55.87 25.26 -9.73 20.93 44.50 18.07 12.22 14.17 19.55 18.83 21.43 208.7
17.52 19.36 9.10 15.84 2.99 13.31 24.47 15.55 2.86 11.14 15.40 10.04 7.88 12.90 20.27 11.68 13.79 237.5
-4.08 1.60 11.05 5.62 10.64 3.44 -17.43 8.85 -2.38 7.69 9.61 -9.32 11.54 5.14 25.81 13.09 7.87 256.1
23.91 17.70 7.69 27.35 11.52 16.63 21.92 27.02 8.35 28.84 18.00 21.90 24.50 20.68 26.07 20.72 22.95 314.9数据来源和说明： 年劳动生产率增长率用附录表 1 数据计算。 年劳动生产率增长率根据下述方式估算：首先利用《中国统计年鉴》提供的工业 GDP 和工业就 业人数计算
年工业劳动生产率增长率， 然后计算
年工业劳动生产率增长率与同期 Szirmai 等估计的制造业劳动生产率增长率平均倍数， 最后利用这一倍数与
年工业劳动生产率数据估算
年间制造业劳动生产率。33 附录表 3、我国制造业现价全员劳动生产率（）行业及编号 1 食品加工业 2 食品制造业 3 饮料制造业 4 烟草加工业 5 纺织业 6 服装纤维 7 皮毛羽制品 8 木材加工 9 家具制造 10 造纸业 11 印刷业 12 文体用品 13 石油炼焦 14 化学原料制品 15 医药制造 16 化学纤维 17 橡胶制品 18 塑料制品 19 非金属矿制品 20 黑色金属冶炼 21 有色金属冶炼 22 金属制品 23 普通机械制造 24 专用设备制造 25 交通运输设备 26 电气机械 27 电子通讯设备 28 仪器仪表 29 工艺品 30 废弃回收 31 其他制造业
13275 N.A. N.A.
N.A. N.A. N.A.
31201 N.A. N.A. N.A.
38116 N.A. N.A. N.A.
29528 N.A. N.A. N.A.
46939 N.A. N.A. N.A.
78338 N.A.资料来源和说明： 《中国统计年鉴》。1997 年以前为独立核算工业企业，1998 及之后为国有企 业及规模以上非国有企业。 全员劳动生产率=工业增加值/全部从业人员平均人数。 历年行业名称有所变动， 如“食品加工业”2003 年改为“农副食品加工业”。34 附录表 4、我国制造业实际全员劳动生产率（，1993 年不变价）行业及编号 工业品出厂价指数 （1993年=100） 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 食品加工业 食品制造业 饮料制造业 烟草加工业 纺织业 服装纤维 皮毛羽制品 木材加工 家具制造 造纸业 印刷业 文体用品 石油炼焦 化学原料制品 医药制造 化学纤维 橡胶制品 塑料制品 非金属矿制品 黑色金属冶炼 有色金属冶炼 金属制品 普通机械制造 专用设备制造 交通运输设备 电气机械 电子通讯设备 仪器仪表 工艺品 废弃回收 其他制造业
11109 N.A. N.A. 7.3
9397 N.A. N.A. 1.3
N.A. N.A. N.A.
N.A. N.A. N.A.
N.A. N.A. N.A.
N.A. N.A. N.A.
N.A. N.A. N.A.
N.A.数据来源：由附录表 3 现价全员劳动生产率和本表工业品出厂价格指数计算。工业品出厂价格指数见《中 国统计年鉴》2004。35 附录表 5、我国制造业分部门现价增加值（，亿元）行业及编号 1 2 3 4 5 6 7 8 9 食品加工业 食品制造业 饮料制造业 烟草加工业 纺织业 服装纤维 皮毛羽制品 木材加工 家具制造
218.0 330.4 552.5 .1 202.3 99.5 58.7 191.8 124.4 78.3 434.2 251.6 171.6 138.4 221.7
211.1 353.6 612.6 898.5 347.3 201.5 95.1 56.4 232.4 123.2 91.2 561.3 942.7 264.7 203.0 138.4 225.1 899.9 .1 383.9 669.8 449.4 805.1 603.8 635.0 122.6 N.A. N.A. 176.4 6 712.2 290.1 457.4 757.4 .1 278.5 143.3 79.6 329.2 170.2 121.2 559.5 .9 195.0 188.5 324.4 .8 306.5 490.9 726.7 520.3 928.8 741.0 663.3 144.3 N.A. N.A. 243.0 7 781.0 352.6 557.1 823.2 .8 290.8 170.0 89.0 338.9 187.6 130.8 602.5 .5 209.5 209.7 358.1 5.4 311.3 516.7 794.8 545.4 .6 902.4 148.6 N.A. N.A. 248.3 8 681.5 325.0 543.6 886.2 .9 273.3 112.6 76.7 318.9 182.7 141.1 528.6 .9 184.6 203.1 354.3 909.1 982.7 332.3 504.3 696.9 485.4 .6 .5 N.A. N.A. N.A. 9 761.9 344.6 585.8 892.1 .0 283.6 132.9 78.0 355.6 197.9 140.2 590.2 .9 252.5 202.6 387.8 1.2 405.0 540.7 743.6 515.7 2.6 .5 N.A. N.A. N.A. 0 835.3 415.8 618.9 935.8 .0 323.6 157.5 94.9 412.6 201.4 155.3 788.0 .9 295.8 219.0 464.4 9.3 512.7 609.5 840.8 581.0 1.5 .4 N.A. N.A. N.A. 1 944.7 451.9 642.6 7.5 688.1 391.8 192.9 117.6 474.9 244.0 179.9 883.3 .4 222.1 248.3 545.0 0.2 591.2 713.3 971.6 636.9 8.4 .9 N.A. N.A. N.A. 2 .0 709.6 9.1 746.1 458.0 213.9 139.3 570.9 279.5 204.5 2.6 834.7 248.9 292.6 646.8 9.5 626.1 841.2 .8 4.7 .5 N.A. N.A. N.A. 3 .1 796.0 6.7 916.5 591.4 265.7 183.0 681.4 334.5 249.9 4.9 .3 370.0 763.2 4.0 902.1 971.0 8.2 3.5 .0 347.7 10.7 N.A. 34088.710 造纸业 11 印刷业 12 文体用品 13 石油炼焦 15 医药制造 16 化学纤维 17 橡胶制品 18 塑料制品14 化学原料制品 792.819 非金属矿制品 942.1 20 黑色金属冶炼
有色金属冶炼 263.5 22 金属制品 440.1 23 普通机械制造 683.3 24 专用设备制造 490.9 25 交通运输设备 755.4 26 电气机械 28 仪器仪表 29 工艺品 30 废弃回收 31 其他制造业 制造业合计 581.7 129.2 N.A. N.A. 205.0
电子通讯设备 484.3数据来源和说明： 《中国统计年鉴》 年。1997 年以前为“独立核算工业企业” ，1998 及以后为 “国有企业及规模以上非国有企业” 。36 附录表 6、我国制造业分部门从业人数估算（，万人）行业及编号 1 食品加工业 2 食品制造业 3 饮料制造业 4 烟草加工业 5 纺织业 6 服装纤维 7 皮毛羽制品 8 木材加工 9 家具制造 10 造纸业 11 印刷业 12 文体用品 13 石油炼焦 14 化学原料制品 15 医药制造 16 化学纤维 17 橡胶制品 18 塑料制品 19 非金属矿制品 20 黑色金属冶炼 21 有色金属冶炼 22 金属制品 23 普通机械制造 24 专用设备制造 25 交通运输设备 26 电气机械 27 电子通讯设备 28 仪器仪表 29 工艺品 30 废弃回收 31 其他制造业 制造业合计
151.7 143.4 30.3 894.0 269.8 146.6 104.4 51.4 177.0 112.7 71.4 72.9 462.0 117.6 52.4 95.2 151.5 801.9 375.0 111.2 300.7 491.2 363.7 392.4 345.1 183.4 97.3 N.A. N.A. 181.5 5 240.2 153.3 148.3 32.1 868.1 268.0 150.2 103.1 49.2 180.2 107.7 70.8 78.4 478.1 114.7 55.9 96.9 158.5 792.5 385.9 121.1 279.9 481.5 355.3 416.4 307.5 193.4 95.0 N.A. N.A. 162.2 6 245.7 140.6 146.9 30.9 810.4 261.0 140.1 98.6 49.7 185.8 110.0 68.1 76.6 480.9 118.6 57.4 94.3 159.2 776.5 361.0 125.2 274.4 483.9 349.0 431.3 308.9 191.6 94.1 N.A. N.A. 146.9 7 246.5 140.9 144.7 31.0 730.2 243.8 137.2 94.4 45.8 167.6 100.7 72.2 77.6 466.4 115.7 60.1 92.5 155.3 741.1 341.7 118.2 257.7 465.7 333.3 410.0 300.4 188.6 88.9 N.A. N.A. 141.3 8 200.5 102.5 115.1 29.2 578.0 211.7 111.1 50.3 25.1 129.3 67.4 61.4 78.0 390.4 103.7 48.1 77.2 110.3 455.3 298.6 112.3 175.8 340.1 252.1 337.5 239.1 185.5 64.4 N.A. N.A. N.A. 9 180.6 96.7 106.3 28.1 510.9 202.7 109.8 48.0 25.5 119.2 60.4 64.1 71.6 371.0 99.9 46.2 71.3 111.1 434.0 276.9 108.3 166.0 302.4 218.5 317.3 228.6 186.2 57.8 N.A. N.A. N.A. 0 167.9 91.8 102.2 25.9 482.9 215.6 112.7 50.0 27.0 113.4 55.8 65.3 63.7 346.6 99.6 42.9 66.6 111.4 410.7 261.7 105.7 162.4 285.0 206.8 306.2 229.2 196.3 56.2 N.A. N.A. N.A. 1 166.9 90.0 95.0 24.7 477.5 237.1 127.0 51.3 29.8 113.8 54.7 66.9 59.2 318.6 103.0 40.3 61.6 117.1 392.6 249.3 109.3 165.2 272.0 185.6 296.2 225.6 205.0 80.6 N.A. N.A. N.A. 2 173.5 98.5 91.0 23.2 479.1 265.7 141.3 51.7 34.0 115.0 55.5 75.6 55.8 310.1 105.5 37.7 62.1 129.6 388.2 239.3 102.3 174.0 264.4 178.1 296.7 239.0 229.4 57.2 N.A. N.A. N.A. 3 181.7 101.1 89.0 21.2 499.2 289.2 165.4 63.8 43.4 114.0 59.4 87.1 59.7 311.3 115.4 34.2 62.2 140.9 396.2 255.9 106.6 171.2 283.5 205.3 311.8 265.1 273.5 72.0 103.2 1.4 N.A. 4883.8数据来源：由附录表 4 和表 5 数据计算。从业人数=各行业增加值/全员劳动生产率。37 附录表 7、我国制造业分部门从业人数权重（，%）行业及编号 1 2 3 4 5 6 7 8 9 食品加工业 食品制造业 饮料制造业 烟草加工业 纺织业 服装纤维 皮毛羽制品 木材加工 家具制造
2.2 2.1 0.4 12.8 3.9 2.1 1.5 0.7 2.5 1.6 1.0 1.0 1.7 0.7 1.4 2.2
2.2 2.1 0.5 12.5 3.9 2.2 1.5 0.7 2.6 1.6 1.0 1.1 6.9 1.7 0.8 1.4 2.3 11.4 5.6 1.7 4.0 6.9 5.1 6.0 4.4 2.8 1.4 N.A. N.A. 2.3 100.0
2.1 2.2 0.5 11.9 3.8 2.1 1.4 0.7 2.7 1.6 1.0 1.1 7.1 1.7 0.8 1.4 2.3 11.4 5.3 1.8 4.0 7.1 5.1 6.3 4.5 2.8 1.4 N.A. N.A. 2.2 100.0
2.2 2.2 0.5 11.2 3.7 2.1 1.4 0.7 2.6 1.5 1.1 1.2 7.2 1.8 0.9 1.4 2.4 11.4 5.2 1.8 4.0 7.2 5.1 6.3 4.6 2.9 1.4 N.A. N.A. 2.2 100.0
2.1 2.3 0.6 11.7 4.3 2.2 1.0 0.5 2.6 1.4 1.2 1.6 7.9 2.1 1.0 1.6 2.2 9.2 6.0 2.3 3.6 6.9 5.1 6.8 4.8 3.7 1.3 N.A. N.A. N.A. 100.0
2.1 2.3 0.6 11.1 4.4 2.4 1.0 0.6 2.6 1.3 1.4 1.6 8.0 2.2 1.0 1.5 2.4 9.4 6.0 2.3 3.6 6.5 4.7 6.9 4.9 4.0 1.3 N.A. N.A. N.A. 100.0
2.1 2.3 0.6 10.8 4.8 2.5 1.1 0.6 2.5 1.3 1.5 1.4 7.8 2.2 1.0 1.5 2.5 9.2 5.9 2.4 3.6 6.4 4.6 6.9 5.1 4.4 1.3 N.A. N.A. N.A. 100.0
2.0 2.2 0.6 10.8 5.4 2.9 1.2 0.7 2.6 1.2 1.5 1.3 7.2 2.3 0.9 1.4 2.7 8.9 5.6 2.5 3.7 6.2 4.2 6.7 5.1 4.6 1.8 N.A. N.A. N.A. 100.0
2.2 2.0 0.5 10.7 5.9 3.2 1.2 0.8 2.6 1.2 1.7 1.2 6.9 2.4 0.8 1.4 2.9 8.7 5.3 2.3 3.9 5.9 4.0 6.6 5.3 5.1 1.3 N.A. N.A. N.A. 100.0
2.1 1.8 0.4 10.2 5.9 3.4 1.3 0.9 2.3 1.2 1.8 1.2 6.4 2.4 0.7 1.3 2.9 8.1 5.2 2.2 3.5 5.8 4.2 6.4 5.4 5.6 1.5 2.1 0.0 N.A. 100.010 造纸业 11 印刷业 12 文体用品 13 石油炼焦 15 医药制造 16 化学纤维 17 橡胶制品 18 塑料制品14 化学原料制品 6.619 非金属矿制品 11.5 20 黑色金属冶炼 5.4 21 有色金属冶炼 1.6 22 金属制品 4.3 23 普通机械制造 7.0 24 专用设备制造 5.2 25 交通运输设备 5.6 26 电气机械 28 仪器仪表 29 工艺品 30 废弃回收 31 其他制造业 制造业合计 4.9 1.4 N.A. N.A. 2.6 100.0 27 电子通讯设备 2.6数据来源：用附录表 6 数据计算。38 附录表 8、我国制造业平均实际劳动生产率估算及分部门合并调整（）合并调整后行业 对应原行业 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 16 17 18 19 20 21 22 23 062
1 2 3 4 5 6 7食品加工业 食品制造业 饮料制造业 烟草加工业 纺织业 服装纤维 皮毛羽制品食品加工业 21321 食品制造业 12022 饮料制造业 19278 烟草加工业 152812 纺织业 服装纤维 木材加工 家具制造 造纸业 印刷业 文体用品 石油炼焦 化学原料制品 化学纤维 橡胶制品 塑料制品 黑色金属冶炼 有色金属冶炼 21203 金属制品 普通机械制造 专用设备制造 12946 交通运输设备 电气机械 电子通讯设备 医药制造 仪器仪表 工艺品 废弃回收 其他制造业
11013皮毛羽制品 8 木材家具制造 9 造纸印刷 10 石油炼焦 11 化学化纤制品 12 橡胶塑料制品 13 非金属矿制品 14 金属冶炼制品
非金属矿制品 983115 机械设备制造 16 电气电子设备24 25 26 27 15 2811183121821377518016221932538332151425155128818010198602499734881429825299259265669977638217 其它制造业29 30 31110391464816591264843343740168391085182346789制造业合计127491501017129224442721632075371934429252150数据来源：由附录 4 实际劳动生产率与附录表 7 从业人数权重计算。39 附录表 9、我国制造业实际劳动生产率年增}
制造业的劳动生产率(含数据)
No. C20060042006-04我国劳动生产率增长及国际比较（）――人民币实际汇率长期走势研究之一卢 锋? 北京大学中国经济研究中心 No. C6 年 4 月 3 日作者通讯地址： 北京大学中国经济研究中心， 100871； 电话： （010） ； Email： fenglu@.。 感谢刘鎏所做助研工作、感谢韩晓亚、唐杰在本文研究不同阶段帮助整理数据和制作图表。特别感谢任若 恩教授与作者讨论我国制造业劳动生产率度量有关问题并热情提供有关研究文献。作者文责自负。 1? 我国劳动生产率增长及国际比较（）――人民币实际汇率长期走势研究之一卢 锋? 北京大学中国经济研究中心 No. C6 年 4 月 3 日摘要： 依据巴拉萨-萨缪尔森效应假说， 一国经济追赶伴随的可贸易部门劳动生产率 “相 对相对增长”会派生本币实际汇率升值趋势。本文对改革开放以来我国可贸易与不可贸易 部门劳动生产率各自增长、相对增长、国际比较增长等指标进行系统估测，发现上述结构 性生产率指标与人民币实际汇率存在与巴拉萨-萨缪尔森效应假说推论关系一致的经验证 据；利用人均或劳均产出等总量性生产率指标检验这一理论对人民币实际汇率解释力，则 存在理论假说变量与度量指标选择不兼容的问题。 关键词：中国劳动生产率，人民币实际汇率，巴拉萨-萨缪尔森效应Abstract: Balassa-Samuelson effect in a country is based on the “relative relative catch-up” of labor productivity for tradable sector. Taking manufacturing and service sectors to represent the tradable and non-tradable sectors respectively, this study measures the relative productivity growth between the two sectors in China during . Using 13 OECD countries as the benchmark countries, it compares China’s “relative relative catch-up” of labor productivity for tradable sector in the period. The evidence has been found to support the linkage between the structural productivity growth and RMB real exchange rate during the period. JEL Classification: F31，F43，O47作者通讯地址： 北京大学中国经济研究中心， 100871； 电话： （010） ； Email： fenglu@.。 感谢刘鎏所做助研工作、感谢韩晓亚、唐杰在本文研究不同阶段帮助整理数据和制作图表。特别感谢任若 恩教授与作者讨论我国制造业劳动生产率度量有关问题并热情提供有关研究文献。作者文责自负。 2? 章节目录1、生产率度量指标和部门对象选择 1-1、生产率度量指标选择 1-2、两部门对象选择 2、我国制造业劳动生产率增长估测 2-1、数据来源、相关文献及本文估测思路 2-2、我国制造业劳动生产率估测数据 2-3、制造业生产率估测中就业人数统计问题 2-4、我国制造业分部门劳动生产率增长比较 3、我国服务业劳动生产率增长估测及其与制造业比较 3-1、服务业劳动生产率初步估测 3-2、第一次全国经济普查结果及讨论 3-3、服务业分部门劳动生产率估测比较 4、发达国家两部门劳动生产率增长 5、我国劳动生产率增长的国际比较 6、巴拉萨-萨缪尔森效应与人民币实际汇率关系重新考察 7、总结和评论参考文献3 正文图表目录图 1、基本产业部门可贸易性比较 图 2、我国制造业劳动生产率增长（） 图 3、我国不同就业指标绝对数比较（） 图 4、我国不同就业指标变动率比较（） 图 5、我国制造业分部门劳动生产率年均增长（） 图 6、我国制造业分部门劳动生产率年均增长（） 图 7、我国制造业分部门劳动生产率年均增长， （） 图 8、我国服务业劳动生产率年度和累计增长（） 图 9、利用普查数据对服务业劳动生产率调整结果（） 图 10、我国服务业分部门劳动生产率（1990） 图 11、我国服务业分部门劳动生产率（2002） 图 12、我国服务业分部门劳动生产率增长比较（） 图 13、我国两部门劳动生产率相对增长率（） 图 14、美国等发达国家制造业劳动生产率年度增长（） 图 15、美国等发达国家制造业劳动生产率累计增长（） 图 16、美国等发达国家服务业劳动生产率年度增长（） 图 17、美国等发达国家服务业劳动生产率累计增长（） 图 18、美国两部门劳动生产率相对增长（） 图 19、部分 OECD 国家两部门劳动生产率相对增长（） 图 20、中国相对美国制造业劳动生产率增长（） 图 21、中国相对 OECD 国家制造业劳动生产率增长（） 图 22、中国相对美国服务业劳动生产率增长（） 图 23、中国相对 OECD 国家服务业劳动生产率增长（） 图 24、中国与美国比较生产率“相对相对”增长（） 图 25、中国与若干 OECD 国家比较生产率“相对相对”增长（） 图 26、人民币实际汇率与不同增长指标关系（） 表 1、巴拉萨-萨缪尔森效应若干度量指标与人民币实际汇率关系4 附录数据表目录表 1、Szirmai 等人研究对我国制造业劳动生产率估测（） 表 2、我国制造业劳动生产率增长（） 表 3、我国制造业现价全员劳动生产率（） 表 4、我国制造业实际全员劳动生产率（） 表 5、我国制造业分部门现价增加值（） 表 6、我国制造业分部门从业人数估算（） 表 7、我国制造业分部门从业人数权重（） 表 8、我国制造业平均实际劳动生产率估算及分部门合并调整（） 表 9、我国制造业实际劳动生产率年增长率（） 表 10、我国制造业实际劳动生产率年增长率（） 表 11、我国制造业实际劳动生产率累计增长指数（） 表 12、我国第三产业劳动生产率估测（） 表 13、依据第一次全国经济普查结果对服务业劳动生产率增长率调整 表 14、我国服务业分部门增加值（） 表 15、我国服务业分部门就业人数（） 表 16、我国服务业分部门劳动生产率（） 表 17、若干发达国家制造业部门就业人数（） 表 18、若干发达国家服务业部门就业人数（） 表 19、若干发达国家制造业增加值（） 表 20、若干发达国家服务业增加值（） 表 21、若干发达国家制造业实际增加值增长指数（） 表 22、若干发达国家服务业增加值实际增长（） 表 23、若干发达国家制造业不变价总增加值（） 表 24、若干发达国家服务业不变价总增加值（） 表 25、若干发达国家制造业实际劳动生产率（） 表 26、若干发达国家服务业实际劳动生产率（） 表 27、若干发达国家制造业劳动生产率年度增长率（） 表 28、若干发达国家服务业劳动生产率年度增长率（） 表 29、若干发达国家制造业劳动生产率指数增长（） 表 30、若干发达国家服务业劳动生产率指数增长（） 表 31、中国与美国若干经济增长指标比较及货币实际汇率数据（）5 我国劳动生产率增长及国际比较（）――人民币实际汇率长期走势研究之一国际经济学的巴拉萨-萨缪尔森效应理论认为， 一国经济追赶伴随的可贸易 部门劳动生产率相对增长，会通过物价较快上升或/和名义汇率走强而内生出本 币实际汇率升值趋势。这一理论为观察经济开放成长中本币实际汇率走势提供 了一个起点模型，并在多国经验证据检验方面有不俗表现。然而我国经济改革 开放以来高速成长时期人民币实际汇率走势表现出形态迥异的特点。 最初 15 年 前后人民币实际汇率依据不同度量指标贬值一倍半到两三倍，整个时期依据度 量指标不同累计贬值 1-2 倍。人民币实际汇率演变的形态独特性及其认识挑战 性，构成中国经济成长的谜题之一。 就巴拉萨-萨缪尔森效应理论与人民币实际汇率关系问题， 已有文献提出不 同观点。一些研究人员在肯定该理论对人民币实际汇率解释能力基础上，利用 多国人均收入作为劳动生产率替代指标估计巴拉萨-萨缪尔森效应截面数据方 程， 或在估计人民币均衡实际汇率模型时引入人均 GDP 增长率等指标考察巴拉 萨-萨缪尔森效应解释作用。也有研究人员认为我国劳动生产率虽然快速增长， 然而二元经济结构下工资增长乏力及失业率较高等因素使实际汇率升值受阻， 因而巴拉萨-萨缪尔森效应不适用于我国情况。上述不同观点有一个潜在共同 点：就是认为我国总体经济增长与可贸易部门劳动生产率相对增长大致同步， 因而可以通过观察平均就业人员 GDP（下面称“劳均 GDP”或“劳均产出”、 ） 人均 GDP 之类总量生产率指标增长与人民币实际汇率走势关系， 来分析检验上 述理论假说的经验解释力。 从分析逻辑看， 巴拉萨-萨缪尔森效应在特定国家发生依赖生产率结构性变 动的两重前提条件：一是可贸易部门劳动生产率以高于国内不可贸易部门速度 相对增长，二是这一相对增长与外国同一指标比较相对增长，即一国可贸易品 部门劳动生产率“相对相对增长” 。两个“相对”重叠组词虽于语言习惯有碍， 却是理论分析的本意。因而用人均或劳均 GDP 增长率等总量指标检验巴拉萨萨缪尔森效应对人民币实际汇率解释力，在理论逻辑和检验方法对应性上可能 存在问题。深入研究我国改革开放经济高速成长时期人民币实际汇率走势，一 方面要重视制度转型、大国规模等特殊国情因素影响，避免简单套用标准理论 带来的认识偏差； 另一方面需要在整理估测我国与发达国家两部门劳动生产率、 工资等数据基础上，直接考察我国高速经济成长时期劳动生产率“相对相对增 长”等基本指标变动1。 笔者通过两篇论文进行这方面工作。本文借鉴学术界已有研究成果和整理 分析相关数据，估测和度量改革开放以来我国可贸易部门劳动生产率“相对相 对增长” ，另一篇论文专题考察我国工资增长并与若干发达国家比较。本文分 7 节。第 1 节讨论应选择什么部门及生产率作为度量对象和指标；第 2、3 节分别有关巴拉萨-萨缪尔森效应假说逻辑结构和经验证据，人民币实际汇率表现特异性以及研究人员从巴拉 萨-萨缪尔森效应角度对人民币汇率的系统文献述评，参见卢锋、韩晓亚（2006）和卢锋（2006b） 。 61 整理估测改革开放以来我国制造业和服务业劳动生产率时间序列数据；第 4 节 整理估测美国等 13 个 OECD 国家两部门劳动生产率时间系列数据；第 5 节观 察我国劳动生产率相对发达国家增长情况；第 6 节利用我国可贸易部门劳动生 产率“相对相对增长”度量结果，重新考察巴拉萨-萨缪尔森效应与人民币实际 汇率关系；第 7 节简略总结和评论本文发现。1、生产率度量指标和部门对象选择作为巴拉萨-萨缪尔森效应假说的经典文献，Balassa（1964）提出一国经济 成长过程中可贸易和不可贸易部门生产率“相对相对增长”会导致实际汇率升 值。然而具体度量面临两个问题：一是采用什么生产率指标；二是以什么部门 作为度量观察对象。虽然相关经验研究对此分歧不大，为使本文及后续研究避 免逻辑歧义，度量研究前先讨论和说明这两个问题。 1-1、生产率度量指标选择 依据经济学理论常识，生产率是描述经济生活中投入和产出之间数量关系 的概念。选择不同投入作为研究对象，生产率相应有经济含义不同的度量指标。 广义可区分为单要素生产率（single factor productivity, or partial productivity）和 全要素生产率（total factor productivity: TFP） 。单要素生产率表示某单个投入要 素与产出之间数量关系。对于简单生产函数 Y= AF（L，K） （其中 Y、L、K 分 别表示产出、劳动、资本投入，A 是以移动参数形式进入生产函数的技术因素） 来说，Y/L、Y/K 分别表示劳动生产率和资本生产率2，全要素生产率则表示“单 位劳动和资本复合要素带来的产出价值（value added per composite unit of labor and capital） （Ark，1996，p. 19）。在规模报酬不变理论假设下，全要素生产率 ” 可通过所谓“索罗残差（Solow residual） ”得到间接度量3。 应当用什么指标度量巴拉萨-萨缪尔森效应需要的生产率变量？资本生产 率显然不是选项，个别研究人员提出应当用全要素生产率4，绝大部分研究人员 认为应当采用劳动生产率。本文标题显示，笔者选择劳动生产率作为度量指标。 可以从两方面说明这一选择的合理性依据。 从两种生产率指标与巴拉萨-萨缪尔森效应展开机制对应的逻辑关系角度 看，劳动生产率是适当选择指标。依据 Balassa（1964）分析思路，本国可贸易 部门生产率相对增长决定两部门工资同比例上升，不可贸易部门工资超过本部 门生产率增长幅度带动一般物价较快上升，并在潜在给定的固定汇率制背景下 实现实际汇率升值。这里与工资变动直接联系的生产率显然是劳动生产率。在这是资本和劳动平均生产率， 还可以通过单个投入改变量与产出改变量之间关系来定义劳动和资本边际 生产率。 3 假设柯布-道格拉斯生产函数：Y = A Kα L1-α （其中 K、L、A 分别实际技术、资本和劳动，0 & α & 1 代 表资本在收入分配中所占份额，1-α 代表劳动在收入中所占份额） 。于是有： ? ? α? α）? （ ） ? ? α? α）? （ ） 公式（ ）表示劳动和资本常规投入之外的技术因素对产出增长的贡献，即全要素生产率的度量形式；由 于 教授较早在 年代提出这类经济增长度量方法（ ）的理 论框架并进行了初步经验度量，所以又称为“索罗残差” 。 4 如 Edwards（1989，p. 47, 135）在讨论均衡实际汇率决定因素时，用“技术进步”因素表示巴拉萨-萨缪 尔森效应影响。经济分析通常认为技术进步因素应采用全要素生产率度量。 72 浮动汇率制条件下，工资增长如果显著低于劳动生产率增长，会通过国际收支 平衡条件导致名义汇率升值从而实现实际汇率升值要求。 就实现巴拉萨-萨缪尔 森效应逻辑展开需要条件看，上述两种场合劳动生产率相对增长既是必要条件 也是充分条件， 因而这一假说的基础变量生产率可以劳动生产率作为度量指标。 全要素生产率影响劳动生产率，因而与巴拉萨-萨缪尔森效应存在联系，然而在 严格意义上全要素生产率增长并不构成实现上述实际汇率升值机制的必要条 件，不是这里最适当的生产率度量指标。 其次在数据要求和度量困难和误差方面，劳动生产率比全要素生产率指标 具有明显优势。度量劳动生产率仅需要劳动投入和产出数据，数据可获性困难 较小，全要素生产率度量困难较大，难以得到多国分部门长期可比相关指标数 据。另外经济学用全要素生产率表示技术因素对产出贡献，由于全面系统度量 技术因素面临特殊困难5，技术变量难以像劳动、资本等常规投入那样直接进入 生产函数并得到相应技术生产率的度量和估计6，因而不得不采取特殊处理方 式，把技术看作是生产函数移动参数7，假定它具有在投入不变时增加产出的特 殊功能。 这一特殊处理通过索罗残差项对技术因素贡献提出一个间接度量方法， 在经济增长研究领域具有重要方法论意义，然而又不可避免面临度量误差较大 问题。由于全要素生产率通过产出与直接度量的投入品要素对产出贡献之间差 额得到度量，它实际上概括了技术、制度及其它没有直接度量变量对产出的影 响”8，因而所有影响产出变量误差会以事先难以准确判断的方式进入残差项， 构成全要素生产率度量多重误差来源。全要素生产率估计结果还受到函数设定 方式选择直接影响。例如假设在两种生产函数基础上通过增长核算方法度量全 要素生产率，一种生产函数仅包含劳动力和资本两项投入，另一种生产函数在 劳动与资本以外还进第三项投入即人力资本投入。两种生产函数场合，通过增 长核算方法对全要素生产率估计结果大小，会因应人力资本因素对增长贡献大 小而反向变动。换言之，人们对技术以外真实要素对产出贡献的理解局限和低 估偏差，会表现为对全要素生产率贡献的高估误差。在这个意义上，全要素生 产率也具有“我们无知的度量 (Abramovitz, 1956, p. 11)”含义9。虽然有的实用技术存在市场交易和价格（如专利使用权购买、技术市场交易等） ，但是大部分技术没有 交易市场和系统价格信息及其记录。 另外技术与科学知识相联系， 基础科学与实用科学之间并非总存在清 晰界限，而科学知识又具有不同程度公共品性质，不存在相应市场价格。不同技术属性差异导致除了市场 价格以外难以找到有意义并切实可行的度量方法。 虽然对于个别技术及其相联系的知识有可能估计出市场 价格，但是难以对整个行业、跨行业产业部门、跨部门经济整体技术存量及其变动加以度量。 6 在一般理论讨论场合很容易提出这类生产函数。如 Peacock 把斯密经济理论用生产函数表达为 The Smithian aggregate production function: Y = f (L，K，N，T）where fL，fK，fN，fT & 0 (partial derivatives of the four variables are all positive) （Peacock，1993， pp. 413-428） ，就是一个事例。 7 As commented by Hulten (2000, p.8), “ Specifically, Solow began with an aggregate production function with a Hicks’ neutral shift parameter and constant return to scale”, “The difference between the Hicksian shift parameter, At, and the rate of technical change arises for many reasons. The most important is that the shift parameter captures only costless improvements in the way an economy’s resources of labor and capital are transformed into real GDP (the proverbial “Manna from Heaven”). Technical change that results from RD spending will not be captured by At…… A second general reason is that changes in the institutional organization of production will also shift the function, as will systematic changes in worker effort”. . 8 As commented by Wang and Yao (2003, p. 35): TFP ”covers many factors: innovation-based technological progress, imitation-led technological progress, institutional change, efficiency change, omitted variables, and measurement errors. TFP growth should not be equated with innovation-based technological change, as some people have done”. 9 核算从 19 世纪 70 年代到 20 世纪 50 年代 80 多年美国经济增长水平及其贡献因素，Abramovitz（1956） 发现美国人均产出在这一时期共增长四倍， 并且增长源泉绝大部分来自人均劳动与人均资本投入以外的所 谓“生产率（productivity） ”因素。Abramovitz 论文对有关生产率贡献的数量度量结果提出几点质疑。他 指出经济学分析对劳动度量特别是资本度量存在诸多局限性，特别是对资本度量低估倾向，如教育、培训 85 需要指出，劳动生产率、资本生产率、全要素生产率等不同生产率指标之 间具有内在联系，把握这方面联系对理解劳动生产率变动原因及国别比较差异 极为重要。上面仅讨论在一个特定研究场合选择适当生产率指标问题。从巴拉 萨-萨缪尔森效应视角研究实际汇率走势这一具体对象而言， 劳动生产率因为两 方面理由成为适当的生产率度量指标：一是因为它在概念关系上最适合承担这 一角色，二是它在度量成本和预期误差上能“最有效率”承担这一角色。 1-2、两部门对象选择 检验巴拉萨-萨缪尔森效应的另一问题， 是如何确定可贸易部门和不可贸易 部门统计对象。可贸易与不可贸易产品和部门划分概念很简单：前者指能够成 为国际贸易对象的产品及其生产部门，后者是不能进入国际贸易因而只能在生 产国内部消费的产品及其生产部门，决定两部门产品因素包括运输成本、保护 性政策和制度因素等 （Sachs and Larrain, 1992, pp. 657-659） 然而各国统计部门 。 和有关国际机构一般不直接统计两部门经济活动，因而无法获得以两部门分类 为基础的劳动生产率现成统计数据。经验研究需要通过观察基本产业可贸易性 差异来选择近似度量对象，然后用相关产业统计数据作为两部门有关指标的间 接度量。 依据对三大产业部门标准分类，第一产业又称初级产业，包括农业生产和 矿物产品采掘两大二级生产部门。一般认为，农产品和矿物原料具有可贸易性， 这两类产品国际交换构成国际货物贸易重要组成部分。不过农产品和矿物产品 通常单位价值运输成本较高，加上不少初级产品收入弹性较低因而需求增长速 度较低，在发展国际贸易方面面临较多约束，因而在整个贸易结构中所占比重 较低。另一方面，产品内分工和贸易是当代国际贸易增长最快的领域，由于受 到特殊技术和经济因素制约，农产品和矿产品生产过程内部不同工序和环节， 难以通过在不同国家和经济体之间空间展开和散布以发展产品内分工和贸易， 也对这类产品可贸易性程度提升构成障碍（卢锋，2004） 。 第二产业包括工业和建筑业， 工业内部又包含制造业和电力等公用事业等 二级部门。工业内部电力等公用事业部门以及建筑业可贸易性程度很低，但是 制造品可贸易性程度最高，因而制造品在国际贸易中所占比重不断提升。较高 需求收入弹性和较低单位货物价值运输成本，是制造业国际贸易较快增长基本 原因。二战后通过多边、区域、双边、单边等不同房时实现的贸易自由化政策， 对降低制造品贸易壁垒取得了最为明显成效，从而推动了制造品可贸易程度提 升。由于制造品生产过程内部不同工序、区段和环节，在时间空间上存在较大 程度可分离性和灵活性，因而比较适于发展产品内国际分工；依托过去几十年 技术进步和制度改革，通过发展国际产品内分工即供应链生产方式，带动了产 品内国际贸易的快速增长，导致其可贸易性程度空前提升（卢锋，2004） 。 第三产业包括不同种类的服务业部门。 服务贸易增长说明服务产品也在一支出具有资本形成含义， 甚至某些通常认为属于消费支出也具有投资含义， 但是由于种种原因没有作为资 本加以度量， 它们的真实产出贡献在上述核算方法下会表现为生产率因素的贡献。 鉴于对直接进入生产函 数核算或估计的产出贡献在度量上存在诸多局限，由此导致的对生产率产出贡献的高估结果部分反映 “some sort of our ignorance” 11） （p. 。由于 Solow 对全要素生产率定义和度量也建立在产出减去劳动和资 本两项常规投入产出贡献的余项基础上，因而 Abramovitz 表述在后来有关文献中经常被解读为对全要素 生产率方法局限性的评论。 9 定程度上可贸易性。在当代以 IT 技术普及利用为代表的新科技条件下，离岸服 务外包现象兴起说明，技术进步和竞争机制有可能快速拓展服务领域可贸易性 的范围和程度。然而无论是传统服务贸易还是当代服务外包，一般受到更为严 格的技术经济条件约束，因而整个服务业贸易依存度相对比较低。经济学教科 书一般认为服务产品是不可贸易品代表，看法虽不精确，但在部门间比较意义 上仍是大体合理的判断。 由此可见，作为对经济现象的理论抽象，可贸易或不可贸易概念并不具有 纯粹意义上的现实存在，不同部门和类型的经济活动，依据各自技术和经济属 性，具有不同程度可贸易或不可贸易性。如果把可贸易性和不可贸易性看作两 种基本色，现实生活中不同部门产品，则表现为二者不同比例搭配调而构成的 中间色或过渡性状态。图 1 表示这一理解，其中不同经济部门依据位置排序显 示其可贸易/不可贸易程度，越往左边最具有可贸易性（即不贸易性越低） ，越 靠右边约具有不可贸易性（即可贸易性越低） 。制造业可贸易性最强，采掘业和 农业可贸易性次之，建筑业和公用事业可贸易性较低，服务业可贸易性最低即 不可贸易性最强。基于这一理解，本文用制造业作为可贸易部门代表，服务业 作为不可贸易部门代表，进而整理和估测部门劳动生产率并进行国际比较。 图 1、基本产业部门可贸易性比较第二产业第三产业第一产业制造业 可贸易性采掘业农业建筑业公用事业服务业 不可贸易性2、我国制造业劳动生产率增长估测2-1、数据来源、相关文献及本文估测思路 有关发达国家分部门劳动生产率数据已有较长时期统计信息和研究积累， 因而可以获得较长时期数据，但是获得我国制造业和其它部门劳动生产率数据 则存在较多困难。由于我国计划经济时期实行苏联式物质生产统计体系10，与典 型市场经济通常采用国民经济核算系统比较无论在理论基础，指标设计和统计 手段方面都存在差异，两种统计体系下产出等经济指标不具有直接可比性。改 革开放以后， 我国统计体系逐步向适应市场经济环境的国民经济核算系统调整， 建立了与国际接轨的国民收入核算体系，并且对历史相关数据做了调整，在国“从建国初期到改革开放初期，中国国民经济核算的核心指标是产生于前苏联、东欧国家的物质产品 平衡表体系（MPS）的国民收入。这个指标反映的是物质生产部门，即农业、工业、建筑业、商业饮食业 和交通运输业的生产活动成果，不能反映非物质服务业的生产活动成果” （许宪春，2005，第 81 页） 。 1010 际比较生产率研究所需基本数据方面填补了不少空白，为相关研究提供了初步 条件。 我国官方部门没有直接提供制造业和其它部门劳动生产率系统数据， 因而 需要利用相关数据间接估算。就制造业劳动生产率来说，官方统计年鉴报告了 11 从中剔除采掘业和电力等公用事业部门， 1993 年以来 39 个行业的增加值数据 ， 可以得到制造业内部分类及其增加值数据。另外统计年鉴还报告了
年间工业分部门全员劳动生产率数据，其中 1986-93 年产出用总产值计算，但 是 1994 年以后用增加值度量， 因而
年全员劳动生产率分部门数据可 以作为劳动生产率的近似度量指标。利用制造业分部门全员劳动生产率和增加 值数据，可以估算制造业分部门就业人数，以就业人数作为权重可测算该时期 制造业整体平均劳动生产率。 统计部门没有继续公布 2004 年制造业分部门增加 值数据，不过可以利用近年工业全员劳动生产率与制造业劳动生产率数量联系 来估计 2004 年有关数据。 估计 1978 年到 1990 年代前期制造业劳动生产率面临特殊困难， 关键问题 是没有现成制造业增加值统计数据可供利用，需要把与总产值概念相联系的统 计指标转换为增加值为基础的指标。 近年有关专家在这一领域所做开拓性研究， 为解决上述问题提供了初步成果（任若恩，1998； Wu，2000a；Wu，2000b； Szirmai, Bai and Ren，2001；Szirmai、柏满迎、任若恩，2002） 。本文主要利用 Szirmai, Bai and Ren（2001）对
年我国制造业分部门劳动生产率估计 结果作为这一时期基本观察数据。 2-2、我国制造业劳动生产率估测数据 改革开放时期我国经济统计经历从 MPS 体系向 SNA 体系转变和调整， 很多 统计指标定义内涵和范围不断变动。对估计劳动生产率必需的部门增加值和就 业人数而言，把不同口径数据调整为时间序列意义上可比数据存在诸多困难。 Szirmai, Bai and Ren (2001)12在收集、整理、比较和评估大量相关数据基础 上，通过复杂细致工作对
年我国制造业分部门、制造业整体以及工 13 附录 1 报告 Szirmai 等人对
年制造业 业整体劳动生产率做出估计 。 总体以及 17 个分部门劳动生产率估计结果。在此基础上，本文通过几点补充和 调整获得对整个改革开放时期制造业劳动生产率数据系列。 Szirmai 等人估计结果显示
年间劳动生产率度量值经历了剧烈 波动：1993 年增长率达到 38.4%， 年下降到-6.31%和-13.7%。生产 率度量值与企业产能利用、宏观经济周期等因素存在联系，出现波动并不奇怪， 问题在于这三年间生产率增长高低值差距达到 50%以上， 显然超出了正常情况14。不同年份行业的划分略有变化，如 1992 年分为 39 个行业，1998 年分为 37 个行业。 该文缩写的中文版见 Szirmai、柏满迎、任若恩（2002） 。 13 该研究具体数据讨论细节相当复杂， 大体结构是首先利用 1995 年工业普查、 投入产出表以及有关工业 和运输部门统计年鉴，对相关统计指标关系进行了细致的比较和评估；然后利用 1992 年投入产出表中的 工业和制造业分部门增加值及相关数据估算出净产值，并用这一增加值和净产值之间数量关系将 1992 年 及以前年份工业和制造业分部门净产值转换为增加值。 14 这一数据异常波动可能与两点特殊因素有关。一是 Szirmai 等人估计 1992 年增加值产出，与 1993 年 统计部门提供的增加值衔接时可能因为数据来源不同派生绝对水平差异，导致 1993 年劳动生产率估计值 偏高。二是我国 1994 年税制改革引入增值税，由于估计增加值口径不包括增值税，引入增值税改革可能 会使增加值产出统计口径变小，使得度量的劳动生产率出现一次性下降。12 1111 另外这三年间劳动生产率年均增长率约为 4%，远远低于前两年（1991-92）和 后两年（1996-97）年各自年均超过 10%的增长率；对照同期工业 GDP 全员劳动 生产率指标，这三年度量值分别为 17%，15%，12%；可见这几年制造业劳动生 产率增长水平估测值不排除存在低估可能。 重新研究这几年生产率估显然超出了本文范围。本文试图在尽量不改变 Szirmai 等人原始数据结构前提下对 1993-95 年数据做简单调整，以获得比较 平稳的数据。具体做法是假定 1992 到 1996 年我国制造业劳动生产率绝对水平 每年增加相同数量，由此得到
年制造业劳动生产率的调整估计。这 一调整没有改变 Szirmai 等人研究对整个时期劳动生产率累计估计结果，但是 降低了 1993-95 年生产率增长率剧烈波动。具体估计结果在附录 2 报告。 为观察整个改革开放时期我国制造业劳动生产率增长情况，还需要对 Szirmai 等人估测结果在观察期上做前伸后展两方面工作。 Szirmai 等人数据从 1980 年开始，利用工业劳动生产率估测数与 Szirmai 等制造业劳动生产率估计 数之间关系，把 Szirmai 等人数据系列起始年份延伸到 1978 年。附录表 2 报告 延伸到 1978 年的制造业分部门劳动生产率数据。 另外 Szirmai 等人估计数据截 止到 1999，为观察近年我国制造业劳动生产率变动情况，主要利用
年以来工业和制造业分部门全员劳动生产率等数据，把 Szirmai 等人数据对接 15 延伸到 2004 年 。 具体估算和数据衔接在附录表 3-11 中进行。附录表 3 报告
年 31 个制造业分部门全员劳动生产率名义值数据。附录表 4 利用工业品出厂价格 指数把制造业分部门全员劳动生产率名义值转换为实际值数据。附录表 5 报告 制造业分部门增加值数据。利用分部门增加值和全员劳动生产率计算得到分部 门从业人数和制造业从业人员总数，附录表 6 报告从业人员估计数。附录表 7 报告
年 31 个制造业分部门从业人数权重。附录表 8 依据
年分部门实际劳动生产率以及从业人数权重计算出制造业总体实际劳动生产 率，并把该时期 31 个分部门合并调整为 Szirmai 等人数据包含的 17 个制造业 分部门生产率数据。 附录表 9 报告
年 17 个分部门劳动生产率实际增 长率，另外该表还间接估计 2004 年制造业分部门劳动生产率增长，从而使数据 系列延伸到 2004 年。结合 Szirmai 等人估测结果，附录表 10 和 11 分别报告以 1999 年为对接年份获得的覆盖
年间制造业劳动生产率年度增长率和 累计增长率。 图 2 报告
年我国制造业劳动生产率增长估测数据。 数据突出显 示我国制造业劳动生产率增长阶段性走势变动特征。如果把我国改革开放时期 分为前后两个阶段，制造业劳动生产率增长估计值发生了引人注目的先低后高 趋势性变动。 年间我国制造业劳动生产率年均增长率只有 1.85%，远15两个数据系列存在一些差异。一是子部门分类方法存在差异：Szirmai 等人数据包括 17 个分部门，后 一数据系列不同时期为 28-30 个不等15。本文将依据 Szirmai 等人部门分类，对晚近时期分部门适当合并 得到贯通整个时期的部门和数据分类。二是 Szirmai 等人数据系列中产出统计指标是“毛增加值（Gross value added）”，而晚近时期数据系列产出指标是“增加值（Value added）”。由于本文主要考察生产率增 长问题，这一指标差异实质性影响不大。三是不同时期企业统计对象范围有所不同。如 Szirmai 等人数据 统计对象是“乡及乡以上独立核算企业” ，晚近年份对象在 1997 年以前为“独立核算工业企业” ，1998 及 以后是“国有企业及规模以上非国有企业” ；这对劳动生产率绝对值估计结果可能有显著影响，然而本文 重点观察劳动生产率趋势变动问题，这方面统计口径不一致对分析推论影响应比较有限。 12 远低于这一时期 7.49%的人均 GDP 年均增长率。进入 1990 年代后我国制造业劳 动生产率增长速度大幅提升， 年年均增长率为 13.1%，超过这一时期 8.18%人均 GDP 增长率水平。 年间年均增长率更是高达 15.5%。我国 制造业劳动生产率两阶段迥然不同表现，对于分析人民币实际汇率走势以至认 识我国经济成长道路特殊规律，都具有重要意义。另外从制造业劳动生产率波 动性角度观察，大体经历了“两头低中间高”变动，即 1980 年代前后波动幅度 较低，但是 1990 年代波动幅度加大，近年增长率波动程度降低和稳定性提升。图2、我国制造业劳动生产率增长 （1 9 7 8 - 2 0 0 4 ） 800 700 600 500 400 300 200 100 0 82 1984 25累积增长 同比增长20 15 10 5 0 -5 -10同比增长率累计增长率198619881990199219941996199820002002数据来源：附录表 10 和附录表 11。2-3、制造业生产率估测中就业人数统计问题 图 2 报告数据显示过去十余年我国制造业劳动生产率高速增长。 我国 1990 年代后期制造业就业人数一次性大幅度减少，构成该时期劳动生产率度量值快 速增长特殊原因之一。下面通过观察制造业就业人数变动简略讨论这一问题。 我国官方就业人数统计数据存在诸多不完善之处16，然而不同数据来源都 显示，制造业就业人数在上世纪 90 年代后期不同程度减少。图 3 报告制造业就 业人数变动四种数据系列，图 4 报告这些数据系列指数变动。其中“全部从业 人员”和“职工人数”是官方统计年鉴报告的两种不同口径制造业就业人数， 前者在
年间从 9613 万人下降到 8043 万人，降幅约为 15%；后者从 1995 年 5439 万人下降到 2000 年 2907 万人，降幅高达 46%左右。本文估计劳动 生产率没有直接利用上述“全部从业人员”和“职工人数”数据。Szirmai 等 人研究利用了官方统计年鉴公布的制造业分部门“城镇就业人员（urban employment） ”数据，但在与第二次工业普查数据比较并考虑其它因素基础上作 了较大幅度调整，估计劳动生产率实际所用就业人人数在
年间下降 约 15%（见图 3“就业人数估计 1”。本文估测近年劳动生产率时，利用分部门 ） 增加值和全员劳动生产率间接推算制造业就业人数，在
年高峰低谷 之间下降约 37%，不过该就业人数指标下降绝大部分发生在
年仅下降 3%左右。16正如研究人员指出的： “定义内涵不断变动，分部门加总后与总数不相等，从不同渠道得到的给定年份 同一指标数据不一致，估计数不断调整而涵盖范围很少具体说明” （Szirmai, Bai and Ren 2001, p.32） 。 132004
00图3 、我国制造业不同就业指标绝对数比较 ( 1 9 9 4 - 2 0 0 2 , 万人) 就业人数估计2 就业人数 就业人数估计1 职工人数96 199700 数据来源和说明： “就业人数”和“职工人数”分别来自《中国统计年鉴（2004）》 表 5-5 分行业年底就业人员数和表 5-6 分行业年底职工人数。“就业人数估计 1”来自 Szirmai， Bai and Ren (2001)。“就业人数估计 2”见本文附录表 6 估计的制造业从业人数。图4、我国制造业不同就业指标变动率比较 (94=100)110 100 90 80 70 60 50 40 就业人数估计2 就业人数估计1 年底就业人员数 年底职工人数数据来源：见图 3。1996199719981999200020012002数据来源：见图 3。上述讨论提示应谨慎解读我国制造业劳动生产率估计结果。 例如考虑到就 业人数统计绝对数差异很大，在观察制造业劳动生产率绝对水平并进行国际比 较时需要特别考虑就业人数选择可能带来的影响。就这一因素对本文制造业劳 动生产率估计结果影响来说，如上面讨论
年生产率度量值采用了 Szirmai 等人估计数据，1999 年以后利用制造业全员劳动生产率和增加值指标 所暗含的就业人数，两个数据系列就业人数在 1990 年后半期下降将近 20%。考 虑制造业就业人数一次性大幅降低主要与深化企业改革相联系，因而理解晚近 十余年我国制造业劳动生产率快速增长原因时，需要区分制度转型一次性变动 与其它可重复性追赶因素17影响两类不同作用。 2-4、我国制造业分部门劳动生产率增长比较 为了进一步观察制造业内部子部门劳动生产率增长率相对差别， 5 报告 图 1978 年以来整个样本期 17 个子部门以及制造业总体劳动生产率年均增长率。17如资本积累、人力素质提升、技术进步等。 14 整个时期制造业总体劳动生产率年均增长率约为 8%，其中增长最快包括电气电 子、机械设备等部门年均增长率超过 10%；服装纤维、烟草加工、金属制品等 也增长较快，年均增长率在 7%上下；增长最慢的是石油炼焦，年均增长率仅为 0.2%。图 5 、我国制造业分部门劳动生产率年均增长 ()石油炼焦 纺织业 其他制造业 木材家具制造 橡胶塑料制品 非金属矿制品 造纸印刷 皮毛羽制品 服装纤维 饮料制造业 金属冶炼制品 制造业合计 烟草加工业 食品制造业 食品加工业 化学化纤制品 机械设备制造 电气电子设备024681012 %数据来源：附录表 10、11。图 6 和图 7 分别报告
年制造业分部门劳动生产 率年均增长率。前一时期增长最快的包括电子电气、烟草加工、服装纤维等， 这些部门增值率是制造业平均增长率两倍左右；增长表现最差的石油炼焦出现 年均 2.1%负增长。最近几年相对增长的部门分布结构显著变动。如石油炼焦年 均增长率达到 12%，超过制造业平均水平；早期低于制造业平均水平的金属制 品部门增长率达到 25%，跃居为生产率增长速度排行榜第三位。前期增长率最 高的电子电气行业，虽仍然保持了 13%增长率，但已低于制造业平均增长率 4.7 个百分点；服装纤维等下降到只有 5%左右，排名倒数第二。这方面信息对于理 解我国产业和贸易结构变动具有参考意义。图 6 、我国制造业分部门劳动生产率年均增长 ()石油炼焦 木材家具制造 纺织业 橡胶塑料制品 金属冶炼制品 非金属矿制品 造纸印刷 其他制造业 制造业合计 皮毛羽制品 饮料制造业 化学化纤制品 食品加工业 食品制造业 机械设备制造 服装纤维 烟草加工业 电气电子设备-8-6-4-20246%数据来源：附录表 10、11。15 图 7、我国制造业分部门劳动生产率年均增长 ()服装纤维 其他制造业 皮毛羽制品 木材家具制造 橡胶塑料制品 电气电子设备 饮料制造业 纺织业 食品制造业 造纸印刷 非金属矿制品 制造业合计 食品加工业 石油炼焦 化学化纤制品 金属冶炼制品 机械设备制造 烟草加工业0510152025%数据来源：附录表 10、11。3、我国服务业劳动生产率增长估测及其与制造业比较3-1、服务业劳动生产率初步估测 对我国服务业劳动生产率估测分三步进行。附录 12 报告利用第三产业名 义 GDP 增加值和就业人数计算的服务业总体劳动生产率，并利用平减指数调整 为实际值和增长率。图 8 报告服务业整体劳动生产率变动。图形显示服务业劳 动生产率增长虽然本身有相当波动，但是与制造业比较而言走势相对稳定。整 个时期上升了 1.5 倍左右，年均增长 3.63。图8 、我国第三产业劳动生产率增长 ()300累计增长（） 累计增长 年度增长12 8 6 4 2 0 -2 -4年度增长率（%）250 200 150 100 50 01084 93 02数据来源：附录表 12。16 3-2、第一次全国经济普查结果及讨论 2004 年 12 月 31 日我国“第一次全国经济普查”对第二、三产业进行全面 调查 。 普查提供的第二、 三产业增加值和就业人数与劳动生产率度量直接相关。 对比此前有关年鉴公布数据，经济普查结果对这两个指标统计数据有所调整。 下面报告相关统计数据调整情况及本文吸收利用普查结果方法。18普查结果显示对第二产业 GDP 调整很小，可以忽略不计19，但是对第三产 业 GDP 统计数据调整幅度较大。 2004 年第三产业名义 GDP 普查数为 65018 亿元， 比原来统计年鉴报告的 43721 亿元增加 21297 亿元，上调幅度 48.71%；调整后 年均增长率为 17.76%，比原来 13.93%提高 3.8 个百分点。 依据原来《中国统计年鉴》和经济普查所公布的名义 GDP 和实际增长率， 可以推算两大产业平减指数。与《中国统计年鉴（2005）》相关数据比较，经 济普查后第二产业平减指数变化很小，然而第三产业平减指数有较大变化。第 三产业 2004 年相对 1992 年累计隐含平减指数从 178 上升到 226， 年均值从 4.92% 升到 7.03%，上调幅度为 26.97%；同期第二产业平减通缩指数从 161 升到 164， 调幅仅 1.86%。经济普查后第三产业实际增加值调高 17.2％。 经济普查有关第二、三产业就业人数统计结果变动更大。根据普查前官方 统计年鉴数据，第二产业、第三产业就业人数合计 39931 万人，经济普查公报 中对应数字为 30883 万人，调减了 9000 多万。调减主要发生在第三产业，高达 20 7592 万人。对于就业人数普查结果存在一些疑问 ；从不同角度思考，经济普 查结果有可能低估服务业实际就业人数21。基于上述考虑，在统计部门系统公布 有关普查就业人数信息之前，本文对劳动生产率估测暂不采用普查提供的新就 业人数， 但是结合普查第三产业增加值数据修正对服务业劳动生产率估测结果。 附录表 13 报告
年普查有关服务业劳动生产率相关数据， 对图 818 国务院（2003）对这次普查背景、目的、内容、方法等问题做了权威阐述：“为适应经济和社会发展 需要， 并与国家编制五年计划更好衔接， 推进国民经济核算与统计调查体系的综合配套改革， 国务院决定， 将原定于 2003 年进行的第二次全国第三产业普查推迟，与计划在 2005 年开展的第四次全国工业普查和 2006 年开展的第三次全国基本单位普查合并，同时将建筑业纳入普查范围，在 2004 年开展第一次全国经 济普查。今后全国经济普查每 10 年进行两次，分别在逢 3、逢 8 的年份实施。因农业普查周期较长(仍按 每 10 年进行一次)，且又非常重要，继续单独进行”。“此次经济普查的对象，是在我国境内从事第二产 业和第三产业的全部法人单位、产业活动单位和个体工商户。具体范围包括：采矿业，制造业，电力、燃 气及水的生产和供应业，建筑业，交通运输、仓储和邮政业，信息传输、计算机服务和软件业，批发和零 售业，住宿和餐饮业，金融业，房地产业，租赁和商务服务业，科学研究、技术服务和地质勘查业，水利、 环境和公共设施管理业，居民服务和其他服务业，教育，卫生、社会保障和社会福利业，文化、体育和娱 乐业，以及公共管理和社会组织等”。 “普查的主要内容包括单位标志、从业人员、财务收支、资产状况， 以及企业的主要生产经营活动和生产能力， 主要原材料和能源消耗及科技开发的投入状况等。 普查的标准 时点是 2004 年 12 月 31 日，时期资料为 2004 年度”。 19 普查统计我国 2004 年第二产业 GDP 与原有年鉴数据差别为万分之四。 20 如第三产业就业人数普查数据与反应我国首次第三产业普查数据如何协调上存在疑问。另外如果接受 普查的第三产业就业人数， 并且接受现在对城镇地区失业率大致估计 （即便把失业率调高一倍这一推论仍 然成立），那么农村劳动力在过去十年中反而增加了 7000 万，经济高速成长时期农村劳动力反而增加难 以理解。如果普查数据正确，农村劳动力也大体正确，那么城镇劳动失业率将达到 20-40%这样显然高估 水平（参见卢锋，2006a）。 21 据国家统计部门有关官员说明，普查就业人数是上报数据，而以往统计年鉴报告的就业数来源是住户 调查，服务部门包含的部分临时摆摊设点、家政保姆等对象，就业人数可能被住户调查覆盖，但可能没有 反映在普查上报数据中。 上报单位客观上对自身用工人数掌握不够， 或出于某些考虑倾向于压低就业人员 上报人数，也可能导致经济普查就业数据低估（参见卢锋，2006a）。17 报告的服务业劳动生产率估计数据加以调整。图 9 报告新旧估计数比较，其中 虚线表示原来估计生产率增长率，实线表示经普查调整的数据，由于普查调高 2004 年服务业产出规模以及该行业
年间增长率，在就业人数没有变 动情况下，利用普查数据估测的服务业劳动生产率显著提升。利用普查数据估 测的服务业劳动生产率 2004 年累计增长指数为 297，比原来指数 253 高出 44 个百分点； 年间年均增长率从 3.63%上升到为 4.27%， 年 间年均增长率从 3.57%上升到 4.97%。图9 、我国第三产业劳动生产率普查调整数据 (1 97 8- 20 04 )350累计指数()300 250 200 150 100 50 0 86年鉴 普查 年鉴 普查劳动生产率累计增长 劳动生产率累计增长 劳动生产率同比增长 劳动生产率同比增长12 10 8 6 4 2 0 -2 -4同比增长(%)1990199419982002数据来源：附录表 13。3-3、服务业分部门劳动生产率估测比较 服务业分部门数据比较缺乏。下面依据
年间服务业 10 个分部 门数据比较其劳动生产率增长情况。 附录表 14 报告这一时期服务业分部门现价 和实际 GDP 及其增长率，附录表 15 报告服务业分部门就业人数，附录表 16 报 告服务业分部门现价、实际劳动生产率及其增长率。图 10、11 分别报告服务业 10 个分部门 1990 和 2002 年劳动生产率。从中可见房地产、金融保险劳动生产 率绝对水平较高，教育文化、卫生体育、批发餐饮等部门生产率绝对水平较低。 图 12 报告服务业 10 个分部门在
年间实际劳动生产率年均增长 率。增长率较高的是初期劳动生产率绝对水平较低的“地质水利”“科学技术” 、 等部门， “房地产”“金融保险”等部门增长率较低。 、18 图1 0 、1 9 9 0 年我国服务业分部门劳动生产率 ( 千元)0房地产 金融保险 交通邮电 总计 社会服务 机关团体 批发餐饮 科学技术 地质水利 卫生体育 教育文化10203040506070数据来源：附录表 16。图1 1 、2 0 0 2 年我国服务业分部门劳动生产率 ( 千元)0房地产 金融保险 科学技术 社会服务 地质水利 交通邮电 机关团体 卫生体育 总计 教育文化 批发餐饮20406080100120140160数据来源：附录表 16。图1 2 、我国服务业分部门实际劳动生产率 年均增长率比较( 1 9 9 0 - 2 0 0 2 ，% )0 地质水利 科学技术 卫生体育 教育文化 机关团体 交通邮电 社会服务 总计 金融保险 批发餐饮 房地产 2 4 6 8 10 12 14数据来源：附录表 16。19 最后把制造业劳动生产率增长率除以服务业劳动生产率增长率， 得到两部 门劳动生产率相对增长率。 13 报告我国制造业相对服务业劳动生产率增长数 图 据。由于本文以制造业和服务业分别代表可贸易部门和不可贸易部门，可以把 这一估测数据系列解读为对我国可贸易部门相对不可贸易部门劳动生产率增长 率的度量，即巴拉萨-萨缪尔森效应假说中劳动生产率第一重“相对”增长的度 量。图1 3 、我国两部门劳动生产率相对增长 ()累计指数()310 280 250 220 190 160 130 100 7025 20 年度增长率(%)累计增长 年度增长15 10 5 0 -5-10 84 93 02数据来源：制造业劳动生产率数据见附录表 10、11，服务业劳动生产率数据见附录表 13。度量结果显示，改革开放最初十余年间，我国可贸易部门相对劳动生产率 不仅没有增长，反而有所下降。以 1978 年为 100，相对劳动生产率指数到 1990 年下滑为 84，共下降了 16 个百分点。然而这一指标进入 1990 年代后开始止跌 回升，特别是在过去十年前后进入快速增长时期，这一时期累计增长大约两倍 左右，2004 年指数值上升为 276。4、发达国家两部门劳动生产率增长OECD 报告了 1970 年以来美国等发达国家制造和服务两部门就业人数和年 度现价增加值，还报告了各国两部门增加值可比价指数。利用这些数据可以估 算这些国家两部门不变价实际劳动率绝对水平和增长率。附录表 17-30 报告两 部门有关数据及其劳动生产率整理估算过程。 图 14 和 15 分别报告
年美国和 13 个 OECD 国家制造业劳动生产 率年度增长率。美国制造业劳动生产率增长水平在上世纪 70-80 年代低于其它 OECD 国家平均水平，但在 1990 年代较快增长因而整个时期表现出明显上升趋 势，OECD 国家整体这一指标则没有明显趋势变动。美国整个时期制造业劳动生 产率年均增长率为 4.18%，13 个 OECD 国家平均年均增长率为 3.19%。图 14 报 告美国和
年间 13 个 OECD 国家制造业劳动生产率累积增长。整个时 期美国制造业劳动生产率超过若干 OECD 国家整体平均水平约 28%。20 图1 4 、若干发达国家制造业劳动生产率年增长率 ( 1 9 7 9 - 2 0 0 4 ，% )美国 制造业 OECD 制造业 美国线性趋势10 8 6 4 2 0 -2 13个OECD国家趋势1985198819911994199720002003数据来源：附录表 27。图1 5 、若干发达国家制造业劳动生产率累计增长 ( 1 9 7 8 - 2 0 0 4 ，1 9 7 8 = 1 0 0 ) 300 250 200 150 100 84 93 02 美国 制造业 OECD 制造业数据来源：附录表 29。图 16、17 报告美国与 13 个 OECD 国家服务业劳动生产率年度增长率和累 计增长指数。服务业整体年均增长率仅有 1%左右，远低于制造业劳动生产率， 说明巴拉萨-萨缪尔森效应理论对两部门劳动生产率变动差异假设在比较意义 上大体合理。虽然美国生产率变动也有先低后高特点，与 13 个 OECD 国家这一 指标平均值较为平稳变动形成对比，然而服务业生产率两组指标平均水平很接 近，整个时期 13 个 OECD 国家累计指数为 130，与美国 128 相比约高出 2 个百 分点，21 图1 6 、若干发达国家服务业劳动生产率年增长率 ( 1 9 7 9 - 2 0 0 4 ，% ) ) 3 2 1 0 -1 -2 美国 服务业 OECD 服务业 85 94 03数据来源：附录表 28。图1 7 、若干发达国家服务业劳动生产率累计增长 ( 1 9 7 8 - 2 0 0 4 ，1 9 7 8 = 1 0 0 ) 135 130 125 120 115 110 105 100 95 84 93 02 美国 服务业 OECD 服务业数据来源：附录表 30。图 18、19 报告美国与 13 个 OECD 国家
年制造业与服务业两部 门劳动生产率年度和累计相对增长率。美国累计增长 1.27 倍，年均增长率为 3.2%；13 个 OECD 国家平均累计增长 74%，年均增长率为 2.2%。22 图18、美国两部门劳动生产率相对增长 () 240 累计增长(0 200 180 160 140 120 100 80 84 93 02累计增长 年度增长10 8 6 4 2 0 -2 -4 年度增长(%)数据来源：制造业劳动生产率数据见附录表 27，制造业劳动生产率数据见附录表 28。图19、若干OECD国家两部门劳动生产率相对增长 () 累计增长()180 170 160 150 140 130 120 110 100 90 80 84 93 02 6 累计增长 年度增长 5 年度增长(%) 4 3 2 1 0 -1 -2数据来源：制造业劳动生产率数据见附录表 27，制造业劳动生产率数据见附录表 28。5、我国劳动生产率增长的国际比较利用上述度量结果， 可以观察我国两部门劳动生产率相对发达国家增长情 况。图 20 报告中国对美国制造业劳动生产率相对增长。数据显示 1980 年代我 国相对美国制造业劳动生产率大部分年份负增长。以 1978 年为 100，累计相对 增长指数到 1990 年下降为 88。 进入 1990 年代后这一指标开始增长， 1992/93 到 年指数回升到 100。1990 年代中后期以来这一相对增长指标快速提升，累计增 长指数从 1994 年 98 上升到 2004 年 241，平均每年递增 9.41%。23 图20、中国相对美国制造业劳动生产率增长 ()300 累计增长(0 200 150 100 50 0 86 98 2002 累计增长 年度增长 20 15 10 5 0 -5 -10 年度增长(%)数据来源：中国制造业劳动生产率数据见附录表 10，美国制造业劳动生产率数据见附录表 27。图 21 报告我国对 13 个 OECD 国家制造业劳动生产率相对增长情况。基本 形态与美国类似：1980 年代前后十多年间，我国制造业劳动生产率相对有所下 降，相对增长指数从 1978 年 100 下降到 1990 年 88；1990 年代以来出现劳动生 产率相对增长，并且增长速度高于与美国比较水平。累计相对增长指数从 1994 年的 106 上升到 2004 年的 308，年均增长 11.26%。图2 1 、中国相对1 3 个O E C D 国家制造业 劳动生产率增长( 1 9 7 8 - 2 0 0 4 ) 350 累计增长(0 250 200 150 100 50 0 86 98
-5 -10 累计增长 年度增长 20 15 年度增长(%) 10数据来源： 中国制造业劳动生产率数据见附录表 10， OECD 国家制造业劳动生产率数据见附录表 27。图 22、 报告 1978 年以来我国服务业相对美国和 13 个 OECD 国家劳动生 23 产率相对增长情况。与制造业生产率相对增长两阶段特点不同，我国服务业劳 动生产率与发达国家比较整个时期一直存在相对增长， 但是总体增长幅度较小。 以 1978 年为 100，服务业劳动生产率相对美国和 13 个 OECD 国家 2004 年累计 增长指数分别为 198 和 194，年均增长率分别为 2.66%与 2.58%。24 图2 2 、中国相对美国服务业劳动生产率增长 () 250 累计增长(0 150 100 50 0 86 98 2002 累计增长 年度增长 14 12 10 8 6 4 2 0 -2 -4 -6数据来源：中国服务业劳动生产率数据见附录表 12，美国服务业劳动生产率数据见附录表 28。年度增长(%)图2 3 、中国相对1 3 各O E C D 国家服务业劳动生产率增长 ()250 累计增长(0 150 100 50 0 86 98 2002累计增长 年度增长12 10 8 6 4 2 0 -2 -4 -6 年度增长(%)数据来源： 中国服务业劳动生产率数据见附录表 12， OECD 国家服务业劳动生产率数据见附录表 28。图 24、25 报告 1978 年以来中国比较美国及 13 个 OECD 国家“相对相对” 劳动生产率增长数据。虽然存在显著波动，两个指标值都显示两阶段截然不同 的走势。 第一个时期是 80 年代前后， 两组 “相对相对” 生产率数据都显著下降， 以 1978 年基期为 100，到 1991 年分别下降到 62 和 67。此后几年间两个指标一 个止跌回升，另一个大体稳定；但是 1990 年代中后期以来出现强劲增长势头。
年间，我国与美国比较的可贸易部门劳动生产率“相对相对增长” 指数从 63 上升到 122，平均每年增长 5.9 个百分点；我国与 13 个 OECD 国家平 均值比较的生产率“相对相对增长”指数从 72 上升为 159，年均增长 8.7 个百 分点。25 图2 4 、中国与美国“相对相对” 劳动生产率增长 ( 1 9 7 8 - 2 0 0 4 )130 累计增长(0 110 100 90 80 70 60 50 86 98 2002累计增长 年度增长20 15 年度增长(%) 10 5 0 -5 -10 -15数据来源：中国数据来自图 13，美国数据来自图 18。图25、中国与若干OECD国家“相对相对” 劳动生产率增长 ()170 20 累计增长 年度增长 15累计增长()150 130 110 90 70 50 年度增长(%)10 5 0 -5 -10 94 数据来源：中国数据来自图 13，美国数据来自图 19。6、巴拉萨-萨缪尔森效应与人民币实际汇率关系重新考察本文从解释人民币实际汇率视角观察我国两部门劳动生产率追赶轨迹。 如 开头提到，已有从巴拉萨-萨缪尔森效应角度研究人民币实际汇率文献，大都用 人均或劳均产出增长作为对巴拉萨-萨缪尔森效应生产率的度量指标， 进而分析 这一理论假说与人民币实际汇率关系。然而从逻辑上看，人均或劳均产出等总 量性生产率指标，与巴拉萨-萨缪尔森效应推论要求的结构性生产率指标，二者 可能存在显著差异。在对我国可贸易部门劳动生产率“相对相对增长”系统估 测度量基础上，下面观察检验上述总量性和结构性生产率变量是否一致，进而 对巴拉萨-萨缪尔森效应与人民币实际汇率关系给以重新考察。26 图 26 报告人民币对美元实际汇率以及反映我国劳动生产率变动的三个指 标数据。两个生产率指标是我国劳均产出增长及其比较美国同一指标相对变动 指数，它们与我国人均 GDP 及相对发达国家增长率等指标类似，是已有研究假 设可以作为检验巴拉萨-萨缪尔森效应假说对人民币实际汇率解释能力的度量 指标。第三个生产率指标是本文度量的可贸易部门劳动生产率“相对相对增长” 指数。本文实际汇率采取类似于直接标示法度量方法22，依据巴拉萨-萨缪尔森 效应假说，生产率相对增长应派生人民币实际汇率升值趋势即导致其度量值下 降，因而图形中生产率指标与实际汇率基于理论推测应是反向关系。图2 6 、人民币实际汇率与不同增长指标关系 (）600人民币实际汇率 中国劳均产出增长 中国相对相对劳动生产率500 400 300 200 100 0中美相对劳均产出增长84 93 02数据来源：附录表 31。图形显示我国劳均产出及其相对增长这两个总量性生产率指标在过去二 十多年大体呈现上升趋势，与实际汇率走势相当程度上表现出同向变动关系， 不符合巴拉萨-萨缪尔森效应假说预测关系。 用我国人均 GDP 及其国际比较增长 率等指标（图形没有报告）也会得到类似直观结果。这一简单观察对理解有关 文献研究结果很有意义。由于总量性生产率指标与人民币实际汇率经验关系与 理论假说不一致，有关人民币均衡实际汇率时间序列数据计量模型大都舍弃巴 拉萨-萨缪尔森效应变量；有的研究人员提出巴拉萨-萨缪尔森不适用于解释人 民币实际汇率，大体也与上述解释困难存在联系；即便是坚持肯定巴拉萨-萨缪 尔森效应理论对人民币实际汇率解释能力的研究，也很少从时间系列数据角度 对这一关系加以阐述和检验。 与总量性生产率指标单调上升表现不同，我国可贸易部门劳动生产率“相 对相对增长” 这一更接近巴拉萨-萨缪尔森效应理论假说本意的结构性生产率指 标，在我国改革开放时期呈现出先下降后上升走势。这一度量结果表明，虽然 我国整体经济持续高速增长，可贸易部门“相对相对”增长率在改革开放最初 十多年不仅没有上升反而大幅下降；依据巴拉萨-萨缪尔森效应假说作简单推 测，受这一劳动生产率因素作用人民币实际汇率应显著贬值，与实际汇率该时 期大幅贬值走势方向一致。从整个时期看，我国“相对相对”劳动生产率变动 轨迹呈现先降后升走势，人民币实际汇率前期大幅贬值，后期显著升值和温和22即数值上升表示实际汇率升值，反之也然。 27 贬值并存，总起来看扭转了前期大幅贬值局面，二者时间序列数据动态联系方 式与理论预测关系较为一致。 图形观察提示总量性和结构性生产率指标与人民币实际汇率具有不同关 系，为评估这一直观印象的可靠性，我们分别估计上述生产率增长指标对人民 币实际汇率的简单线性方程。表 1 报告的估计结果显示，人民币实际汇率 （LnRER） 对中国劳均产出增长 （LnGDPCN） 和中美相对劳均产出增长(LnGDPCU)、 中国人均 GDP 增长以及中美相对人均 GDP 增长等总量性生产率指标，估计系数 都是正数并且 t 值大都在 5-6 之间，说明人民币实际汇率与这些增长指标的同 向变动关系在统计意义上高度显著。然而我国可贸易部门生产率“相对相对增 长” （LnRRPRO）变量的估计系数为-0.61，符号与巴拉萨-萨缪尔森效应理论推 测关系相一致； 估计系数 t 值为 2.0， 显示二者之间联系具有一定程度统计显著 2 性。虽然 R 值较低提示这一简单模型没有包括的其它因素也有重要影响，上述 经验证据显示巴拉萨-萨缪尔森效应对人民币实际汇率具有一定解释能力。 表 1、巴拉萨-萨缪尔森效应若干度量指标与人民币实际汇率关系 （）被解释变量：人民币实际汇率（LnRER） 若干经济追赶指标 中国劳均 GDP 增长（LnYPLC） 中美相对劳均 GDP 增长（LnYPLCU） 中国人均实际 GDP 指数（LnYPCC） 中美相对人均实际 GDP 指数（LnYPCCU） 中国劳动生产率“相对相对增长“（LnRRPRO） 估计系数 0.45 0.58 0.42 0.56 -0.61 t值 5.02 4.93 5.97 5.96 -2.00 R2 0.61 0.50 0.60 0.60 0.14数据来源：附录表 31。采用对数模型估计，包括截距项但没有报告估计系数。7、总结和评论依据巴拉萨-萨缪尔森效应假说经典表述，一国经济追赶过程伴随的可贸 易部门劳动生产率“相对相对增长” ，会通过可贸易部门工资与生产率同比例增 长以及不可贸易部门工资超过本部门生产率增长等传导机制，派生出本币实际 汇率长期升值趋势。依据对这一理论的拓展表述，即便可贸易部门工资增长速 度低于劳动生产率增长，生产率“相对相对增长”仍会通过国际收支平衡约束 作用和名义汇率变动，实现本币实际汇率长期升值趋势。可贸易部门劳动生产 率“相对相对增长”是巴拉萨-萨缪尔森效应假说发生作用的前提条件。从这一 理论视角研究人民币实际汇率，关键是要度量观察这一结构性生产率指标变动 轨迹。 借鉴学术界有关研究成果，整理和考察国内外相关统计数据，本文第一次 对改革开放以来我国两部门劳动生产率各自增长、相对增长、国际比较增长等 指标进行了系统估测，从而对我国可贸易部门“相对相对”生产率增长提出初 步度量。虽如本文相关部分说明，由于我国统计体系仍处在转型过程中，相关 专题研究起步不久因而成果积累还比较有限，对本文涉及经济变量进行系统度 量难免存在误差以及有待深入探讨的问题。然而重要的是现有数据资源和研究28 成果毕竟为系统定量描述我国劳动生产率追赶进程提供了现实可能性。本文对 我国两部门劳动生产率追赶基本态势和阶段性特点的刻画和讨论，对理解我国 经济开放成长进程以及人民币实际汇率问题具有参考价值。 劳动生产率差距是反映给定时点国别物质生活水平静态差异的基本指标， 劳动生产率增长则是描述特定时期一国经济追赶动态过程的基本指标。如果把 经济追赶看成是人均收入和产业结构朝发达国家逼近的收敛过程，那么劳动生 产率在国际比较意义上相对和持续增长，则是这一追赶进程展开和实现的必要 条件和充分条件。从本文初步估测结果看，我国当代经济成长存在一个突出特 点，就是在改革开放最初十多年间，可贸易部门劳动生产率增长速度很慢，提 23 然而经济持续成长 示这一时期整体经济高速增长的动力结构存在阶段性特点 。 以劳动生产率追赶作为必要条件这一普遍规律， 在我国经济进入 1990 年代后特 别是在晚近十余年鲜明显现出来。对两部门劳动生产率变动的观察分析，有助 于认识我国经济成长道路特点和具体规律。 与本文主题直接相联系，度量我国两部门劳动生产率对重新考察巴拉萨萨缪尔森效应与人民币实际汇率关系具有两点启示意义。一方面为反思和评估 这一领域已有研究文献提供了新的视角和经验证据。 已有从巴拉萨-萨缪尔森效 应角度研究人民币实际汇率文献， 一般假设巴拉萨-萨缪尔森效应有关生产率相 对增长前提条件，在我国改革开放以来经济高速增长时期一直具备和满足，并 在此基础上从人均、 劳均产出之类总量性生产率变动角度考察巴拉萨-萨缪尔森 效应对人民币实际汇率影响。本文对我国两部门劳动生产率直接度量及国际比 较结果，对上述研究暗含的前提性判断以及生产率指标选择的合理性依据提出 质疑和商榷。 另一方面，我国可贸易部门劳动生产率“相对相对增长”指标，与人民币 实际汇率走势在定性意义上具有与巴拉萨-萨缪尔森效应理论预测一致的关系， 并且这一定性关系在简单计量分析中显示相当程度统计显著程度。这一发现使 我们有可能在与标准理论分析逻辑以及经济发展普遍规律相一致基础上，把人 民币实际汇率变动与中国经济成长过程中劳动生产率追赶动态图景联系起来观 察思考。这对我们从理论上探讨人民币实际汇率演变的内在规律，在人民币政 策争论中寻求学理层面共识基础，都应具有某种认识借鉴意义。 最后需要说明，利用结构性生产率变量指标解释人民币实际汇率模型，估 2 显示巴拉萨-萨缪尔森效应变量解释能力仍很有限。 考 计结果拟合度 R 值偏低， 虑上述单变量模型简单结构，出现上述结果并不奇怪，它说明人民币实际汇率 还受到其它诸多因素影响，因而需要把标准理论与我国经济发展国情特点结合 起来研究。例如巴拉萨模型以均衡状态下市场经济作为研究对象，我国经济体 制转型因素对人民币实际汇率影响需要专门分析。又如我国工资与生产率变动 之间数量关系具有特点，可能导致人民币实际汇率偏离标准模型预测轨迹。另 外其它短期政策因素作用在我国经济转型背景下也可能更为强烈并具有特色。 对这些问题专题考察，将构成后续研究的主题和内容。初步研究表明，在传统计划体制扭曲结构背景下，改革政策推动出现资源跨部门流动重组，人口结构 变动导致就业人数占总人口比重上升， 这些变动与部门劳动生产率增长因素一起构成这一时期整体经济增 长供给面主要动力来源。笔者将另文讨论这一问题。 2923 参考文献Abramovitz, Moses: (1956): “Resource and output trends in the United States since 1870”, American Economic Review, 46, 2, May 1956, pp. 5-23. Ark，Bart van (1996): “Issues in measurement and international comparison issues of productivity, An overview” GGDC Working Papers, GD-28, Groningen Growth and Development Centre, Faculty of Economics, University of Groningen, Netherlands, May, 1996. Peacock, Alan (1993): “Liberalism and economic growth” in Adam Szirmai, Bert Van Ark, Dirk Pilat (ed.) Explaining Economic Growth: Essays in Honor of Angus Maddison, pp. 413-428. North-Holland, 1993. Balassa, Bela (1964): “The Purchasing-Power Parity Doctrine: A Reappraisal”, The Journal of Political Economy, Vol. 72, No. 6 (Dec., 1964), pp. 584-596. Edwards, Sabastian (1989): Real Exchange Rates, Devaluation, and Adjustment: Exchange Rate Policy in Developing Countries, The MIT Press, 1989. 国务院 （2003） ： “国务院关于开展第一次全国经济普查的通知” 国发[2003] 29 号。 Hulten, Charles (2000): “Total factor productivity: A short biography”, Mimeo, University of Maryland and National Bureau of Economic Research, August, 2000. 卢锋（2004）“产品内分工”《经济学季刊》第 4 卷第 1 期，第 55-82 页， ： ， 2004 年 10 月，第 56-82 页。 卢锋（2006a）：“我国劳动生产率增长速度估测――第一次全国经济普 查结果运用和解读”《CCER 中国经济观察》第 4 期，2006 年 2 月 11 日。 卢锋（2006b）“人民币实际汇率之谜（）――中国经济追赶实 ： 践提出的挑战性问题” ，北京大学中国经济研究中心《中文讨论稿》, No. C06 年 2 月 28 日。 卢锋、韩晓亚（2006）“长期经济成长与实际汇率演变――巴拉萨一萨缪 ： 尔逊效应假说及其经验证据” ，北京大学中国经济研究中心《中文讨论稿》 No.C6 年 2 月 21 日。 任若恩（1998）“关于中国制造业国际竞争力的进一步研究” ： 《经济研究》 1998 年第 2 期第 3-13 页。 Sachs, Jeffrey D. and Larrain, Felipe B. (1992): Macroeconomics in the Global Economy, Prentice Hall, Englewood Cliffs, New Jersey, USA. . Szirmai, Adam, Bai Manyin and Ren Ruoen (2001) :”Labor productivity trends in Chinese Manufacturing, ”, Working Paper 01.10, Eindhoven Centre for Innovation Studies (ECIS), The Netherlands. Szirmai, Adam, 柏 满 迎 , 任 若 恩 （ 2002 ） “ 中 国 制 造 业 劳 动 生 产 率 ： ：30 ”， 《经济学季刊》第 1 卷第 4 期，2002 年 7 月。 Wang Yan and Yao Yudong (2003) “Sources of China’s economic growth : incorporating human capital accumulation”, China Economic Review, 14 (2003) pp. 32-52. Wu, Harry X. (2000a): “The long-run comparative labor productivity performance of Chinese and US manufacturing, ”, in Peter Lloyd and Xiaoguang Zhang eds. China in the Global Economy, pp. 86-105, Edward Elgar Publishing Ltd. London, 2000. Wu, Harry X. (2000b): “Comparative labor productivity in the Chinese and US manufacturing: Could structural changes explain the gap?”, Paper prepared for the 26th General Conference of the International Association for Research in Income and Wealth, Cracow, Poland, 27 Aug. to 2 Sep. 2000. 许宪春 （2995） ： “中国国内生产总值核算” 见岳希明、 ， 张曙光、 许宪春 （编） 《中国经济增长速度：研究与争论》中信出版社，2005 年。31 附录表 1、Szirmai 等人研究对我国制造业劳动生产率估测 （，元/人，1980 年不变价）行业及编号 1) 2) 3) 4) 5) 6) 7) 8) 9) 10) 11) 12) 13) 14) 15) 16 ) 17) 食品和饮料 食品制造业 饮料制造业 烟草加工业 纺织业 服装纤维 皮毛羽制品 木材与家具 纸印刷文教 石油炼焦 化学原料等 橡胶塑料 非金属 金属及制品 机械设备 电气电子 其他制造业 制造业合计 94 45 39 17 50 81 36 03 09 79 13 61 23 43 41 30 75 14 46 07 38 77 84 77 68 66 51 15 39 703 45 300 04 33 86 50
30 66 87 46
67 42 88 56
85 53 89 02
15 24 90 07
21 71 91 19
76 79 92 26
36 24 93 44
90 95 94 15
42 64 93 39 62 236 00 25 67 13 96 33
07 51 50 22 80 99
62 30 32 05 57 15 36 64 31 51 66 23
22589 13803 16449数料来源和说明：Szirmai，Bai and Ren (2001) p.38. Output is measured by &gross value added& which includes sales taxes, but excludes value added taxes. Employment is &on-post staff and workers&. Firms cover independent accounting enterprises at township level and above.32 附录表 2、我国制造业劳动生产率增长（，%）行业及编号 1 食品和饮料 2 食品制造业 3 饮料制造业 4 烟草加工业 5 纺织业 6 服装纤维 7 皮毛羽制品 8 木材与家具 9 纸印刷文教 10 石油炼焦 11 化学原料等 12 橡胶塑料 13 非金属 14 金属及制品 15 机械设备 16 电气电子 17 其他制造业 合计年度增长 合计累计增长 100.0 .18 2.37 1.01 3.59 -2.87 3.39 0.97 -4.18 -0.12 -5.48 2.98 -0.13 0.17 0.21 3.55 5.13 0.72 1.50 101.5
2.72 1.36 3.95 -2.54 3.74 1.32 -3.84 0.23 -5.16 3.34 0.21 0.52 0.56 3.91 5.50 1.07 1.85 103.4
0.23 -0.46 2.40 -4.31 3.52 -2.41 -0.45 2.08 -0.78 5.45 0.82 2.20 2.61 7.68 9.80 1.41 2.88 106.3
0.19 -0.46 2.40 -4.33 3.51 -2.42 -0.52 2.08 -0.80 5.44 0.79 2.15 2.60 7.71 9.82 1.35 2.92 109.5
0.23 -0.44 2.40 -4.32 3.49 -2.42 -0.58 2.07 -0.84 5.42 0.76 2.16 2.62 7.70 9.82 1.33 2.96 112.7
-1.03 -0.47 2.40 -4.32 3.52 -2.43 -0.72 2.10 -0.86 5.41 0.75 2.12 2.61 7.72 9.80 1.32 2.97 116.0
4.87 -4.28 -2.72 8.11 11.38 10.01 -1.97 4.15 -1.28 0.14 0.77 1.26 3.37 16.35 16.86 12.24 6.25 123.3
10.27 -5.96 11.41 1.66 5.04 9.00 0.27 -1.01 -1.65 5.92 -3.97 1.30 1.88 -5.70 -8.47 3.85 0.87 124.4
1.29 7.69 5.96 -3.80 3.51 5.99 -19.10 0.58 -7.74 4.31 -0.34 -3.10 4.34 7.08 4.44 -11.32 1.75 126.5
8.73 17.12 5.15 -1.54 3.78 -2.36 0.08 2.29 -7.28 4.64 6.38 6.00 1.72 8.24 14.75 6.70 5.60 133.6
0.84 -5.23 -0.69 -6.04 3.46 -3.10 -8.42 -9.41 -17.32 -5.67 -1.93 -8.15 -2.38 -7.89 1.49 2.05 -4.00 128.3
2.65 8.80 12.11 -5.32 -2.87 4.94 -4.77 -1.56 -11.02 3.37 -1.17 0.31 -12.30 -6.51 -9.39 -5.95 -2.84 124.6
17.99 22.21 -1.83 -5.00 4.45 4.53 13.25 3.39 -5.29 5.57 3.77 13.27 -0.17 13.83 4.76 8.02 6.14 132.3
-0.92 11.55 1.64 12.53 17.32 -2.14 18.21 12.84 8.87 16.23 13.80 30.33 21.56 28.20 7.53 12.84 16.12 153.6
67.31 33.96 2.48 76.54 87.22 110.25 60.92 30.45 -19.75 21.29 20.25 19.53 31.23 43.68 58.31 38.47 3.96 159.7
-2.59 -6.88 15.13 -14.99 -14.78 0.98 -1.54 3.81 -19.14 -4.77 -10.34 -3.69 -6.67 -0.88 -4.00 -19.97 3.81 165.8
-32.08 -16.27 -15.65 -29.57 -13.38 -23.63 0.36 -23.28 5.31 -10.43 -16.33 -15.25 -16.77 -5.84 -3.61 -2.73 3.67 171.9
39.06 25.29 16.89 28.71 24.90 35.05 55.87 25.26 -9.73 20.93 44.50 18.07 12.22 14.17 19.55 18.83 21.43 208.7
17.52 19.36 9.10 15.84 2.99 13.31 24.47 15.55 2.86 11.14 15.40 10.04 7.88 12.90 20.27 11.68 13.79 237.5
-4.08 1.60 11.05 5.62 10.64 3.44 -17.43 8.85 -2.38 7.69 9.61 -9.32 11.54 5.14 25.81 13.09 7.87 256.1
23.91 17.70 7.69 27.35 11.52 16.63 21.92 27.02 8.35 28.84 18.00 21.90 24.50 20.68 26.07 20.72 22.95 314.9数据来源和说明： 年劳动生产率增长率用附录表 1 数据计算。 年劳动生产率增长率根据下述方式估算：首先利用《中国统计年鉴》提供的工业 GDP 和工业就 业人数计算
年工业劳动生产率增长率， 然后计算
年工业劳动生产率增长率与同期 Szirmai 等估计的制造业劳动生产率增长率平均倍数， 最后利用这一倍数与
年工业劳动生产率数据估算
年间制造业劳动生产率。33 附录表 3、我国制造业现价全员劳动生产率（）行业及编号 1 食品加工业 2 食品制造业 3 饮料制造业 4 烟草加工业 5 纺织业 6 服装纤维 7 皮毛羽制品 8 木材加工 9 家具制造 10 造纸业 11 印刷业 12 文体用品 13 石油炼焦 14 化学原料制品 15 医药制造 16 化学纤维 17 橡胶制品 18 塑料制品 19 非金属矿制品 20 黑色金属冶炼 21 有色金属冶炼 22 金属制品 23 普通机械制造 24 专用设备制造 25 交通运输设备 26 电气机械 27 电子通讯设备 28 仪器仪表 29 工艺品 30 废弃回收 31 其他制造业
13275 N.A. N.A.
N.A. N.A. N.A.
31201 N.A. N.A. N.A.
38116 N.A. N.A. N.A.
29528 N.A. N.A. N.A.
46939 N.A. N.A. N.A.
78338 N.A.资料来源和说明： 《中国统计年鉴》。1997 年以前为独立核算工业企业，1998 及之后为国有企 业及规模以上非国有企业。 全员劳动生产率=工业增加值/全部从业人员平均人数。 历年行业名称有所变动， 如“食品加工业”2003 年改为“农副食品加工业”。34 附录表 4、我国制造业实际全员劳动生产率（，1993 年不变价）行业及编号 工业品出厂价指数 （1993年=100） 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 食品加工业 食品制造业 饮料制造业 烟草加工业 纺织业 服装纤维 皮毛羽制品 木材加工 家具制造 造纸业 印刷业 文体用品 石油炼焦 化学原料制品 医药制造 化学纤维 橡胶制品 塑料制品 非金属矿制品 黑色金属冶炼 有色金属冶炼 金属制品 普通机械制造 专用设备制造 交通运输设备 电气机械 电子通讯设备 仪器仪表 工艺品 废弃回收 其他制造业
11109 N.A. N.A. 7.3
9397 N.A. N.A. 1.3
N.A. N.A. N.A.
N.A. N.A. N.A.
N.A. N.A. N.A.
N.A. N.A. N.A.
N.A. N.A. N.A.
N.A.数据来源：由附录表 3 现价全员劳动生产率和本表工业品出厂价格指数计算。工业品出厂价格指数见《中 国统计年鉴》2004。35 附录表 5、我国制造业分部门现价增加值（，亿元）行业及编号 1 2 3 4 5 6 7 8 9 食品加工业 食品制造业 饮料制造业 烟草加工业 纺织业 服装纤维 皮毛羽制品 木材加工 家具制造
218.0 330.4 552.5 .1 202.3 99.5 58.7 191.8 124.4 78.3 434.2 251.6 171.6 138.4 221.7
211.1 353.6 612.6 898.5 347.3 201.5 95.1 56.4 232.4 123.2 91.2 561.3 942.7 264.7 203.0 138.4 225.1 899.9 .1 383.9 669.8 449.4 805.1 603.8 635.0 122.6 N.A. N.A. 176.4 6 712.2 290.1 457.4 757.4 .1 278.5 143.3 79.6 329.2 170.2 121.2 559.5 .9 195.0 188.5 324.4 .8 306.5 490.9 726.7 520.3 928.8 741.0 663.3 144.3 N.A. N.A. 243.0 7 781.0 352.6 557.1 823.2 .8 290.8 170.0 89.0 338.9 187.6 130.8 602.5 .5 209.5 209.7 358.1 5.4 311.3 516.7 794.8 545.4 .6 902.4 148.6 N.A. N.A. 248.3 8 681.5 325.0 543.6 886.2 .9 273.3 112.6 76.7 318.9 182.7 141.1 528.6 .9 184.6 203.1 354.3 909.1 982.7 332.3 504.3 696.9 485.4 .6 .5 N.A. N.A. N.A. 9 761.9 344.6 585.8 892.1 .0 283.6 132.9 78.0 355.6 197.9 140.2 590.2 .9 252.5 202.6 387.8 1.2 405.0 540.7 743.6 515.7 2.6 .5 N.A. N.A. N.A. 0 835.3 415.8 618.9 935.8 .0 323.6 157.5 94.9 412.6 201.4 155.3 788.0 .9 295.8 219.0 464.4 9.3 512.7 609.5 840.8 581.0 1.5 .4 N.A. N.A. N.A. 1 944.7 451.9 642.6 7.5 688.1 391.8 192.9 117.6 474.9 244.0 179.9 883.3 .4 222.1 248.3 545.0 0.2 591.2 713.3 971.6 636.9 8.4 .9 N.A. N.A. N.A. 2 .0 709.6 9.1 746.1 458.0 213.9 139.3 570.9 279.5 204.5 2.6 834.7 248.9 292.6 646.8 9.5 626.1 841.2 .8 4.7 .5 N.A. N.A. N.A. 3 .1 796.0 6.7 916.5 591.4 265.7 183.0 681.4 334.5 249.9 4.9 .3 370.0 763.2 4.0 902.1 971.0 8.2 3.5 .0 347.7 10.7 N.A. 34088.710 造纸业 11 印刷业 12 文体用品 13 石油炼焦 15 医药制造 16 化学纤维 17 橡胶制品 18 塑料制品14 化学原料制品 792.819 非金属矿制品 942.1 20 黑色金属冶炼
有色金属冶炼 263.5 22 金属制品 440.1 23 普通机械制造 683.3 24 专用设备制造 490.9 25 交通运输设备 755.4 26 电气机械 28 仪器仪表 29 工艺品 30 废弃回收 31 其他制造业 制造业合计 581.7 129.2 N.A. N.A. 205.0
电子通讯设备 484.3数据来源和说明： 《中国统计年鉴》 年。1997 年以前为“独立核算工业企业” ，1998 及以后为 “国有企业及规模以上非国有企业” 。36 附录表 6、我国制造业分部门从业人数估算（，万人）行业及编号 1 食品加工业 2 食品制造业 3 饮料制造业 4 烟草加工业 5 纺织业 6 服装纤维 7 皮毛羽制品 8 木材加工 9 家具制造 10 造纸业 11 印刷业 12 文体用品 13 石油炼焦 14 化学原料制品 15 医药制造 16 化学纤维 17 橡胶制品 18 塑料制品 19 非金属矿制品 20 黑色金属冶炼 21 有色金属冶炼 22 金属制品 23 普通机械制造 24 专用设备制造 25 交通运输设备 26 电气机械 27 电子通讯设备 28 仪器仪表 29 工艺品 30 废弃回收 31 其他制造业 制造业合计
151.7 143.4 30.3 894.0 269.8 146.6 104.4 51.4 177.0 112.7 71.4 72.9 462.0 117.6 52.4 95.2 151.5 801.9 375.0 111.2 300.7 491.2 363.7 392.4 345.1 183.4 97.3 N.A. N.A. 181.5 5 240.2 153.3 148.3 32.1 868.1 268.0 150.2 103.1 49.2 180.2 107.7 70.8 78.4 478.1 114.7 55.9 96.9 158.5 792.5 385.9 121.1 279.9 481.5 355.3 416.4 307.5 193.4 95.0 N.A. N.A. 162.2 6 245.7 140.6 146.9 30.9 810.4 261.0 140.1 98.6 49.7 185.8 110.0 68.1 76.6 480.9 118.6 57.4 94.3 159.2 776.5 361.0 125.2 274.4 483.9 349.0 431.3 308.9 191.6 94.1 N.A. N.A. 146.9 7 246.5 140.9 144.7 31.0 730.2 243.8 137.2 94.4 45.8 167.6 100.7 72.2 77.6 466.4 115.7 60.1 92.5 155.3 741.1 341.7 118.2 257.7 465.7 333.3 410.0 300.4 188.6 88.9 N.A. N.A. 141.3 8 200.5 102.5 115.1 29.2 578.0 211.7 111.1 50.3 25.1 129.3 67.4 61.4 78.0 390.4 103.7 48.1 77.2 110.3 455.3 298.6 112.3 175.8 340.1 252.1 337.5 239.1 185.5 64.4 N.A. N.A. N.A. 9 180.6 96.7 106.3 28.1 510.9 202.7 109.8 48.0 25.5 119.2 60.4 64.1 71.6 371.0 99.9 46.2 71.3 111.1 434.0 276.9 108.3 166.0 302.4 218.5 317.3 228.6 186.2 57.8 N.A. N.A. N.A. 0 167.9 91.8 102.2 25.9 482.9 215.6 112.7 50.0 27.0 113.4 55.8 65.3 63.7 346.6 99.6 42.9 66.6 111.4 410.7 261.7 105.7 162.4 285.0 206.8 306.2 229.2 196.3 56.2 N.A. N.A. N.A. 1 166.9 90.0 95.0 24.7 477.5 237.1 127.0 51.3 29.8 113.8 54.7 66.9 59.2 318.6 103.0 40.3 61.6 117.1 392.6 249.3 109.3 165.2 272.0 185.6 296.2 225.6 205.0 80.6 N.A. N.A. N.A. 2 173.5 98.5 91.0 23.2 479.1 265.7 141.3 51.7 34.0 115.0 55.5 75.6 55.8 310.1 105.5 37.7 62.1 129.6 388.2 239.3 102.3 174.0 264.4 178.1 296.7 239.0 229.4 57.2 N.A. N.A. N.A. 3 181.7 101.1 89.0 21.2 499.2 289.2 165.4 63.8 43.4 114.0 59.4 87.1 59.7 311.3 115.4 34.2 62.2 140.9 396.2 255.9 106.6 171.2 283.5 205.3 311.8 265.1 273.5 72.0 103.2 1.4 N.A. 4883.8数据来源：由附录表 4 和表 5 数据计算。从业人数=各行业增加值/全员劳动生产率。37 附录表 7、我国制造业分部门从业人数权重（，%）行业及编号 1 2 3 4 5 6 7 8 9 食品加工业 食品制造业 饮料制造业 烟草加工业 纺织业 服装纤维 皮毛羽制品 木材加工 家具制造
2.2 2.1 0.4 12.8 3.9 2.1 1.5 0.7 2.5 1.6 1.0 1.0 1.7 0.7 1.4 2.2
2.2 2.1 0.5 12.5 3.9 2.2 1.5 0.7 2.6 1.6 1.0 1.1 6.9 1.7 0.8 1.4 2.3 11.4 5.6 1.7 4.0 6.9 5.1 6.0 4.4 2.8 1.4 N.A. N.A. 2.3 100.0
2.1 2.2 0.5 11.9 3.8 2.1 1.4 0.7 2.7 1.6 1.0 1.1 7.1 1.7 0.8 1.4 2.3 11.4 5.3 1.8 4.0 7.1 5.1 6.3 4.5 2.8 1.4 N.A. N.A. 2.2 100.0
2.2 2.2 0.5 11.2 3.7 2.1 1.4 0.7 2.6 1.5 1.1 1.2 7.2 1.8 0.9 1.4 2.4 11.4 5.2 1.8 4.0 7.2 5.1 6.3 4.6 2.9 1.4 N.A. N.A. 2.2 100.0
2.1 2.3 0.6 11.7 4.3 2.2 1.0 0.5 2.6 1.4 1.2 1.6 7.9 2.1 1.0 1.6 2.2 9.2 6.0 2.3 3.6 6.9 5.1 6.8 4.8 3.7 1.3 N.A. N.A. N.A. 100.0
2.1 2.3 0.6 11.1 4.4 2.4 1.0 0.6 2.6 1.3 1.4 1.6 8.0 2.2 1.0 1.5 2.4 9.4 6.0 2.3 3.6 6.5 4.7 6.9 4.9 4.0 1.3 N.A. N.A. N.A. 100.0
2.1 2.3 0.6 10.8 4.8 2.5 1.1 0.6 2.5 1.3 1.5 1.4 7.8 2.2 1.0 1.5 2.5 9.2 5.9 2.4 3.6 6.4 4.6 6.9 5.1 4.4 1.3 N.A. N.A. N.A. 100.0
2.0 2.2 0.6 10.8 5.4 2.9 1.2 0.7 2.6 1.2 1.5 1.3 7.2 2.3 0.9 1.4 2.7 8.9 5.6 2.5 3.7 6.2 4.2 6.7 5.1 4.6 1.8 N.A. N.A. N.A. 100.0
2.2 2.0 0.5 10.7 5.9 3.2 1.2 0.8 2.6 1.2 1.7 1.2 6.9 2.4 0.8 1.4 2.9 8.7 5.3 2.3 3.9 5.9 4.0 6.6 5.3 5.1 1.3 N.A. N.A. N.A. 100.0
2.1 1.8 0.4 10.2 5.9 3.4 1.3 0.9 2.3 1.2 1.8 1.2 6.4 2.4 0.7 1.3 2.9 8.1 5.2 2.2 3.5 5.8 4.2 6.4 5.4 5.6 1.5 2.1 0.0 N.A. 100.010 造纸业 11 印刷业 12 文体用品 13 石油炼焦 15 医药制造 16 化学纤维 17 橡胶制品 18 塑料制品14 化学原料制品 6.619 非金属矿制品 11.5 20 黑色金属冶炼 5.4 21 有色金属冶炼 1.6 22 金属制品 4.3 23 普通机械制造 7.0 24 专用设备制造 5.2 25 交通运输设备 5.6 26 电气机械 28 仪器仪表 29 工艺品 30 废弃回收 31 其他制造业 制造业合计 4.9 1.4 N.A. N.A. 2.6 100.0 27 电子通讯设备 2.6数据来源：用附录表 6 数据计算。38 附录表 8、我国制造业平均实际劳动生产率估算及分部门合并调整（）合并调整后行业 对应原行业 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 16 17 18 19 20 21 22 23 062
1 2 3 4 5 6 7食品加工业 食品制造业 饮料制造业 烟草加工业 纺织业 服装纤维 皮毛羽制品食品加工业 21321 食品制造业 12022 饮料制造业 19278 烟草加工业 152812 纺织业 服装纤维 木材加工 家具制造 造纸业 印刷业 文体用品 石油炼焦 化学原料制品 化学纤维 橡胶制品 塑料制品 黑色金属冶炼 有色金属冶炼 21203 金属制品 普通机械制造 专用设备制造 12946 交通运输设备 电气机械 电子通讯设备 医药制造 仪器仪表 工艺品 废弃回收 其他制造业
11013皮毛羽制品 8 木材家具制造 9 造纸印刷 10 石油炼焦 11 化学化纤制品 12 橡胶塑料制品 13 非金属矿制品 14 金属冶炼制品
非金属矿制品 983115 机械设备制造 16 电气电子设备24 25 26 27 15 2811183121821377518016221932538332151425155128818010198602499734881429825299259265669977638217 其它制造业29 30 31110391464816591264843343740168391085182346789制造业合计127491501017129224442721632075371934429252150数据来源：由附录 4 实际劳动生产率与附录表 7 从业人数权重计算。39 附录表 9、我国制造业实际劳动生产率年增}
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