蔣飛

???核心觀點(diǎn)

我們?cè)?022年11月發(fā)布的《中國(guó)潛在經(jīng)濟(jì)增速初探》中，采用C-D生產(chǎn)函數(shù)模型，帶入1978-2021年數(shù)據(jù)，測(cè)算的勞動(dòng)彈性系數(shù)β（即勞動(dòng)收入份額）與收入法GDP中勞動(dòng)收入份額差距較大，也比部分研究機(jī)構(gòu)測(cè)算結(jié)果更低。我們認(rèn)為主要可能是采用了“全社會(huì)就業(yè)人員數(shù)”大致代替勞動(dòng)投入量，這一點(diǎn)可能會(huì)導(dǎo)致測(cè)算結(jié)果低估勞動(dòng)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。

本文我們參考盛來(lái)運(yùn)等（2018）中的做法，使用收入水平作為勞動(dòng)時(shí)間的替代變量，以“就業(yè)人員數(shù)量x勞動(dòng)收入因子”代替勞動(dòng)投入量，測(cè)算出勞動(dòng)收入份額β大幅升至0.50，與收入法GDP中的勞動(dòng)者報(bào)酬占比（1992-2020年平均約為0.51）較為接近。值得一提的是，這一勞動(dòng)投入量增長(zhǎng)明顯快于勞動(dòng)人數(shù)增長(zhǎng)，很大程度上是因?yàn)閯趧?dòng)收入因子中已經(jīng)含有就業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變、勞動(dòng)效率乃至技術(shù)因素等的影響。我們認(rèn)為盡管用此法能夠測(cè)得一個(gè)較為合理的勞動(dòng)收入份額β，但同時(shí)也可能干擾對(duì)全要素生產(chǎn)率（TFP）的估計(jì)。因此，選擇非農(nóng)產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)人數(shù)作為勞動(dòng)投入量可能是一個(gè)較好的方式。

另外，在處理勞動(dòng)收入數(shù)據(jù)的同時(shí)，我們注意到1978年至今，農(nóng)業(yè)收入水平和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入水平的實(shí)際增速都有較明顯的分段，指向2002-2004年間，我國(guó)跨過(guò)劉易斯拐點(diǎn)。1978年-2001年農(nóng)業(yè)與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入增速波動(dòng)較大，且均值相對(duì)較低；2002年后兩者趨于穩(wěn)定，且中樞上行，表現(xiàn)出劉易斯轉(zhuǎn)折點(diǎn)到來(lái)的典型特征。實(shí)際上從2004年開(kāi)始，沿海地區(qū)出現(xiàn)“民工荒”現(xiàn)象，隨后更在全國(guó)范圍內(nèi)蔓延開(kāi)來(lái)，演變?yōu)槠毡樾缘膭趧?dòng)力短缺。而這啟示我們，在分析勞動(dòng)、資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的時(shí)候應(yīng)該分時(shí)段考慮。

我們以平滑處理后的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)人數(shù)作為勞動(dòng)投入，其余核心假設(shè)基本不變；同時(shí)以2004年為界，將1978年至2022年的數(shù)據(jù)分成兩階段，帶入模型測(cè)算各階段的資本收入份額α與勞動(dòng)收入份額β。結(jié)果顯示2004至今的階段β明顯提升，進(jìn)一步表明2004年以后隨著農(nóng)村剩余勞動(dòng)基本全部轉(zhuǎn)移到非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的勞動(dòng)收入份額已明顯提高。

我們結(jié)合2004-1978年的α、β值，重新測(cè)算得出2022-2030年潛在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。預(yù)測(cè)結(jié)果顯示，“十四五”期間，我國(guó)潛在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率可能在4.7%-5.2%，2023年、2024年分別約為5.1%和4.9%，這一潛在增速偏低。

我們認(rèn)為要維持經(jīng)濟(jì)較高速增長(zhǎng)，一個(gè)重要的條件就是維持TFP高速增長(zhǎng)。但反觀過(guò)去幾年，我國(guó)TFP一直處于相對(duì)較低速度。當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型進(jìn)入關(guān)鍵時(shí)期，面臨著從粗放到精細(xì)，從債務(wù)推動(dòng)到技術(shù)推動(dòng)的重大轉(zhuǎn)變。我們認(rèn)為當(dāng)務(wù)之急就是加快改革步伐，在制度層面釋放更多生產(chǎn)率。

1重新確定勞動(dòng)收入份額

1.1.初測(cè)勞動(dòng)收入份額偏低

我們?cè)?022年11月發(fā)布的《中國(guó)潛在經(jīng)濟(jì)增速初探》中，采用C-D生產(chǎn)函數(shù)模型，帶入1978-2021年數(shù)據(jù)，大致測(cè)算資本的產(chǎn)出彈性（即資本收入份額）α為0.81，勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性（即勞動(dòng)收入份額或勞動(dòng)報(bào)酬占比）β為0.19。但我們注意到，這一結(jié)果與資金流量表和投入產(chǎn)出表以及各省匯總計(jì)算出的勞動(dòng)/資本收入份額差距較大，也與部分研究機(jī)構(gòu)測(cè)算結(jié)果不同，我們測(cè)算的資本彈性系數(shù)（即資本收入份額）明顯偏高，換言之勞動(dòng)彈性系數(shù)（即勞動(dòng)收入份額）偏低。

實(shí)際上測(cè)算過(guò)程中樣本時(shí)間區(qū)間不同、指標(biāo)核心假設(shè)與統(tǒng)計(jì)方式不同等原因，都可能導(dǎo)致最終模型系數(shù)不同?；乜础吨袊?guó)潛在經(jīng)濟(jì)增速初探》，出于簡(jiǎn)化數(shù)據(jù)獲取和處理的考量，我們采用了“全社會(huì)就業(yè)人員數(shù)”大致代替勞動(dòng)投入量，這一點(diǎn)可能會(huì)導(dǎo)致測(cè)算結(jié)果低估勞動(dòng)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。

《OECD生產(chǎn)率測(cè)算手冊(cè)》指出，從生產(chǎn)分析的觀點(diǎn)看，忽略短期勞動(dòng)質(zhì)量的差異，總工時(shí)數(shù)是最合適的勞動(dòng)投入量，簡(jiǎn)單用就業(yè)人員數(shù)測(cè)度勞動(dòng)投入反映不出工時(shí)數(shù)的變化。另外改革開(kāi)放以來(lái)中國(guó)農(nóng)村勞動(dòng)力大量轉(zhuǎn)移、就業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，從這個(gè)角度看測(cè)算勞動(dòng)投入也應(yīng)考慮勞動(dòng)時(shí)間或勞動(dòng)強(qiáng)度的變化。

當(dāng)然，《OECD 生產(chǎn)率測(cè)算手冊(cè)》也指出實(shí)際工時(shí)數(shù)會(huì)產(chǎn)生一系列統(tǒng)計(jì)問(wèn)題。問(wèn)題之一是如何才能恰當(dāng)?shù)乩眯┛色@得的統(tǒng)計(jì)資料，尤其是企業(yè)和家庭調(diào)查?！妒謨?cè)》提到可以采用支付報(bào)酬的工時(shí)數(shù)或相當(dāng)于全日制的就業(yè)人員數(shù)作為其合理替代。因此我們下一部分將重點(diǎn)探究如何對(duì)勞動(dòng)投入量的數(shù)據(jù)重新處理。

1.2.數(shù)據(jù)處理與重測(cè)

根據(jù)（盛來(lái)運(yùn)等，2018），“就業(yè)人員數(shù)量x勞動(dòng)時(shí)間”是西方國(guó)家在測(cè)算勞動(dòng)投入中通用的算法。但其同時(shí)指出，我國(guó)勞動(dòng)時(shí)間統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)基礎(chǔ)較薄弱，無(wú)法直接套用。而勞動(dòng)力投入的勞動(dòng)時(shí)間與其獲得的勞動(dòng)報(bào)酬具有較高的相關(guān)性，雖然收入水平的變化可能有技術(shù)進(jìn)步因素的存在，但在數(shù)據(jù)可得性限制下，這仍是一個(gè)較為合理的替代變量。因此（盛來(lái)運(yùn)等，2018）使用收入水平作為勞動(dòng)時(shí)間的替代變量，具體而言使用農(nóng)村居民從事農(nóng)、林、牧、漁業(yè)的人均經(jīng)營(yíng)純收人表示農(nóng)業(yè)收人水平，使用城鎮(zhèn)居民人均工資性收人與經(jīng)營(yíng)凈收人合計(jì)表示非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收人水平，通過(guò)相應(yīng)處理代替勞動(dòng)時(shí)間。

就業(yè)人員數(shù)量數(shù)據(jù)較為易得，在此不再贅述，我們重點(diǎn)介紹收入水平的數(shù)據(jù)處理。對(duì)于農(nóng)業(yè)收入水平，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局自1978年公布“農(nóng)村居民家庭:人均年純收入:家庭經(jīng)營(yíng)收入”這一指標(biāo)，2012年后改為“農(nóng)村居民人均可支配收入:經(jīng)營(yíng)凈收入”, 這可以視作農(nóng)業(yè)勞動(dòng)人員的名義收入，數(shù)據(jù)也相對(duì)充足，但其在個(gè)別年份變化較大，不排除價(jià)格的影響。另外我們發(fā)現(xiàn)“農(nóng)村居民家庭:人均純收入:實(shí)際增長(zhǎng)指數(shù)”也可以較好地表現(xiàn)農(nóng)村居民人均經(jīng)營(yíng)純收入的實(shí)際增速。因此我們將其指數(shù)化（1978年=1）后，乘以對(duì)應(yīng)年份的第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)人數(shù)，來(lái)代表農(nóng)業(yè)勞動(dòng)投入量。

一是2002年前統(tǒng)計(jì)年鑒中并未按來(lái)源劃分城鎮(zhèn)居民人均收入，僅有按所有制分類(lèi)的城鎮(zhèn)居民人均收入情況。我們大致將（國(guó)有單位職工工資+集體及其它經(jīng)濟(jì)類(lèi)型單位職工工資+職工從工作單位得到的其他收入）作為工資性收入，個(gè)體經(jīng)營(yíng)勞動(dòng)者收入作為經(jīng)營(yíng)性收入進(jìn)行統(tǒng)計(jì)。

二是統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)公布的國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒最早截至1999年。這意味著前述方法僅適用于1985年、1990年以及1997年-2001年。我們發(fā)現(xiàn)國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒自1978年開(kāi)始公布“職工平均貨幣工資”，（時(shí)間涵蓋1978/1980/1985,1986-1998年），盡管平均貨幣工資與城鎮(zhèn)居民人均工資性收入+經(jīng)營(yíng)性收入并不一致，但根據(jù)已知的數(shù)據(jù)對(duì)比來(lái)看，兩者之間存在一定的比例關(guān)系。我們按此關(guān)系大致推算工資性+經(jīng)營(yíng)性收入。最后再將少數(shù)空缺值利用趨勢(shì)差值法進(jìn)行填補(bǔ)。最終得到1978-2022年非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的名義收入水平及其同比的時(shí)間序列。剔除價(jià)格因素（CPI）后將此數(shù)據(jù)指數(shù)化（1978年=1），乘以對(duì)應(yīng)年份的第二、第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)人數(shù)，來(lái)代表非農(nóng)產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)投入量。農(nóng)業(yè)、非農(nóng)產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)投入量加總即可視為總勞動(dòng)投入量。

我們測(cè)算的結(jié)果顯示，我國(guó)勞動(dòng)投入總量從1978 年的 4.0億人員當(dāng)量[1]提升至 2022年的128.0億人員當(dāng)量,復(fù)合年均增速達(dá)8.2%,增速明顯快于就業(yè)人員數(shù)量的平均增速（1.4%）。而盛來(lái)運(yùn)等（2018）測(cè)算的中國(guó)勞動(dòng)投入總量從1978年的3.6億人員當(dāng)量提升至2017年的10.3億人員當(dāng)量，平均每年增長(zhǎng)2.7%，明顯低于我們的測(cè)算。這可能是因?yàn)檎{(diào)整方法存在差異：盛文是基于農(nóng)村和城鎮(zhèn)時(shí)間的差異而在原有勞動(dòng)人數(shù)基礎(chǔ)上調(diào)整，而我們是把收入當(dāng)做勞動(dòng)時(shí)間強(qiáng)度，直接與勞動(dòng)人數(shù)相乘。我們按照盛文的調(diào)整方法得出的勞動(dòng)收入份額β是0.24，明顯低于收入法GDP中勞動(dòng)者報(bào)酬的占比）。

按照我們統(tǒng)計(jì)的勞動(dòng)投入總量[2]，測(cè)算出勞動(dòng)收入份額β大幅升至0.50。這一勞動(dòng)收入份額與收入法GDP中的勞動(dòng)者報(bào)酬占比較為接近——1992年-2020年，我國(guó)收入法勞動(dòng)者報(bào)酬占GDP比重（基于實(shí)物交易資金流量表）平均約在51.2%；根據(jù)格羅寧根大學(xué)測(cè)算的數(shù)據(jù)，我國(guó)的勞動(dòng)收入份額約為57.6%。或許盛來(lái)運(yùn)等（2018）的方法沒(méi)有把生產(chǎn)率算入勞動(dòng)投入中。

實(shí)際上，勞動(dòng)收入（報(bào)酬）與勞動(dòng)投入，可以說(shuō)是收入法GDP和要素生產(chǎn)函數(shù)GDP的“一體兩面”。我們統(tǒng)計(jì)的勞動(dòng)投入量名義同比（非農(nóng)產(chǎn)業(yè)和農(nóng)業(yè)人均名義收入與對(duì)應(yīng)產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)人數(shù)乘積之和），與GDP收入法中的勞動(dòng)者報(bào)酬的同比增速基本一致，一定程度表明用我們統(tǒng)計(jì)名義勞動(dòng)投入量，剔除價(jià)格后作為實(shí)際勞動(dòng)投入量帶入C-D生產(chǎn)函數(shù)，是較為合理的。

值得一提的是，以收入水平代替勞動(dòng)時(shí)間來(lái)統(tǒng)計(jì)的勞動(dòng)投入量，盡管勞動(dòng)人數(shù)增長(zhǎng)相對(duì)較慢，但勞動(dòng)投入還是在快速增長(zhǎng)，這很大程度上是因?yàn)閯趧?dòng)收入中已經(jīng)含有就業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變、勞動(dòng)效率乃至技術(shù)因素等的影響。一個(gè)數(shù)據(jù)層面的證據(jù)就是全要素生產(chǎn)率（TFP）的測(cè)算。我們?cè)凇吨袊?guó)潛在經(jīng)濟(jì)增速初探》中以勞動(dòng)人數(shù)代替勞動(dòng)投入量，測(cè)算的TFP增速與國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的“國(guó)家全員勞動(dòng)生產(chǎn)率同比”走勢(shì)較為一致。而當(dāng)我們將勞動(dòng)收入因子x勞動(dòng)人數(shù)作為勞動(dòng)投入量，測(cè)算的TFP與國(guó)家全員勞動(dòng)生產(chǎn)率同比走勢(shì)出現(xiàn)較大差異。這就說(shuō)明勞動(dòng)收入中含有一部分勞動(dòng)生產(chǎn)率的信息。也就是說(shuō)，盡管以勞動(dòng)收入因子x勞動(dòng)人數(shù)代替勞動(dòng)投入量，能夠測(cè)得一個(gè)較為合理的勞動(dòng)收入份額β，但這種方法可能干擾對(duì)全要素生產(chǎn)率（TFP）的估計(jì)。因此，綜合來(lái)看選擇非農(nóng)產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)人數(shù)作為勞動(dòng)投入量可能是一個(gè)較好的方式。

2劉易斯拐點(diǎn)在中國(guó)

我們?cè)谥販y(cè)勞動(dòng)收入份額的同時(shí)，注意到農(nóng)業(yè)收入水平和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入水平的實(shí)際增速都有較明顯的分段。1978-2001年農(nóng)業(yè)收入同比增速平均約為7.4%，并且波動(dòng)幅度較大，2002年后農(nóng)業(yè)收入增速回穩(wěn)，2002-2022年均增速提升至7.9%并且波動(dòng)幅度明顯變小；類(lèi)似的，1978-2001年非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入水平增速的波動(dòng)性較強(qiáng)，且整體增速偏低，年均增長(zhǎng)5.7%；2002-2022年非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入水平增長(zhǎng)趨于穩(wěn)定，增速中樞提升至7.8%。

1978年-2002年農(nóng)業(yè)與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入的震蕩一定程度折射了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)人口與非農(nóng)勞動(dòng)人口頻繁的相互轉(zhuǎn)移。1991年后農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)就已開(kāi)始明顯下降，一定程度體現(xiàn)了開(kāi)放條件下高速工業(yè)化對(duì)轉(zhuǎn)移勞動(dòng)力的大規(guī)模吸納，農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力趨于不斷減少。1997年-2002年非農(nóng)就業(yè)人員和農(nóng)業(yè)就業(yè)人員人數(shù)基本打平。

2002年后農(nóng)業(yè)與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)收入增速均趨于穩(wěn)定，且整體中樞有所上行，一定程度已經(jīng)是劉易斯拐點(diǎn)的特征。實(shí)際上2002年之后，我國(guó)的非農(nóng)就業(yè)人數(shù)徹底超過(guò)農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)并且不斷增長(zhǎng)，而農(nóng)業(yè)就業(yè)人數(shù)快速減少，就業(yè)結(jié)構(gòu)持續(xù)改善。另一方面快速的人口轉(zhuǎn)變也使得勞動(dòng)年齡人口的增長(zhǎng)接近尾聲，勞動(dòng)力供給能力漸趨羸弱。從2004年開(kāi)始，沿海地區(qū)出現(xiàn)“民工荒”現(xiàn)象，隨后更在全國(guó)范圍內(nèi)蔓延開(kāi)來(lái)，演變?yōu)槠毡樾缘膭趧?dòng)力短缺。按照二元經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論，當(dāng)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到達(dá)這樣的階段，雖然勞動(dòng)力并沒(méi)有出現(xiàn)絕對(duì)的不足，但是雇主開(kāi)始通過(guò)提高工資水平來(lái)吸引工人，因而引起普通勞動(dòng)者工資的普遍和持續(xù)上漲，這就是劉易斯轉(zhuǎn)折點(diǎn)到來(lái)的典型表現(xiàn)（蔡昉，2022）。

總的來(lái)看，劉易斯拐點(diǎn)在國(guó)內(nèi)的出現(xiàn)大致在2004年前后，表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)剩余勞動(dòng)力基本全部轉(zhuǎn)移入非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，全部勞動(dòng)工資普遍穩(wěn)定上漲。而這也啟示我們，在分析勞動(dòng)、資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的時(shí)候應(yīng)該分時(shí)段考慮。

2.1分階段測(cè)算勞動(dòng)收入份額

我們以2004年為界，將1978年至今的數(shù)據(jù)分成兩階段，繼續(xù)用C-D函數(shù)模型測(cè)算各階段的資本收入份額α與勞動(dòng)收入份額β。

對(duì)于資本投入K，我們依然維持《中國(guó)潛在經(jīng)濟(jì)增速初探》核心假設(shè)，僅將折舊率5%小幅調(diào)升至7.5%。

對(duì)于勞動(dòng)投入L，我們采用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的第二、第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力人數(shù)之和（即非農(nóng)就業(yè)人數(shù)）作為勞動(dòng)投入量，并且對(duì)1980-1989年就業(yè)數(shù)據(jù)做平滑處理。

測(cè)算結(jié)果如下：

1978-2003年：α=0.89，β=0.11，R²=0.9967，D.W.=0.8530

2004-2022年：α=0.63，β=0.37，R²=0.9952，D.W.=0.5801

（1978-2022年：α=0.74，β=0.26，R²=0.9992，D.W.=1.0333）

在兩階段增長(zhǎng)模型下，我們測(cè)算的全要素生產(chǎn)率在走勢(shì)上與國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的國(guó)家全員勞動(dòng)生產(chǎn)率同比較為接近，而數(shù)值上與荷蘭格羅寧根大學(xué)測(cè)算的較為接近。我們認(rèn)為可以較好地衡量1978年以來(lái)我國(guó)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。

同時(shí)這一結(jié)果表明，2004年以后隨著農(nóng)村剩余勞動(dòng)基本全部轉(zhuǎn)移到非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的勞動(dòng)收入份額已經(jīng)明顯提高。這也在提示我們，若將1978-2022年的平均資本/勞動(dòng)收入份額作為參數(shù)，預(yù)測(cè)未來(lái)的經(jīng)濟(jì)潛在增長(zhǎng)速度并不合理。采用2004-2022年的資本/勞動(dòng)收入份額進(jìn)行未來(lái)一段時(shí)間的預(yù)測(cè)應(yīng)是較為理想的方式。

2.2潛在經(jīng)濟(jì)增速測(cè)算

對(duì)于資本投入、勞動(dòng)投入和全要素生產(chǎn)率的預(yù)測(cè)，我們基本維持《中國(guó)潛在經(jīng)濟(jì)增速初探》的方法。并且結(jié)合2004-1978年的α、β值，計(jì)算得出2022-2030年潛在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。未來(lái)一段時(shí)間，資本存量增長(zhǎng)將仍是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要貢獻(xiàn)力量；關(guān)于勞動(dòng)力投入增長(zhǎng)，整體全國(guó)勞動(dòng)人口數(shù)量增速放緩趨勢(shì)仍將主導(dǎo)。雖然二孩政策全面放開(kāi)，但在沒(méi)有轉(zhuǎn)化為實(shí)際勞動(dòng)力前，勞動(dòng)力增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)會(huì)持續(xù)減弱。預(yù)測(cè)結(jié)果顯示，“十四五”期間，我國(guó)潛在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率可能在4.7%-5.2%之間，2023年、2024年分別為5.1%和4.9%。

劉哲希、陳彥斌在《“十四五”時(shí)期中國(guó)經(jīng)濟(jì)潛在增速測(cè)算》中提到，中國(guó)要到2035年基本實(shí)現(xiàn)社會(huì)主義現(xiàn)代化，那么2020—2035年年均 GDP 實(shí)際增速要保持在4.8%左右，“十四五”時(shí)期中國(guó)經(jīng)濟(jì)增速至少要在 5%以上，理想情況下應(yīng)保持在 5.5%左右。我們認(rèn)為，要維持較高速增長(zhǎng)，就勢(shì)必要求TFP增速維持較高水平。

反觀過(guò)去幾年，我國(guó)TFP一直處于相對(duì)較低速度。當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型進(jìn)入關(guān)鍵時(shí)期，面臨著從粗放到精細(xì)，從債務(wù)推動(dòng)到技術(shù)推動(dòng)的重大轉(zhuǎn)變。我們認(rèn)為當(dāng)務(wù)之急就是加快改革步伐，在制度層面釋放更多生產(chǎn)率。我們?cè)?023年9月發(fā)布的《中美分化，政策相背——四季度經(jīng)濟(jì)展望》指出，推動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展、穩(wěn)住潛在經(jīng)濟(jì)增速需要進(jìn)一步掃清“障礙”，更廣泛的改革亟待鋪開(kāi)，高水平對(duì)外開(kāi)放也值得期待。提示關(guān)注新型城鎮(zhèn)化、央地財(cái)權(quán)事權(quán)改革在內(nèi)的“更廣泛的改革”，以制度型開(kāi)放為重點(diǎn)的高水平對(duì)外開(kāi)放。

風(fēng)險(xiǎn)提示

潛在經(jīng)濟(jì)增速測(cè)算可能存在誤差；未來(lái)經(jīng)濟(jì)潛在增速的測(cè)算存在較多假設(shè)變量，假設(shè)變量可能與實(shí)際數(shù)值不符的風(fēng)險(xiǎn)；國(guó)內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)政策不及預(yù)期；信用事件集中爆發(fā)。

腳注：

[1]勞動(dòng)人數(shù)單位為億人，勞動(dòng)收入因子取1978年=1，本文我們將勞動(dòng)人數(shù)x勞動(dòng)收入因子單位定為“億人員當(dāng)量”。

[2]對(duì)于資本投入，我們將《中國(guó)潛在經(jīng)濟(jì)增速初探》中選取的折舊率5%小幅調(diào)升至7.5%，其余核心假設(shè)維持不變，將1978-2022年經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、資本投入量、勞動(dòng)投入量數(shù)據(jù)代入原模型，測(cè)算資本收入份額α和勞動(dòng)收入份額β。

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（蔣飛為長(zhǎng)城證券首席宏觀分析師）