生產(chǎn)效率的區(qū)域特征與生產(chǎn)率增長的分解

1、生產(chǎn)效率的區(qū)域特征與生產(chǎn)率增長的分解改革開放以來，探討中國經(jīng)濟(jì)增長的源泉問題成為國內(nèi)外憤究的熱點(diǎn).長期來看，經(jīng) 濟(jì)的暗長;如果i.要依靠要素的投入，是不可持續(xù)的.全要素生產(chǎn)率Tnn是指除答要素 如貧本和勞動等|投入方外能對經(jīng)濟(jì)增性產(chǎn)生貢蛾的因素，與單要素生產(chǎn)率相II全要 素生產(chǎn)率的增長;率可以很好地度量要素效率的提高以及技術(shù)進(jìn)步的程度，反映生產(chǎn)率蹤 合，K平及其變動。學(xué)術(shù)界對全要素生產(chǎn)率的重要性已形成共識。TFP的研究大都可以兮 為以下兩大類.第類是傳統(tǒng)的索洛殘估方法。受數(shù)據(jù)和方法的限制，i,要在索洛摳架 下，是用增長楨聳方法，用總產(chǎn)值增長率分別誠去簿要素產(chǎn)出彈性與要素投入增長率乘 積后的剩余

2、來表示全要素?fù)黹L率的大小口這種方法計算出來的全要素增長率就好比一個 大“雜物袋、其中部分屬技術(shù)進(jìn)步的范畦，而另-部分則屬于-非技術(shù)進(jìn)步因素.因 此進(jìn)小的研究要求時廣義瓜求進(jìn)少率進(jìn)行分解。第二類研究則以新的數(shù)據(jù)和貝術(shù)為標(biāo) 志，使用基于面板散據(jù)的前沿技術(shù)分析(Fg%Pmd岫A函y聞 這一重要的分析 I.具來對TFP進(jìn)行分解，其中隨機(jī)前沿分析(SFA)和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DKA)被廣泛采 用,隨機(jī)前沿方法將廣叉機(jī)前進(jìn)步根據(jù)其促進(jìn)產(chǎn)出的途校，分為胰義基木進(jìn)少，規(guī)模報 酬(fc益、要素配置改進(jìn)收益和技術(shù)效率四個部分，這比怯統(tǒng)的恤減法的全要素生產(chǎn)率研 究相比較，顯符更加深入與詳盡。中國具體部門的TFP研究主要

3、集中于工業(yè)和農(nóng)業(yè)部L趙芝俊尊(2009)認(rèn)為中義農(nóng) 業(yè)依術(shù)進(jìn)少始終是我國農(nóng)業(yè)TFP歧主要的組應(yīng)成分，其中又以中性技術(shù)進(jìn)步模式為2 除 1E革、肖耿(2005)發(fā)現(xiàn)中國大中型一業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的提高E要源泉在于前沿技術(shù) 進(jìn)俱鄭京海等(2002)死用DEA的方法，利用機(jī)械、紡織、輕工業(yè)、重工業(yè)四個行業(yè)的 1980 1994年的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)在所有的部門中，生產(chǎn)率幾乎都在增氐 但是紡織業(yè)有4年的 生產(chǎn)率在下降”區(qū)域?qū)用嫔?顫鵬飛、王兵(20慎)運(yùn)用DEA的方法測度了中國各地區(qū)的 眾水致率，技k進(jìn)步及技奎斯特生產(chǎn)率折數(shù)，得到中國全要素生產(chǎn)率增長的主要原因是技術(shù) 效率的提高的結(jié)論；I志剛等(頊0 利用省

4、際層面的數(shù)據(jù)進(jìn)行妍究，發(fā)現(xiàn)段國東部地區(qū) I.業(yè)瓜術(shù)效率明顯此叩西部地區(qū)。在方法的選擇.，所嘵避，吳利學(xué)1 M7)樸隨機(jī)前沿 分析和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析在中國全要素生產(chǎn)率核算中的適川性進(jìn)行比較.并召到隨機(jī)前沿分析 結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性和適用性的始論.縱觀上述研究，利用隨機(jī)前沿方法對省際技術(shù)效率 進(jìn)行的研究還非常有限，市已有的研究對厚閘生產(chǎn)效率的變魚的選擇上.往往表現(xiàn)出定的 i.觀性與隨機(jī)性。本文利用隨機(jī)前沿超越淋數(shù)生產(chǎn)函數(shù)與i：成分分析的方法相結(jié)合.使用俑板數(shù)耽，耕 以知130(德年我國答省直轄I、|：1治區(qū))的生產(chǎn)效率進(jìn)行分析，井耕全要素生產(chǎn)率增長; 率進(jìn)行分解，研究新世配以來中國全要素生產(chǎn)率的主要特

5、征。與相關(guān)文獻(xiàn)相比較，本文的 特點(diǎn)在于:首先，本文從制度、基礎(chǔ)雌、科技創(chuàng)新三個方面較系統(tǒng)地提出了影響善地區(qū)生 產(chǎn)效率的指標(biāo)體系，利用主成分分析的方法，得到代表這些方面的蹤合揩標(biāo)，詳細(xì)考察杳個 方面對生產(chǎn)效率的厚響.其次，在生產(chǎn)函數(shù)的選擇上，使用超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù).其伏點(diǎn)在 R超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)是任籬生產(chǎn)函數(shù)的二階泰勒近似，對是否存在偏性技術(shù)進(jìn)莎產(chǎn)出啊L 性是否固定等沒有限牌1,具有較好的包容性B再次，賽水變屋的迷擇.L泉用永續(xù)盤存法對 中國答省直轄if,門治區(qū))的賽本存量進(jìn)行了大魚的系統(tǒng)的核算，而不是直德利用統(tǒng)計年 聚上提供的由會計方法得到的提木量*數(shù)據(jù)源烯中國Ji.卜Ji.年統(tǒng)計資料匯編1知92

6、004、中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料1952 2(X)4及其他年狼；最后，2001年中國加 入WTO,市場經(jīng)濟(jì)與國際接軌，相對而言，比之前更加符合運(yùn)用生產(chǎn)函數(shù)需要具徭的成木 最小化、利潤最大化、產(chǎn)品和要素完全競爭的條件,木文選擇2001 2006年的面板數(shù)據(jù)作 分析，考察中國“入世”之后各省(直轄市、自治區(qū))的生產(chǎn)效率和生產(chǎn)率情況。一、變呈選取和數(shù)據(jù)說明木文使用的數(shù)據(jù)來源于新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編1%9 2004、中國國內(nèi)生產(chǎn) 總值核算歷史資料1952 2(X)4. 2002- 2007年中國勞動統(tǒng)計年粉.2002- 2007年中 國科技統(tǒng)計年鱉、相關(guān)年份中國統(tǒng)計年鑒及各省(直轄市、自治區(qū))

7、統(tǒng)計年鑒。變量 指標(biāo)作如下說明。地區(qū)生產(chǎn)總值(GKP):以200()年不變價格來衡為私計算方法為，以2()0()年當(dāng)年 價格的各地GRP乘以2001 2(X)6年各省(直轄市、自治區(qū))作年以上年為基期不變價格衡 量的發(fā)展速度得到。數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒。有效勞動力：把各地區(qū)就業(yè)人數(shù)x各地就業(yè)人員平均受教育年數(shù)+當(dāng)年全國就業(yè)人 員平均受教育年數(shù)得到。比如，某就業(yè)人員受教育年數(shù)為平均受教育年數(shù)的1.5倍，就折算 成1.5 Ao各地就業(yè)人員平均受教育年數(shù)=(未上過學(xué)比重+小學(xué)比重)x6+初中比31x9 +高中比重X12+大專比重X15+木科比重X16+研究生比重xl如 未上過學(xué)人員按小學(xué)處 理,是因

8、為其.作中要受到相關(guān)的培訓(xùn)和具備一定的技能。全國就業(yè)人員平均受教育年數(shù)是 以各地就業(yè)人數(shù)占全部就業(yè)人數(shù)的比索為權(quán).各地平均受教育年數(shù)為變M計算得到。數(shù)據(jù)來 源于中國勞動統(tǒng)計年鑒。資木存量：木文資木存量數(shù)據(jù)是使用永續(xù)盤存法核算各省(直轄市、H治區(qū)) 1952. 2006年各年資木存量數(shù)據(jù)后得到。參考張軍(2004)的方法,基年1952年的初始資 木存撾以各省區(qū)市1952年的固定資木形成除以10%得到；各省固定資木形成總額的經(jīng)濟(jì)折 舊率8取Q 6%; 年投資指標(biāo)取固定資木形成總額；1993 2(X)4年固定資木投資價格指數(shù) 可以按中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料1952 2()04提供了年的不變價格度

9、量的發(fā)展速 度來推算，以后各年各省固定資木投資價格指數(shù)可以直接在中國統(tǒng)計年鑒找到.以往歷 年數(shù)據(jù)參考何楓(2003)的方法，對商品零傳價格指數(shù)擬合回歸得到；重慶數(shù)據(jù)納入四川。 而海南.西藏的數(shù)據(jù)，可以根據(jù)新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編1949 2(X)4等相關(guān)的數(shù) 據(jù)推算得到。對于影響各地生產(chǎn)效率的變量Z,木文從制度、基礎(chǔ)設(shè)施.科技創(chuàng)新三個方面提出了影 響各地區(qū)生產(chǎn)效率的指標(biāo)體系，見表1。制度變量：以工業(yè)總產(chǎn)值中非國有企業(yè)比重以及全社會固定資產(chǎn)投資中非國有企 業(yè)比實作為改革的指標(biāo)，反映民營資木活躍程度及市場化程度；以出口占GRP比實和外 商投資占GRP比重作為開放的指標(biāo)。有關(guān)制度和基礎(chǔ)設(shè)施的變量都

10、來源于中國統(tǒng)計年 鑒。基礎(chǔ)設(shè)施：通常反映交通基礎(chǔ)設(shè)施的指標(biāo)用鉞平方公里土地上交通路線的長度來度 基，比如：吳延瑞( 2()08),但這僅僅是反映基礎(chǔ)設(shè)施供給的指標(biāo)，根據(jù)交通運(yùn)輸與經(jīng)濟(jì)發(fā) 展的適應(yīng)性理論(王慶云，2006),交通運(yùn)輸基礎(chǔ)設(shè)施必須與經(jīng)濟(jì)的發(fā)展相適應(yīng)并適度超前, 才有利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展與效率的提高。因此這里使用鉀年各地區(qū)旅客周轉(zhuǎn)成、作地區(qū)貨物周轉(zhuǎn) 最民用汽車擁有量.私人汽車擁有量、郵電業(yè)務(wù)總狙、移動電話年末用戶等折標(biāo),使用主 成分分析法求出綜合指標(biāo),來反映交通運(yùn)輸與通訊基礎(chǔ)設(shè)施的實際使用與成果。科技創(chuàng)新：對旬年各地三種專利授權(quán)數(shù)合計，R&D經(jīng)費(fèi)支出，地方財政科技撥 歙 各地技術(shù)市場成交額這

11、四個指標(biāo)使用主成分分析，求出因了得分作為反映科技創(chuàng)新的指 標(biāo)。數(shù)據(jù)來源：相關(guān)年份的科技統(tǒng)計年鑒和中國統(tǒng)計年耕,其中，各地技術(shù)市場成 空額缺少西藏的數(shù)據(jù)，用R&D經(jīng)費(fèi)支出，地方財政科技撥款回歸擬合得到。表1影響地區(qū)生產(chǎn)效率的指標(biāo)體系制 JK.lttZ1：工業(yè)總產(chǎn)ff中善國仃企業(yè)比重，Z2:全社會固定資產(chǎn)投資中善國仃企業(yè)比重，Z3：出Uii GKP比虬Z4：外部投資占GRP比重基儒設(shè)iti Z5Z51：外地區(qū)旅客周轉(zhuǎn)此Z52：芥地區(qū)貨坊周轉(zhuǎn)此Z53：民用汽車擁仃此Z54：私人汽車擁仃此Z55：郵電業(yè)務(wù)總責(zé),Z56：移動電話年末用戶科技創(chuàng)新Z6Z61：各地：種專利授權(quán)故合計.Z62： XX。經(jīng)費(fèi)支出

12、.Z63：地方電政科技援彼.Z64：芥地技術(shù)巾場成泛秘二隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型與全要素生產(chǎn)率的分解!隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型根據(jù)Kumbhakar (20(X)的分析，假定各地區(qū)的實際產(chǎn)出、最佳前沿產(chǎn)出和相對前沿 技術(shù)效率(在這里我們稱之為生產(chǎn)效率)的關(guān)系如下：y.r =.()是生產(chǎn)效率指數(shù), 衡量相對前沿的生產(chǎn)效率水平。i地區(qū)在，年的生產(chǎn)效率為TE,= exp m八標(biāo)準(zhǔn)的隨機(jī) 前沿生產(chǎn)諷數(shù)可以被表述為： TOC o 1-5 h z Iliya = hi/ (xit9 l) + Vi uit( 2)本文采用Batlese&Coclli (1995)的模型2,則有:如 N (U 的(3)知 jV* (

13、/n.r,(4)ni.r= Zn( 5)其中，w為第i個省份在第I期生產(chǎn)過程的隨機(jī)誤差,包括測世:誤差以及各種不可控的 隨機(jī)因素，包含于i地區(qū)的年的確定性前沿產(chǎn)出部分，即前沿產(chǎn)出要受隨機(jī)因素影響。皈 為第i個省份在第，期生產(chǎn)無效率項，服從半正態(tài)分布，為非負(fù)隨機(jī)變量。殳合殘差項約和 V.的分布是獨(dú)立的，都和回歸的解釋變雖無關(guān)。久為影響某地區(qū)生產(chǎn)效率的外生變成構(gòu)成 的向量，n為參數(shù)向量。其含義為不同地區(qū)不同時期具有不同的效率期望。寸與苛為常量。 重合殘差項的方差定義Y= 1/ 的，顯然0Y1,對原假設(shè)比0. 若接受，則寸可以從模型中去掉，隨機(jī)前沿生產(chǎn)諷數(shù)模型退化成確定性生產(chǎn)函數(shù)模型，使用OLS即可

14、估計模型。若拒絕,則說明使用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型是合理的，由于存在夏 合殘差項，OLS估計失效，使用極大似然法進(jìn)行估計，其估計量都是有效的，且截距項為 一致估計量。在文獻(xiàn)中，有兩種方法經(jīng)常被建議用來估計環(huán)境因素對經(jīng)濟(jì)績效的影響。第一種是兩步 法。濘先，估計出隨機(jī)前沿的生產(chǎn)函數(shù)，然后對無效率項與外生變量建立回歸方程重新估 計；第二種方法可以被稱作一步法，其將環(huán)境影響直接包括進(jìn)分析框架。因此，所有的任務(wù) 可以僅僅用一步完成。有學(xué)者利用蒙特卡羅模擬方法i正實了一步估計優(yōu)于兩步估計，（王泓 仁，2002）,因此使用一步法的文獻(xiàn)正在增長中，但仍然充滿了爭議（吳延瑞，2008）。木文 在實踐中發(fā)現(xiàn)，當(dāng)影響

15、經(jīng)濟(jì)效率的變量設(shè)置較少時，一步法的估計效果確實優(yōu)于西少法，但 是當(dāng)變量數(shù)目增多時，如果交叉項過多統(tǒng)計上又不顯著,這時兩步法的估計的效果更顯著。 考慮到影響經(jīng)濟(jì)效率變量的系統(tǒng)性，木文使用了兩步法。2全要素生產(chǎn)率的分解將（1）式中對數(shù)形式的確定性前沿生產(chǎn)函數(shù)對時間趨勢/求導(dǎo)數(shù)，得到：d（ =刀+（6）其中：E 加擴(kuò) ”,/i=u那么，人為前沿技術(shù)進(jìn)步（FTP）,表示在要素投入不變的情況下產(chǎn)出隨時間的變化 率；/，為要素4的產(chǎn)出抑性；4為要素4的變化率。對（1）式兩邊同時取對數(shù)，然后對時間，進(jìn)行全微分可得：(7)zflnr Inf (r ) tin - v- tin 尸 di =- di .+ 耳點(diǎn)

16、.di(7)根據(jù)傳統(tǒng)的定義：生產(chǎn)率增於是產(chǎn)出增於和要素投入變化之間的差異，結(jié)合考虐到資源 配置效率變化率的影響并不顯著（涂正革、肖耿,2005;王志剛、龔六堂、陳玉宇,2006）, 省略后可以得到如下方程：(8)TFP= /+ TE+(8)木文的分析把全要素生產(chǎn)率（TFP）增長率分解為三個部分：前沿技術(shù)進(jìn)步率（/）, 生產(chǎn)效率變化率（TE）和規(guī)模報酬收益率（式（7）右邊第三項）。3.生產(chǎn)函數(shù)的設(shè)定木文選用超越對數(shù)函數(shù)的隨機(jī)前沿模型。具體形式如下：Iny = ft + lnx/ir+ fi/ + S Sfi.- Inxa Iiuai + ft/2+ Sli/huj.r + w- Ua （ 9）其

17、中：i表示地區(qū)，表示時間項I表示投入的資木K與勞動L山式（8）,對全要素生產(chǎn)率進(jìn)行分解.可得：（1）前沿技術(shù)進(jìn)步率：FT/=/= fi+ 2豪+ft, InA.,（10）T p（2）效率TE=變化率：（11）/ C. r- I(3)規(guī)模報酬收益率=(U 1)K.八切(12)其中：“=K+ 1U+ 2敏 InK 2%. 1業(yè)七 /z= R+ B+ 2也 1M,+ 2%. lnK“ 對生產(chǎn) 效率指數(shù)w有：(13)u = n)+ (Q Ziz.u + n*Zg)+ nz$十 玲%“十 e+ rnm + 井mz+ nzg + %父+ nz方差為A的正態(tài)分布截斷得到。三.估計結(jié)果的檢驗與分析1.模型的選

18、擇與估計結(jié)果的檢驗?zāi)疚氖褂肍ronli.r4. 1軟件，分別對影響生產(chǎn)效率的蛛始變量與經(jīng)過主成分分析后的變 量作分析,得到模型1與模型2,見表2。表2隨機(jī)前沿超迷對數(shù)模型生產(chǎn)方程與效率方程生產(chǎn)方程模型1模型2效率力程模型1模型2常數(shù)項-1. 5 995(-1. 8485)-4 3796 ) / L服從混合卡方分98a ii 150 1 13a 115a 119a 1137中部0 0903a 092a 09330 0952a 0996a 0941西部0 0607a 0621a 06380 0656a 0697a 0644全 W0 08660 08818a 08970 0916a 0958a 09

19、04現(xiàn)模報酬 收益率東部-0 0144-a 023!-0 0044-a 0103-0 0297-0 0172中部-0 0044-a 0246a 0033-a oioi-0 031 1-0 0134西部-0 0102-a 0149-0 0063-a oio7-0 0188-0 0122全 W-0 0102-a 02048-a 00304-a oi 19-0 0261-0 0143全要素生產(chǎn)率東部a 090270 07226a 140490 0965a 0825a 0972中部a 10122a 0356a 1615a 096a 0469a o邸9西部0 0639a 059a 09120 0765a

20、 0454a 0672全 Wa 08353a 0576a 127960 0914a 05930 084生產(chǎn)效率夜化率謫沿技術(shù)進(jìn)步率塊模報配收故率全萎素生產(chǎn)率東部41. 97143Q 283905-1. 0686Q 54393中部6 5a 164825-1. 52537a 831384西部2 475168a 593323-0 8623a 875全|5 042785a 417367-1. 16343a 740714表7全姜素生產(chǎn)率及其構(gòu)成標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)生產(chǎn)效率變化率。各地區(qū)生產(chǎn)效率變化率隨時間變動的趨勢不明顯，三大區(qū)域數(shù)值都 基木穩(wěn)定，生產(chǎn)效率變化率呈現(xiàn)出的區(qū)域特征為，西部最大，東部最小，而中部則略高

21、 于全國平均水平。西部多數(shù)年份數(shù)值為正，而且比東中部地區(qū)比較數(shù)值明顯更高。東部 地區(qū)多數(shù)年份呈現(xiàn)微負(fù)的特點(diǎn)，歷年平均數(shù)值不到1 %；這反映西部生產(chǎn)效率呈現(xiàn)出相對 較快的提高趨勢。東部地區(qū)較大的生產(chǎn)效率波動數(shù)值，反映東部地區(qū)生產(chǎn)效率變化差異 較大。前沿技術(shù)進(jìn)少率。三大區(qū)域前沿技術(shù)進(jìn)步率都逐年提高。東中西部前沿技術(shù)進(jìn)少率表現(xiàn) 出階梯式區(qū)域特征，東部最高（平均11個百分點(diǎn)），中部次之（平均9個百分點(diǎn)），西部最 低（平均6個百分點(diǎn)），中部則略高于全國平均水平?？疾熳鲄^(qū)域前沿技術(shù)進(jìn)步率的波動差 異，標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)值為：西部（a 59）,中部（116）,東部（128），也即西部差異最大；東 部差異中等，中部差

22、異最小，這反映了在加入WTO以來，西部地區(qū)前沿技術(shù)進(jìn)步率出現(xiàn)比 較明顯的分化的特征，而中部則呈現(xiàn)顯蓍的趨同效應(yīng)。規(guī)模報酬收益率。無論是分區(qū)域還是從全國來看，都表現(xiàn)為規(guī)模報酬收益遞減。這與大 多數(shù)的研究結(jié)果相同，（涂正革、肖耿，2005）,（傅曉霞、吳利學(xué)，2006） o總體來看，西部 稍高于東中部，東部略低。各區(qū)域全要素生產(chǎn)率的大小順序為東部.中部、西部，而再區(qū)域全要素生產(chǎn)率的波動差 異正好相反，東部標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)為（1 544,中部a 831.西部（1 875。全要素生產(chǎn)率增長率的 構(gòu)成中，前沿技術(shù)進(jìn)少起了根木性的作用，東部地區(qū)前沿技術(shù)進(jìn)少對全要索生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)達(dá) 到117%,中部為106%,西部為9S8%。生產(chǎn)效率變化率與規(guī)模報酬收益率對全要素生產(chǎn) 率的影響都很小，其中規(guī)模報酬收益率對全要素生產(chǎn)率的影響為負(fù)。圖2繪制了三大區(qū)域全 要素生產(chǎn)率的變化情況。東部-東部-中部金國2三大區(qū)域全要素生產(chǎn)率變化曲線本文采用面板數(shù)據(jù)、有效勞動力數(shù)據(jù)、資本存量數(shù)據(jù)和主成分分析得到的變魚數(shù)據(jù)和前 沿超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的方法，得到新世紀(jì)以來中國全要素生產(chǎn)率的特征：前沿技術(shù)進(jìn)少對全要