徐建軍，袁紅清

（寧波大學 科技學院，浙江 寧波 315211）

0 引言

鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率實質是鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)在生產(chǎn)過程中的投入產(chǎn)出的轉化效率。關于投入產(chǎn)出效率的計算通常有兩種方法。第一種為非參數(shù)方法，該方法可以計算多投入和多產(chǎn)出的投入產(chǎn)出相對效率，它首先根據(jù)樣本中所有個體的投入和產(chǎn)出構造一個能夠包容所有個體生產(chǎn)方式的最小產(chǎn)出的可能性集合，即所有要素和產(chǎn)出的有效集合，然后根據(jù)這個可能性集合測算投入產(chǎn)出效率。第二種方法為參數(shù)方法。該方法主要適用于單產(chǎn)出和多投入的相對效率測算，它通常是先設定一個投入產(chǎn)出函數(shù)，然后將產(chǎn)出函數(shù)的誤差項目設計成復合結構，并根據(jù)誤差項的分布假設不同，采用相應的技術方法估計生產(chǎn)函數(shù)中各參數(shù)從而計算出投入產(chǎn)出效率。

1 隨機前沿分析模型

隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)法通常是先假設一個生產(chǎn)函數(shù)，根據(jù)生產(chǎn)函數(shù)中誤差項的分布假設的不同，采用不同的技術方法來估計生產(chǎn)函數(shù)中的參數(shù)。隨機前沿分析模型可以表示為：

其中，F(xiàn)為設定函數(shù)；Yt為產(chǎn)出；Xt為投入要素；t表示時間趨勢；β為一組待估的參數(shù)。誤差項為復合結構，其中vt為隨機統(tǒng)計誤差，服從獨立同分布，且滿足N(0,)分布；ut表示由技術效率所引致的誤差，服從獨立同分布。當ut=0時，廠商就恰好處于生產(chǎn)前沿面上，表示技術有效；若ut＞0，廠商就處于生產(chǎn)前沿面下方，表示技術非有效，ut、vt之間相互獨立。

模型(1)在隨后的運用中得到了不斷的擴展，從最初專門針對橫截面數(shù)據(jù)的模型擴展到面板數(shù)據(jù)模型，生產(chǎn)函數(shù)的可采用線性、對數(shù)線性和超越對數(shù)等形式。在隨機前沿模型中，分析技術效率和影響因素是非常重要的兩個方面，早期的研究采用兩步回歸法，即先估算出技術效率值，然后以技術效率作為被解釋變量，以不同的外生變量作為解釋變量構建回歸模型，這種方法存在一定的計量問題：首先，要假定這些外部變量和投入要素之間不存在相關性，否則遺漏這些關鍵變量會造成第一步的估計結果(包括估計系數(shù)和復合殘差的方差)就是有偏的。估計出的有偏無效率項會造成第二步估計的效率方程系數(shù)也是有偏的。其次，隨機前沿模型往往假設無效率項同分布，但是在第二步的生產(chǎn)效率回歸方程中，生產(chǎn)效率項是隨著不同的外部變量變化的，這就形成了矛盾（王志剛等，2006）。Battese&Coelli(1995)提出擴展的隨機前沿分析模型（簡記B-C模型），通過一步回歸直接得到生產(chǎn)函數(shù)和技術效率影響因素的估計結果，全面克服了兩步回歸方法的理論矛盾。為此，本文運用B-C模型進行實證分析。

假設F（·）的表達形式為柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)（CD），則可構造如下B-C模型來分析我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術效率及其影響因素。

其中，(2)式中Qit、Kit、Lit分別表示第i個省市所有鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)在第t年的總產(chǎn)出、資本投入、勞動投入；β0為截距項，β1、β2分別為資本和勞動要素的產(chǎn)出彈性；誤差項由vit和uit兩部分組成，vit滿足獨立同分布并服從N(0,)分布，uit≥0，滿足獨立同分布且服從正半部的正態(tài)分布N(mit,)，vit與 uit相互獨立。(3)式表示第i個省域在第t時期內(nèi)的技術效率水平。(4)式中，Xφ為影響我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率的外生變量，σφ為待估參數(shù)，-δφ可分別看作第φ個外生變量對我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率的影響彈性。(5)式中，γ為待估計的參數(shù)。當γ=0時，=0，可推出誤差項為Vit。在統(tǒng)計檢驗中，如果γ=0這一原假設被接受，即說明生產(chǎn)函數(shù)與生產(chǎn)前沿曲線重合，生產(chǎn)處于技術有效狀態(tài)。在這種情況下，我們無需使用隨機前沿分析技術，直接使用最小二乘法（OLS）估計即可。

2 變量和數(shù)據(jù)說明

（1）總產(chǎn)出Qit（單位：萬元）：通常采用鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值或是增加值來表示。盡管二者從增長趨勢上來看具有一致性，但總產(chǎn)量指標衡量的是生產(chǎn)能力和生產(chǎn)總量，而增加值則更加反映了經(jīng)濟效率和增長速度的提高，本文選取鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值表示總產(chǎn)出。為了剔除價格因素的影響，采用1985年為基期的全國工業(yè)品出產(chǎn)價格指數(shù)將鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)名義增加值轉化為實際增加值，該指數(shù)根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》公布的工業(yè)品出產(chǎn)價格指數(shù)轉換得到。

（2）資本投入Kit（單位：萬元）：由于官方并沒有公布我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)資本存量的數(shù)據(jù)，本文采用永續(xù)盤存法估計得到，計算公式為：Kit=Iit/Pit+(1-δit)Kit-1。其中，Kit為第t年的資本存量；基期的資本存量K1985以1985年的固定資產(chǎn)投資原值表示；Iit為當年的新增的固定資產(chǎn)投資額，由第t年的固定資產(chǎn)原值減去t-1年固定資產(chǎn)原值；對于Pit值，根據(jù)單豪杰(2008)計算的中國分省固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，我們可將其轉化為1985為基期的分省固定資本形成價格指數(shù)，再結合《中國統(tǒng)計年鑒》公布的2007和2008年間的分省固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，通過數(shù)學轉換即可構造1985～2008年間連續(xù)的定基固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)；δit為折舊率，根據(jù)張軍等（2004）的研究，假設各省固定資本的折舊率為9.6%。

（3）勞動投入Lit（單位：萬人）：在度量勞動投入時，需要有關各個省域勞動者數(shù)量和勞動力資源狀況的詳實的數(shù)據(jù)，但由于目前中國統(tǒng)計工作水平有限，缺少分類較細的勞動力和勞動報酬數(shù)據(jù)，因此很難直接得到鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)工人工作時間的數(shù)據(jù)和工資數(shù)據(jù)。我們以歷年年末的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)從業(yè)人數(shù)來替代。

（4）影響鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率的外生變量：企業(yè)產(chǎn)權性質X1,it：用鄉(xiāng)鎮(zhèn)集體企業(yè)總產(chǎn)值占鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值的比重表示；產(chǎn)業(yè)結構X2,it：用鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)中第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)業(yè)的比重表示；出口依存度X3,it：用出口總額占GDP比重表示；銀行信貸規(guī)模X4,it：用銀行貸款余額占GDP比重表示；公共交通狀況X5,it：用每萬公頃土地的公路和鐵路長度表示，單位為公里/萬公頃；城市化進程X6,it：用城鎮(zhèn)人口占總人口的比重表示；虛擬變量X7,it：用以反映較為優(yōu)越的經(jīng)濟地理環(huán)境，東部地區(qū)的省份取值為1，中西部地區(qū)的省份取值為0；虛擬變量X8,it：用以反映處于相對劣勢的經(jīng)濟地理環(huán)境，西部地區(qū)的省份取值為1，東中部地區(qū)的省份取值為0①東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11省或市；中部包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北7個?。晃鞑堪◤V西、內(nèi)蒙古、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆10個省、市或自治區(qū)。。

研究樣本的時間跨度為1985～2008年，包括大陸（除西藏、湖南的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)缺失嚴重未包括在內(nèi)，四川和重慶合并為一個決策單元）的28個省市。基礎數(shù)據(jù)來源于《中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)統(tǒng)計資料：1978～2002》、《中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)年鑒》（2003～2006）、《中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)及農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)年鑒》（2007～2009）、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》相關年份、《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國金融年鑒》、《中國人口統(tǒng)計年鑒》相關年份。需要說明的是，上海鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)產(chǎn)權性質和產(chǎn)業(yè)結構部分數(shù)據(jù)未能直接得到，用東部其它10省市平均值近似替代；貴州鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)產(chǎn)權性質部分數(shù)據(jù)未能直接得到，用西部其余9省市平均值近似替代。

3 實證結果分析

表1 隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)和效率方程估計結果

結合跨省面板數(shù)據(jù)，采用FRONTIER 4.1軟件包，用極大似然估計（MLE）法對 （2）-（5）式進行一步估計，表1給出了參數(shù)估計結果。由表1可知，參數(shù)γ= 0.759，并且在 1%的顯著性水平下通過t檢驗，這表明根據(jù)C-D生產(chǎn)函數(shù)估計得到的誤差項主要來自于技術非效率uit。因此，使用隨機前沿分析方法分析我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術效率是適宜的。

首先，分析鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的資本和勞動產(chǎn)出彈性。由表可知，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的資本產(chǎn)出彈性為0.810，表明資本存量增長1個百分點，可促進鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值增長0.810個百分點；勞動產(chǎn)出彈性為0.349，這表明從業(yè)人員增長1個百分點，可促進鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值上升約0.349個百分點。通過比較可知，資本產(chǎn)出彈性遠遠大于勞動產(chǎn)出彈性，這表明資本投入在我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增長中占據(jù)著不可替代的主體地位。由于勞動和資本產(chǎn)出彈性大于1，說明我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)處于規(guī)模報酬遞增狀態(tài)，即在其他條件不變的情況下，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)產(chǎn)出增加的比例要高于其投入的比例。因此，適度擴大經(jīng)營規(guī)模有利于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)產(chǎn)出增加。

其次，分析鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率的變化特征。我們首先計算出作為獨立決策單位的28個省域每年的技術效率 （限于篇幅，沒有全部列出），通過算術平均得到全國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術效率均值，進而將28個省域歸并為東、中、西部并計算出三大區(qū)域在不同發(fā)展階段的平均值，結果見表2。由表2可知，在整個考察期內(nèi)，我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術效率相對較低，僅為0.750。從不同的發(fā)展階段來看，“七五”和“八五”期間鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術效率相對較低(分別為0.716和0.701)，而在“九五”計劃和“十五”計劃期間鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術效率有了明顯提高 (分別為0.776和0.798)。從標準差和變異系數(shù)來看，二者從“七五”到“十五”期間也是逐漸下降的，反映出我國各地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術效率的差距縮小了，呈現(xiàn)出σ收斂特征。

表2 不同區(qū)域鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率的統(tǒng)計特征描述

進而比較東、中、西部區(qū)域鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術效率，我們發(fā)現(xiàn)三大區(qū)域鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術效率從東向西呈現(xiàn)出依次降低的態(tài)勢，其平均值分別為0.884、0.754、0.600。從三大區(qū)域內(nèi)部來看，我們發(fā)現(xiàn)中、西部地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術效率在“九五”計劃之后都有了較為明顯的提高，并且從“七五”到“十五”期間的標準差和變異系數(shù)都是逐漸下降的，反映出中部和西部區(qū)域內(nèi)部的技術效率存在σ收斂；東部地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術效率在不同的發(fā)展階段的差別并不大，而且標準差和變異系數(shù)也未反映出有縮小的趨勢，并未呈現(xiàn)出σ收斂特征。

為了進一步檢驗各地區(qū)技術效率增長的收斂特征，我們采用 Barro& Sala-i-Martin (1992)、 Miller&Upadhyay（2002）思路，檢驗鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率是否存在β收斂，假定β收斂模型為:△LnTEit=α+βLnTEio+εit。其中，△LnTEit為第i個地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)從基準期到第t期的技術效率增長率，LnTEit為基準期的技術效率的對數(shù)值，εit為隨機擾動項。如果回歸的結果β值為負值，則表明存在收斂性；如果為正值，則表示存在發(fā)散性，回歸結果見表3。由表3可知，全國模型得到的β系數(shù)顯著為負，這表明自1986年以來，我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術效率呈現(xiàn)出了“收斂”特征，即從全國整體來看，技術效率較低的地區(qū)的效率增長率要大于技術效率高的地區(qū)的效率增長。比較東、中、西部地區(qū)模型，我們發(fā)現(xiàn)中、西部地區(qū)的 β值顯著為負數(shù)，但東部地區(qū)估計的β值未通過t統(tǒng)計量的檢驗，這表中、西部地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術效率呈現(xiàn)出了“收斂”特征，但東部地區(qū)不存在β收斂，這與σ收斂特征是一致的。

表3 1985～2008年間鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率β收斂檢驗結果

最后，分析各外生變量對鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率的影響。由表1可知，各外生變量對鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率的影響都在1%的顯著性水平上通過了t檢驗，從而可結合效率方程估計值給出其經(jīng)濟學解釋：

（1）鄉(xiāng)鎮(zhèn)產(chǎn)權結構對技術效率的影響彈性為-0.225，從而說明鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)集體產(chǎn)權所占比重的增加會妨礙我國我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率的增長，也即表明了鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的非集體產(chǎn)權性質有利于技術效率的增長。鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)集體所有權歸屬雖有利于動用集體公共資金積累、公共房產(chǎn)和原材料，但同時也伴隨著產(chǎn)權邊界不清晰、企業(yè)經(jīng)營者激勵和約束機制不健全等制度缺陷，因此有必要進行相應的改革和調(diào)整。

（2）鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的產(chǎn)業(yè)結構對技術效率的影響彈性為1.418，這表明鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)中第三產(chǎn)業(yè)比重的增加有利于技術效率提高。因此，需要進一步優(yōu)化鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)產(chǎn)業(yè)結構，產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的重要衡量依據(jù)是服務業(yè)在整個經(jīng)濟中的比重的增加，這就需要鼓勵發(fā)展鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)中的建筑安裝業(yè)、交通運輸倉儲業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、住宿及餐飲業(yè)及社會服務業(yè)。

（3）對外貿(mào)易與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術效率顯著負相關，其影響彈性為1.575②這里，我們分別使用了出口依存度和進口依存度來替換外貿(mào)依存度，結果表明二者同樣沒有促進我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)技術效率的提升。，這似乎與何元慶（2006）、王志剛等（2006）絕大多數(shù)研究得出的結論“對外貿(mào)易有利于我國整個生產(chǎn)過程中的 （生產(chǎn)）技術效率和技術進步”相佐，但卻范麗霞（2008）關于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的研究結論類似。一個可能的解釋是，對外貿(mào)易主要是通過技術進步而不是技術效率途徑促進鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)生產(chǎn)率增長，由于對外貿(mào)易使得鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)之間的技術進步差異擴大，從而導致其對技術效率的相對作用為負，這有待進一步檢驗。

（4）金融機構信貸水平對鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率的影響彈性為1.134，表明我國金融機構信貸規(guī)模的擴張在一定程度上有利于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率增長。因此，需要進一步完善現(xiàn)代金融服務體系，特別是農(nóng)村金融服務網(wǎng)絡，為我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)全方位、多領域發(fā)展提供全面的金融支持和服務。

（5）公共交通對鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率的影響彈性為0.014，這說明交通運輸條件的改善對鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率具有顯著的積極作用。因此，需要大力構建和完善包括道路交通、通訊設施在內(nèi)的基礎設施，為鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)占提供便捷的交通和全方面的信息服務。

（6）城市化進程對鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率的影響彈性為0.663，表明我國農(nóng)村城鎮(zhèn)化有利于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率的增長。由于農(nóng)村城市化有利于發(fā)揮鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)的集聚效應、商品流通的集散地作用以及城鄉(xiāng)交通、郵電樞紐作用，因此，大力推進農(nóng)村城市化進程，促使農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)轉移，將會給鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展注入新的活力。

（7）虛擬變量x7與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術效率顯著正相關，而虛擬變量x8與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率負相關，這表明不同的經(jīng)濟地理環(huán)境對于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率的影響存在較為顯著的差異。其原因在于，我國東部沿海地區(qū)在科技水平、人力資本積累、市場化程度、基礎設施以及產(chǎn)業(yè)基礎等方面要明顯優(yōu)越于中、西部地區(qū)，這些有利的因素使得東部比中、西部地區(qū)站在了更高的改革起點上，因而東部地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率要明顯高于中、西部地區(qū)是合乎經(jīng)濟現(xiàn)實。

4 結論

本文結我國1985～2008年的跨省面板數(shù)據(jù)，采用B-C模型詳細討論了我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術效率及其外生影響因素，研究結論如下：

（1）從整體來看，我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術效率偏低，并且呈現(xiàn)出明顯的階段性和地區(qū)差異特征。從時間上看，“九五”計劃之后的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率要明顯高于此前的技術效率，并且具有較為顯著的收斂特征。

（2）各地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率差異明顯，從東向西有依次降低之勢。進一步比較東、中、西部地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率的斂散性可知，中、西部地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率差距明顯減小，收斂特征明顯，而東部地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率差距不明顯，也不存在σ收斂和β收斂；

（3）各外生變量對鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術效率產(chǎn)生了重要的影響。其中，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)非集體性質產(chǎn)權歸屬、第三產(chǎn)業(yè)比重的提高、金融機構信貸規(guī)模的擴大、公共基礎設施的完善、農(nóng)村城鎮(zhèn)化進程進程的加快以及相對優(yōu)越的經(jīng)濟地理環(huán)境都對我國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術效率提升起到了重要的促進作用。

[1]徐建軍，汪浩瀚.全要素生產(chǎn)率的數(shù)理分析和方法比較[J].寧波大學學報（理工版），2007，(1).

[2]潘雄鋒，劉鳳朝.中國區(qū)域工業(yè)企業(yè)技術創(chuàng)新效率變動及其收斂性研究[J].管理評論，2010，(2).

[3]李平，張慶昌，魯蜻領.效率增進、技術創(chuàng)新與中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展[J]中國農(nóng)村經(jīng)濟，2008，(7).

[4]范麗霞.中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增長與效率的實證研究[D].華中農(nóng)業(yè)大學博士學位論文，2008.

[5]劉靖宇，周劍.基于非參數(shù)Malmquist指數(shù)法的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)效率分析[J].中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)會計，2009，(1).

[6]Wu,Yanrui.Productive Growth,Technological Progress and Technical Efficiency Change in China:A Three-sector Analysis[J].Joerrnal of Comparative Economics,1995，(21).

[7]魯蓉，張林秀，黃季棍.我國個體私營鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術效率因素分析——浙江省織里鎮(zhèn)案例研究[J].農(nóng)業(yè)技術經(jīng)濟，2002，(1).

[8]程文忠.中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術效率與農(nóng)民收入增加關系實證分析[J].財政監(jiān)督，2009，(6).

[9]王志剛,龔六堂,陳玉宇.地區(qū)間生產(chǎn)效率與全要素生產(chǎn)率增長率分解(1978-2003)[J].中國社會科學，2006，(2).

[10]Battese，G.E.,Coelli.T.J.A Model for Technical Inefficiency Effects in a Stochastic Production Frontier for Panel Data[J].Empirical Economics,1995,(20).

[11]單豪杰.中國資本存量K的再估算:1952-2006[J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2008,(10).

[12]張軍，吳桂英，張吉鵬.中國省際物質資本存量估算：1952-2000 [J].經(jīng)濟研究，2004,(10).

[13]Barro,R.,Sala-i-Martin,X.Convergence[J].Journal of Political Economy,1992,(2).

[14]Stephen.M.Miller,Mukti.P.Upadhyay.Total Factor Productivity and the Convergence Hypothesis[J].Journal of Microeconomics,2002,(24).

[15]何元慶.對外開放與生產(chǎn)率增長：基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證研究[D].浙江大學博士學位論文，2006.