方 琳，張慶海

(淮陰工學院 數(shù)理學院，江蘇 淮安 223003)

0 引言

改革開放以來，江蘇省經(jīng)濟社會發(fā)展取得了顯著成就，經(jīng)濟社會保持了穩(wěn)定快速發(fā)展，年均經(jīng)濟增長速度達到了10%以上，一直位于全國前茅。這一成就確實令人驚喜，但這僅是從經(jīng)濟增長速度角度來考察的，如果我們從經(jīng)濟增長質(zhì)量這個視角來考察近十幾年江蘇省經(jīng)濟增長情況，結(jié)論也許并不樂觀。我們的研究目的就是從效率角度來審視江蘇省經(jīng)濟增長的質(zhì)量，并考察經(jīng)濟增長效率的主要影響因素。

1 文獻回顧

1.1 關(guān)于經(jīng)濟增長效率測度的研究

對經(jīng)濟增長質(zhì)量的測度，可以從經(jīng)濟增長技術(shù)效率角度進行研究。技術(shù)效率的概念最早是由Farrell(1957)提出來的。技術(shù)效率是用來衡量在現(xiàn)有技術(shù)水平條件下，生產(chǎn)者獲得最大產(chǎn)出的能力，表示生產(chǎn)者生產(chǎn)活動接近其前沿邊界的程度。在現(xiàn)有的技術(shù)水平下生產(chǎn)者的產(chǎn)出能否達到其前沿邊界依賴于技術(shù)效率水平的高低。

此類研究目前以使用基于面板數(shù)據(jù)的前沿技術(shù)分析為主，其中隨機前沿分析(SFA)和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)被廣泛使用。如 Renuka和 Kali(2000)利用SFA模型分析了新加坡1975年～ 1994年28個制造業(yè)產(chǎn)業(yè)的技術(shù)效率;顏鵬飛、王兵(2004)運用DEA方法測度了中國各地區(qū)的技術(shù)效率。

1.2 關(guān)于經(jīng)濟增長效率影響因素的研究

隨著研究的深入，越來越多的經(jīng)濟增長效率影響因素被識別出來。何楓(2003)研究了金融中介發(fā)展對經(jīng)濟增長效率的影響;傅曉霞和吳利學(2006)、顧乃華(2008)的研究表明:人力資本和經(jīng)濟制度環(huán)境是影響技術(shù)效率的主要因素;陳迅、余杰(2005)發(fā)現(xiàn)提高公共支出占GDP的比例能顯著降低技術(shù)效率，而提高公共支出的組成部分占GDP的比例對技術(shù)效率有顯著的促進作用。

綜上所述，現(xiàn)有文獻在測算經(jīng)濟增長效率特別是在考察其影響因素方面，存在種種不足，從研究樣本的選取來看，多是以全國數(shù)據(jù)為樣本，以省內(nèi)各城市為樣本的研究略顯欠缺;在效率影響因素的測度上，現(xiàn)有文獻的結(jié)果都不甚理想，使得研究結(jié)論值得商酌。為了彌補這些缺陷，我們以江蘇省13個地級市2000年～2008年間的面板數(shù)據(jù)為樣本，重點考察產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展、人力資本、市場化程度等因素對經(jīng)濟增長效率的影響，旨在衡量江蘇省近10年來經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量情況，同時考察造成江蘇省區(qū)域經(jīng)濟不平衡發(fā)展的原因。

2 研究方法與數(shù)據(jù)說明

2.1 隨機前沿分析技術(shù)(SFA)

SFA模型最早由 Aigner，Lovel和 Schmidt(1977)、Meeusen和Broeck(1977)提出，將生產(chǎn)率分解為技術(shù)前沿和技術(shù)效率兩部分，前者刻畫所有生產(chǎn)者投入—產(chǎn)出函數(shù)的邊界，后者描述個別生產(chǎn)者的實際技術(shù)與前沿技術(shù)的差距。最初的模型是專門針對具有橫截面數(shù)據(jù)的生產(chǎn)函數(shù)，后發(fā)展為針對面板數(shù)據(jù)進行計算。

根據(jù)Battese和Coelli(1955)模型的基本原理，運用對數(shù)型柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，在江蘇省各地級市2000年～2008年面板數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，對經(jīng)濟增長效率及其影響因素進行測算。具體的研究模型如下:

在(1)式中，i為各城市的排列序號;t為時期序號，i=1，2，…， 13;t=1，2，… 9;yit表示第 i個城市在第t時期的實際GDP(單位:億元);Kit表示i市t期的年均實際固定資本存量(單位:億元);Lit表示i市t期的從業(yè)人員數(shù)量(單位:萬人);β為待估計參數(shù)，β1表示資本產(chǎn)出彈性，β2表示勞動產(chǎn)出彈性，vit為i市在t期生產(chǎn)過程的隨機誤差，它表示測量誤差、經(jīng)濟波動以及各種不可控制的隨機因素;uit為i市在t期生產(chǎn)過程的效率項，服從半正態(tài)分布，非負隨機變量，且uit和vit相互獨立。

(2)式為生產(chǎn)無效率項的均值方程，由一組外生變量解釋。在本文中，我們重點考慮產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟開放度、市場化程度、人力資本、金融發(fā)展等因素對我省經(jīng)濟增長效率的影響，其中，β為待估計參數(shù)。

在(3)式中，TEit表示樣本中i市在t期的技術(shù)效率水平。當uit=0時，TEit=1，即當時該市處于技術(shù)有效狀態(tài)，表明其生產(chǎn)點位于生產(chǎn)前沿上;當uit＞0，TEit值就處于0～1之間，我們稱這種狀態(tài)為技術(shù)無效率，此時該市的生產(chǎn)點位于生產(chǎn)前沿之下。

在(5)式中，γ為待估計的參數(shù)，它反映隨機擾動項中技術(shù)無效率項所占的比例，通過它可以判斷模型設(shè)定否合適。如果γ=0，表明實際產(chǎn)出偏離前沿產(chǎn)出是由白噪聲引起的，無效率項為一個常數(shù)，無須采用SFA技術(shù)來分析，直接運用OLS方法即可。如果γ=1，表明實際產(chǎn)出與前沿產(chǎn)出之間的差距完全是技術(shù)無效率引起的，γ越接近于1，說明誤差主要來源于技術(shù)無效率，采用SFA模型就越合適。

2.2 數(shù)據(jù)處理與變量設(shè)定

選取江蘇省13個地級市2000年 ～2008年的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，涉及的所有原始數(shù)據(jù)均來源于《江蘇省統(tǒng)計年鑒》。具體數(shù)據(jù)處理及變量設(shè)定如下:

(1)yit表示第i個市在第t期的實際GDP(單位:億元)，是以2000年為基期的指數(shù)進行測算出來的;Lit表示i市t期的從業(yè)人員數(shù)量(單位:萬人);Kit表示i市t期的年均實際固定資本存量(單位:億元)，由于現(xiàn)行的統(tǒng)計資料中只有歷年固定資本形成總額的數(shù)據(jù)，沒有固定資本存量的數(shù)據(jù)，因此，我們運用永續(xù)盤存法來測量資本存量，其公式為:

其中，Kit表示i市在t期的資本存量，Kit-1表示i市在t-1期的資本存量，Iit表示i市第t期的固定資本投資，δ為折舊率。

使用永續(xù)盤存法主要涉及三個問題:一是基期資本存量的確定;二是固定資本投資的平減指數(shù);三是折舊率的選擇。

首先，基期的資本存量采用與 Hall和Jones(1999)的方法進行估計，即:

其中，gi為i市在2000年 ～2008年固定資產(chǎn)投資的平均增長率，可以通過以不變價計算的各年固定資本形成總額計算得到，我們采用了張軍(2004)的估計方法，gi取10%，即用2000年固定資產(chǎn)投資除以10%作為該市的基期資本存量。

其次，關(guān)于固定資本投資的平減指數(shù)，由于官方并沒有公布投資序列的平減指數(shù)，因此采用江蘇省各市GDP的價格指數(shù)平減。

最后，在折舊率的選取上，令δ=5%。

(2)indust表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，為第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重(%)，是按當年價GDP數(shù)據(jù)估算的。

(3)trader表示貿(mào)易依存度，即地區(qū)進出口總額占GDP的比重(%)，其中，對于用美元表示的進出口總額，我們也按照當年人民幣匯率將其換算成人民幣。

(4)deposit為金融機構(gòu)全部存款余額占GDP的比重(%)，loan為金融機構(gòu)全部貸款余額占GDP的比重，分別表示金融發(fā)展中存款項目和貸款項目對經(jīng)濟增長效率的影響。

(5)hc表示人力資本，參照沈坤榮(2001)的方法，由高校在校生人數(shù)占該地區(qū)人口比重(%)來表示。

(6)market表示市場化程度，從兩個方面來評價:一是非國有經(jīng)濟的發(fā)展，二是勞動力市場的發(fā)展，因此，市場化程度由(非國有化率+非農(nóng)業(yè)部門勞動力占社會總勞動力的比重)/2來表示。

3 實證結(jié)果分析

根據(jù)上述研究方法，采用面板數(shù)據(jù)，我們運用Frontier(Version 4.1)程序?qū)K省2000年～2008年間經(jīng)濟增長效率及其影響因素進行了估計，具體實證分析結(jié)果如下:

3.1 經(jīng)濟增長效率分析

根據(jù)表1和表2，我們可以發(fā)現(xiàn)江蘇省區(qū)域經(jīng)濟增長效率的如下事實:

(1)2000年～2008年間，省經(jīng)濟增長效率在逐年穩(wěn)步增長(見表1)，年均值為0.679，這表明，在不增加勞動力和資本投入的前提下，如果各地級市同時提高技術(shù)效率，則在現(xiàn)有技術(shù)水平條件下，省GDP總量可在現(xiàn)有基礎(chǔ)上提高32.1%，即省經(jīng)濟還有很大的增長空間，提高經(jīng)濟增長技術(shù)效率是提高省經(jīng)濟增長總量的主要措施之一。

表1 江蘇省歷年平均經(jīng)濟增長技術(shù)效率情況(2000年～2008年)

(2)從整個考察期的區(qū)域經(jīng)濟增長效率來看，不同地區(qū)存在著一定的差異(見表2)，蘇南地區(qū)(TE=0.759)＞ 蘇中地區(qū)(TE=0.717)＞ 全省平均(TE=0.679)＞ 蘇北地區(qū)(TE=0.576)(見表2)，可見省區(qū)域經(jīng)濟增長效率差異明顯。蘇北地區(qū)的增長效率低于全省平均水平，并且遠遠低于蘇南和蘇中地區(qū)。

(3)通過對2000年～2008年間平均技術(shù)效率與省均GDP增長率的對比分析(見圖1)，我們發(fā)現(xiàn)，2000年～2004年間，兩者保持同向增長，技術(shù)效率的提高促進經(jīng)濟的增長，2004年～2008年間，兩者呈現(xiàn)負相關(guān)，技術(shù)效率的穩(wěn)步提高并沒有帶來江蘇省經(jīng)濟的快速增長，這是值得我們繼續(xù)思考的問題。

表2 江蘇省13個地級市經(jīng)濟增長技術(shù)效率情況(2000年～2008年)

圖1 2000年～2008年間年均技術(shù)效率與年均GDP增長率

3.2 經(jīng)濟增長效率影響因素分析

我們重點考查了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟開放度、市場化程度、人力資本、金融發(fā)展等因素對省經(jīng)濟增長效率的影響，具體的實證分析結(jié)果見表3。

表3 江蘇省經(jīng)濟增長效率影響因素SFA估計結(jié)果(2000年～2008年)

根據(jù)表3，我們可以得出以下結(jié)論:

(1)γ=0.99，且LR統(tǒng)計檢驗在1%的水平下顯著，這說明模型中的誤差主要來源于技術(shù)非效率，因此，對于基于面板數(shù)據(jù)的江蘇省經(jīng)濟增長效率研究，使用SFA技術(shù)是較為合理的。

(2)參數(shù)β1=0.954，即資本產(chǎn)出彈性為0.954，這說明江蘇省年均資本存量增長1%，可促進江蘇省 GDP 上升 0.954%;同理，β2=0.172，即勞動產(chǎn)出彈性為β2=0.172，這說明江蘇省從業(yè)人員每增長1%，可促進GDP上升0.172%。可見，在江蘇省經(jīng)濟總量GDP的增長中，資本要素的投入仍然占據(jù)著不可替代的主要地位，仍屬于粗放型經(jīng)濟增長方式。此外，資本和勞動的產(chǎn)出彈性之和β1+β2=1.126＞1，為輕微的規(guī)模報酬遞增。因此，短期看來，加大對內(nèi)投資的力度，擴大內(nèi)需，是當前保經(jīng)濟增長的有力措施之一。但是，這種規(guī)模報酬遞增是微弱的，同時由于要素收益遞減規(guī)律，從長期看，江蘇省經(jīng)濟高增長主要靠資本和勞動要素的投入驅(qū)動是不可持續(xù)的。

(3)參數(shù)δ1=-1.556，它反映了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整對經(jīng)濟增長的貢獻，即第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重每增長1%，則技術(shù)效率水平會增長155.6%。第二產(chǎn)業(yè)對GDP增長的超高貢獻率暗含著省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的畸形化，各城市第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的不平衡性仍然是影響區(qū)域經(jīng)濟增長差距擴大的決定性因素。

(4)參數(shù)δ2=0.111，它反映了貿(mào)易依存度對經(jīng)濟增長效率的影響力度，即進出口相對規(guī)模每上升1%，則技術(shù)效率水平將會減少11.1%，江蘇省進出口貿(mào)易并不能提高各市技術(shù)效率，這一結(jié)論與傳統(tǒng)認識相悖。這說明，省經(jīng)濟在對外開放過程中出現(xiàn)了種種不足:仍然以出口勞動密集型產(chǎn)品為主，而此類需求不能刺激國內(nèi)自主研發(fā)的投入;在進口方面，主要以引進先進機器設(shè)備為主，這在一定程度上抑制了國內(nèi)自主研發(fā)創(chuàng)新。因此，只有轉(zhuǎn)變進出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)、改變貿(mào)易方式等才能帶動省內(nèi)技術(shù)進步方式的轉(zhuǎn)型，扭轉(zhuǎn)目前的局面。

(5)參數(shù)δ3=-0.117，它反映了金融機構(gòu)存款余額對經(jīng)濟增長效率的影響，即存款相對規(guī)模每增長1%，則技術(shù)效率將會相應增長11.7%。參數(shù)δ4=0.178，它反映了金融機構(gòu)貸款余額對省經(jīng)濟增長效率的影響，即貸款相對規(guī)模每增長1%，則技術(shù)效率將會相應減少17.8%。這一結(jié)果表明，金融機構(gòu)的存款業(yè)務會促進經(jīng)濟增長的提高，而貸款業(yè)務則對經(jīng)濟增長效率有抑制作用，這與傳統(tǒng)金融發(fā)展理論相符，但是存款對經(jīng)濟增長的影響并沒有通過t檢驗。

(6)參數(shù)δ5=-0.846，它反映了人力資本對經(jīng)濟增長效率起到積極的促進作用，即高校在校生人數(shù)相對規(guī)模每增長1%，則技術(shù)效率將會相應上升84.6%。這一影響力度是很大的，說明提升人力資本，尤其是培養(yǎng)高學歷、高層次人才，對經(jīng)濟增長效率的提高是影響巨大的。參數(shù)δ6=-0.981，它反映了市場化程度對省經(jīng)濟增長效率的影響，即市場化程度每增長1%，則技術(shù)效率將會相應上升98.1%。這說明，完善的市場機制可以引導資源在不同產(chǎn)業(yè)間進行更為有效的配置，從而拉動城市經(jīng)濟增長。因此，我們要繼續(xù)秉持市場化改革，完善經(jīng)濟體制，減少對企業(yè)的管制，充分發(fā)揮市場的能動性和主動性，調(diào)動一切積極因素提高經(jīng)濟增長效率。

4 結(jié)論

我們采用對數(shù)型柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的SFA模型，利用江蘇省13個地級市2000～2008年的面板數(shù)據(jù)，估算區(qū)域經(jīng)濟增長效率，并對其進行影響因素分析，得出初步結(jié)論:

(1)江蘇省經(jīng)濟增長效率平均技術(shù)效率水平偏低，僅為0.679，并且存在區(qū)域差異，蘇南(0.759)、蘇中(0.717)高于省平均水平，并且遠遠高于蘇北地區(qū)(0.576)。經(jīng)濟增長主要是資本驅(qū)動的，技術(shù)效率的貢獻較低。此外，資本的產(chǎn)出彈性(0.954)遠遠大于勞動的產(chǎn)出彈性(0.172)，說明資本比勞動力稀缺，勞動力資源比較寬裕，但對經(jīng)濟技術(shù)效率的貢獻率相對較低，目前江蘇省的經(jīng)濟增長方式仍屬粗放型的增長，這對經(jīng)濟長期穩(wěn)定、持續(xù)增長是不利的。

(2)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟開放度、市場化程度、人力資本、金融發(fā)展等因素對江蘇省經(jīng)濟增長效率均產(chǎn)生影響，第二產(chǎn)業(yè)比重、金融機構(gòu)存款業(yè)務、人力資本、市場化程度這些因素的提高都會增加地區(qū)經(jīng)濟增長效率。而貿(mào)易依存度、金融機構(gòu)貸款業(yè)務則對經(jīng)濟增長效率的提高起到一定程度的抑制作用。其中，第二產(chǎn)業(yè)比重每增長1%，經(jīng)濟增長效率水平會增長155.6%，第二產(chǎn)業(yè)對GDP增長的超高貢獻率暗含著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的畸形化，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級仍是目前江蘇省區(qū)域經(jīng)濟增長的重中之重;另外，人力資本對經(jīng)濟增長效率的貢獻率也很顯著，高校在校生人數(shù)相對規(guī)模每增長1%，技術(shù)效率將會相應上升84.6%，可見，提升人力資本，尤其是培養(yǎng)高素質(zhì)人才，對經(jīng)濟增長效率的提高影響巨大。

研究結(jié)果表明:經(jīng)濟增長不僅依賴勞動力、資本等要素投入的增加，更要提高經(jīng)濟增長效率，重視經(jīng)濟增長的質(zhì)量。而提高江蘇省經(jīng)濟增長效率則必須要培育市場，適當?shù)亟档透鞯貐^(qū)固定資產(chǎn)投資中國有經(jīng)濟投資比重，提高人力資源水平，加快金融中介發(fā)展，進一步提高對外開放水平，促進經(jīng)濟增長效率的提高。

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