張建波，張 麗

(1.山東財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東濟(jì)南250014;2.南開大學(xué)城市與區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究所，天津300071)

一、引 言

改革開放以來，流向我國工業(yè)部門的大規(guī)模外商直接投資有力地推動了我國的工業(yè)化進(jìn)程和國民經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展。例如，沈坤榮［1］研究發(fā)現(xiàn)，外商直接投資占GDP的比重每增加一個單位，地區(qū)全要素生產(chǎn)率(TFP)就可以提高 0.37 個單位;王紅玲［2］基于工業(yè)分行業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)外商直接投資對中國工業(yè)生產(chǎn)TFP增長具有正向影響;王志鵬和李子奈［3］基于工業(yè)微觀數(shù)據(jù)也發(fā)現(xiàn)外資對中國工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)效率具有正的外溢效應(yīng)，且指出提高外資參股比例有助于國內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)效率的進(jìn)步。最近一段時期以來，隨著我國資金積累的日益充裕，在工業(yè)領(lǐng)域大力引進(jìn)外資的最主要動因已不再是解決國內(nèi)資本稀缺的問題，而逐漸轉(zhuǎn)向了發(fā)揮外資的正向外溢作用以帶動國內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的快速進(jìn)步，要達(dá)到這一目的，必然要求外資工業(yè)企業(yè)在動態(tài)上保持TFP的快速增長，以使正向外溢作用能夠持續(xù)地得以發(fā)揮。在此背景下，從實證角度研究中國外資工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長特征及其空間差異就具有重要的理論意義和應(yīng)用價值。

二、文獻(xiàn)綜述

有關(guān)全要素生產(chǎn)率的測算，早期的研究主要采用索洛增長核算法，但是這種方法假定所有生產(chǎn)者在技術(shù)上都是充分有效的，這明顯不符合經(jīng)濟(jì)活動的實際情況。為此，F(xiàn)arrell［4］提出了生產(chǎn)前沿面的概念，并指出現(xiàn)實中往往只有部分生產(chǎn)者能處于生產(chǎn)前沿面上，其余大部分的生產(chǎn)者的效率往往與前沿面所示的最優(yōu)生產(chǎn)效率存在一定的差距。目前，基于生產(chǎn)前沿面來測定生產(chǎn)效率的方法已得到了學(xué)術(shù)界比較廣泛的認(rèn)可，其具體的測定方法可分為兩類:一類是非參數(shù)方法，在目前的應(yīng)用中以數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(DEA)最具代表性，國內(nèi)基于DEA方法測算全要素生產(chǎn)率的代表性文獻(xiàn)有:顏鵬飛和王兵［5］、鄭京海和胡鞍鋼［6］等，一類是參數(shù)方法，在目前的應(yīng)用中以隨機(jī)前沿分析法(SFA)最為流行，國內(nèi)基于SFA方法測算全要素生產(chǎn)率的代表性文獻(xiàn)有:涂正革和肖耿［7］、傅曉霞和吳利學(xué)［8］等。

考慮到兩種方法的利弊以及中國經(jīng)濟(jì)的實際情況，本文認(rèn)為SFA方法較之DEA方法更具適用性，具體而言:第一，SFA方法既可以對模型中的參數(shù)進(jìn)行檢驗，也可以對模型本身進(jìn)行檢驗，而DEA方法則無法對前沿面的適用性進(jìn)行判斷。第二，SFA方法通過組合誤差中的隨機(jī)擾動項保留了環(huán)境影響因素的作用，這較之DEA方法更符合現(xiàn)實情況;同時，這也避免了DEA方法在影響因素分析上的邏輯困境。第三，傅曉霞和吳利學(xué)［8］對于中國經(jīng)濟(jì)TFP測定的研究表明SFA方法更適合于現(xiàn)階段的中國經(jīng)濟(jì)增長核算。需要注意的是，目前采用SFA方法的諸多研究忽視了對隨機(jī)前沿函數(shù)形式設(shè)定的檢驗，這就難以克服SFA作為參數(shù)方法的模型形式設(shè)定的隨意性。采用SFA方法的新近文獻(xiàn)已經(jīng)開始注重對模型形式設(shè)定的反復(fù)試驗和檢驗，以期獲得最具適宜性的模型形式，如白俊紅和江可申［9］等。本文亦采用這一模型形式設(shè)定及其檢驗的步驟進(jìn)行外資工業(yè)全要素生產(chǎn)率的測算。

三、模型設(shè)定、估計及檢驗

(一)數(shù)據(jù)選取及來源

本文所使用的數(shù)據(jù)是2001-2007年中國大陸29個省、自治區(qū)和直轄市的外資工業(yè)企業(yè)投入和產(chǎn)出數(shù)據(jù)。海南和西藏兩省區(qū)因個別年份數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重而難以補(bǔ)全，因而在實際測算樣本中我們舍棄了這兩個省區(qū)的數(shù)據(jù)。研究中所使用的數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國經(jīng)濟(jì)普查年鑒2004》和《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》。既有文獻(xiàn)關(guān)于工業(yè)企業(yè)產(chǎn)出指標(biāo)的選取并不一致，有些文獻(xiàn)計算工業(yè)企業(yè)的技術(shù)效率和全要素生產(chǎn)率時采用的產(chǎn)出指標(biāo)是工業(yè)總產(chǎn)值，而有些文獻(xiàn)采用的則是工業(yè)增加值，兩者之間的區(qū)別就在于前者的投入指標(biāo)中包括了表現(xiàn)為價值轉(zhuǎn)移形式的原材料等中間投入而后者則沒有包括中間投入。鑒于生產(chǎn)性經(jīng)濟(jì)活動的意義更大程度上在于新價值、新財富的創(chuàng)造，而不是價值形式的轉(zhuǎn)移，因而本文擬采用工業(yè)增加值(Y)作為產(chǎn)出指標(biāo)。此外，考慮到研究的時間跨度較長，為了避免其間因價格波動較大而引致的測算偏誤，本文選取2001年作為基期并根據(jù)各省份工業(yè)品出廠價格指數(shù)對各省份外資工業(yè)增加值進(jìn)行各年可比價格的換算①《中國經(jīng)濟(jì)普查年鑒2004》沒有給出外資工業(yè)企業(yè)的工業(yè)增加值數(shù)據(jù)，因此本文根據(jù)收入法統(tǒng)計核算公式對其進(jìn)行計算，具體的計算公式為:工業(yè)增加值=勞動者報酬+營業(yè)盈余+生產(chǎn)稅凈額+固定資產(chǎn)折舊。由于通過《中國經(jīng)濟(jì)普查年鑒2004》無法獲得“生產(chǎn)稅凈額”的情況，本文通過從營業(yè)收入中減去營業(yè)成本和補(bǔ)貼收入來獲得生產(chǎn)稅凈額與營業(yè)盈余的合計值。那么，工業(yè)增加值=(本年應(yīng)付工資總額+本年應(yīng)付福利費(fèi)總額)+(營業(yè)收入-營業(yè)成本-補(bǔ)貼收入)+固定資產(chǎn)本年折舊。。

各省份外資工業(yè)企業(yè)的勞動投入(L)采用的是各省份外資工業(yè)企業(yè)的年末從業(yè)人員數(shù)這一代理變量，對于個別缺失值采用插值法予以補(bǔ)充。物質(zhì)資本投入(K)選用各省份外資工業(yè)企業(yè)的年末固定資產(chǎn)凈值并進(jìn)行適當(dāng)處理之后作為代理變量。由于統(tǒng)計年鑒中得到的外資工業(yè)企業(yè)固定資產(chǎn)凈值僅是賬面價值，要對其以各省份固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進(jìn)行折算，折算公式參考朱鐘棣和李小平［10］的計算方法，如式(1)所示。其中，kit0為1990年各省份外資工業(yè)企業(yè)的年末固定資產(chǎn)凈值;Δkit是各省份外資工業(yè)企業(yè)第年的固定資產(chǎn)凈值增加量，本文以相鄰兩年固定資產(chǎn)凈值原值的差值表示;pit表示各省份固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)。

(二)模型形式的設(shè)定

現(xiàn)有的研究中，隨機(jī)前沿模型較常用的函數(shù)形式有柯布-道格拉斯(Cobb-Douglas)函數(shù)和超越對數(shù)(Translog)函數(shù)，其中前者設(shè)定形式簡單，但是假定技術(shù)中性和產(chǎn)出彈性固定;后者則放寬了這些假設(shè)，且在形式上更加靈活，能更好地避免由于函數(shù)形式的設(shè)定錯誤而帶來的估計偏差。由于不能事先確定技術(shù)是否為中性、產(chǎn)出彈性是否固定、以及技術(shù)是否存在進(jìn)步等，因此本文首先選用超越對數(shù)函數(shù)形式的隨機(jī)前沿模型并對其進(jìn)行檢驗。設(shè)定生產(chǎn)函數(shù)有勞動投入(L)和物質(zhì)資本(K)等兩項要素投入，那么本文的隨機(jī)前沿超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型可以表示成公式(1)，其中εit=vit－uit為組合誤差項，且vit與uit相互獨(dú)立;vit為第地區(qū)的隨機(jī)誤差項，服從正態(tài)分布，即vit～N(0);uit為第i地區(qū)的技術(shù)無效率項，表示個體沖擊的影響，被假設(shè)服從uit=uiexp［－ η(t－ T)］，uit服從非負(fù)截斷正態(tài)分布，即uit～N+(μ)，其中η表示技術(shù)無效率項的變化率。

(三)模型估計及檢驗

在不考慮外部影響因素的情況下，我們利用Frontier 4.1軟件包分別對超越對數(shù)函數(shù)形式的隨機(jī)前沿面板模型(模型Ⅰ)和柯布-道格拉斯函數(shù)形式的隨機(jī)前沿面板模型(模型Ⅱ)進(jìn)行極大似然估計，以尋求適宜表達(dá)中國外資工業(yè)企業(yè)實際情況的生產(chǎn)函數(shù)形式。從表1中可以看出，模型Ⅰ和模型Ⅱ的方差參數(shù)均通過了顯著性水平為1%的檢驗，表明效率的偏差主要來源于技術(shù)非效率效應(yīng)，因而采用SFA技術(shù)進(jìn)行模型的計量估計是合理的。隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型的設(shè)定形式正確與否，直接關(guān)系到對中國外資工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率測算的有效性。表1的最末行顯示，以模型Ⅱ為原假設(shè)、模型Ⅰ為備擇假設(shè)的廣義極大似然估計率小于自由度為3的混合卡方臨界值，因此接受函數(shù)形式為柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的原假設(shè)，這表明柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)更適合擬合本文的樣本數(shù)據(jù)，更適宜表達(dá)中國這樣一個快速發(fā)展國家的外資工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)過程?；诖耍覀冊谙挛姆治鰰r均選取柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)(模型Ⅱ)作為隨機(jī)前沿模型的函數(shù)形式。模型Ⅱ的估計結(jié)果顯示，勞動產(chǎn)出彈性和資本產(chǎn)出彈性之和為0.9252(略小于1)，這表明在樣本期間內(nèi)中國外資工業(yè)企業(yè)的規(guī)模報酬呈緩慢下降的態(tài)勢;時間變量的系數(shù)為0.1180，由此可得年均技術(shù)進(jìn)步為12.52%，這反映出較之非外資企業(yè)而言中國外資工業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新方面仍具有較大的優(yōu)勢;和的值均顯著不等于0，這表明中國外資工業(yè)企業(yè)存在著明顯的技術(shù)無效率;值表明外資工業(yè)企業(yè)的技術(shù)無效率值大部分分布于0.8826周圍;值小于零，這表明在樣本期間內(nèi)中國外資工業(yè)企業(yè)的技術(shù)效率年均退步2.90%，亦即生產(chǎn)潛力的發(fā)揮未能適時趕上生產(chǎn)技術(shù)的快速進(jìn)步，外資工業(yè)企業(yè)的部分技術(shù)進(jìn)步未能轉(zhuǎn)化成現(xiàn)實的生產(chǎn)力。

除了檢驗生產(chǎn)函數(shù)形式的設(shè)定正確與否之外，我們還設(shè)定了以下四個假設(shè)來檢驗隨機(jī)前沿柯布 －道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)面板模型的適宜性:第一個零假設(shè)是認(rèn)為模型不存在技術(shù)進(jìn)步，即β3=0;第二個零假設(shè)是技術(shù)無效率值uit服從零點(diǎn)截斷的半正態(tài)分布，即μ=0;第三個零假設(shè)是技術(shù)無效率uit對于時間不存在收斂的趨勢，即η=0;第四個零假設(shè)是技術(shù)無效率服從零點(diǎn)截斷的半正態(tài)分布且對于時間不存在收斂的趨勢，即μ=η=0。以上四個假設(shè)均可使用廣義似然比檢驗，其統(tǒng)計量的計算公式為LR= －2{ln［L(H0)/L(H1)］}。其中，L(H0)是一個受約束的零假設(shè)H0前沿模型的對數(shù)似然值，L(H1)是一個無約束的備擇假設(shè)H1前沿模型的對數(shù)似然值。如果零假設(shè)成立，那么檢驗統(tǒng)計量λ服從混合卡方分布，自由度為受約束變量的數(shù)目。表2的模型假設(shè)檢驗結(jié)果顯示，所有的零假設(shè)均被拒絕，這表明以隨機(jī)前沿柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型進(jìn)行估計的中國外資工業(yè)企業(yè)存在著伴隨時間的技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率變化，且樣本不存在廣泛的、嚴(yán)重的技術(shù)無效率現(xiàn)象。因此，本文所采用的帶有技術(shù)無效率項和技術(shù)進(jìn)步的隨機(jī)前沿柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)面板模型能夠較好地擬合外資工業(yè)企業(yè)的樣本數(shù)據(jù)，并且應(yīng)該使用極大似然估計法進(jìn)行模型估計。

表1 兩種隨機(jī)前沿面板模型的參數(shù)估計結(jié)果

表2 隨機(jī)前沿柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型的假設(shè)檢驗結(jié)果

四、TFP增長的核算與分析

(一)TFP增長的計算方法

Kumbhakar and Lovell［12］研究發(fā)現(xiàn)，全要素生產(chǎn)率(TFP)的變化可進(jìn)一步分解為生產(chǎn)效率變化、技術(shù)進(jìn)步變化、規(guī)模效率變化和資源配置效率變化，其中由于價格信息的可得性很差，因而資源配置效率往往不易計算，多數(shù)學(xué)者通常考察前三種細(xì)分變化。以往有些文獻(xiàn)將投入要素產(chǎn)出彈性之和視為1，也就是將規(guī)模報酬不變的條件應(yīng)用于生產(chǎn)函數(shù)模型之中，如 Wu［13］和張軍［14］等，此時對于隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)而言全要素生產(chǎn)率增長率就等于生產(chǎn)效率變化率與技術(shù)進(jìn)步變化率之和?？紤]到外資工業(yè)企業(yè)的特性，不同于以往的這些研究，本文放寬了規(guī)模報酬不變的嚴(yán)格假定，采用Kumbhakar［15］對全要素生產(chǎn)率增長率的分解公式研究中國外資工業(yè)全要素生產(chǎn)率增長率變化趨勢。假定不考慮隨機(jī)誤差項的隨機(jī)前沿面板模型的一般對數(shù)形式為lnyit=lnf(xit，t)－ uit，其中yit表示省份i在時期t的外資工業(yè)企業(yè)實際產(chǎn)出;f(·)表示柯布 －道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)形式的確定前沿產(chǎn)出;表示外資工業(yè)企業(yè)的一組投入向量;t為時間趨勢;uit為非負(fù)的技術(shù)非效率項。根據(jù)本文上一部分所采用的隨機(jī)前沿柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型，并采用簡易形式的全要素生產(chǎn)率表示形式①需要說明的是，Kumbhakar［15］所提供的全要素生產(chǎn)率分解方法是以線性函數(shù)來表示的，其中技術(shù)進(jìn)步為對數(shù)形式，這被稱之為復(fù)合(compound)形式的TFP增長率形式，這種分解方式是對實際增長的一種近似表示，且技術(shù)進(jìn)步越大時其近似效果就會越差。為了精確起見，本文將采用簡易(simple)形式的TFP增長率形式，即以乘積表示的實際生產(chǎn)率值的形式。，xit那么中國外資工業(yè)的全要素生產(chǎn)率變化率可分解為公式(4)。

(二)外資工業(yè)企業(yè)TFP的增長特征

表3列出了2001-2007年中國各省份外資工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率年度變化率及其樣本期間平均變化率。需要說明的是，現(xiàn)有文獻(xiàn)在計算全要素生產(chǎn)率年均變化率時較多采用的是簡單平均方法，這會導(dǎo)致增速波動大的樣本的均值被相對高估，而增速變化平穩(wěn)的樣本的增速被相對低估;針對簡單平均法的固有缺陷，本文采用幾何均值的方法計算樣本期間外資工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的平均變化率，這種方法的優(yōu)點(diǎn)就在于可以消除各樣本年度波動幅度不一致(即離散程度差異的影響)。從表3可以發(fā)現(xiàn)，2001-2007年期間全國層面外資工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率始終呈現(xiàn)出快速增長態(tài)勢，其幾何平均增長率達(dá)到7.77%;樣本期間，其最快增速為8.83%，最慢增速為5.60%;進(jìn)一步計算可知，全國層面外資工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長率在各年度之間的變異系數(shù)為0.047，這表明中國外資工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率隨時間的波動變化并不大，亦即其增長態(tài)勢在樣本期間相對較為穩(wěn)定。從省域?qū)用鎭砜?，除了甘肅和青海兩省的TFP在部分年度出現(xiàn)下降之外，全國絕大多數(shù)省份的外資工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率均呈現(xiàn)出持續(xù)增長態(tài)勢。其中，僅有青海省外資工業(yè)在樣本期間內(nèi)的平均全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)出下降狀態(tài)，但是在2004年之后其年度全要素生產(chǎn)率表現(xiàn)出連續(xù)正增長的改善態(tài)勢;吉林、天津、上海和北京等四省市外資工業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率在樣本期間內(nèi)的平均增速位列全國前四位，且平均增速均超過了10%。進(jìn)一步計算可知，樣本期間內(nèi)全國各省域外資工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長率之間的平均變異系數(shù)為0.365，這表明我國外資工業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長具有較為明顯的區(qū)域非均衡性特征。

表3 2001-2007年中國各省份外資工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率變化率(單位:%)

(三)外資工業(yè)企業(yè)TFP增長的空間差異

外資工業(yè)企業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間存在著密切的關(guān)系，而中國東部、中部、西部以及東北等四大經(jīng)濟(jì)板塊之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在較大差異，且各地區(qū)的外資企業(yè)管理體制和產(chǎn)業(yè)發(fā)展環(huán)境等各具特點(diǎn)，這些都會直接或間接地對當(dāng)?shù)赝赓Y工業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生一定程度的影響。因此，有必要從區(qū)域的角度對中國外資工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率變化做深入比較分析①“十一五”規(guī)劃中，中央政府建議用東、中、西和東北四大經(jīng)濟(jì)板塊來代替“七五”以來沿用的東、中、西三大經(jīng)濟(jì)地帶的區(qū)域劃分方法。此后，國家統(tǒng)計局在統(tǒng)計操作上也變區(qū)域的傳統(tǒng)“三分法”為現(xiàn)有“四分法”。與此相一致，本文亦采用“四大經(jīng)濟(jì)板塊”的區(qū)域劃分方法，其具體的劃分方式為:東部地區(qū)包括北京、天津、河北、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東和海南等10個省份;中部地區(qū)包括河南、湖北、湖南、江西、安徽和山西等6個省份;西部地區(qū)包括重慶、四川、云南、貴州、廣西、西藏、內(nèi)蒙古、陜西、甘肅、青海和新疆等12個省份;東北地區(qū)包括遼寧、吉林和黑龍江等3個省份。。圖1顯示了2001-2007年全國及四大經(jīng)濟(jì)板塊外資工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長率的變化趨勢，從中可以發(fā)現(xiàn)，全國及四大經(jīng)濟(jì)板塊外資工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長率總體上均呈現(xiàn)出跌宕起伏的波動變化趨勢，其中2003-2004年度的全要素生產(chǎn)率增長率相較其他年度有較為明顯的回落。進(jìn)一步分析可知，這是2003年“非典疫情”爆發(fā)對國內(nèi)外資工業(yè)企業(yè)不利影響的預(yù)期延續(xù);具體而言，“非典疫情”的爆發(fā)導(dǎo)致外資工業(yè)企業(yè)的技術(shù)效率和規(guī)模效率在當(dāng)期均出現(xiàn)一定程度的下降，同時也導(dǎo)致其對研發(fā)創(chuàng)新等一系列促進(jìn)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的當(dāng)期投入的降低，技術(shù)效率和規(guī)模效率的降低直接導(dǎo)致2003年外資工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率相較2002年出現(xiàn)一定幅度的回落，而研發(fā)創(chuàng)新等當(dāng)期投入的降低對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響則存在一定的時滯性且這種創(chuàng)新投入不足的影響相對更大，這就導(dǎo)致2004年外資工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長率相較2003年出現(xiàn)較大服務(wù)的回落。此外，圖1還顯示出，四大經(jīng)濟(jì)板塊外資工業(yè)全要素生產(chǎn)率平均增長率從高到低依次為東部、東北、中部和西部，而這是與四大經(jīng)濟(jì)板塊的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高度正相關(guān)的，這表明我國各地區(qū)間外資工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長具有明顯的“馬太效應(yīng)”特征。

為了進(jìn)一步考察中國外資工業(yè)企業(yè)TFP增長率在區(qū)域分布上的空間差異，我們計算了全國范圍以及四大經(jīng)濟(jì)板塊內(nèi)部的各省份之間外資工業(yè)企業(yè)TFP增長率的變異系數(shù)，如圖2所示。計算結(jié)果顯示，全國及四大經(jīng)濟(jì)板塊內(nèi)部的各省份之間外資工業(yè)企業(yè)TFP增長率的變異程度在總體上均呈現(xiàn)一向種“先大后小”的發(fā)展?fàn)顟B(tài)，亦即其波動性在逐漸趨穩(wěn)定。其中，東部地區(qū)內(nèi)部各省份之間的TFP增長率的變異水平和波動程度均最小，其平均變異系數(shù)僅為0.16;西部地區(qū)內(nèi)部各省份之間的TFP增長率的變異水平和波動程度均最大，其平均變異系數(shù)高達(dá)0.58;中部地區(qū)和東北地區(qū)的內(nèi)部差異水平和波動程度居中，平均變異系數(shù)分別為0.25和0.28，低于全國層面的變異水平。這表明，除了西部地區(qū)之外，其他三大地區(qū)內(nèi)部的外資工業(yè)企業(yè)TFP增長率變異程度均具有明顯的區(qū)域性;換言之，在地理空間上毗鄰、經(jīng)濟(jì)地理條件相近的省份之間，其外資工業(yè)企業(yè)TFP增長率也更為相近。西部地區(qū)呈現(xiàn)出與此相反的情況，原因主要體現(xiàn)為:一是與其空間范圍十分廣大、內(nèi)部的地理條件更為復(fù)雜有關(guān);二是很可能與其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平密切有關(guān)。總體而言，東部與西部地區(qū)分別是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平最高和最低的地區(qū)，其外資工業(yè)企業(yè)TFP增長率的變異程度恰與此相反;中部和東北地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相近且均位居全國中游水平，其外資工業(yè)企業(yè)TFP增長率的變異程度同樣差異不大并位居全國中游水平。由此可見，各區(qū)域內(nèi)的外資工業(yè)企業(yè)TFP增長率的變異程度與各區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈反向的關(guān)系;亦即，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的區(qū)域，其內(nèi)部的外資工業(yè)企業(yè)TFP增長率越趨一致，愈加呈現(xiàn)出相對收斂的趨勢。

五、結(jié)論及政策建議

外資企業(yè)全要素生產(chǎn)率的快速增長對于充分發(fā)揮外商直接投資的正向外溢效應(yīng)具有非常重要的保障作用。本文基于隨機(jī)前沿分析方法對中國省域外資工業(yè)企業(yè)在2001-2007年期間的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了模型估計及假設(shè)檢驗，并據(jù)此對中國外資工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長進(jìn)行了實證測算和具體分析。研究發(fā)現(xiàn)，樣本期間內(nèi)中國外資工業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率始終呈現(xiàn)出快速增長的態(tài)勢，其中技術(shù)進(jìn)步是全要素生產(chǎn)率增長的最重要因素;全國及四大經(jīng)濟(jì)板塊外資工業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長率總體上均呈現(xiàn)出跌宕起伏的波動變化趨勢，且各區(qū)域間外資工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長具有明顯的“馬太效應(yīng)”特征;全國及四大經(jīng)濟(jì)板塊內(nèi)部的各省份之間外資工業(yè)企業(yè)TFP增長率的變異程度在總體上均呈現(xiàn)一種“先大后小”的發(fā)展?fàn)顟B(tài)，亦即其波動性在逐漸趨向穩(wěn)定，而且除了西部地區(qū)之外其他三大地區(qū)內(nèi)部的外資工業(yè)企業(yè)TFP增長率的變異程度均具有明顯的區(qū)域性;各經(jīng)濟(jì)板塊內(nèi)外資工業(yè)企業(yè)TFP增長率的變異程度與各經(jīng)濟(jì)板塊的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈反向的關(guān)系。

鑒于外資工業(yè)企業(yè)在加快我國工業(yè)化進(jìn)程和經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變過程中具有重要而獨(dú)特的積極作用，為了進(jìn)一步促進(jìn)我國外資工業(yè)企業(yè)更好更快地發(fā)展，本文基于以上研究發(fā)現(xiàn)提出以下政策建議:第一，加快外資引進(jìn)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變優(yōu)化。引進(jìn)工業(yè)外資時，各地需要重點(diǎn)加強(qiáng)對汽車制造、重化工業(yè)、生化制藥等資本密集程度和技術(shù)水平較高行業(yè)外資的政策吸引，以使我國外資工業(yè)企業(yè)的構(gòu)成格局由以往的以家用電器制造、電子產(chǎn)品組裝等技術(shù)水平較低的勞動密集型行業(yè)為主，逐步演變?yōu)橐陨鲜鲑Y本和技術(shù)密集型行業(yè)為主，從而適應(yīng)我國工業(yè)化進(jìn)程不斷推進(jìn)和勞動力成本持續(xù)上升的新形勢。第二，促進(jìn)投資持股形式的靈活發(fā)展。在外資持股比例已經(jīng)較高的東部和東北地區(qū)，可以根據(jù)國家和地區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略的需要和行業(yè)自身的特點(diǎn)，靈活發(fā)展外商獨(dú)資、控股和參股等多種投資持股形式;在外資持股比例相對較低的中部和西部地區(qū)，則可以考慮通過適當(dāng)?shù)那涝黾油赓Y的持股比例，以帶動該地區(qū)外資工業(yè)企業(yè)TFP的快速增長，促進(jìn)外資工業(yè)企業(yè)在區(qū)域間的均衡發(fā)展。

［1］ 沈坤榮.外商直接投資與中國經(jīng)濟(jì)增長［J］.管理世界，1999(5):22-34.

［2］ 王紅玲.中國工業(yè)所有制結(jié)構(gòu)差異及其影響的實證分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2001(5):84-87.

［3］ 王志鵬，李子奈.外資對中國工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)效率的影響研究［J］.管理世界，2003(4):17-25.

［4］ Farrell M J.The measurement of production efficiency［J］.Journal of Royal Statistical Society，Series A，General，1957，20(3):253-281.

［5］ 顏鵬飛，王兵.技術(shù)效率、技術(shù)進(jìn)步與生產(chǎn)率增長［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2004(12):55-65.

［6］ 鄭京海，胡鞍鋼.中國改革時期省際生產(chǎn)率增長變化的實證分析［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊，2005(2):263-295.

［7］ 涂正革，肖耿.中國的工業(yè)生產(chǎn)力革命——用隨機(jī)前沿生產(chǎn)模型對中國大中型工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的分解及分析［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2005(3):4-15.

［8］ 傅曉霞，吳利學(xué).前沿分析方法在中國經(jīng)濟(jì)增長核算中的適用性［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2007(7):56-66.

［9］ 白俊紅，江可申，李婧.中國地區(qū)研發(fā)創(chuàng)新的相對效率與全要素生產(chǎn)率增長分解［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2009(3):139-151.

［10］ 朱鐘棣，李小平.中國工業(yè)資本形成、全要素生產(chǎn)率變動及其趨異化［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2005(9):51-62.

［11］ Battese G E，Coelli T J.A model for technical inefficiency effects in a stochastic frontier production function for panel data ［J］.Empirical Economics，1995，20(3):325-332.

［12］ Kumbhakar S C，Lovell C.Stochastic frontier analysis［M］.Cambridge University Press，2000.

［13］ Wu Yanrui.Openness，productivity and growth in the APEC economies［J］.Empirical Economics，2004，29(1):593-604.

［14］ 張軍.增長、資本形成與技術(shù)選擇:中國經(jīng)濟(jì)增長下降的長期因素［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)季刊，2002(2):301-338.

［15］ Kumbhakar S C.Estimation and decomposition of productivity change when production is not efficient:A panel data approach ［J］.Econometric Reviews，2000，19(4):425-460.