馬衛(wèi)東 唐德善

摘要：采用了超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的隨機前沿模型測算了江蘇省54縣區(qū)市2000～2016年的全要素生產(chǎn)率增長率并對其結(jié)構(gòu)要素進行分解。研究表明：用兩步法探索隨機前沿的模型參數(shù)，發(fā)現(xiàn)增加出口比重、第二產(chǎn)占比、城市化比率和財政支出比率等環(huán)節(jié)變量后，模型解釋力有明顯提升62%。出口比重和城市化率對生產(chǎn)效率提升具有明顯正向促進作用，二產(chǎn)占比和財政支出占比與生產(chǎn)效率卻呈負相關(guān)關(guān)系。技術(shù)進步貢獻最大，TFP增長率的變化主要源自于技術(shù)進步的推動，對TFP增長率的平均貢獻在82%以上，總體上帶動TFP呈現(xiàn)緩慢上升趨勢。

關(guān)鍵詞：全要素生產(chǎn)率;經(jīng)濟增長;分解要素結(jié)構(gòu);三類聚類地區(qū)

近年來，經(jīng)濟增長動力源泉一直是政府部門和學(xué)術(shù)界普遍關(guān)注和研究的熱點問題。新古典經(jīng)濟增長理論認為驅(qū)動經(jīng)濟增長的主要動力源自要素投入和技術(shù)進步（全要素生產(chǎn)率）等因素的共同作用。近期國內(nèi)主流文獻也證實了改革開放以來我國經(jīng)濟增長動力主要源自資本投入驅(qū)動，技術(shù)進步率貢獻較小并呈逐年下降的趨勢，形成了現(xiàn)階段的資本投入與TFP“反向角力態(tài)勢”。要素規(guī)模增長率下降與產(chǎn)出彈性縮減的雙重擠壓導(dǎo)致了資本與勞動規(guī)模貢獻下降，資本與勞動的生產(chǎn)率的增長率雙減速是造成了全要素生產(chǎn)率的下降的主要原因。在沒有提高全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長貢獻條件下，即使政府能夠通過一系列政策和制度的安排以強化資本投入來獲得了一定時期內(nèi)經(jīng)濟較快增長，但是，經(jīng)濟增長動力最終也會由于要素邊際產(chǎn)出遞減的約束下而衰減。早期關(guān)注江蘇縣域全要素生產(chǎn)率的相關(guān)文獻非常稀少，研究時段也大多集中在2012年前后。鑒于此，本文以江蘇省2000～2016年間54個縣市的面板數(shù)據(jù)，探索江蘇省縣域經(jīng)濟全要素生產(chǎn)率增長率分解構(gòu)成及變化趨勢。

一、分析框架與方法

（一）研究方法的設(shè)計

當(dāng)前，主流的TFP方法主要有三種：第一種是增長核算法，這種方法主要利用統(tǒng)計數(shù)據(jù)估算出要素的產(chǎn)出彈性，從而通過生產(chǎn)函數(shù)的具體形式測算出TFP，比如索洛余值法。第二種是非參數(shù)方法，這種方法適用于面板數(shù)據(jù)，并可將TFP分解為技術(shù)進步、技術(shù)效率以及規(guī)模效率等不同構(gòu)成要素，但是這種方法計算的TFP在很大程度上只具有相對意義。第三種是參數(shù)法。應(yīng)用最為廣泛的是隨機前沿分析方法。這種方法所設(shè)定的超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型不僅放松了索洛余值方法中關(guān)于充分競爭、規(guī)模效益不變、希克斯中性三大假設(shè)，還考慮了隨機因素對產(chǎn)出的干擾因素，以及隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)的具體形式可檢驗性，提高了擬合效果，具有明顯的現(xiàn)實意義?？紤]到各種研究方法的優(yōu)缺點和適用性，本文認為采用超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的前沿模型計算得出的TFP比較客觀，特別是其放松了常替代彈性這一假設(shè)，并且通過一系列檢驗?zāi)軌蝌炞C模型的適用性和具體形式。

（二）生產(chǎn)函數(shù)估計與TFP分解

本文對江蘇省縣域TFP的測算采用隨機前沿分析方法（SFA）。文中模型初始形式設(shè)定為超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)，其具體形式如式1所示：

lnYit=β0+βKlnKit+βLlnLit+βtt+1/2βKK（lnKit）2+1/2βLL（lnLit）2+βKL（lnKit）（lnLit）+βKt（lnKit）t+βLt（lnLit）+1/2βitt2+υit-μit（1）

其中，Yit表示i地區(qū)t年份經(jīng)濟產(chǎn)出，K、L分別表示資本和勞動力投入量，β為待估參數(shù)，η為技術(shù)效率時變參數(shù);υit-μit為合成誤差項（εit），υit為隨機干擾項，衡量系統(tǒng)非效率程度，服從標準正態(tài)分布;μit為技術(shù)損失誤差項，反映了技術(shù)無效率程度，服從于零點截斷半正態(tài)分布。

在估計隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型的基礎(chǔ)上，本文將參考Kumbhakar（2000）和余永澤（2015）關(guān)于 TFP 增長率計算和分解方法，生產(chǎn)函數(shù)對時間t求導(dǎo)數(shù)，為簡單起見，省略下標it則有：

上式中，TF·P表示全要素生產(chǎn)率增長率，T·E為技術(shù)效率變化率，TP為技術(shù)進步率，SE為規(guī)模效率改進，Ej為要素產(chǎn)出彈性，E=∑Ej表示規(guī)模彈性。

（三）變量選擇與處理

本文以2000～2017年江蘇省54個縣市域的產(chǎn)出、投入和要素成本為研究樣本。為了數(shù)據(jù)前后統(tǒng)一，以現(xiàn)有縣市域區(qū)位為單位，兼顧地區(qū)名稱變換。2017年總產(chǎn)出數(shù)據(jù)、資本總額和勞動力數(shù)量等最新數(shù)據(jù)來源于2018年度各縣區(qū)市政府工作報告、統(tǒng)計局公開數(shù)據(jù)或經(jīng)本人計算得到結(jié)果。

1. 總產(chǎn)出數(shù)據(jù)（GDP）

數(shù)據(jù)源于萬得金融數(shù)據(jù)庫，部分缺失數(shù)據(jù)源自2017年江蘇省統(tǒng)計年鑒或各縣區(qū)市統(tǒng)計局公開數(shù)據(jù)。用地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）來衡量總產(chǎn)出，對各縣市的GDP按2000年不變價進行了平減處理，用以得到真實產(chǎn)出。

2. 資本總額數(shù)據(jù)（K）

采用固定資產(chǎn)形成總額進行衡量。以2000年為計量基期，以當(dāng)年價格計算的固定資本形成總額以及固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，年折舊率為10.6%，采用永續(xù)盤存法測算各年度江蘇各縣區(qū)市的固定資本存量。

3. 勞動力數(shù)據(jù)

本文選用t-1年末和t年末“就業(yè)人員數(shù)”的算術(shù)平均值作為t年勞動投入量。

4. 環(huán)境變量

借鑒歐向軍和牛品一等研究文獻，本文選取出口總額占GDP比重（簡稱“出口占比”，下同）、第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重（二產(chǎn)占比）、城市化率、政府財政投入占GDP比重（財政投入占比）等因素作為影響技術(shù)效率的環(huán)境變量，分別采用一步法和兩步法探索環(huán)境變量對技術(shù)效率影響進行測度。

（四）模型檢驗

通過使用似然比統(tǒng)計量LR=-[L（H0）-L（H1）]對隨機前沿模型適用性等指標進行檢驗，其中，L（H0）和L（H1）分別為零假設(shè)和備選假設(shè)對應(yīng)的對數(shù)似然函數(shù)值。檢驗①中，零假設(shè)設(shè)定為γ=μ=η=0。從表1檢驗結(jié)果顯示，遠遠大于臨界值χ20.05（j），所以拒絕了零假設(shè)，隨機前沿生產(chǎn)模型具有適用性。檢驗②是對生產(chǎn)函數(shù)的具體形式進行檢驗， LR遠大于臨界值，所以拒絕了零假設(shè)，模型適用于采用超越對數(shù)的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)形式。檢驗③進一步檢驗?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诩夹g(shù)變化，此時零假設(shè)H0，備擇假設(shè)H1，似然比檢驗統(tǒng)計量LR大于臨界值，所以拒絕零假設(shè)，認為模型存在技術(shù)變化。檢驗④檢測了模型技術(shù)變化是否為?？怂怪行裕慵僭O(shè)H0，備選假設(shè)H1，似然比檢驗統(tǒng)計量LR大于臨界值，拒絕零假設(shè)，認為模型技術(shù)變化沒有表現(xiàn)為?？怂怪行?，技術(shù)變化與資本和勞動等投入要素有關(guān)。最后，檢驗⑤檢測了技術(shù)效率是否具有時間變化特征，結(jié)果顯示，拒絕原假設(shè)H0，接受備選假設(shè)H1，認為技術(shù)效率模型具有隨時間變化特征。