李俊霖

（武漢紡織大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北 武漢430200）

引言

經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長(zhǎng)是一個(gè)國(guó)家或一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要目標(biāo)之一。進(jìn)入21 世紀(jì)以來，湖北省的區(qū)域生產(chǎn)總值持續(xù)快速增長(zhǎng)。截止2018年，湖北省地區(qū)生產(chǎn)總值達(dá)3.94 億元，名列全國(guó)第七名。雖然近年來湖北省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度高于全國(guó)平均經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度，但是，湖北省從2014年開始經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率有所下降，2014—2018年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率分別為9.7%、8.9%、8.1%、7.8%、7.8%。實(shí)際上隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，全國(guó)各省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度大多開始放緩。

要保持經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，必須轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，提升全要素生產(chǎn)率。估算及分解全要素生產(chǎn)率有助于分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉，評(píng)估經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的可持續(xù)性，為政府制定長(zhǎng)期可持續(xù)增長(zhǎng)政策提供理論依據(jù)。近年來，隨著隨機(jī)前沿模型的不斷發(fā)展和完善，它被廣泛應(yīng)用于全要素生產(chǎn)率的實(shí)證研究。隨機(jī)前沿模型在測(cè)算全要素生產(chǎn)率時(shí)具有以下優(yōu)勢(shì)：（1）隨機(jī)前沿生產(chǎn)模型允許技術(shù)非效率的存在，考慮到了隨機(jī)誤差對(duì)產(chǎn)出的影響，并且區(qū)別了兩者的差異，因而能較好模擬經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r；（2）將全要素生產(chǎn)率的變化分解為技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)效率、規(guī)模效率和配置效率的變化Kumbhakar（2000）[1]，使得研究者能夠較深入地分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉；（3）隨機(jī)前沿生產(chǎn)模型由于充分利用了每個(gè)樣本的信息，具有可比性強(qiáng)、可靠性高的優(yōu)點(diǎn)；（4）可對(duì)模型和參數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)。

近年來，基于隨機(jī)前沿模型的中國(guó)全要素生產(chǎn)率研究也取得了較多成果。目前，相關(guān)研究主要集中于三個(gè)方面：（1）中國(guó)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的測(cè)度。例如：郭慶旺等（2005）[2]、王志剛等（2006）[3]、薛桂芝（2016）[4]、王藝明等（2016）[5]。（2）區(qū)域全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的差異。已有研究表明，大城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率一般高于中、小城市（肖文、王平，2011[6]；楊威等，2011[7]）；中國(guó)省際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率差異較大，并表現(xiàn)為東、中、西部遞減趨勢(shì)，但西部地區(qū)生產(chǎn)效率、規(guī)模效率的提升要略快于東部地區(qū)（王志平，2010[8]）；（3）區(qū)域全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)差異的影響因素。國(guó)內(nèi)關(guān)于其影響因素的研究主要集中于對(duì)要素投入、制度變遷、技術(shù)進(jìn)步、經(jīng)濟(jì)開放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城市化、基礎(chǔ)設(shè)施等單一因素的分析，例如，何楓、陳榮（2004）[9]、王志平（2010）[8]，但區(qū)域全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)差異的影響因素的綜合對(duì)比分析較少。從研究對(duì)象上看，主要有區(qū)域與企業(yè)兩個(gè)層面。針對(duì)中國(guó)各城市的全要素生產(chǎn)率的分析較少。城市是區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要區(qū)域，城市化進(jìn)程的推進(jìn)使得城市作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的研究對(duì)象的重要性日益提高，但是，基于隨機(jī)前沿模型的湖北省城市全要素生產(chǎn)率研究至今少見。

面板隨機(jī)前沿模型為我們研究湖北省的全要素生產(chǎn)率提供了有力的分析工具，使我們可以較深入地探討全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)來源。本文基于市級(jí)面板數(shù)據(jù)，應(yīng)用隨機(jī)前沿模型分析湖北省各市全要素生產(chǎn)率及其組成的技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)效率、規(guī)模效率的變化，可以加深對(duì)湖北省區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率差異的認(rèn)識(shí)；基于靜態(tài)與動(dòng)態(tài)面板模型兩類模型，對(duì)湖北省全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的影響因素展開綜合分析，可以為制定湖北省經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)政策提供參考建議。

本文可能的創(chuàng)新之處在于：（1）研究對(duì)象的創(chuàng)新。經(jīng)過文獻(xiàn)搜索，沒有發(fā)現(xiàn)對(duì)于湖北省的城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率方面的專門研究。因此，本文基于面板隨機(jī)前沿模型對(duì)湖北省全要素生產(chǎn)率其影響因素的研究可能填補(bǔ)了這方面的空白。（2）基于更具合理性的面板隨機(jī)前沿模型測(cè)算了湖北的技術(shù)效率及其構(gòu)成。我們發(fā)現(xiàn)：國(guó)內(nèi)基于隨機(jī)前沿模型的對(duì)于技術(shù)效率的實(shí)證研究，基本上都是基于Battese 和Coelli（1992）[10]的模型與Wang（2002）[11]的模型。實(shí)際上，這兩個(gè)模型的設(shè)定是有問題的。而Kumbhakar 等（2014）[12]提出的分離個(gè)體效應(yīng)、時(shí)變非效率與時(shí)不變非效率的面板隨機(jī)前沿模型，在模型設(shè)定上更具合理性，我們基于該模型對(duì)于湖北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的技術(shù)效率的估計(jì)可能更接近實(shí)際情況。（3）目前，國(guó)內(nèi)對(duì)于全要素生產(chǎn)率影響因素的研究中單一因素的研究較多。我們分別基于靜態(tài)與動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，對(duì)影響湖北省城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的因素進(jìn)行了綜合分析。

本文以下部分安排：第一部分是基于面板隨機(jī)前沿模型的湖北省各市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的測(cè)算及分解；第二部分是基于面板隨機(jī)前沿模型的湖北省各市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的影響因素研究；第三部分是提高湖北省全要素生產(chǎn)率的政策建議。

一、基于面板隨機(jī)前沿模型的湖北省全要素生產(chǎn)率研究

（一）湖北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的技術(shù)效率的估計(jì)與分解

Kumbhakar 等（2014）[12]和Colombi（2014）[13]針對(duì)早期的模型的局限性，提出了經(jīng)過改進(jìn)的新模型。在他們的模型中，復(fù)合誤差項(xiàng)被分成四個(gè)組成部分。第一項(xiàng)體現(xiàn)企業(yè)潛在的異質(zhì)性，這是必須從低效率效應(yīng)中分離出來的部分；第二項(xiàng)體現(xiàn)短期（時(shí)變）低效率。第三項(xiàng)體現(xiàn)持久或時(shí)不變的低效率，最后一項(xiàng)體現(xiàn)隨機(jī)沖擊。模型形式如下：

其中，yit表示產(chǎn)出，xit表示要素投入，ηi≥ 0；μit≥ 0，代表低效率的二個(gè)部分，μi為個(gè)體效應(yīng)，ν it為隨機(jī)誤差項(xiàng)。這個(gè)新模型從以下二個(gè)方面改進(jìn)了之前的模型：首先，雖然之前的時(shí)變低效率模型考慮了個(gè)體效應(yīng)，但是這些模型沒有考慮到可能存在一些因素可能對(duì)個(gè)體的低效率有持久（時(shí)不變）的影響。這里，我們將之稱為低效率中的持久或時(shí)不變部分。第二，假定個(gè)體會(huì)消除一些短期的缺陷而消除個(gè)體部分的低效率，但同時(shí)還有些低效率沒有辦法隨著時(shí)間的推移而被消除。前者通過時(shí)不變低效率部分iη體現(xiàn)；后者通過時(shí)變低效率部分itμ體現(xiàn)。非效率來自個(gè)體異質(zhì)性；時(shí)不變非效率及時(shí)變非效率。將上述模型重寫為：

第一步，對(duì)yit=α0*+f(xit；β)+α i+εit采用標(biāo)準(zhǔn)的面板固定效應(yīng)或隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)方法估計(jì)參數(shù)，并得到αi的預(yù)測(cè)值；itε的預(yù)測(cè)值。

第四步，計(jì)算總體技術(shù)效率。記總體技術(shù)效率為OTE，則OTE=RTE×PTE。

根據(jù)2007-2016年的《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》與《湖北統(tǒng)計(jì)年鑒》，可以得到湖北省1 個(gè)副省級(jí)城市及11 個(gè)地級(jí)市共12 個(gè)城市的地區(qū)生產(chǎn)總值yit，資本存量Kit，就業(yè)人數(shù)Lit，其中，湖北省各市資本存量按照永續(xù)盤存法計(jì)算?；谏鲜鲇?jì)量分析步驟，可測(cè)算得到湖北省各市歷年的總體技術(shù)效率及均值。

表1 湖北省各市總體技術(shù)效率均值

從上表可見，湖北省各市的時(shí)變技術(shù)效率平均值為97.91%，處于一個(gè)相當(dāng)高的水平。湖北省各市時(shí)不變技術(shù)效率平均值為44.46%，處于一個(gè)較低的水平。從計(jì)算結(jié)果可以看出，在綜合考慮個(gè)體效應(yīng)、時(shí)不變技術(shù)非效率、時(shí)變技術(shù)非效率的情況下，湖北省各市歷年的總體技術(shù)效率平均值為43.53%，遠(yuǎn)低于早期模型的估計(jì)結(jié)果。由于早期的模型的設(shè)定存在問題，可能低估了技術(shù)非效率從而高估了技術(shù)效率水平，因此，本文基于Kumbhaker（2014）[3]的估計(jì)結(jié)果可能更接近真實(shí)的情況。

（二）全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的分解

按照Kumbhakar（2000）[14]的思想，采用隨機(jī)前沿分析（SFA）方法測(cè)算全要素生產(chǎn)率（TFP）的變化，假定隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)的形式為：

其中，yit與xit分別表示i市在t年的產(chǎn)出水平和要素投入，生產(chǎn)函數(shù)的確定性部分為f(xi t,t,β)，β是生產(chǎn)函數(shù)中的待估參數(shù)，vit與uit分別表示傳統(tǒng)的隨機(jī)誤差項(xiàng)與技術(shù)非效率項(xiàng)，兩者相互獨(dú)立?；陔S機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)，可將全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率分解為技術(shù)變化（TC）、技術(shù)效率變化（TEC）、規(guī)模效率變化（SEC）和資源配置效率變化（AEC）四個(gè)部分。全要素生產(chǎn)率的提高是技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)效率的改善、規(guī)模經(jīng)濟(jì)以及要素配置效率的提高等因素共同作用的結(jié)果。全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率可分解為：

其中，TC為技術(shù)進(jìn)步，TEC為技術(shù)效率變化；SEC為規(guī)模效率變化，AEC為資源配置效率變化。技術(shù)進(jìn)步表示要素投入不變的情況下，生產(chǎn)活動(dòng)的技術(shù)改進(jìn)引起的產(chǎn)出增長(zhǎng)。技術(shù)進(jìn)步表現(xiàn)為生產(chǎn)前沿面的外移，可用生產(chǎn)可能性邊界隨著時(shí)間的推移而變化的速率來衡量。技術(shù)效率體現(xiàn)了在技術(shù)水平不變的條件下，生產(chǎn)者實(shí)現(xiàn)最大產(chǎn)出的能力。技術(shù)效率變化指在一定的技術(shù)條件和要素投入下，實(shí)際產(chǎn)出與潛在最大產(chǎn)出之間差距的變化。技術(shù)效率變化率指的是技術(shù)效率水平隨時(shí)間變化的速率。規(guī)模經(jīng)濟(jì)導(dǎo)致的全要素生產(chǎn)率變化由規(guī)模效率變化度量，規(guī)模效率變化率體現(xiàn)要素的規(guī)模報(bào)酬對(duì)生產(chǎn)率增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。如果規(guī)模報(bào)酬遞增且要素投入增加，或是規(guī)模報(bào)酬遞減且要素投入減少，那么規(guī)模效率變化對(duì)全要素生產(chǎn)率變化起推動(dòng)作用。資源配置效率變化表示要素投入結(jié)構(gòu)變化對(duì)全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)，反映了生產(chǎn)中要素配置的有效程度。如果價(jià)格信息的可得性不夠，資源配置效率則無法計(jì)算，此時(shí)只能考察前面三種變化。

假定隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)為超越對(duì)數(shù)形式，引入要素與時(shí)間的乘積項(xiàng)表示非中性技術(shù)進(jìn)步，假定有資本（K）和勞動(dòng)（L）兩種要素投入，建立超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)隨機(jī)前沿模型：

本文利用上式進(jìn)行全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的測(cè)算。技術(shù)進(jìn)步的公式可寫為：

在隨機(jī)前沿模型假定下，技術(shù)效率為：

根據(jù)前文的分析，技術(shù)效率的變化率計(jì)算公式可寫為：

要計(jì)算規(guī)模效率變化率，首先要計(jì)算出要素產(chǎn)出彈性。在超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)隨機(jī)前沿模型設(shè)定下，資本產(chǎn)出彈性計(jì)算公式為：

勞動(dòng)產(chǎn)出彈性計(jì)算公式為：

相應(yīng)地，規(guī)模效率變化的計(jì)算公式為：

（三）湖北省全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的測(cè)算與分解

先估計(jì)面板隨機(jī)前沿模型的參數(shù)，可以分別得到生產(chǎn)效率變化率、技術(shù)進(jìn)步率和規(guī)模效率變化率，然后根據(jù)前述全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的分解公式，經(jīng)過簡(jiǎn)單計(jì)算可以得到湖北省各市歷年的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率。由于沒有完整的要素價(jià)格，資源配置效率無法計(jì)算，本文在全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的分解過程中不考慮資源的配置效率，僅考慮技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)效率和規(guī)模效率。

利用隨機(jī)前沿模型的系數(shù)估計(jì)結(jié)果，根據(jù)技術(shù)進(jìn)步公式，可計(jì)算得到湖北省各市2006-2015年的技術(shù)進(jìn)步率（具體數(shù)據(jù)限于篇幅略）。研究發(fā)現(xiàn)：湖北省各市的技術(shù)進(jìn)步率差異明顯，由于武漢市的經(jīng)濟(jì)實(shí)力與科教投入明顯強(qiáng)于湖北省其它城市，武漢市的技術(shù)進(jìn)步率明顯高于湖北省其它城市，除武漢市外的湖北省的其它城市技術(shù)進(jìn)步不明顯，而且排名靠后的城市技術(shù)進(jìn)步率平均值是負(fù)的，導(dǎo)致全省的技術(shù)進(jìn)步率的平均值在2014年是負(fù)的，但從2014年開始轉(zhuǎn)為正數(shù)。

同樣，利用隨機(jī)前沿模型的系數(shù)估計(jì)結(jié)果，根據(jù)技術(shù)效率變化率計(jì)算公式，可計(jì)算2007-2015年湖北省各市的技術(shù)效率變化率（具體數(shù)據(jù)限于篇幅略）。研究發(fā)現(xiàn)：總體上，湖北省的技術(shù)效率自2007年以來，呈現(xiàn)不斷改進(jìn)的趨勢(shì)，表明湖北省的實(shí)際產(chǎn)出和理想最大產(chǎn)出之間的差距在不斷的縮小。除2009年以外，2007—2015年間湖北省各市的技術(shù)效率的變動(dòng)率為正，湖北省的年均技術(shù)效率變化率為2.31%。2009年相對(duì)2008年湖北省技術(shù)效率水平出現(xiàn)下降，可能與2008年發(fā)生全球金融危機(jī)后，增加要素投入的同時(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度卻下降有關(guān)。另外，隨著技術(shù)效率水平的逐年提高，技術(shù)效率的提升速度有所下降。技術(shù)效率變化率的空間差異較大。

利用隨機(jī)前沿模型的系數(shù)估計(jì)結(jié)果，根據(jù)資本彈性計(jì)算公式，可計(jì)算2006-2015年湖北省各市的資本產(chǎn)出彈性；根據(jù)勞動(dòng)產(chǎn)出彈性公式，可計(jì)算2006-2015年湖北省各市勞動(dòng)產(chǎn)出彈性。根據(jù)前文中規(guī)模效率變化率的計(jì)算公式以及估計(jì)的生產(chǎn)函數(shù)的參數(shù)，計(jì)算出2007-2015年湖北省各市規(guī)模效率變化率（具體數(shù)據(jù)限于篇幅略）。研究發(fā)現(xiàn)：湖北省各市的規(guī)模效率變化率隨時(shí)間變動(dòng)的趨勢(shì)不明顯，各市規(guī)模效率變化率差異較小。武漢市和宜昌市是湖北省最大的兩個(gè)城市，從規(guī)模效率變化率的數(shù)值來看，只有這兩個(gè)城市的規(guī)模效率變化率是負(fù)的，這說明這兩個(gè)城市的生產(chǎn)規(guī)模的有效程度不佳，可能存在過度的要素投入和經(jīng)濟(jì)集聚，導(dǎo)致規(guī)模效率的損失。其它城市雖然規(guī)模效率變化率為正，但絕對(duì)數(shù)據(jù)也較小，這說明其它城市的生產(chǎn)規(guī)模的有效程度也不是很理想。

在前文對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)分解的基礎(chǔ)上，根據(jù)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率計(jì)算公式，計(jì)算得出湖北省各市2007-2015年全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率。

表2 湖北省各市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率（2007-2015年）

從縱向來看，2007—2015年湖北省的全要素生產(chǎn)率平均增長(zhǎng)率為2.12%。全要素生產(chǎn)率平均增長(zhǎng)率起伏較大，自2007年以來呈現(xiàn)出先增后降再增的變化趨勢(shì)，其中2009年與2010年全要素生產(chǎn)率平均增長(zhǎng)率為負(fù)，可能是因?yàn)?008年全球金融危機(jī)后，為保證經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)，加大了要素投入，導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率有所下降。從橫向來看，各城市間全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率存在較大差異。2006—2015年武漢市的全要素生產(chǎn)率的改善是最快的。同時(shí)，排名最后3 位的城市孝感市、隨州市與十堰市的全要素生產(chǎn)率實(shí)際上在2006—2015年間是退步的。

為了分析全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的主要來源，我們測(cè)算出了湖北省各市2006-2015年的TFP 變化及其構(gòu)成值，下表3給出了這一時(shí)期各市的平均值。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)主要來自于技術(shù)效率變化率，而規(guī)模效率貢獻(xiàn)不大，技術(shù)進(jìn)步率的貢獻(xiàn)是負(fù)的。

表3 湖北省各市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率及其構(gòu)成的平均值（2007-2015年）

二、湖北省全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率影響因素分析

本文把前面利用面板隨機(jī)前沿模型計(jì)算出的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率作為被解釋變量，通過靜態(tài)和動(dòng)態(tài)兩種面板數(shù)據(jù)模型來研究全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的影響因素。確定了全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的影響因素，就可以采取相應(yīng)的政策措施提高湖北省的全要素生產(chǎn)率，因而湖北省的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率影響因素的研究有著十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。

參考眾多的相關(guān)文獻(xiàn)，并考慮到在考察期內(nèi)各市面板數(shù)據(jù)的可得性，本文擬選擇以下變量：國(guó)有企業(yè)產(chǎn)值占區(qū)域生產(chǎn)總值的比例（Z1）；外商投資占區(qū)域生產(chǎn)總值GRP 的比例（Z2）；科教投入占區(qū)域生產(chǎn)總值GRP 的比例（Z3）；萬人公共汽車擁有量（Z4）；財(cái)政支出占區(qū)域生產(chǎn)總值GRP 比例（Z5）；第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占區(qū)域生產(chǎn)總值GRP 的比例（Z6）；進(jìn)出口占總額占區(qū)域生產(chǎn)總值的比例（Z7）作為可能影響全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的解釋變量。實(shí)際上前5 個(gè)變量就是我們分析的對(duì)技術(shù)效率的影響因素，按照我們前面對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的分解，技術(shù)效率變化率是決定全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的主要因素，因此影響技術(shù)效率的因素應(yīng)該也是影響全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的因素。此外，我們還考慮了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與進(jìn)出口對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的影響。

最后，我們選擇了其中的5 個(gè)變量作為解釋變量，分析它們對(duì)湖北省城市全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的影響，模型形式如下

首先，我們分別估計(jì)了固定效應(yīng)模型與隨機(jī)效應(yīng)模型，然后通過豪斯曼檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，兩類模型的系數(shù)估計(jì)結(jié)果并沒有顯著差別，因此選擇隨機(jī)效應(yīng)模型。在此基礎(chǔ)上，我們估計(jì)了考慮穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差的隨機(jī)效應(yīng)模型，這個(gè)模型的系數(shù)估計(jì)值與與隨機(jī)效應(yīng)模型的估計(jì)值一樣，但是系數(shù)估計(jì)值的標(biāo)準(zhǔn)差不一樣，由于最后一個(gè)模型的標(biāo)準(zhǔn)差是穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差，因此關(guān)于系數(shù)的顯著性的判斷更為可靠。我們也曾考慮在隨機(jī)效應(yīng)模型中加入時(shí)間效應(yīng)，但估計(jì)結(jié)果不理想，因此本文最后選擇下表4中的第3 個(gè)模型。

表4 靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果

Z1 的系數(shù)估計(jì)值為-13.25，即國(guó)有企業(yè)產(chǎn)值占區(qū)域生產(chǎn)總值的比例降低一個(gè)百分點(diǎn)，湖北省全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率提高13.25 個(gè)百分點(diǎn)，說明國(guó)有企業(yè)產(chǎn)值占區(qū)域生產(chǎn)總值的比例提高對(duì)湖北省全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率有顯著的阻礙作用。從全國(guó)的經(jīng)驗(yàn)來看，我國(guó)國(guó)有企業(yè)的股份制改造、國(guó)有企業(yè)的退出及民營(yíng)化使非國(guó)有成分比重上升，確實(shí)改善了國(guó)有企業(yè)的績(jī)效，提高了全要素生產(chǎn)率。Z2 的系數(shù)估計(jì)值為5.823，即提高外商投資占區(qū)域生產(chǎn)總值的比例有利于全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的提高。一般來說，外資企業(yè)具有更先進(jìn)的技術(shù)和管理方式，外資的引入會(huì)對(duì)國(guó)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率的提高帶來許多方面的積極影響，但是湖北省外資對(duì)區(qū)域全要素生產(chǎn)率的正面影響在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。Z3 的系數(shù)估計(jì)值為4.451，即提高科教投入占區(qū)域生產(chǎn)總值的比例有利于全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的提高，但是在統(tǒng)計(jì)上并不顯著；Z5 的系數(shù)估計(jì)值為-46.28，提高財(cái)政支出占區(qū)域生產(chǎn)總值比例不利于全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的提高，但是在統(tǒng)計(jì)上并不顯著；Z6 的系數(shù)估計(jì)值為37.27，提高第三產(chǎn)業(yè)占區(qū)域生產(chǎn)總值的比例對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的提高有顯著的促進(jìn)作用。

為了進(jìn)一步分析各種影響因素對(duì)全要素生產(chǎn)率的動(dòng)態(tài)影響，我們建立如下動(dòng)態(tài)面板回歸模型：

表5 動(dòng)態(tài)面板模型估計(jì)結(jié)果

我們考慮了兩種模型設(shè)定情況：在模型1 中，Z2、Z3 被視為外生解釋變量，Z5 及期一階滯后被視為前定解釋變量，而Z1、Z6 被視為內(nèi)生解釋變量。在模型2中，無外生變量；Z5 為前定變量；Z1、Z2、Z3、Z6為內(nèi)生變量。然后，對(duì)兩個(gè)模型進(jìn)行系統(tǒng)GMM 估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見下表：

兩個(gè)模型的估計(jì)結(jié)果比較接近。表5中模型1 估計(jì)結(jié)果顯示：前1 期的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率對(duì)后期值的提高有不顯著的的正向影響，而前2 期全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率對(duì)后期值的提高有十分顯著的正向影響。說明湖北省各城市的全要素生產(chǎn)率的變化受到其自身前期變化影響很大，全要素生產(chǎn)率的變化存在較強(qiáng)的慣性。

國(guó)有企業(yè)產(chǎn)值占區(qū)域生產(chǎn)總值的比例對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率有顯著正向影響，并且國(guó)有企業(yè)產(chǎn)值占區(qū)域生產(chǎn)總值的比例的系數(shù)在所有系數(shù)中絕對(duì)值是最大的，這說明國(guó)有企業(yè)產(chǎn)值占區(qū)域生產(chǎn)總值的比例在所有解釋變量中對(duì)全要素生產(chǎn)率的變化影響最大。外商投資占區(qū)域生產(chǎn)總值的比例對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率有不顯著的正向影響；科教投入占區(qū)域生產(chǎn)總值的比例對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率有顯著的正向影響；財(cái)政支出占區(qū)域生產(chǎn)總值的比例對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率有不顯著的負(fù)向影響；前1 期的財(cái)政支出占區(qū)域生產(chǎn)總值的比例對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率有不顯著的正向影響；第三產(chǎn)業(yè)占區(qū)域生產(chǎn)總值的比例對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率有不顯著的正向影響。同時(shí)發(fā)現(xiàn)，國(guó)有企業(yè)產(chǎn)值占區(qū)域生產(chǎn)總值的比例的系數(shù)是最大的，且為顯著負(fù)影響。

將靜態(tài)和動(dòng)態(tài)面板模型的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行比較分析：各解釋變量對(duì)被解釋變量的正負(fù)效應(yīng)均是一致的，并且與理論分析預(yù)期的系數(shù)符號(hào)也是一致的，回歸系數(shù)的顯著性有相同也有差異。這說明各種因素對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的影響是比較確定的，本文得到的回歸結(jié)果是比較穩(wěn)健的。

三、結(jié)論與政策建議

本文利用2006年到2015年間湖北省的城市面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用面板隨機(jī)前沿分析方法，對(duì)湖北省的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率及其影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析。

我們得到的主要結(jié)論有：湖北省各市的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率差異較大，湖北省各市的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的主要來源是技術(shù)效率變化，其次是技術(shù)進(jìn)步，再次是規(guī)模效率變化。湖北省城市經(jīng)濟(jì)的發(fā)展更多的是在依靠技術(shù)效率帶來的“水平效應(yīng)”，而不是技術(shù)進(jìn)步帶來的“增長(zhǎng)效應(yīng)”。湖北省各城市長(zhǎng)期處于規(guī)模效率較低的水平，對(duì)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)并未帶來實(shí)質(zhì)性的推動(dòng)作用。

在測(cè)算湖北省全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的基礎(chǔ)上，基于面板固定效應(yīng)模型與動(dòng)態(tài)面板模型，分析了影響湖北省全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的因素。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：國(guó)有企業(yè)產(chǎn)值占區(qū)域生產(chǎn)總值之比下降是湖北省全要素生產(chǎn)率提升的主要原因。另外，提高科教投入占比、降低財(cái)政支出占比、提高第三產(chǎn)業(yè)占比對(duì)湖北省全要素生產(chǎn)率的提高有促進(jìn)作用。

基于實(shí)證研究結(jié)論，我們提出以下政策建議：

（1）湖北省要進(jìn)一步推進(jìn)所有制結(jié)構(gòu)改革，通過改善投資和經(jīng)營(yíng)環(huán)境，鼓勵(lì)和扶持民營(yíng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，進(jìn)一步提高民營(yíng)經(jīng)濟(jì)在區(qū)域生產(chǎn)總值中所占的比例，讓市場(chǎng)在資源配置過程中起決定性作用，以改善資源配置狀況。

（2）湖北省要進(jìn)一步加大科學(xué)教育經(jīng)費(fèi)投入，促進(jìn)新知識(shí)和新技術(shù)的產(chǎn)生，提升企業(yè)的技術(shù)水平和創(chuàng)新能力，以實(shí)現(xiàn)區(qū)域全要素生產(chǎn)率不斷提升的目標(biāo)。同時(shí)，要建立和完善人才引進(jìn)和培養(yǎng)的政策，從而鼓勵(lì)企事業(yè)單位引進(jìn)和培養(yǎng)高科技人才，促進(jìn)企業(yè)技術(shù)水平的迅速提高。

（3）湖北省政府應(yīng)該逐步調(diào)整引進(jìn)外資政策，取消外資的特殊政策待遇，重點(diǎn)引進(jìn)有利于技術(shù)進(jìn)步的外資企業(yè)。市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的實(shí)質(zhì)是競(jìng)爭(zhēng)經(jīng)濟(jì)，參與其中的每一個(gè)主體都應(yīng)該享有均等的機(jī)會(huì)參與公平競(jìng)爭(zhēng)。對(duì)外資給予優(yōu)惠待遇違背了市場(chǎng)公平競(jìng)爭(zhēng)的原則。合理的外資引進(jìn)政策有利于提高市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)效率，競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)的充分發(fā)揮將對(duì)湖北省全要素生產(chǎn)率的提高起到促進(jìn)作用。

（4）因地制宜制定產(chǎn)業(yè)政策，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)。為了提高湖北省的全要素生產(chǎn)率，一方面，湖北省要充分發(fā)揮科教大省的優(yōu)勢(shì)，大力發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)；另一方面，湖北省要充分發(fā)揮區(qū)位優(yōu)勢(shì)，要大力發(fā)展基于高新技術(shù)的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，促進(jìn)服務(wù)業(yè)的結(jié)構(gòu)升級(jí)和增強(qiáng)服務(wù)業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力。