生产效率的区域特征与生产率增长的分解

1、生产效率的区域特征与生产率增长的分解改革开放以来，探讨中国经济增长的源泉问题成为国内外愤究的热点.长期来看，经 济的暗长;如果i.要依靠要素的投入，是不可持续的.全要素生产率Tnn是指除答要素 如贫本和劳动等|投入方外能对经济增性产生贡蛾的因素，与单要素生产率相II全要 素生产率的增长;率可以很好地度量要素效率的提高以及技术进步的程度，反映生产率踪 合，K平及其变动。学术界对全要素生产率的重要性已形成共识。TFP的研究大都可以兮 为以下两大类.第类是传统的索洛残估方法。受数据和方法的限制，i,要在索洛抠架 下，是用增长桢耸方法，用总产值增长率分别诚去簿要素产出弹性与要素投入增长率乘 积后的剩余

2、来表示全要素拥长率的大小口这种方法计算出来的全要素增长率就好比一个 大“杂物袋、其中部分属技术进步的范畦，而另-部分则属于-非技术进步因素.因 此进小的研究要求时广义瓜求进少率进行分解。第二类研究则以新的数据和贝术为标 志，使用基于面板散据的前沿技术分析(Fg%Pmd岫A函y闻 这一重要的分析 I.具来对TFP进行分解，其中随机前沿分析(SFA)和数据包络分析(DKA)被广泛采 用,随机前沿方法将广叉机前进步根据其促进产出的途校，分为胰义基木进少，规模报 酬(fc益、要素配置改进收益和技术效率四个部分，这比怯统的恤减法的全要素生产率研 究相比较，显符更加深入与详尽。中国具体部门的TFP研究主要

3、集中于工业和农业部L赵芝俊尊(2009)认为中义农 业依术进少始终是我国农业TFP歧主要的组应成分，其中又以中性技术进步模式为2 除 1E革、肖耿(2005)发现中国大中型一业企业的全要素生产率的提高E要源泉在于前沿技术 进俱郑京海等(2002)死用DEA的方法，利用机械、纺织、轻工业、重工业四个行业的 1980 1994年的数据，发现在所有的部门中，生产率几乎都在增氐 但是纺织业有4年的 生产率在下降”区域层面上 颤鹏飞、王兵(20慎)运用DEA的方法测度了中国各地区的 众水致率，技k进步及技奎斯特生产率折数，得到中国全要素生产率增长的主要原因是技术 效率的提高的结论；I志刚等(顼0 利用省

4、际层面的数据进行妍究，发现段国东部地区 I.业瓜术效率明显此叩西部地区。在方法的选择.，所哓避，吴利学1 M7)朴随机前沿 分析和数据包络分析在中国全要素生产率核算中的适川性进行比较.并召到随机前沿分析 结果具有较好的稳健性和适用性的始论.纵观上述研究，利用随机前沿方法对省际技术效率 进行的研究还非常有限，市已有的研究对厚闸生产效率的变鱼的选择上.往往表现出定的 i.观性与随机性。本文利用随机前沿超越淋数生产函数与i：成分分析的方法相结合.使用俑板数耽，耕 以知130(德年我国答省直辖I、|：1治区)的生产效率进行分析，井耕全要素生产率增长; 率进行分解，研究新世配以来中国全要素生产率的主要特

5、征。与相关文献相比较，本文的 特点在于:首先，本文从制度、基础雌、科技创新三个方面较系统地提出了影响善地区生 产效率的指标体系，利用主成分分析的方法，得到代表这些方面的踪合揩标，详细考察杳个 方面对生产效率的厚响.其次，在生产函数的选择上，使用超越对数生产函数.其伏点在 R超越对数生产函数是任篱生产函数的二阶泰勒近似，对是否存在偏性技术进莎产出啊L 性是否固定等没有限牌1,具有较好的包容性B再次，赛水变屋的迷择.L泉用永续盘存法对 中国答省直辖if,门治区)的赛本存量进行了大鱼的系统的核算，而不是直德利用统计年 聚上提供的由会计方法得到的提木量*数据源烯中国Ji.卜Ji.年统计资料汇编1知92

6、004、中国国内生产总值核算历史资料1952 2(X)4及其他年狼；最后，2001年中国加 入WTO,市场经济与国际接轨，相对而言，比之前更加符合运用生产函数需要具徭的成木 最小化、利润最大化、产品和要素完全竞争的条件,木文选择2001 2006年的面板数据作 分析，考察中国“入世”之后各省(直辖市、自治区)的生产效率和生产率情况。一、变呈选取和数据说明木文使用的数据来源于新中国五十五年统计资料汇编1%9 2004、中国国内生产 总值核算历史资料1952 2(X)4. 2002- 2007年中国劳动统计年粉.2002- 2007年中 国科技统计年鳖、相关年份中国统计年鉴及各省(直辖市、自治区)

7、统计年鉴。变量 指标作如下说明。地区生产总值(GKP):以200()年不变价格来衡为私计算方法为，以2()0()年当年 价格的各地GRP乘以2001 2(X)6年各省(直辖市、自治区)作年以上年为基期不变价格衡 量的发展速度得到。数据来源于中国统计年鉴。有效劳动力：把各地区就业人数x各地就业人员平均受教育年数+当年全国就业人 员平均受教育年数得到。比如，某就业人员受教育年数为平均受教育年数的1.5倍，就折算 成1.5 Ao各地就业人员平均受教育年数=(未上过学比重+小学比重)x6+初中比31x9 +高中比重X12+大专比重X15+木科比重X16+研究生比重xl如 未上过学人员按小学处 理,是因

8、为其.作中要受到相关的培训和具备一定的技能。全国就业人员平均受教育年数是 以各地就业人数占全部就业人数的比索为权.各地平均受教育年数为变M计算得到。数据来 源于中国劳动统计年鉴。资木存量：木文资木存量数据是使用永续盘存法核算各省(直辖市、H治区) 1952. 2006年各年资木存量数据后得到。参考张军(2004)的方法,基年1952年的初始资 木存挝以各省区市1952年的固定资木形成除以10%得到；各省固定资木形成总额的经济折 旧率8取Q 6%; 年投资指标取固定资木形成总额；1993 2(X)4年固定资木投资价格指数 可以按中国国内生产总值核算历史资料1952 2()04提供了年的不变价格度

9、量的发展速 度来推算，以后各年各省固定资木投资价格指数可以直接在中国统计年鉴找到.以往历 年数据参考何枫(2003)的方法，对商品零传价格指数拟合回归得到；重庆数据纳入四川。 而海南.西藏的数据，可以根据新中国五十五年统计资料汇编1949 2(X)4等相关的数 据推算得到。对于影响各地生产效率的变量Z,木文从制度、基础设施.科技创新三个方面提出了影 响各地区生产效率的指标体系，见表1。制度变量：以工业总产值中非国有企业比重以及全社会固定资产投资中非国有企 业比实作为改革的指标，反映民营资木活跃程度及市场化程度；以出口占GRP比实和外 商投资占GRP比重作为开放的指标。有关制度和基础设施的变量都

10、来源于中国统计年 鉴。基础设施：通常反映交通基础设施的指标用钺平方公里土地上交通路线的长度来度 基，比如：吴延瑞( 2()08),但这仅仅是反映基础设施供给的指标，根据交通运输与经济发 展的适应性理论(王庆云，2006),交通运输基础设施必须与经济的发展相适应并适度超前, 才有利于经济发展与效率的提高。因此这里使用钾年各地区旅客周转成、作地区货物周转 最民用汽车拥有量.私人汽车拥有量、邮电业务总狙、移动电话年末用户等折标,使用主 成分分析法求出综合指标,来反映交通运输与通讯基础设施的实际使用与成果。科技创新：对旬年各地三种专利授权数合计，R&D经费支出，地方财政科技拨 歙 各地技术市场成交额这

11、四个指标使用主成分分析，求出因了得分作为反映科技创新的指 标。数据来源：相关年份的科技统计年鉴和中国统计年耕,其中，各地技术市场成 空额缺少西藏的数据，用R&D经费支出，地方财政科技拨款回归拟合得到。表1影响地区生产效率的指标体系制 JK.lttZ1：工业总产ff中善国仃企业比重，Z2:全社会固定资产投资中善国仃企业比重，Z3：出Uii GKP比虬Z4：外部投资占GRP比重基儒设iti Z5Z51：外地区旅客周转此Z52：芥地区货坊周转此Z53：民用汽车拥仃此Z54：私人汽车拥仃此Z55：邮电业务总责,Z56：移动电话年末用户科技创新Z6Z61：各地：种专利授权故合计.Z62： XX。经费支出

12、.Z63：地方电政科技援彼.Z64：芥地技术巾场成泛秘二随机前沿生产函数模型与全要素生产率的分解!随机前沿生产函数模型根据Kumbhakar (20(X)的分析，假定各地区的实际产出、最佳前沿产出和相对前沿 技术效率(在这里我们称之为生产效率)的关系如下：y.r =.()是生产效率指数, 衡量相对前沿的生产效率水平。i地区在，年的生产效率为TE,= exp m八标准的随机 前沿生产讽数可以被表述为： TOC o 1-5 h z Iliya = hi/ (xit9 l) + Vi uit( 2)本文采用Batlese&Coclli (1995)的模型2,则有:如 N (U 的(3)知 jV* (

13、/n.r,(4)ni.r= Zn( 5)其中，w为第i个省份在第I期生产过程的随机误差,包括测世:误差以及各种不可控的 随机因素，包含于i地区的年的确定性前沿产出部分，即前沿产出要受随机因素影响。皈 为第i个省份在第，期生产无效率项，服从半正态分布，为非负随机变量。殳合残差项约和 V.的分布是独立的，都和回归的解释变虽无关。久为影响某地区生产效率的外生变成构成 的向量，n为参数向量。其含义为不同地区不同时期具有不同的效率期望。寸与苛为常量。 重合残差项的方差定义Y= 1/ 的，显然0Y1,对原假设比0. 若接受，则寸可以从模型中去掉，随机前沿生产讽数模型退化成确定性生产函数模型，使用OLS即可

14、估计模型。若拒绝,则说明使用随机前沿生产函数模型是合理的，由于存在夏 合残差项，OLS估计失效，使用极大似然法进行估计，其估计量都是有效的，且截距项为 一致估计量。在文献中，有两种方法经常被建议用来估计环境因素对经济绩效的影响。第一种是两步 法。泞先，估计出随机前沿的生产函数，然后对无效率项与外生变量建立回归方程重新估 计；第二种方法可以被称作一步法，其将环境影响直接包括进分析框架。因此，所有的任务 可以仅仅用一步完成。有学者利用蒙特卡罗模拟方法i正实了一步估计优于两步估计，（王泓 仁，2002）,因此使用一步法的文献正在增长中，但仍然充满了争议（吴延瑞，2008）。木文 在实践中发现，当影响

15、经济效率的变量设置较少时，一步法的估计效果确实优于西少法，但 是当变量数目增多时，如果交叉项过多统计上又不显著,这时两步法的估计的效果更显著。 考虑到影响经济效率变量的系统性，木文使用了两步法。2全要素生产率的分解将（1）式中对数形式的确定性前沿生产函数对时间趋势/求导数，得到：d（ =刀+（6）其中：E 加扩 ”,/i=u那么，人为前沿技术进步（FTP）,表示在要素投入不变的情况下产出随时间的变化 率；/，为要素4的产出抑性；4为要素4的变化率。对（1）式两边同时取对数，然后对时间，进行全微分可得：(7)zflnr Inf (r ) tin - v- tin 尸 di =- di .+ 耳点

16、.di(7)根据传统的定义：生产率增於是产出增於和要素投入变化之间的差异，结合考虐到资源 配置效率变化率的影响并不显著（涂正革、肖耿,2005;王志刚、龚六堂、陈玉宇,2006）, 省略后可以得到如下方程：(8)TFP= /+ TE+(8)木文的分析把全要素生产率（TFP）增长率分解为三个部分：前沿技术进步率（/）, 生产效率变化率（TE）和规模报酬收益率（式（7）右边第三项）。3.生产函数的设定木文选用超越对数函数的随机前沿模型。具体形式如下：Iny = ft + lnx/ir+ fi/ + S Sfi.- Inxa Iiuai + ft/2+ Sli/huj.r + w- Ua （ 9）其

17、中：i表示地区，表示时间项I表示投入的资木K与劳动L山式（8）,对全要素生产率进行分解.可得：（1）前沿技术进步率：FT/=/= fi+ 2豪+ft, InA.,（10）T p（2）效率TE=变化率：（11）/ C. r- I(3)规模报酬收益率=(U 1)K.八切(12)其中：“=K+ 1U+ 2敏 InK 2%. 1业七 /z= R+ B+ 2也 1M,+ 2%. lnK“ 对生产 效率指数w有：(13)u = n)+ (Q Ziz.u + n*Zg)+ nz$十 玲%“十 e+ rnm + 井mz+ nzg + %父+ nz方差为A的正态分布截断得到。三.估计结果的检验与分析1.模型的选

18、择与估计结果的检验木文使用Fronli.r4. 1软件，分别对影响生产效率的蛛始变量与经过主成分分析后的变 量作分析,得到模型1与模型2,见表2。表2随机前沿超迷对数模型生产方程与效率方程生产方程模型1模型2效率力程模型1模型2常数项-1. 5 995(-1. 8485)-4 3796 ) / L服从混合卡方分98a ii 150 1 13a 115a 119a 1137中部0 0903a 092a 09330 0952a 0996a 0941西部0 0607a 0621a 06380 0656a 0697a 0644全 W0 08660 08818a 08970 0916a 0958a 09

19、04现模报酬 收益率东部-0 0144-a 023!-0 0044-a 0103-0 0297-0 0172中部-0 0044-a 0246a 0033-a oioi-0 031 1-0 0134西部-0 0102-a 0149-0 0063-a oio7-0 0188-0 0122全 W-0 0102-a 02048-a 00304-a oi 19-0 0261-0 0143全要素生产率东部a 090270 07226a 140490 0965a 0825a 0972中部a 10122a 0356a 1615a 096a 0469a o邸9西部0 0639a 059a 09120 0765a

20、 0454a 0672全 Wa 08353a 0576a 127960 0914a 05930 084生产效率夜化率谪沿技术进步率块模报配收故率全萎素生产率东部41. 97143Q 283905-1. 0686Q 54393中部6 5a 164825-1. 52537a 831384西部2 475168a 593323-0 8623a 875全|5 042785a 417367-1. 16343a 740714表7全姜素生产率及其构成标准差系数生产效率变化率。各地区生产效率变化率随时间变动的趋势不明显，三大区域数值都 基木稳定，生产效率变化率呈现出的区域特征为，西部最大，东部最小，而中部则略高

21、 于全国平均水平。西部多数年份数值为正，而且比东中部地区比较数值明显更高。东部 地区多数年份呈现微负的特点，历年平均数值不到1 %；这反映西部生产效率呈现出相对 较快的提高趋势。东部地区较大的生产效率波动数值，反映东部地区生产效率变化差异 较大。前沿技术进少率。三大区域前沿技术进步率都逐年提高。东中西部前沿技术进少率表现 出阶梯式区域特征，东部最高（平均11个百分点），中部次之（平均9个百分点），西部最 低（平均6个百分点），中部则略高于全国平均水平。考察作区域前沿技术进步率的波动差 异，标准差系数值为：西部（a 59）,中部（116）,东部（128），也即西部差异最大；东 部差异中等，中部差

22、异最小，这反映了在加入WTO以来，西部地区前沿技术进步率出现比 较明显的分化的特征，而中部则呈现显蓍的趋同效应。规模报酬收益率。无论是分区域还是从全国来看，都表现为规模报酬收益递减。这与大 多数的研究结果相同，（涂正革、肖耿，2005）,（傅晓霞、吴利学，2006） o总体来看，西部 稍高于东中部，东部略低。各区域全要素生产率的大小顺序为东部.中部、西部，而再区域全要素生产率的波动差 异正好相反，东部标准差系数为（1 544,中部a 831.西部（1 875。全要素生产率增长率的 构成中，前沿技术进少起了根木性的作用，东部地区前沿技术进少对全要索生产率的贡献达 到117%,中部为106%,西部为9S8%。生产效率变化率与规模报酬收益率对全要素生产 率的影响都很小，其中规模报酬收益率对全要素生产率的影响为负。图2绘制了三大区域全 要素生产率的变化情况。东部-东部-中部金国2三大区域全要素生产率变化曲线本文采用面板数据、有效劳动力数据、资本存量数据和主成分分析得到的变鱼数据和前 沿超越对数生产函数的方法，得到新世纪以来中国全要素生产率的特征：前沿技术进少对全要