楚爾鳴，馬永軍

(湘潭大學 商學院，湖南 湘潭 411105)

區(qū)域經(jīng)濟增長質(zhì)量的動態(tài)變化及收斂性檢驗
——基于全要素生產(chǎn)率增長率的分析

楚爾鳴，馬永軍

(湘潭大學 商學院，湖南 湘潭 411105)

基于2000—2011年的省級面板數(shù)據(jù)，采用隨機前沿分析模型，從TFP(全要素生產(chǎn)率)增長率的角度分析了我國八大區(qū)域經(jīng)濟增長質(zhì)量的動態(tài)變化及其收斂性。結(jié)果表明：我國TFP增長率整體上呈中西高東部低的格局；發(fā)達地區(qū)的技術(shù)進步變化率和技術(shù)效率變化率低于欠發(fā)達地區(qū)，這表明欠發(fā)達地區(qū)充分發(fā)揮了其后發(fā)優(yōu)勢；各區(qū)域的資源配置效率和規(guī)模經(jīng)濟效率雖然從動態(tài)來看均呈上升趨勢，但整體效率值為欠發(fā)達地區(qū)低于發(fā)達地區(qū)；從TFP增長率的收斂性來看，全國范圍內(nèi)不存在絕對收斂，雖然落后地區(qū)存在追趕發(fā)達地區(qū)的趨勢，但未來一段時間內(nèi)，各區(qū)域間的發(fā)展差距將長期存在。

TFP增長率；SFA；區(qū)域差異；收斂性

一、引言

改革開放30多年來，我國的經(jīng)濟增長取得了舉世矚目的成就，業(yè)已成為世界第二大經(jīng)濟體，但在經(jīng)濟總量快速增長的同時卻存在著區(qū)域發(fā)展的非均衡。東部沿海發(fā)達地區(qū)的經(jīng)濟增長遠遠快于中西部地區(qū)，且存在著區(qū)域差距不斷擴大之勢，這種區(qū)域差距如果得不到矯正和扭轉(zhuǎn)，勢必會阻礙中國長期的經(jīng)濟增長。而且，在當前人口紅利消失、資源和環(huán)境約束加劇的背景下，簡單依靠投入要素增加的粗放式增長不可能帶來真正的增長質(zhì)量，只有依托全要素生產(chǎn)率(TFP)的提高才能實現(xiàn)高質(zhì)量的增長和經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變。那么，我國近年來各區(qū)域之間的全要素生產(chǎn)率變化到底是“東高西低”，區(qū)域差距進一步惡化？還是“西高東低”，區(qū)域發(fā)展趨于均衡與收斂呢？顯然，對這一問題地深入研究具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

從各文獻對區(qū)域TFP增長率的研究來看，有四種不同的結(jié)論。第一種結(jié)論是東部地區(qū)的TFP增長率要依次大于中部和西部地區(qū)(王爭、鄭京海、史晉川(2006)[1]48-59；李國璋、周彩云、江金榮(2010)[2]49-61；徐杰、楊建龍(2010)[3]3-5；胡曉珍、楊龍(2011)[4]123-134；屈小娥(2012)[5]35-45；龔關(guān)、胡關(guān)亮(2013)[6]4-15)。第二種結(jié)論是東部地區(qū)的TFP增長率雖然大于西部和中部地區(qū)，但西部地區(qū)的TFP增長率卻明顯大于中部地區(qū)(武群麗(2010)[7]12-16；江濤濤、鄭寶華(2011)[8]31-36；劉建國等(2012)[9]1069-1084；陶長琪、齊亞偉(2012)[10]32-40)。第三種結(jié)論是中部和西部地區(qū)的TFP增長率大體相當，反而東部地區(qū)TFP增長率最低(王志剛、龔六堂、陳玉宇(2006)[11]55-66；吳軍(2009)[12]17-27；楚爾鳴、馬永軍(2013)[13]59-66)。第四種結(jié)論是各區(qū)域TFP增長率的波動性都較大，且各區(qū)域之間的差距無明顯的規(guī)律可循(周曉艷、韓朝華(2009)[14]26-48)。不難發(fā)現(xiàn)，目前我國理論界關(guān)于區(qū)域TFP變化的研究仍存在較大爭議，有必要做進一步的深入研究與探討。

此外，在已有文獻中大多學者采用傳統(tǒng)的三分法(徐盈之、趙豫(2007)[15]45-52)或四分法(余利豐、鄧柏盛、王菲(2011)[16]105-112)來處理區(qū)域分類，但隨著改革開放的深化和新的區(qū)域經(jīng)濟政策的實施，傳統(tǒng)的三分法或四分法難以準確反映出各區(qū)域的實際情況，也不便于度量區(qū)域經(jīng)濟政策的增長質(zhì)量與效果。本文與其他研究相比有兩點不同：一是在研究方法上首先采用超越對數(shù)形式的隨機前沿分析(SFA)方法測算TFP增長率，然后借助 Kumbhakar(2000)[17]216-259的分解公式，將TFP增長率分解為技術(shù)進步變化率(FTP)、技術(shù)效率變化率(DTE)、資源配置效率(AE)以及規(guī)模經(jīng)濟效率(SE)四部分；二是在區(qū)域劃分標準上采用八分法2005年國務(wù)院發(fā)展研究中心發(fā)展戰(zhàn)略和區(qū)域經(jīng)濟研究部的課題報告《中國(大陸)區(qū)域社會經(jīng)濟發(fā)展特征分析》中將中國(大陸)劃分為八大經(jīng)濟區(qū)域。具體方案為：東北經(jīng)濟區(qū)(黑、吉、遼)；北部沿海經(jīng)濟區(qū)(冀、京、津、魯)、東部沿海經(jīng)濟區(qū)(蘇、滬、浙)、南部沿海經(jīng)濟區(qū)(閩、粵、瓊)；黃河中游經(jīng)濟區(qū)(晉、陜、蒙、豫)、長江中游經(jīng)濟區(qū)(鄂、湘、贛、皖)；西北經(jīng)濟區(qū)(新、藏、青、甘、寧)、西南經(jīng)濟區(qū)(川、渝、云、貴、桂)。，以體現(xiàn)各區(qū)域之間的經(jīng)濟特征和不同區(qū)域的經(jīng)濟增長質(zhì)量。

本文其余部分結(jié)構(gòu)安排為：第二部分為隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型及全要素生產(chǎn)率的分解；第三部分為全要素生產(chǎn)率增長率區(qū)域差異的實證檢驗及原因分析；第四部分為區(qū)域全要素生產(chǎn)率增長率的收斂性分析；第五部分為結(jié)論和政策建議。

二、 隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型及全要素生產(chǎn)率的分解

設(shè)隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型的一般形式如下：

yiτ=f(xiτ,t,β)exp(νiτ-uiτ)

(1)

式(1)中yiτ是生產(chǎn)者i(1，…，N)在第τ期的實際產(chǎn)出(τ=1,…,T)，xiτ是投入要素向量，f(·)是隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)中的確定性前沿產(chǎn)出部分，β是待估計的參數(shù)，t是測量技術(shù)變化的時間趨勢變量。為了避免混淆時間趨勢變量t和標注投入產(chǎn)出時期的下標τ,在以下的論述中,本文刪除標注時期的下標τ和生產(chǎn)者下標i,只保留表示投入要素的下標j,xj表示投入要素j。誤差項為復合結(jié)構(gòu)，第一部分νit為觀測誤差和其他隨機因素，第二部分uiτ≥0是技術(shù)非效率指數(shù),衡量相對前沿的技術(shù)效率水平。參照Battese&Coelli(1992)設(shè)定的隨機前沿模型,假定時變非效率指數(shù)為：

uiτ=uiexp[-η(t-T)]

(2)

為確定隨機前沿生產(chǎn)模型的適用性，需對γ進行檢驗。如果γ=0，則為一般生產(chǎn)函數(shù)模型，可用普通最小二乘法(OLS)估計；如果γ>0，則適用隨機前沿模型，并且γ越接近1說明用隨機前沿模型的效果越好。并用實際產(chǎn)出與潛在最大產(chǎn)出的比率衡量生產(chǎn)者i相對前沿的技術(shù)效率水平(TEiτ)，參照Jondrow、Lovell、Materov&Schmidt(1982)[18]233-239提出的混合誤差分解方法(JLMS)，從viτ-uiτ中分離出技術(shù)非效率uiτ可得：

TEτ=exp(-uiτ)

(3)

根據(jù)Kumbhakar(2000) 的分析，TFP增長率可以分解成四部分：FTP、DTE、AE、SE。將式(1)兩邊取對數(shù)，然后對時間t進行全微分可得：

(4)

(5)

按照增長核算方法,全要素生產(chǎn)率的增長為:

(6)

將式(5)帶入式(6)，經(jīng)適當變換可得：

(7)

技術(shù)進步變化率(FTP)：FTP=?lnf(x,t)/dt；

技術(shù)效率變化率(DTE)：DTE=-du/dt；

三、全要素生產(chǎn)率增長率區(qū)域差異的實證檢驗及原因分析

(一)模型設(shè)定

SFA生產(chǎn)模型不僅要考慮技術(shù)進步，還必須考慮技術(shù)進步與投入要素對技術(shù)效率的交互效應(yīng)，以及投入要素之間的替代效應(yīng)。因此，本文的計量分析選用超越對數(shù)形式的SFA生產(chǎn)模型：

lnyit=β0+β1lnLit+β2lnKit+β3(lnLit)2+β4(lnKit)2+β5(lnKit)(lnLit)+β6(lnLit)t+β7(lnKit)t+β8t+β9t2+vit-uit

(8)

此時，這四部分效率具體形式為：

1.技術(shù)進步變化率：FTP=?lnf(x,t)/?t=β6lnLit+β7lnKit+β8+2β9t；

2.技術(shù)效率變化率：DTE=-du/dt=η×ui×exp[-η(t-T)]=ηuit；

(二)變量和數(shù)據(jù)說明

本文所選取變量如下：1.yit表示 i 省份第 t 年的實際GDP，代表產(chǎn)出變量。本文將各省份歷年的GDP全部按GDP平減指數(shù)折算成1952年價格水平，原始數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。2.Lit表示i 省份第 t 年的從業(yè)人員總數(shù)，代表勞動力投入變量。原始數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫。3.Kit表示i 省份第 t 年的資本存量，代表資本投入變量。計算時利用固定資本形成總額數(shù)據(jù)按GDP平減指數(shù)折算成1952 年的價格水平，并將各省份折算后的數(shù)據(jù)按永續(xù)盤存法再對資本存量進行估算*永續(xù)盤存法公式為：Kt=(1-δt)Kt-1+It。其中Kt表示第 t 年的資本存量；It為固定資產(chǎn)形成指標；δt表示第 t 年的折舊率(參考周曉艷的做法，δt取定值6%)?；?952年的初始資本存量：K0=I0/(g+δ)。其中I0為基期的資本流量，g為樣本真實投資的年平均增長率。。資本形成總額的原始數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。樣本區(qū)間為2000—2011年間31個省份的年度數(shù)據(jù)。

(三)模型的估計結(jié)果及分析

本文首先利用Frontier4.1軟件對式(2)和式(8)進行估計，以判斷模型的適用性。從估計結(jié)果表1可以看出，γ=0.929 8，LR檢驗在1%水平下是顯著的，除常數(shù)項與(lnLit)2外，其他項的參數(shù)都較好地通過了T檢驗。這表明式(1)的隨機誤差項具有明顯的復合結(jié)構(gòu)，適合使用隨機前沿模型進行估計。然后利用Matlab7.0軟件，通過編程計算出各省份的技術(shù)進步變化率(FTP)、技術(shù)效率變化率(DTE)、資源配置效率(AE)、規(guī)模經(jīng)濟效率(SE) 和TFP增長率。最后，為了觀察各區(qū)域之間TFP增長率及四部分構(gòu)成的動態(tài)變化差異，再按八大區(qū)域各自包含的省份計算其平均值。

表1 SFA生產(chǎn)函數(shù)估計結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

1. 區(qū)域TFP增長率構(gòu)成的動態(tài)變化及分析

將各省份的FTP、DTE、AE、SE分別按八大區(qū)域包含的省份計算出平均值，并繪制成圖1—圖5，如下：

圖1 各區(qū)域技術(shù)進步變化率(FTP)趨勢

圖2 各區(qū)域技術(shù)效率變化率(DTE)趨勢

從圖1 可以看出，各區(qū)域技術(shù)進步變化率均呈逐年下降趨勢。其中，西南地區(qū)、長江中游、黃河中游地區(qū)的技術(shù)進步變化率較高，東北地區(qū)、南部沿海、西北地區(qū)次之，北部沿海、東部沿海最低。技術(shù)進步變化率大致呈“西高東低”格局。這表明中西部欠發(fā)達地區(qū)通過借鑒吸收東部地區(qū)和發(fā)達國家的先進技術(shù)，已初步具備“后發(fā)優(yōu)勢”的條件，技術(shù)進步速度大大加快。

圖2顯示，2000—2011年間，各區(qū)域技術(shù)效率變化率均為正值，但具有逐年下降趨勢，說明各區(qū)域的相對前沿技術(shù)效率都在不斷改進，只是改進的邊際速度是趨于下降的。分區(qū)域來看，西南地區(qū)最高，東部沿海地區(qū)最低，說明相對前沿技術(shù)效率越高的區(qū)域改進的難度越大，相對前沿技術(shù)效率越低的區(qū)域改進的難度越小。正因為如此各區(qū)域的相對前沿技術(shù)效率變化率存在著縮小的趨勢。

從圖3來看，我國在2000—2011年間各區(qū)域的資源配置效率基本上呈整體上升趨勢，但波動性較大。本文認為，資源配置效率的整體上升主要是由于我國正式加入世貿(mào)組織引起的，使我國可以與其他世貿(mào)成員國一樣在市場經(jīng)濟的原則下進行國際貿(mào)易，開展各種形式的經(jīng)貿(mào)合作與競爭，充分利用國內(nèi)和國際兩個市場，發(fā)揮市場對資源配置的基礎(chǔ)性作用。資源配置效率的波動性主要是由于市場機制受到某些因素的干擾造成的，這些因素包括地方政府的晉升激勵加劇了政府對資源配置的干擾，國際金融危機對國內(nèi)國外市場的沖擊，我國反危機的政策措施所引起的國進民退，區(qū)域經(jīng)濟政策所導致的資源非市場性轉(zhuǎn)移等。分區(qū)域來看，北部沿海、東北地區(qū)、東部沿海和南部沿海地區(qū)較高，南部沿海、長江中游、西南地區(qū)和西北地區(qū)較低，這說明在等量資本、勞動要素投入下，我國當前東部沿海發(fā)達地區(qū)的資源配置效率要高于中西部欠發(fā)達地區(qū)，這正是由于東部市場化水平較高、資本流動性充分所致。

圖4 各區(qū)域規(guī)模經(jīng)濟效率(SE)趨勢

再看圖4，同樣各區(qū)域的規(guī)模經(jīng)濟效率整體呈上升趨勢，只是時間上的波動性較大，這說明我國各區(qū)域資本、勞動要素綜合產(chǎn)出的規(guī)模經(jīng)濟性具有上升趨勢，且在2006年以后各區(qū)域的上升趨勢更為明顯。但從具體數(shù)值來看，各區(qū)域規(guī)模經(jīng)濟效率都較低。這應(yīng)該與我國各區(qū)域的重復建設(shè)和區(qū)際不正當競爭有關(guān)。由此導致企業(yè)的盈利能力大大下降，各區(qū)域間的生產(chǎn)模式偏離其比較優(yōu)勢，從而使得經(jīng)濟規(guī)模惡化，阻礙了規(guī)模經(jīng)濟效率的提高(張軍(2002)[19]15-29)。

2. 區(qū)域TFP增長率的動態(tài)變化及分析

將各省份的FTP、DTE、AE、SE求和計算出TFP增長率，再按八大區(qū)域分類平均并繪制成圖5如下：

圖5 各區(qū)域TFP增長率變化

從圖5可以看出，黃河中游、西南地區(qū)與長江中游地區(qū)TFP增長率較高；東北地區(qū)、北部沿海、東部沿海、南部沿海地區(qū)其次；西北地區(qū)最低。從上面的分析可以看出，主要原因來自于三個方面：(1)資本、勞動力等投入要素的差異。與東部相比，中西部地區(qū)具有更為豐富的自然資源與廉價勞動力，如西南地區(qū)有色金屬約占全國儲量的40%，河南、四川、湖南以及湖北都是勞動力大省，隨著西部大開發(fā)、中部崛起與振興東北戰(zhàn)略的實施，這些豐富自然資源和廉價的勞動力快速提高了中西部地區(qū)的TFP增長率；(2)區(qū)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。進入2000年以來，我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展格局發(fā)生了深刻的變化。東部沿海、北部沿海和南部沿海等發(fā)達地區(qū)資本邊際報酬趨于下降，加之土地、勞動力、能源等要素供給趨緊，資源環(huán)境約束矛盾十分突出，外延型發(fā)展方式難以繼續(xù)，加之受周邊國家競爭加劇的影響，加快經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和結(jié)構(gòu)升級刻不容緩。而西南地區(qū)、黃河中游地區(qū)、長江中游地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施逐步完善，產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間較大。出于保持、提升競爭優(yōu)勢的動機，發(fā)達地區(qū)大多數(shù)勞動密集型產(chǎn)業(yè)開始向這些地區(qū)遷移、重組。隨著產(chǎn)業(yè)遷入，西南地區(qū)、黃河中原地區(qū)、長江中游地區(qū)等中西部區(qū)域的產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)了低技術(shù)水平、低附加值到高科技含量、高附加值的演變和升級，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得到不斷優(yōu)化，TFP增長率也隨之提高；(3)地方政府的晉升激勵。地方政府官員晉升激勵機制是國家的一項重要政治制度。地方政府官員以其政績?yōu)榛A(chǔ)，從基層開始，一級一級向上尋求突破，不斷晉升。與東部發(fā)達地區(qū)相比，西南地區(qū)、黃河中游等中西部區(qū)域的經(jīng)濟增長的途徑相對較窄。為了更快地得到升遷的機會，這些地區(qū)的政府官員努力的邊際成本要明顯高于東部發(fā)達地區(qū)。這便為TFP增長率的提升創(chuàng)造了更為有利的外部環(huán)境。

為使各區(qū)域全要素生產(chǎn)率增長的影響因素更加清晰，本文還計算了各區(qū)域及全國的各部分效率對TFP增長率的貢獻率(見表2)。不難看出，東北地區(qū)、北部沿海地區(qū)、東部沿海地區(qū)、南部沿海地區(qū)、黃河中游地區(qū)、長江中游地區(qū)以及全國的資源配置效率對TFP增長率的貢獻最大；西南地區(qū)和西北地區(qū)的技術(shù)進步變化率對TFP增長率的貢獻最大；各地區(qū)規(guī)模經(jīng)濟效率(SE)都處于較低水平。未起到甚至阻礙了TFP增長率的提高。

表2 各區(qū)域TFP增長構(gòu)成及其貢獻率

四、區(qū)域全要素生產(chǎn)率增長率的收斂性分析

為分析各區(qū)域之間在不考慮要素投入作用下是否具有發(fā)展的均衡性，本文研究了各區(qū)域TFP增長率的差異性，并對其進行收斂性檢驗。

(一)σ-收斂性檢驗

σ-收斂是通過分析區(qū)域間增長率變量的變異系數(shù)的分布情況從而進行收斂性的判斷。若變異系數(shù)隨時間推移而減小，意味著區(qū)域間該變量的差異越來越小，則存在σ收斂。通過添加趨勢線，可以清晰地看出各區(qū)域內(nèi)部的TFP增長率的動態(tài)變化趨勢。全國及八大區(qū)域TFP增長率的σ-收斂性分析結(jié)果和趨勢線公式分別如圖6和表3所示。

圖6 σ-收斂性檢驗結(jié)果

從表3可以看出，東北地區(qū)、北部沿海、東部沿海及黃河中游地區(qū)的TFP增長率存在σ-收斂，表明這些區(qū)域內(nèi)部省份之間的TFP增長率的差異正在逐漸縮小。而南部沿海、長江中游、西南地區(qū)及西北地區(qū)的TFP增長率不存在σ-收斂性，表明該區(qū)域內(nèi)部省份TFP增長率之間的差距存在進一步擴大的趨勢。

表3 各區(qū)域TFP增長率變異系數(shù)的趨勢線公式

(二)絕對β收斂性檢驗

絕對β收斂是分析區(qū)域間增長率變量是否可以最終達到相同的穩(wěn)定狀態(tài)，以判斷落后地區(qū)是否存在追趕發(fā)達地區(qū)的趨勢。本文研究絕對β收斂的方程如下：

[ln(TEi,T)-ln(TEi,0)]/T=α+βln(TEi,0)+ε

(9)

其中，[ln(TEi,t)-ln(TEi,0)]/t表示第i個省份從t=0期到t=T期的平均TE增長率，α為常數(shù)項，ln(TEi,0)為第i個省份t=0期TE的初始值，β為其回歸系數(shù)。若β值為負，則表明存在絕對β收斂?；貧w結(jié)果如表 4顯示，北部沿海、東部沿海、南部沿海、黃河中游與長江中游地區(qū)的值均為負值，但僅南部沿海與黃河中游地區(qū)通過了5%顯著水平檢驗，表明這兩大區(qū)域存在絕對β收斂性。東北地區(qū)、西南地區(qū)與西北地區(qū)值均為正值，但只有西南地區(qū)與西北地區(qū)通過了5%顯著水平檢驗，表明這兩大區(qū)域不存在絕對β收斂性。從全國來看，β值為負并通過了5%的顯著水平檢驗，表明在全國范圍內(nèi)存在一定的落后地區(qū)追趕發(fā)達地區(qū)的趨勢。但結(jié)合σ-收斂性檢驗的結(jié)果可以判斷，全國并不存在顯著的絕對收斂性，只是黃河中游地區(qū)與南部沿海地區(qū)存在俱樂部收斂現(xiàn)象。

表4 絕對β收斂性檢驗結(jié)果(OLS回歸)

注：***表示1%顯著。

(三)條件β收斂性檢驗

條件β收斂是研究每個區(qū)域的增長率能否收斂于各自的穩(wěn)定水平。與絕對β收斂不同，條件β收斂承認了落后地區(qū)與發(fā)達地區(qū)的差距可能持續(xù)存在。本文采用Panel Data 固定效應(yīng)模型來檢驗條件β收斂。回歸方程如下：

[ln(TEi,t)-ln(TEi,t-1)]=α+βln(TEi,t-1)+ε

(10)

式(10)中，α為 Panel Data 的固定效應(yīng)項，對應(yīng)不同地區(qū)的各自穩(wěn)定條件。β為其回歸系數(shù)。若β值為負，則表明存在條件β收斂，即第i個地區(qū)的TE收斂于自身的穩(wěn)定條件?；貧w結(jié)果表 5顯示，各個區(qū)域的估計系數(shù)β均為負值，并達到了5%的顯著性水平，說明各區(qū)域及全國的TFP增長率都存在著條件β收斂，即各個區(qū)域都有各自的穩(wěn)定水平，并且在動態(tài)變化中收斂于各自的穩(wěn)定水平。

表5 條件β收斂性檢驗結(jié)果(面板回歸)

注：**表示5%水平顯著，***代表1%水平顯著。

五、結(jié)論和政策建議

本文利用基于超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的SFA模型，將TFP增長分解為技術(shù)進步變化率、技術(shù)效率變化率、規(guī)模經(jīng)濟效率和資源配置效率四個部分，并對2000—2011年各區(qū)域的TFP增長進行了動態(tài)分析與技術(shù)效率的收斂性檢驗，得出四點結(jié)論：1.我國TFP增長率整體呈現(xiàn)“中西高東部低”格局，這與投入要素差異、區(qū)際產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移以及地方政府的晉升激勵有著密切關(guān)系。2.欠發(fā)達地區(qū)的技術(shù)進步變化率較高，發(fā)達地區(qū)較低，均呈下降趨勢。各區(qū)域的技術(shù)效率都在不斷改進，只是改進的邊際速度是趨于下降的。3.各區(qū)域的資源配置效率和規(guī)模經(jīng)濟效率整體呈上升趨勢，但具有較大波動性，且發(fā)達地區(qū)的資源配置效率和規(guī)模經(jīng)濟效率普遍高于欠發(fā)達地區(qū)。4.全國范圍內(nèi)不存在絕對收斂，雖然落后地區(qū)存在追趕發(fā)達地區(qū)的趨勢，但未來一段時間內(nèi)，各區(qū)域間的發(fā)展差距將長期存在。

鑒于此，本文建議加快經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的技術(shù)投入與技術(shù)進步，促進東部地區(qū)過剩的生產(chǎn)要素向中西部地區(qū)的轉(zhuǎn)移和流動，減少政策性因素對市場資源配置基礎(chǔ)性功能的干擾，優(yōu)化經(jīng)濟環(huán)境，提高要素的綜合產(chǎn)出彈性，將有利于區(qū)域經(jīng)濟的持續(xù)均衡發(fā)展。

[1]王爭,鄭京海,史晉川. 中國地區(qū)工業(yè)生產(chǎn)績效:結(jié)構(gòu)差異、制度沖擊及動態(tài)表現(xiàn)[J].經(jīng)濟研究，2006(11).

[2]李國璋，周彩云，江金榮.區(qū)域全要素生產(chǎn)率的估算及其對地區(qū)差距的貢獻[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究, 2010(5).

[3]徐杰,楊建龍.中國區(qū)域生產(chǎn)率的變動及分解——基于Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)的實證研究[J].現(xiàn)代管理科學,2010(9).

[4]胡曉珍,楊龍.中國區(qū)域全要素生產(chǎn)率增長差異及收斂性分析[J].財經(jīng)研究,2011(4).

[5]屈小娥.考慮環(huán)境約束的中國省際全要素生產(chǎn)率再估算[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究，2012(1).

[6]龔關(guān),胡關(guān)亮.中國制造業(yè)資源配置效率與全要素生產(chǎn)率[J].經(jīng)濟研究,2013(4).

[7]武群麗.我國全要素生產(chǎn)率變化解構(gòu)及區(qū)域收斂性分析[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2010(1).

[8]江濤濤,鄭寶華.低碳經(jīng)濟下中國區(qū)域全要素生產(chǎn)率的收斂性研究[J].經(jīng)濟問題，2011(12).

[9]劉建國，等.中國經(jīng)濟效率和全要素生產(chǎn)率的空間分異及其影響[J].地理學報,2012(8).

[10]陶長琪,齊亞偉.中國省際全要素生產(chǎn)率的空間差異與變動趨勢[J]. 科研管理,2012(11).

[11]王志剛,龔六堂,陳玉宇.地區(qū)間生產(chǎn)效率與全要素生產(chǎn)率增長率分解[J].中國社會科學,2006(2).

[12]吳軍.環(huán)境約束下中國地區(qū)工業(yè)全要素生產(chǎn)率增長及收斂分析[J].數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2009(11).

[13]楚爾鳴,馬永軍.中國全要素生產(chǎn)率增長的區(qū)域差異及其收斂性[J].區(qū)域經(jīng)濟評論,2013(3).

[14]周曉艷,韓朝華.中國各地區(qū)生產(chǎn)效率與全要素生產(chǎn)率增長率分解(1990—2006)[J].南開經(jīng)濟研究，2009(5).

[15]徐盈之,趙豫.中國信息制造業(yè)全要素生產(chǎn)率變動、區(qū)域差異與影響因素研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟,2007(10).

[16]余利豐,鄧柏盛,王菲.金融發(fā)展與中國生產(chǎn)率增長——隨機前沿分析的視角[J].管理科學,2011,24(44).

[17]Kumbhakar S C，Lovell C A K.Stochastic frontier analysis [M]. New York: Cambridge University Press, 2000.

[18]Jondrow James, C A K Lovell, I S Materov,et al.On the Estimation of Technical Inefficiency in the Stochastic Frontier Production Function Model [J].Journal of Econometrics, 1982, 23(8).

[19]張軍.改革以來中國的資本形成與經(jīng)濟增長：一些發(fā)現(xiàn)及其解釋[J].世界經(jīng)濟文匯,2002(1).

責任編輯：廖文婷

Dynamic Change and Convergence Test of Regional Economic Growth Quality:From the View of TFP Growth

CHU Er-ming，MA Yong-jun

(College of Business，Xiangtan University，Xiangtan,Hunan 411105，China)

Using a stochastic frontier specification and the dates of each province (2000-2011), this paper analysis the change of eight major regions’ economic quality and its convergence from the perspective of TFP. The results show the growth rate of TFP of central and western regions is slight higher than that of east region,the change rate of technology progress and technology efficiency of developed regions is lower than those of undeveloped regions.It means the undeveloped regions use their advantage of backward,the allocative efficiency and scale economy of developed regions are higher than these of undeveloped regions, which all are constantly improved. From the view of convergence of TFP growth rate, absolute convergence does not exist nationwide. Although the undeveloped region own the trend to catch up with the developed region, the development gap among different regions will exist for a long time.

TFP growth; SFA; regional difference; convergence

2013-08-14

楚爾鳴(1965-)，男，湖南湘潭人，湘潭大學商學院教授、博士生導師； 馬永軍(1984-)，男，河北邯鄲人，湘潭大學商學院博士研究生。

國家自然科學基金項目“空間非一致性、房地產(chǎn)價格波動與最優(yōu)貨幣政策選擇研究”(項目編號：71273221)；湖南省研究生科研創(chuàng)新項目“中國區(qū)域均衡發(fā)展戰(zhàn)略的實施效果檢驗及其對策分析—基于全要素生產(chǎn)率增長視角”(項目編號：CX2013B240)。

F061.5

A

1001-5981(2014)01-0020-06