盧洪友 鄭法川 賈 莎

(武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北武漢430072)

前沿技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)效率和區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距

盧洪友 鄭法川 賈 莎

(武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北武漢430072)

采用1998－2009年中國(guó)30個(gè)省市的人均GDP與當(dāng)年全國(guó)人均GDP的差值作為區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距指標(biāo)，運(yùn)用核密度估計(jì)方法觀察了我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的變動(dòng)狀況。從核密度圖可知，我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)出收斂的態(tài)勢(shì);通過(guò)隨機(jī)前沿模型從全要素生產(chǎn)率中分解出前沿技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率，利用1998－2009年28個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了全要素生產(chǎn)率對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的影響。實(shí)證結(jié)果顯示，前沿技術(shù)進(jìn)步能夠顯著的縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距，其中對(duì)于東部地區(qū)的效果較為顯著，技術(shù)效率則能夠擴(kuò)大東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)差距，對(duì)于中部和西部地區(qū)的影響不顯著。政策含義是縮小東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距的主要途徑是加大對(duì)科技創(chuàng)新領(lǐng)域的投入，加強(qiáng)對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的技術(shù)支持;對(duì)于中部地區(qū)和西部地區(qū)而言，則應(yīng)該是加大市場(chǎng)化水平、對(duì)外開(kāi)放水平和地方支出比重。

區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距;前沿技術(shù)進(jìn)步;技術(shù)效率;核密度估計(jì);隨機(jī)前沿分析

各國(guó)之間或者國(guó)家內(nèi)部各地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)差距以及差距變動(dòng)的趨勢(shì)問(wèn)題，是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論最為關(guān)注的問(wèn)題之一。新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論將區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距視為要素投入和全要素生產(chǎn)率共同作用的結(jié)果，認(rèn)為內(nèi)生的技術(shù)進(jìn)步將會(huì)使得區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距趨同［1－2］。對(duì)于我國(guó)來(lái)說(shuō)，學(xué)者們深受巴羅和薩拉－伊－馬?。?］研究成果和研究方法的影響，強(qiáng)調(diào)資本、勞動(dòng)力和自然資源等自然稟賦的作用，認(rèn)為目前中國(guó)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距存在有條件趨同。在相關(guān)的實(shí)證研究中，蔡昉和王德文、郭金龍和王宏偉、王小魯和樊綱、劉夏明等以及李亞玲和汪戎的研究表明資本積累加大了區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距［4－8］;Demurger et al.、姚枝仲和周素芳和沈坤榮和唐文健則分析了勞動(dòng)力流動(dòng)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異擴(kuò)大的影響［9－11］。此外，范建勇和朱林國(guó)將地區(qū)差距演變與地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整進(jìn)度及其空間分布差異通過(guò)基尼系數(shù)結(jié)構(gòu)分解法聯(lián)系起來(lái)，認(rèn)為地區(qū)差距持續(xù)擴(kuò)大的根本原因是第二產(chǎn)業(yè)的高產(chǎn)值份額和非農(nóng)產(chǎn)業(yè)在空間上的不平衡分布［12］;郭慶旺和賈俊雪利用趨同核算分析框架和時(shí)變參數(shù)模型考察了各種因素對(duì)1978－2004年間我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)趨同與差異的貢獻(xiàn)，研究發(fā)現(xiàn)邊際收益遞減和技術(shù)擴(kuò)散引發(fā)的趨同效應(yīng)是促使我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異縮小的主要因素［13］。

通過(guò)對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)的梳理，可以發(fā)現(xiàn)現(xiàn)有的研究忽略了全要素生產(chǎn)率對(duì)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的影響。本文主要研究全要素生產(chǎn)率對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的影響，與以往文獻(xiàn)的不同之處在于:第一，以地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度作為全要素生產(chǎn)率影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的傳導(dǎo)機(jī)制;第二，采用核密度函數(shù)檢驗(yàn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的收斂性;第三，運(yùn)用隨機(jī)前沿模型將全要素生產(chǎn)率分解為前沿技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率，放寬了傳統(tǒng)生產(chǎn)函數(shù)對(duì)生產(chǎn)效率、中性技術(shù)進(jìn)步和規(guī)模報(bào)酬不變的假設(shè)。

1 區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距變動(dòng)狀況

1.1 模型設(shè)計(jì)

核密度估計(jì)(kemel density estimation)是一種非參數(shù)估計(jì)方法，與傳統(tǒng)的參數(shù)估計(jì)相比，非參數(shù)估計(jì)的目的在于放松回歸函數(shù)形式的限制，為確定或建議回歸函數(shù)的參數(shù)表達(dá)式提供有用的工具，從而能在廣泛的基礎(chǔ)上得出更加帶有普遍性的結(jié)論［14］。模型設(shè)計(jì)如下:

對(duì)于數(shù)據(jù)集{x1，x2，…xi，…，xn}，核密度估計(jì)函數(shù)為:

其中，n表示觀測(cè)值的數(shù)量;k(x)表示權(quán)重，k≥0，k(x)=k(－x)且∫k(x)dx=1;h表示帶寬，對(duì)于所有的x∈R，h是恒定的值。在核密度函數(shù)中，最重要的k(x)和h的估計(jì)。k(x)主要包括高斯核、Epanechnikov核、三角核和四次核，選擇的依據(jù)是分組數(shù)據(jù)的密集程度。一般來(lái)說(shuō)，選擇的分組數(shù)據(jù)越少，選擇高斯核的可能性就越大。帶寬在核密度估計(jì)里至關(guān)重要，Silverman研究發(fā)現(xiàn)，如果帶寬過(guò)小，估計(jì)結(jié)果可能比較粗糙;如果帶寬過(guò)大，估計(jì)結(jié)果將會(huì)過(guò)于平滑［15］;Burkhausser指出在數(shù)據(jù)較為稀疏的區(qū)域選擇固定帶寬會(huì)過(guò)渡平滑數(shù)據(jù)稠密的區(qū)域，整體的密度形狀將會(huì)扭曲［16］。

1.2 指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)

在指標(biāo)和數(shù)據(jù)方面，本文選取各地區(qū)人均GDP與當(dāng)年全國(guó)人均GDP的差值作為被解釋變量，用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)將人均GDP平減為以1978年價(jià)格水平，并對(duì)平減后的數(shù)據(jù)進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理;使用高斯核的自適應(yīng)核密度估計(jì)方法，主要原因是這種方法在分布較稠密的區(qū)域使用較窄的帶寬，在分布較稀疏的地區(qū)使用較寬的帶寬，從而很好的解決了帶寬存在的問(wèn)題［17－18］。圖中橫軸表示人均GDP的相對(duì)指標(biāo)，縱軸表示密度，文中數(shù)據(jù)均來(lái)源于相應(yīng)年份的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)財(cái)政年鑒》和《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

1.3 結(jié)果及相關(guān)分析

本文報(bào)告了1998年、2002年、2006年和2009年4個(gè)年度的Kernel密度圖。其中，圖1表示中國(guó)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距變動(dòng)狀況，圖2、圖3和圖4分別表示東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的變動(dòng)狀況①東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南，中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部地區(qū)包括四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內(nèi)蒙古。。從這4個(gè)圖中，我們可以大致的看出人均GDP的變動(dòng)狀況:

圖1 我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距核密度圖Fig.1 Kernel density figure of regional disparity in China

(1)我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距核密度圖。1998－2009年各地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距核密度函數(shù)的極值點(diǎn)均在均值0附近，且呈近似正態(tài)分布，說(shuō)明總體上經(jīng)濟(jì)存在收斂的趨勢(shì);從峰度上看，各地區(qū)經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)了從尖峰形向?qū)挿逍伟l(fā)展的變化趨勢(shì)，1998年密度圖是尖峰形，隨著時(shí)間推進(jìn)峰度逐年平緩，中間至右端的面積逐漸增加，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)的收斂趨勢(shì)更為強(qiáng)烈，經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)增長(zhǎng)加快。

(2)東中西部區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距核密度圖。東部各地區(qū)核密度函數(shù)的極值點(diǎn)均在0.5附近，且呈近似正態(tài)分布，說(shuō)明東部各地區(qū)經(jīng)濟(jì)狀況較好且區(qū)域差距總體上存在收斂的趨勢(shì);從峰度上來(lái)看，各年基本都是寬峰形，說(shuō)明東部各地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距水平相當(dāng)，而且中間到右端的面積是逐漸變大的，說(shuō)明落后地區(qū)的差距收斂速度較快與發(fā)達(dá)地區(qū)，整體上呈現(xiàn)快速收斂趨勢(shì);對(duì)于中部地區(qū)來(lái)說(shuō)，1998－2002年密度圖由雙峰型變?yōu)閱畏逍?，區(qū)域差距擴(kuò)大。2003－2009年中部到右端面積變大，極值點(diǎn)向均值0移動(dòng)并呈現(xiàn)近似正太分布，說(shuō)明區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距呈現(xiàn)出收斂趨勢(shì);觀察西部地區(qū)核密度圖，首先密度圖由單峰型變成雙峰型，其次密度圖由尖峰型變?yōu)閷挿逍停俅沃虚g到右端的面積逐漸變大，最后極值點(diǎn)向均值0移動(dòng)，說(shuō)明西部地區(qū)存在明顯的收斂趨勢(shì)。

2 前沿技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)效率與區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的實(shí)證分析

2.1 模型設(shè)計(jì)

圖2 東部地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距核密度圖Fig.2 Kernel density figure of regional disparity between the east

圖3 中部地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距核密度圖Fig.3 Kernel density figure of regional disparity between the middle

隨機(jī)前沿分析是一種參數(shù)估計(jì)方法，Aiger et al.和Meeusen and van den Broeck最早將這種方法應(yīng)用于生產(chǎn)率的研究中，其基本假設(shè)是產(chǎn)出不能達(dá)到最優(yōu)的原因是生產(chǎn)的技術(shù)非效率［19－20］。前沿技術(shù)進(jìn)步反映了在其他要素投入不變的情況下生產(chǎn)函數(shù)前沿的移動(dòng)，技術(shù)效率反映了實(shí)際生產(chǎn)率與最優(yōu)生產(chǎn)之間的距離，因此可以將前沿技術(shù)進(jìn)步看作是長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的表現(xiàn)，技術(shù)效率是短期經(jīng)濟(jì)績(jī)效提高的表現(xiàn)［21］。本文采用超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)來(lái)表示生產(chǎn)技術(shù)前沿，原因在于超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)中的要素不具有齊次性，這樣就克服了傳統(tǒng)生產(chǎn)函數(shù)的技術(shù)中性、規(guī)模報(bào)酬不變以及要素之間具有不變的替代彈性等缺點(diǎn)，從而具有普適性。

在實(shí)證分析技術(shù)效率變化的文獻(xiàn)里，有兩步回歸法和一步回歸法。本文首先用OLS回歸估計(jì)出隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)，然后用Tobit回歸估計(jì)由技術(shù)效率項(xiàng)和外生變量建立的方程。借鑒 Battese and Coelli提出的隨機(jī)前沿模型［22］，我們可以得到隨機(jī)前沿模型:

其中，υit－ uit是復(fù)合誤差項(xiàng)，uit=e［－η(t－T)］ui是技術(shù)效率項(xiàng)，ui≥0，ui～ N(μ，σ2)，υit～ N(0，σ2υ)，υit與 uit相互獨(dú)立;下標(biāo)k、i和t表示投入、地區(qū)和時(shí)間;yit是實(shí)際產(chǎn)出，Xkit是要素投入;α、βk和δ是變量系數(shù)，T表示時(shí)間變化趨勢(shì)，反映技術(shù)變化。

模型(1)存在一個(gè)問(wèn)題，即技術(shù)效率與生產(chǎn)要素不相關(guān)。如果在生產(chǎn)函數(shù)中不考慮技術(shù)效率對(duì)要素生產(chǎn)率的影響，勢(shì)必會(huì)造成遺漏變量的問(wèn)題。在生產(chǎn)函數(shù)中加入地區(qū)啞變量，則可以解決此類問(wèn)題。假設(shè)技術(shù)效率是連續(xù)的，將技術(shù)效率項(xiàng)看做是與個(gè)體固定效應(yīng)相關(guān)的一個(gè)函數(shù)，可得:

圖4 西部地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距核密度圖Fig.4 Kernel density figure of regional disparity between the west

其中，Di是地區(qū)啞變量。放寬技術(shù)效率是連續(xù)的假設(shè)，用 γi+ρiT 來(lái)代替 ui=∑iγiDi，可得:

其中，ρi是與時(shí)間相關(guān)的個(gè)體效應(yīng)，具有時(shí)變特征的uit=γi+ρiT。要計(jì)算出技術(shù)效率，首先應(yīng)根據(jù)(2)式進(jìn)行最小二乘回歸，得到固定效應(yīng)和殘差項(xiàng)之和然后將作為被解釋變量，進(jìn)行截?cái)嗷貧w估算算γi和ρi，這樣可得的擬合值。建立如下模型:

在式(1)對(duì)T取對(duì)數(shù)，可得前沿技術(shù)進(jìn)步為α1+α4T+α7lnkit+α8lnlit;根據(jù)式(4)可以計(jì)算出技術(shù)效率，為T(mén)Eit=exp(uit)/max exp(uit)，其中 ε^=exp(uit)。

根據(jù)以上分析，建立如下計(jì)量模型:

其中，下表i表示地區(qū)，t表示時(shí)間;yit是指i地區(qū)在時(shí)期t的實(shí)際產(chǎn)出;T是指時(shí)間變化趨勢(shì);kit是指地區(qū)i在時(shí)期t的資本要素投入;lit是指i地區(qū)在時(shí)期t的勞動(dòng)力投入;εit是殘差項(xiàng)。通過(guò)對(duì)式(4)和式(5)進(jìn)行回歸可得出各地區(qū)各時(shí)點(diǎn)的前沿技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率，將二者作為解釋變量進(jìn)行回歸，可得所需的計(jì)量方程:

其中，distanceit指地區(qū)i在時(shí)期t的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異，ftcit指地區(qū)i在時(shí)期t的前沿技術(shù)進(jìn)步，te指地區(qū)i在時(shí)期t的技術(shù)效率，Xit和Yit表示控制變量，εit為殘差項(xiàng)。

2.2 指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)

首先要從全要素生產(chǎn)率中將前沿技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率分解出來(lái)，根據(jù)方程(5)選取實(shí)際GDP、三大產(chǎn)業(yè)就業(yè)總?cè)丝诤唾Y本存量指標(biāo)進(jìn)行回歸分析。資本存量采用永續(xù)盤(pán)存法來(lái)估算:kit=kit－1(1 － δ)+Iit。其中，kit是地區(qū) i在時(shí)期t的資本存量，kit－1是地區(qū)i在時(shí)期t－1的資本存量，Iit是當(dāng)年固定資本投資額。首先確定投資品價(jià)格指數(shù)，借鑒張軍等做法，采用《中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料1952－1995》以及《中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料1992－2005》中各年固定資本形成總額和“以上年價(jià)格=100”的固定資本形成速度指標(biāo)，計(jì)算出1978－2005年固定資本形成價(jià)格指數(shù)。對(duì)于2005－2009年的數(shù)據(jù)則直接采用《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》上的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)［23］;選取1978年作為基年，原因在于固定資本形成價(jià)格指數(shù)在1952－1977年間并沒(méi)有太大變化，且基本等于1;當(dāng)年固定資本投入額用各地區(qū)歷年固定資本形成總額表示［23］;δ是年折舊率，按照一般做法取5%。

在對(duì)方程(6)進(jìn)行回歸時(shí)，被解釋變量為區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距，選取各地區(qū)人均GDP與全國(guó)人均GDP的差值，記為distance;主要的解釋變量為前沿技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率。Xit是一組控制變量，包括人力資本、市場(chǎng)化、城市化進(jìn)程、對(duì)外經(jīng)濟(jì)、外資利用水平和地方政府行為。其中，人力資本水平用各地區(qū)普通高中和普通高等學(xué)校在校生數(shù)占總?cè)丝诘谋戎乇硎荆洖閑ducation;市場(chǎng)化水平用國(guó)有固定資產(chǎn)投資額占固定資產(chǎn)投資額的比重表示，記做market;城市化進(jìn)程用各地區(qū)非農(nóng)人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎?，記做urban;對(duì)外經(jīng)濟(jì)用各地區(qū)進(jìn)出口總額占GDP的比重表示，按照經(jīng)營(yíng)單位所在地劃分，以美元標(biāo)價(jià)的進(jìn)出口總額按照人民幣匯率年平均價(jià)格折算成人民幣價(jià)格，記為open;FDI表示一個(gè)地區(qū)利用外資的情況，對(duì)于東道主企業(yè)來(lái)說(shuō)具有溢出效應(yīng)和互補(bǔ)效應(yīng)，因此需要控制住外商直接投資水平，以更好的反應(yīng)技術(shù)進(jìn)步對(duì)國(guó)內(nèi)資本的影響;地方政府行為用各地區(qū)財(cái)政支出占GDP的比重表示，記做fed。

本文選用1998－2009年28個(gè)省(直轄市)作為樣本，西藏、寧夏和港澳臺(tái)地區(qū)由于數(shù)據(jù)缺失而剔除，由于本文以1978年為基期，所以將重慶市數(shù)據(jù)歸入到四川省數(shù)據(jù)里，并以四川省名字計(jì)算。所有數(shù)據(jù)均來(lái)自于歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編1949－2008》。在進(jìn)行實(shí)證前，將實(shí)際值變量以1978年為基期進(jìn)行了折算，比率值均以當(dāng)年名義值計(jì)算得出;同時(shí)為了避免異方差性，所有數(shù)據(jù)均取自然對(duì)數(shù)。

2.3 實(shí)證結(jié)果

從表1的模型估計(jì)結(jié)果可以看出，各模型P值很小，估計(jì)效果良好，各變量的估計(jì)結(jié)果較穩(wěn)定且大多非常顯著。模型Ⅰ表示全國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的估計(jì)結(jié)果，可知前沿技術(shù)進(jìn)步每提高1%，區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距顯著降低3.7%。這與新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的結(jié)論相同，即區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的縮小最終將取決于技術(shù)進(jìn)步;技術(shù)效率系數(shù)較小且沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，所以并不能知道提高生產(chǎn)效率對(duì)于區(qū)域差距的影響。在控制變量中，提高市場(chǎng)化水平、加大對(duì)外經(jīng)濟(jì)水平和政府行為可以縮小區(qū)域間差距，而提高人力資本水平則會(huì)擴(kuò)大區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距。比較兩種不同的技術(shù)進(jìn)步類型，可以發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)函數(shù)前沿向外移動(dòng)型技術(shù)進(jìn)步對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于生產(chǎn)效率提高型技術(shù)進(jìn)步，說(shuō)明在我國(guó)技術(shù)進(jìn)步主要表現(xiàn)為生產(chǎn)函數(shù)前沿向外移動(dòng);將技術(shù)進(jìn)步與市場(chǎng)化等同方向變動(dòng)的解釋變量相比，可以發(fā)現(xiàn)其相關(guān)系數(shù)要遠(yuǎn)大于其他變量，說(shuō)明縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的主要途徑應(yīng)該是加大對(duì)科技創(chuàng)新領(lǐng)域的投入，加強(qiáng)對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的技術(shù)支持。

模型Ⅱ、模型Ⅲ和模型Ⅳ，分別表示東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的估計(jì)結(jié)果①。對(duì)于東部地區(qū)來(lái)說(shuō)，前沿技術(shù)進(jìn)步每提高1%，區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距縮小3.59%，而技術(shù)效率每提高1%，區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距擴(kuò)大0.32%;而對(duì)于中部和西部地區(qū)來(lái)說(shuō)，前沿技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率都沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)?？刂谱兞繉?duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的影響也很顯著:人力資本水平的提高能夠顯著的擴(kuò)大區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距，而市場(chǎng)化水平、對(duì)外經(jīng)濟(jì)水平、政府支出比重則可以顯著的縮小區(qū)域差距，外商直接投資將會(huì)顯著的促進(jìn)西部地區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的縮小。比較技術(shù)進(jìn)步的兩種類型，可以發(fā)現(xiàn)前沿技術(shù)進(jìn)步與技術(shù)效率具有相反的作用，說(shuō)明隨著經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距將會(huì)逐步縮小，而地方追求短期經(jīng)濟(jì)績(jī)效的提高則會(huì)使得區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距呈現(xiàn)出擴(kuò)大的趨勢(shì)。這個(gè)結(jié)論得到了以往研究的支持，反映了追求短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)政策不利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展;將技術(shù)進(jìn)步與其他解釋變量比較，可以發(fā)現(xiàn)在東部地區(qū)前沿技術(shù)進(jìn)步的相關(guān)系數(shù)要遠(yuǎn)大于同方向變動(dòng)的其他解釋變量，說(shuō)明縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的主要途徑是加大對(duì)東部地區(qū)內(nèi)部欠發(fā)達(dá)地區(qū)的技術(shù)支持力度;對(duì)于中部地區(qū)和西部地區(qū)而言，技術(shù)進(jìn)步并沒(méi)有顯著的效應(yīng)，因此縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的主要途徑應(yīng)該是加大市場(chǎng)化水平、對(duì)外開(kāi)放水平和地方支出比重。

表1 前沿技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)效率和區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距實(shí)證結(jié)果Tab.1 Result of frontier technical development，technical efficiency and regional disparity

3 基本結(jié)論

本文首先采用1998－2009年中國(guó)30個(gè)省市的人均GDP與當(dāng)年全國(guó)人均GDP的差值作為區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距指標(biāo)，運(yùn)用核密度估計(jì)方法觀察了我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的變動(dòng)狀況。從核密度圖可知，我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)總體上呈現(xiàn)出收斂的態(tài)勢(shì)，其中東部地區(qū)和西部地區(qū)存在明顯的差距縮小趨勢(shì)，中部地區(qū)則是發(fā)散與收斂并存，并最終體現(xiàn)出收斂的趨勢(shì);然后通過(guò)隨機(jī)前沿模型從全要素生產(chǎn)率中分解出前沿技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率，利用1998－2009年28個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了全要素生產(chǎn)率對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距的影響。實(shí)證結(jié)果顯示前沿技術(shù)進(jìn)步能夠顯著的縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距，其中對(duì)于東部地區(qū)的效果較為顯著，技術(shù)效率則能夠擴(kuò)大東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)差距，對(duì)于中部和西部地區(qū)的影響不顯著。

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Frontier Technical Development，Technical Efficiency and Regional Disparity

LU Hong-you ZHENG Fa-chuan JIA Sha
(School of Economics and Management，Wuhan University，Wuhan Hubei 430072，China)

Using the differences between per capita GDP of 30 provinces and per capita GDP of the whole country from 1998 to 2009 as the index，the paper describes the change progress of regional disparity through the kernel density estimation method.From the density figure，it’s known that regional economy presents a situation of convergence;using the frontier technical development and the technical efficiency into which we have decomposed the total factor productivity，and making use of the inter-provincial data of 1998 to 2009，we have researched the impact of total factor productivity on regional disparity.The result indicates that frontier technical development has a positive effect on regional disparity and can narrow the economic gap in the eastern region;on the other hand，technical efficiency has a negative effect on regional disparity of the eastern region，while the central and western regions show no significant influence.The policy suggestions of the present paper are:the main route to narrow the economic gap in the eastern region is to increase the input of science and technology and strengthen the underdeveloped areas;for the central and western regions，the government should raise the level of opening-up，speed up the process of marketization and increase the proportion of expenditure.

regional disparity;frontier technical development;technical efficiency;kernel density estimation;stochastic frontier analysis

F207

A

1002－2104(2012)05－0120－06

10.3969/j.issn.1002－2104.2012.05.020

2012－02－03

盧洪友，博士，教授，博導(dǎo)，主要研究方向?yàn)檎毮?、?cái)稅理論與制度設(shè)計(jì)和公共部門(mén)效率。

鄭法川，博士生，主要研究方向?yàn)楣膊块T(mén)效率與基本公共服務(wù)均等化。

國(guó)家社科基金重大攻關(guān)項(xiàng)目“城鄉(xiāng)環(huán)境基本公共服務(wù)非均等程度評(píng)估及均等化路徑研究”(編號(hào):11＆ZD041);國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“公共品定價(jià)機(jī)理研究”(編號(hào):08BJY132);國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“統(tǒng)籌城鄉(xiāng)公共品供給的技術(shù)方法與制度路徑研究”(編號(hào):70673073)。

(編輯:田 紅)