李 穎

（河南大學 經(jīng)濟學院，河南 開封 475004）

一、引言

改革開放以來，我國區(qū)域間工業(yè)經(jīng)濟差距相比農(nóng)業(yè)與服務(wù)業(yè)而言更為明顯，工業(yè)作為承上啟下的產(chǎn)業(yè)，工業(yè)經(jīng)濟差距也是農(nóng)業(yè)與服務(wù)業(yè)差距的主要原因。本文選擇工業(yè)中制造業(yè)為樣本主要基于以下原因：工業(yè)內(nèi)部的采礦業(yè)和電力、水屬于自然資源主導的行業(yè)，其區(qū)域特有的屬地性質(zhì)決定了具有不可轉(zhuǎn)移性，采礦業(yè)和電力、水的行業(yè)對區(qū)域差異的影響屬于短期不可控的，我們在自然資源和環(huán)境氣候方面難有作為，制造業(yè)占用資本比重較高，體現(xiàn)出較高的技術(shù)物化程度，不但在經(jīng)濟發(fā)展中的比重較大且對農(nóng)業(yè)和服務(wù)業(yè)有較大的影響，更為重要的是：制造業(yè)有較好的區(qū)域流動性，區(qū)域政策干預能起到較好的效果，所以選擇這一具有主導可控因素的制造業(yè)而放棄次要影響因素的農(nóng)業(yè)和服務(wù)業(yè)作為樣本對研究區(qū)域整體差距更有意義。

中國的市場化改革對區(qū)域經(jīng)濟效率的貢獻，主要是來自消除以往“區(qū)域空間不均衡發(fā)展”產(chǎn)生的產(chǎn)業(yè)層面生產(chǎn)要素配置效率損失方面，隨著區(qū)域空間結(jié)構(gòu)性效率協(xié)調(diào)空間的逐漸減小，以全要素生產(chǎn)率增長為基礎(chǔ)的協(xié)調(diào)企業(yè)效率異質(zhì)性將成為區(qū)域空間經(jīng)濟差距的主要努力方向[1]。區(qū)域資源空間配置是微觀主體——企業(yè)在既定的制度和政策環(huán)境下，根據(jù)企業(yè)本身的比較優(yōu)勢調(diào)整可控生產(chǎn)要素的技術(shù)和區(qū)位結(jié)構(gòu)來自覺地提高全要素生產(chǎn)率的過程，轉(zhuǎn)軌時期我國工業(yè)全要素生產(chǎn)率變動主要來源于跨企業(yè)資源配置效率的改善[2-3]。政府對區(qū)域差距的調(diào)控不可能是一勞永逸的事，在保證各地區(qū)基本公共服務(wù)均等化的情況下，將區(qū)域之間的經(jīng)濟差距控制在一個合理范圍內(nèi)，遏制經(jīng)濟發(fā)展差距的惡性擴大是一個長期的調(diào)控過程。在市場競爭和區(qū)域異質(zhì)的條件下，存在一定范圍內(nèi)的區(qū)域間經(jīng)濟差距是有效率的，是企業(yè)異質(zhì)性在區(qū)域間的客觀表現(xiàn)，也是市場效率的要求，現(xiàn)有文獻對區(qū)域間工業(yè)經(jīng)濟差距的研究主要是建立在已經(jīng)出現(xiàn)不合理的區(qū)域經(jīng)濟差距條件下，對經(jīng)濟差距進行原因分析和對策研究，對區(qū)域間經(jīng)濟差距本身的效率問題研究較少。為了避免區(qū)域經(jīng)濟差距干預過度或過早破壞了市場效率又浪費了財政資源，過晚又會影響社會和諧與穩(wěn)定，本文嘗試建立一個判斷區(qū)域經(jīng)濟增長差距效率的動態(tài)標準，為政府協(xié)調(diào)經(jīng)濟的最佳介入時間和運用最小的政策和財政資源進行市場糾偏提供決策依據(jù)。

二、區(qū)域制造業(yè)增長差距效率的理論研究

（一）企業(yè)異質(zhì)性與生產(chǎn)要素的區(qū)域集聚力、分散力分析

“新”新經(jīng)濟地理學者將企業(yè)異質(zhì)性引入新經(jīng)濟地理模型后，對空間經(jīng)濟集聚與擴散的集聚力與分散力的分析從企業(yè)層次又增加了一個角度，能較好地解釋現(xiàn)實中在滿足超過突破點的條件時，不同企業(yè)區(qū)位轉(zhuǎn)移的敏感度的不同，轉(zhuǎn)移是一個漸進的過程而不是新經(jīng)濟地理所描述的瞬間完成的[4-6]。企業(yè)空間的區(qū)位選擇是集聚力與分散力共同作用、動態(tài)均衡的結(jié)果，隨著區(qū)域間貿(mào)易自由度的增大，異質(zhì)企業(yè)按照全要素生產(chǎn)率由高到低依次出現(xiàn)區(qū)位轉(zhuǎn)移，轉(zhuǎn)移的速度與企業(yè)對外的關(guān)聯(lián)度大小、勞動密集程度以及風險偏好有關(guān)[7-8]。一般來說關(guān)聯(lián)度越弱、勞動密集度越高、風險偏好越大，企業(yè)的轉(zhuǎn)移速度就越快。

從區(qū)域空間上來看，全要素生產(chǎn)率是一個地區(qū)一定時期里在發(fā)展經(jīng)濟的過程中除了勞動、資本、土地等要素投入之外的因素作用的綜合反映，主要是規(guī)模經(jīng)濟、技術(shù)選擇與創(chuàng)新、壟斷與過度競爭、政策與制度的變化、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)與溢出、企業(yè)區(qū)位的調(diào)整、外部經(jīng)濟等影響的綜合效果。集聚力是起到提高區(qū)域全要素生產(chǎn)率的作用，而分散力是起到降低區(qū)域全要素生產(chǎn)率的作用，區(qū)域全要素生產(chǎn)率的大小是集聚力和分散力共同作用的合力效果。企業(yè)異質(zhì)性主要表現(xiàn)為生產(chǎn)率異質(zhì)，生產(chǎn)率異質(zhì)是企業(yè)區(qū)位自我選擇效應(yīng)的動力源泉。在區(qū)域的不同發(fā)展階段分別起著集聚力或分散力的作用，正是這種企業(yè)異質(zhì)性所起的集聚或分散效果的交替作用才推動整個區(qū)域生產(chǎn)率的提高[9]。本文選擇全要素生產(chǎn)率的變動作為生產(chǎn)要素集聚與分散凈效果的替代變量。如果僅從企業(yè)區(qū)位決策的角度分析，我們只需關(guān)注集聚力與分散力的凈效果——全要素生產(chǎn)率的變動，區(qū)域內(nèi)單個企業(yè)區(qū)位決策的宏觀表現(xiàn)為區(qū)域差距的變動，所以我們將區(qū)域全要素生產(chǎn)率變動作為區(qū)域經(jīng)濟差距的一個重要變量。

（二）全要素生產(chǎn)率的趨勢力量對區(qū)域經(jīng)濟差距“倒U字”假說的理論分析

威廉姆遜實證得出了地區(qū)差距呈現(xiàn)倒U字型發(fā)展趨勢的結(jié)論[10]，遺憾的是他沒有給出令人信服的理論證明，后來的學者對區(qū)域差距實證研究也得出倒U 字型的結(jié)論[11]，但在理論上的解析進展不大。本文從全要素生產(chǎn)率的角度予以理論分析?！暗筓 字”左邊表示經(jīng)濟發(fā)展的初期區(qū)域差異在逐漸擴大的時期，經(jīng)濟發(fā)展初期生產(chǎn)要素資源在各個區(qū)域內(nèi)都是稀缺的，市場需求潛力巨大遠沒達到邊際投資收益遞減的階段，擁有資本資源越多的區(qū)域發(fā)展的速度就越快。在區(qū)域差距擴大的初期階段，全要素生產(chǎn)率均衡經(jīng)濟差距的力量還無法完全抵消由于資本等要素的分布的不均衡形成的區(qū)域差距擴大的力量。隨著時間的推移，全要素生產(chǎn)率上升的趨勢決定了全要素生產(chǎn)率均衡經(jīng)濟差距的力量不斷變大，而生產(chǎn)要素的分布的不均衡形成的區(qū)域差距擴大的力量由于資本的邊際收益遞減規(guī)律、物質(zhì)資本的投資剛性的作用則會減小，當全要素生產(chǎn)率均衡經(jīng)濟差距的力量上升到與生產(chǎn)要素的分布的不均衡形成的區(qū)域差距擴大的力量相等時，在區(qū)域差異的表現(xiàn)上也就是區(qū)域差異的最大值點—“倒U 字”的最高點。由于全要素生產(chǎn)率的技術(shù)、制度、專業(yè)化分工模式和創(chuàng)新因素與資本和勞動相比可以更快的在區(qū)域之間達到均衡，全要素生產(chǎn)率長期上升的趨勢才使“倒U字”左邊的相對差異減小，表現(xiàn)出斜率在逐漸減少，直到最高點并達到差異最大后轉(zhuǎn)向右邊使區(qū)域絕對差異逐漸減小。從“倒U字”的最高點的后期開始，全要素生產(chǎn)率均衡經(jīng)濟差距的力量在逐漸加大的同時，生產(chǎn)要素的分布的不均衡形成的區(qū)域差距擴大的力量在不斷縮小、二者的合力效果越來越大，這也解釋了了威廉姆遜“倒U字”的實證結(jié)果曲線向上凸的左右不對稱形狀（左邊斜率變化慢、右邊斜率變化快）的原因。

（三）區(qū)域制造業(yè)增長差距效率檢驗的理論模型

在出現(xiàn)無經(jīng)濟效率的差距時，就意味著區(qū)域之間存在需要政府來干預的相對市場扭曲，解決市場失靈問題。在不同的時點，不同區(qū)域的發(fā)展都處在動態(tài)變化之中，如何來界定這種不斷擴大的經(jīng)濟差異是良性的還是惡性的呢？單一的絕對指標很難得出一個準確的界定，本文認為適宜的差距是市場競爭在區(qū)域空間上反應(yīng)，消除適宜的差距會帶來經(jīng)濟效率損失和經(jīng)濟停滯。作為區(qū)域經(jīng)濟增長的先導指標的全要素生產(chǎn)率實質(zhì)上就是全要素生產(chǎn)率函數(shù)的自變量x(x 為一組自變量向量:技術(shù)、規(guī)模、政策、人力資本存量、制度等)與時間t呈單一的對應(yīng)的關(guān)系，所以總體刻畫并構(gòu)造全要素生產(chǎn)率函數(shù)即：q=F(x)。 不同區(qū)域的全要素生產(chǎn)率函數(shù)的波動并不同步，可以用絕對差距方程刻畫出兩個不同發(fā)展水平的區(qū)域1 和區(qū)域2（區(qū)域1 為發(fā)達區(qū)域，區(qū)域2 為欠發(fā)達區(qū)域）的差距，即可得出全要素生產(chǎn)率的絕對差距方程為（1），C12是時間t 的凹函數(shù)，對時間t 求導可得出區(qū)域1 和區(qū)域2 全要素生產(chǎn)率差距的局部最大值。通過全要素生產(chǎn)率函數(shù)的導函數(shù)分別求出兩區(qū)域的全要素生產(chǎn)率變化率為（2）式。相對差距可用環(huán)比指數(shù)HC 表示為（3）式。

與此相對，同樣也可以構(gòu)造出刻畫經(jīng)濟增長的函數(shù)。設(shè)區(qū)域增長函數(shù)為（4）式，則可得到區(qū)域1和區(qū)域2的絕對增長差距方程和經(jīng)濟增長相對差距（用環(huán)比指數(shù)表示）方程分別為（5）、（6）。

在不損害經(jīng)濟效率情況下，區(qū)域經(jīng)濟增長差距存量變化是通過增量變化進行調(diào)整的，這對于發(fā)達區(qū)域還和欠發(fā)達區(qū)域來說都應(yīng)該是在不斷發(fā)展中進行差距協(xié)調(diào)的，所以要求每一個區(qū)域都應(yīng)該處于絕對增長之中是合理的。即區(qū)域1 與區(qū)域2絕對增長檢驗標準分別為：

該項檢驗通過就證明：區(qū)域1 區(qū)域2 都在增長?，F(xiàn)代宏觀經(jīng)濟學中，每一個經(jīng)濟周期都可以分為上升和下降兩個階段，建立在經(jīng)濟增長率變化的基礎(chǔ)上，指的是增長率上升和下降的交替過程，經(jīng)濟增長的過程具有S 型波動的特點，如果是處在S 型波動的向下波動的某點，即使是正常的也通不過檢驗，所以還要進行全要素生產(chǎn)率差距檢驗。

區(qū)域相對經(jīng)濟增長檢驗標準為（8）式，表示在“倒U字”最高點左側(cè)的過程；在“倒U字”最高點左側(cè)時，全要素生產(chǎn)率均衡經(jīng)濟差距的力量大于生產(chǎn)要素分布不均衡形成的區(qū)域差距擴大的力量時，區(qū)域相對經(jīng)濟增長差距則會縮小，hc 則會在0和1區(qū)間內(nèi)。

根據(jù)全要素生產(chǎn)率與區(qū)域經(jīng)濟增長差距“倒U 字”假說的趨勢變化的理論解釋，影響全要素生產(chǎn)率的技術(shù)、制度、專業(yè)化分工模式和創(chuàng)新因素與資本和勞動相比可以更快的在區(qū)域之間達到均衡，技術(shù)、制度、專業(yè)化分工模式和生產(chǎn)創(chuàng)新以及人力資本質(zhì)量提高始終是在改進和優(yōu)化的，據(jù)此就可以設(shè)定區(qū)域全要素生產(chǎn)率絕對增長檢驗的標準。

區(qū)域1 與區(qū)域2 全要素生產(chǎn)率絕對增長檢驗標準為(9)式，在“倒U字”最高點M右側(cè)階段也要進行此項同標準的檢驗。區(qū)域全要素生產(chǎn)率相對增長檢驗為（10）式，在“倒U字”最高點M右側(cè)階段也要進行此項同標準的檢驗。

其中，C12(t+1)=F1(t+1)-F2(t+1);C12(t)=F1(t)-F2(t)

區(qū)域全要素生產(chǎn)率差距檢驗與區(qū)域增長率差距檢驗不同之處在于公式（10）的檢驗，因為全要素生產(chǎn)率本身的特點，在“倒U 字”的最高點M 點的左右兩側(cè)都呈收斂的趨勢，正是這種力量才使“倒U字”的斜率不斷減小最后趨于平緩，所以要求HC ∈(0,1)而不是hc ∈(1,∞).此外，如果區(qū)域全要素生產(chǎn)率差距檢驗都通過了，政府制定政策的主要關(guān)注點是區(qū)域內(nèi)部而不是區(qū)域之間的差距問題。

（四）區(qū)域制造業(yè)經(jīng)濟增長差距的政策調(diào)整

區(qū)域制造業(yè)經(jīng)濟增長差距的調(diào)整是糾正市場失靈的過程，主要是通過區(qū)域政策的變更來進行，針對微觀決策主體——異質(zhì)性企業(yè)而言是分散決策的，制度、政策的變更對企業(yè)全要素生產(chǎn)率是重要的外生變量，企業(yè)全要素生產(chǎn)率加權(quán)匯總為區(qū)域全要素生產(chǎn)率。政策的變更不是針對某一企業(yè)而是針對某一目標區(qū)域。選擇政策調(diào)整的目標區(qū)域首先考慮的是經(jīng)濟增長差距的性質(zhì)，如果區(qū)域間出現(xiàn)了未通過雙標準檢驗的非效率差距，則以發(fā)達區(qū)域和欠發(fā)達區(qū)域為目標區(qū)域，實行區(qū)域差異化糾正區(qū)域相對市場扭曲為主導的政策變更；如果區(qū)域間經(jīng)濟差距通過了雙標準檢驗，則以發(fā)達區(qū)域和欠發(fā)達區(qū)域分別為目標區(qū)域，實行糾正各區(qū)域內(nèi)部市場扭曲為主導的政策變更。

在完全競爭的市場環(huán)境中，全要素生產(chǎn)率主要來源于技術(shù)進步與學習效應(yīng)，隨著市場化水平的提高，反映消除市場扭曲帶來的資源重新配置效應(yīng)就越弱。正如Petrin 等所說，總量生產(chǎn)率的提升在不增加新投入的情況下，既可以通過企業(yè)創(chuàng)新或者學習又可以通過稀缺的資源要素重配來實現(xiàn)[12]。市場競爭強度是決定生產(chǎn)要素在不同企業(yè)內(nèi)配置效率的重要因素[13]，在中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌過程中總量層面全要素生產(chǎn)率的增長主要源于非國有企業(yè)之間的資源再配置效應(yīng)，市場競爭的激勵效應(yīng)促進了企業(yè)層面全要素生產(chǎn)率的增長[14]。在市場扭曲程度較高的情況下，消除市場扭曲的市場化改革政策對企業(yè)生產(chǎn)率增長的貢獻就越大[15]。根據(jù)Baily等和Fabricant的思想把區(qū)域生產(chǎn)率增長分解為五個效應(yīng)，其中技術(shù)進步與學習效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)分別與技術(shù)創(chuàng)新和管理創(chuàng)新政策有關(guān)；交叉效應(yīng)、進入效應(yīng)和退出效應(yīng)合稱為創(chuàng)新與轉(zhuǎn)移效應(yīng)，反映的是存活企業(yè)生產(chǎn)資源的動態(tài)偏離和進入退出企業(yè)生產(chǎn)資源的動態(tài)轉(zhuǎn)移的資源重新配置效應(yīng)與消除市場扭曲提高市場交易效率政策有關(guān)[16]。通過對區(qū)域生產(chǎn)率的增長進行分解來比較分析異質(zhì)性企業(yè)對總量生產(chǎn)率增長幅度的貢獻率，進而為政府針對選擇的目標區(qū)域確定具體調(diào)節(jié)的方向。

三、實證研究

（一）區(qū)域制造業(yè)增長差距效率檢驗的計量模型

不同區(qū)域經(jīng)濟增長差異就形成了類似倒U 圖形的曲線，現(xiàn)在我們主要關(guān)心目前所處的位置是在倒U圖形最高點左邊還是有右邊，一般來說，由于缺乏足夠長期的資料，很難先通過求得不同區(qū)域的差值函數(shù)，然后確定最高點的位置。但是區(qū)域城市化指標及其經(jīng)驗值的運用可以為我們提供幫助。由于任何區(qū)域經(jīng)濟的增長（無論是GDP指標，財政指標，還是人均收入指標等）均與該區(qū)域城市化程度呈正相關(guān)性，因此用區(qū)域城市化指標來判斷區(qū)域的增長階段不僅是完全可取的，而且是權(quán)威的（它可以減少那些增長分指標可能存在的波動性的干擾）；而根據(jù)全世界兩類地區(qū)的實測，其倒U 圖形最高點大約是在發(fā)達地區(qū)的城市化率達到74%～76%之間，這個經(jīng)驗數(shù)據(jù)具有極大的參考價值，可以作為一個經(jīng)驗標準。我國2010年底城市化率已經(jīng)達到47.5%①，參照這一數(shù)值可以發(fā)現(xiàn)，我國東、中、西部地區(qū)差距還處于倒U圖形最高點左側(cè)階段，也就是差距擴大階段。

由于中國東、中、西部地區(qū)差距還處于威廉姆森的“倒U字”最高點的左側(cè)階段，根據(jù)全要素生產(chǎn)率對區(qū)域經(jīng)濟增長差距“倒U 字”假說的理論解釋，在最高點的左側(cè)階段，全要素生產(chǎn)率均衡經(jīng)濟差距的力量還無法完全抵消要素分布不均衡產(chǎn)生的擴大區(qū)域差距的力量；當全要素生產(chǎn)率均衡經(jīng)濟差距的力量上升到與生產(chǎn)要素分布不均衡產(chǎn)生的擴大區(qū)域差距的力量相等時，區(qū)域差距就達到了最大值點——“倒U字”的最高點。

根據(jù)以上檢驗?zāi)Ｐ驮?，設(shè)定我國區(qū)域經(jīng)濟增長差距合理性的標準滿足如下方程：①區(qū)域絕對增長檢驗方程（7）和區(qū)域相對經(jīng)濟增長檢驗方程（8）；②區(qū)域全要素生產(chǎn)率絕對增長檢驗方程（9）和區(qū)域全要素生產(chǎn)率相對增長檢驗方程（10）。

（二）計量結(jié)果分析

1.數(shù)據(jù)、變量和計量方法

本文采用的源數(shù)據(jù)為2001-2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，其統(tǒng)計對象包括全部國有和規(guī)模以上（主營業(yè)務(wù)收入超過500 萬元）的非國有企業(yè)，選擇工業(yè)中制造業(yè)作為區(qū)域增長的檢驗樣本，本文對所需制造業(yè)樣本的調(diào)整和篩選同李穎等[17]。

生產(chǎn)函數(shù)的估計方法采用Levinsohn and Petrin提出的能較好解決同步性偏差和選擇性偏差的用中間投入品充當代理變量的半?yún)?shù)解決方法(簡稱LP法)[18]。使用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)建模，將其對數(shù)形式簡寫為：

然后根據(jù)公式（12）以制造業(yè)企業(yè)的資本權(quán)重zit匯總2001-2007年各區(qū)域制造業(yè)生產(chǎn)率。

為了深入研究區(qū)域全要素生產(chǎn)率的變動的原因，需要對區(qū)域生產(chǎn)率的增長進行分解，參照Baily 等提出的BHC（Baily-Hulten-Campbell）分解方法，將區(qū)域生產(chǎn)率增長分解為存活企業(yè)（記為C）、進入企業(yè)（記為E）和退出企業(yè)（記為X）的貢獻，在此基礎(chǔ)上，根據(jù)Fabricant（1942）提出的偏離份額(shift share) 方法，再把存活企業(yè)生產(chǎn)率增長分解為三部分，這樣區(qū)域生產(chǎn)率的增長共被分解成五項：

其中，等式右邊第一項表示存活企業(yè)自身的生產(chǎn)率增長效應(yīng)（資本權(quán)重前后保持不變），稱為企業(yè)的技術(shù)進步與學習效應(yīng)；第二項表示存活企業(yè)的企業(yè)間的份額效應(yīng)（企業(yè)生產(chǎn)率前后保持不變），是由企業(yè)占有資源的份額發(fā)生變化所引起的全要素生產(chǎn)率的變化,稱為規(guī)模效應(yīng)，正效應(yīng)意味著的規(guī)模效應(yīng)遞增,負效應(yīng)則說明規(guī)模效應(yīng)遞減；第三項表示交叉效應(yīng)（存活企業(yè)生產(chǎn)率和權(quán)重都發(fā)生變化）；第四項表示進入效應(yīng)（進入企業(yè)引起的區(qū)域生產(chǎn)率的變動）；第五項表示退出效應(yīng)（企業(yè)退出引起的區(qū)域生產(chǎn)率的變動）。第三、四、五項合稱創(chuàng)新與轉(zhuǎn)移效應(yīng)，反映的是存活企業(yè)生產(chǎn)資源的動態(tài)偏離和進入退出企業(yè)生產(chǎn)資源的動態(tài)轉(zhuǎn)移的資源重新配置效應(yīng)。

2.計量結(jié)果分析

區(qū)域增長檢驗f(x)用區(qū)域工業(yè)生產(chǎn)總值來表示，即區(qū)域工業(yè)內(nèi)制造業(yè)28個行業(yè)微觀企業(yè)2001-2007年各年產(chǎn)值加總數(shù)據(jù)，并以2001年為基期進行價格平減后，得到東、中、西②各區(qū)域工業(yè)生產(chǎn)總值。

根據(jù)區(qū)域經(jīng)濟增長差距合理性的雙檢驗標準，運用上面總產(chǎn)值與TFP的測算結(jié)果得出東中西經(jīng)濟增長與TFP絕對增長檢驗與相對增長檢驗如表1、表2所示。

表1 東中西經(jīng)濟增長的絕對增長檢驗與相對增長檢驗

由表1 東中西絕對增長檢驗結(jié)果表明2001-2007年東中西都通過絕對增長檢驗，表2 區(qū)域相對經(jīng)濟增長檢驗結(jié)果表明：除了中—西部2004-2005年的HC=0.92 與2005-2006年的HC=0.89 均小于1 沒有通過檢驗，所以對2004-2005年和2005-2006年進行下一步區(qū)域全要素生產(chǎn)率檢驗。

表2 區(qū)域全要素生產(chǎn)率絕對增長檢驗與相對增長檢驗

表2中，2004-2005年和2005-2006年區(qū)域全要素生產(chǎn)率絕對增長檢驗中部區(qū)域分別為0.9206 和0.9973 均小于1，沒有通過檢驗，西部區(qū)域分別為0.9186 和0.9974；2004-2005年區(qū)域全要素生產(chǎn)率相對增長檢驗結(jié)果為-0.08 沒有在0 和1之間，沒有通過檢驗，2005-2006年區(qū)域全要素生產(chǎn)率相對增長檢驗結(jié)果0.55在0和1之間通過檢驗。

對中國2001-2007年東中西部實證顯示，2005年和2006年沒有通過區(qū)域經(jīng)濟增長和全要素生產(chǎn)率檢驗，2005年中部經(jīng)濟增長變慢，與2004年相比全要素生產(chǎn)率出現(xiàn)了相對負增長，2006年與2005年相比中部與西部經(jīng)濟增長和區(qū)域全要素生產(chǎn)率相對差距進一步減小，但這種全要素生產(chǎn)率相對差距減小是建立在中西部區(qū)域的全要素生產(chǎn)率下降的基礎(chǔ)上的。通過檢驗結(jié)果，只是得到了2004年開始的2005、2006 的兩年內(nèi)區(qū)域全要素生產(chǎn)率出現(xiàn)了值得關(guān)注的下降，但不能直接找出下降原因是否正常，不能得出是否需要政府參與調(diào)節(jié)明確結(jié)論，如果需要調(diào)節(jié)，那么調(diào)節(jié)的方向在哪里？

為了進一步弄清區(qū)域全要素生產(chǎn)率變動的原因，將未通過區(qū)域經(jīng)濟差距合理性的雙標準檢驗的2004-2005年，2005-2006年份的區(qū)域全要素生產(chǎn)率依據(jù)公式（13）進行分解。考慮到全要素生產(chǎn)率影響因素的滯后和短期波動性影響，我們將從2004年開始并滯后一期到2007年進行各種效應(yīng)的取均值，結(jié)果如圖1 所示。從2004-2007年東、中、西部全要素生產(chǎn)率增長幅度分解效應(yīng)的貢獻率比較來看，東部的技術(shù)進步效應(yīng)變動遠大于西部，略大于中部，三個區(qū)域的技術(shù)進步效應(yīng)都為負。在規(guī)模效應(yīng)變動上東部高于中西部，中部略高于西部。在創(chuàng)新轉(zhuǎn)移效應(yīng)方面，西部最高中部次之，東部最低，東中西之間的創(chuàng)新轉(zhuǎn)移效應(yīng)差距明顯，說明中西部市場化水平相對于東部而言還有較大的改進余地。

圖1 2004-2007年東中西生產(chǎn)率增長分解效應(yīng)的貢獻率

四、結(jié)論與政策啟示

中西部市場化水平相對于東部而言還有較大的改進余地，全要素生產(chǎn)率中的創(chuàng)新轉(zhuǎn)移效應(yīng)區(qū)域差距明顯，創(chuàng)新轉(zhuǎn)移效應(yīng)是縮小中西差距的主導因素；東中西三個區(qū)域都出現(xiàn)了技術(shù)效率效應(yīng)為負的依靠要素投入的粗放式增長，西部的粗放程度要高于東中部，技術(shù)進步與規(guī)模效應(yīng)變動是擴大東中西差距的主導因素。在政策調(diào)整方向上，重點消除中西部市場扭曲盡快縮小與東部在市場化水平方面差距；采取對技術(shù)創(chuàng)新加大要素投入的力度和有利于區(qū)域間技術(shù)溢出的政策，在整體提高全要素生產(chǎn)率的技術(shù)進步效應(yīng)的基礎(chǔ)上縮小西部與東中部的技術(shù)效應(yīng)差距，在整體技術(shù)水平?jīng)]有明顯改善之前，減緩依靠要素投入的粗放式增長速度。

注釋：

① 根據(jù)國家發(fā)改委副主任解振華2011年9月24日在天津舉行的第二屆中國（天津濱海）國際生態(tài)城市論壇上的發(fā)言，來源于2011-09-24證券時報網(wǎng)。

② 東部地區(qū)包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南、遼寧11個省市；中部地區(qū)包括山西、安徽、江西、河南、湖北、吉林、黑龍江、湖南8??；西部地區(qū)包括廣西、內(nèi)蒙古、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆12個省市區(qū)。

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