吳昊　李征

摘要：本文采用非參數(shù)DEA方法測算和分析我國區(qū)域TFP差異及其構(gòu)成，進而分析了區(qū)域經(jīng)濟增長向TFP驅(qū)動轉(zhuǎn)型的困境。研究表明，我國區(qū)域TFP增長以東部沿海地區(qū)最高，東北地區(qū)最低；技術(shù)進步是推動TFP增長的主要動力，技術(shù)效率差異是TFP增長區(qū)域差異的主要成因；體制機制建設(shè)滯后和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性失衡是制約我國區(qū)域經(jīng)濟增長向TFP驅(qū)動轉(zhuǎn)型的主要障礙。因此，加快經(jīng)濟轉(zhuǎn)型增長的重點應(yīng)為體制機制創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和區(qū)域均衡發(fā)展。

關(guān)鍵詞：全要素生產(chǎn)率；經(jīng)濟增長；Malmquist指數(shù)；分解模型

中圖分類號：F0615文獻標(biāo)識碼：A

一、引言

改革開放以來，隨著東南沿海地區(qū)經(jīng)濟快速增長，我國地區(qū)差距不斷擴大。為實現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，國家先后出臺了西部大開發(fā)、東北老工業(yè)基地振興以及中部崛起等重大區(qū)域戰(zhàn)略，對欠發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展給予多方面政策支持。有關(guān)政策措施在推動西部、東北以及中部地區(qū)經(jīng)濟增長方面取得了明顯成效，近年來我國地區(qū)差距也呈現(xiàn)出了逐步縮小趨勢。然而，通過加大對欠發(fā)達地區(qū)投入的方式來縮小地區(qū)差距是否具有可持續(xù)性？這種區(qū)域政策對我國整體全要素生產(chǎn)率提升產(chǎn)生了何種影響？本文以全要素生產(chǎn)率為視角，基于非參數(shù)DEA方法對上述命題進行分析和論證，以期在更深層次上揭示區(qū)域體制機制創(chuàng)新對技術(shù)進步和技術(shù)效率的影響，從而探求實現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的有效途徑。

要素投入效率是經(jīng)濟增長的重要推動力量，同時也是區(qū)域經(jīng)濟增長差異的主要原因。新經(jīng)濟增長理論認為，投入驅(qū)動型經(jīng)濟增長會伴隨邊際生產(chǎn)力的遞減而難以持續(xù)，只有效率驅(qū)動才是經(jīng)濟長期可持續(xù)增長的核心力量。全要素生產(chǎn)率是衡量經(jīng)濟增長效率的重要工具，是指經(jīng)濟增長扣除投入要素以后的技術(shù)因素和非技術(shù)因素，包含了技術(shù)進步、管理改善和制度創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的貢獻。 “索洛余值法”[1]、隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)法[2]和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法[3]是全要素生產(chǎn)率的常用測算方法，現(xiàn)有實證研究大都采用上述方法或在此基礎(chǔ)上進行的改進。彭國華（2005）研究了我國1982-2002年期間的區(qū)域TFP變化，認為TFP差距是我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距的決定性因素[4]。傅曉霞和吳利學(xué)（2006）的研究認為，改革開放以來的區(qū)域經(jīng)濟差距主要來源于要素積累，但是TFP的作用越來越大[5]。李靜等（2006）的研究認為，TFP差距同樣也是解釋我國區(qū)域經(jīng)濟差距的最主要根源，TFP提高是縮小區(qū)域差距的最終途徑[6]。劉興凱和張誠（2010）測算了我國28個省區(qū)1978-2007年的服務(wù)業(yè)TFP，研究表明我國服務(wù)業(yè)TFP增長幅度具有明顯的階段性下降態(tài)勢，區(qū)域差異呈現(xiàn)出長期的收斂趨勢[7]。石風(fēng)光和李宗植（2009）研究了我國28個省區(qū)的TFP與經(jīng)濟差距，結(jié)果表明TFP是造成我國區(qū)域經(jīng)濟差距更為主要的原因，二者在1985-2007年期間的變動趨勢非常接近[8]。劉建國等（2012）的研究認為，1990-2009年期間的我國區(qū)域TFP差異顯著，東部地區(qū)改善明顯，中部、西部和東北地區(qū)均出現(xiàn)不同程度的惡化[9]。李國璋等（2010）的研究表明，我國區(qū)域經(jīng)濟差距在1978-2007年期間的主要決定因素是要素投入，但是TFP差異的作用在90年代以來不斷提高[10]。

綜上所述，現(xiàn)有研究大都揭示了我國TFP的區(qū)域“異質(zhì)性”特征，但是對經(jīng)濟差距貢獻的結(jié)論還有分歧。深入考察發(fā)現(xiàn)，樣本空間維度、時間跨度、數(shù)據(jù)質(zhì)量以及研究方法的不同是導(dǎo)致測算結(jié)果和研究結(jié)論差異的主要原因。其中，參數(shù)生產(chǎn)函數(shù)法和非參數(shù)前沿生產(chǎn)函數(shù)法在測算結(jié)果上的差異較大，后者在時空維度和測量尺度上的統(tǒng)一性比前者要好，測算結(jié)果的客觀程度更高，也更加接近經(jīng)濟現(xiàn)實。本文重點從以下幾個方面衡量TFP的真實內(nèi)涵：一是采用非參數(shù)DEA的Malmquist指數(shù)模型測算TFP，二是嚴格依據(jù)經(jīng)濟增長理論確定投入產(chǎn)出變量，三是基于現(xiàn)有統(tǒng)計資料延長樣本維度和提高數(shù)據(jù)質(zhì)量。

二、研究設(shè)計

（一）研究方法

1.非參數(shù)DEA-Malmquist指數(shù)法。非參數(shù)DEA模型以截面生產(chǎn)單元為樣本，本質(zhì)上是一種靜態(tài)效率分析，而全要素生產(chǎn)率的變動則需要借助動態(tài)效率分析方法來考察。Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)法是對DEA模型的有效延伸，在給定參考技術(shù)前沿條件下，通過計算兩期生產(chǎn)單元的Shephard距離函數(shù)[11]比值來測量TFP變動。根據(jù)Shephard投入距離函數(shù)的定義可知，其實際上等于CCR模型中綜合技術(shù)效率的倒數(shù)，由此便可通過面板數(shù)據(jù)的DEA模型求解來測算Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)的變化。

根據(jù)Caves et al（1982）的定義[12]，在以t+1時期技術(shù)前沿為參照條件下，從基期t到t+1時期的投入導(dǎo)向Malmquist指數(shù)可用下式表達：

Mt+1ixt，yt，xt+1，yt+1=dt+1ixt+1，yt+1dt+1ixt，yt（1）

同樣，可以定義以t時期技術(shù)前沿為參照的Mti，為了避免參照技術(shù)前沿的隨意性，F(xiàn)re et al（1998）進一步將Malmquist指數(shù)定義為兩期技術(shù)前沿參照的幾何平均值[13]，即為：

Mixt，yt，xt+1，yt+1=dtixt+1，yt+1dtixt，yt×dt+1ixt+1，yt+1dt+1ixt，yt12（2）

值得注意的是，基于兩期的技術(shù)前沿參考和生產(chǎn)單元投入產(chǎn)出變化，需要計算四個Shephard距離函數(shù)來構(gòu)造Malmquist指數(shù)，這可以通過求解四個基于投入導(dǎo)向的CCR模型來完成。根據(jù)Shephard距離函數(shù)與CCR模型技術(shù)效率的等價性，可以將上述Malmquist指數(shù)進一步分解為技術(shù)效率指數(shù)和技術(shù)進步指數(shù)，分別代表了全要素生產(chǎn)力變動中的技術(shù)效率變化和技術(shù)水平變化，即有：

Mixt，yt，xt+1，yt+1=dt+1ixt+1，yt+1dtixt，ytdtixt，ytdt+1ixt，yt×dtixt+1，yt+1dt+1ixt+1，yt+112（3）

式中右邊第一項表示技術(shù)效率指數(shù)，第二項幾何平均值表示技術(shù)進步指數(shù)。假定tfpch為用Mi指數(shù)表示的全要素生產(chǎn)率變動指數(shù)，tech為技術(shù)進步變動指數(shù)，pech為純技術(shù)效率變動指數(shù)，sech為規(guī)模效率變動指數(shù)，那么Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)的最終分解形式可表示為：

tfpch=tech×pech×sech（4）

2.因素分解模型。非參數(shù)DEA-Malmquist模型雖然給出了TFP的測算結(jié)果，但是無法看出TFP對經(jīng)濟增長的貢獻程度，因此還需要做進一步的產(chǎn)出增長來源因素分解。定義集約形式的生產(chǎn)函數(shù)為t=ft，其中有效勞均產(chǎn)出為t=Yt/Ht，有效物質(zhì)資本存量為t=Kt/Ht，由此可以得到勞均產(chǎn)出和勞均資本的表達式分別為yt=htt和kt=htt。那么，t時期到t+1時期的勞均產(chǎn)出增長指數(shù)可表示為：

cyt+1=yt+1yt=cht+1×t+1t（5）

其中，ch為人力資本指數(shù)。參考Kumar and Russell（2002）的做法，在非參數(shù)DEA框架下，可以將有效勞均產(chǎn)出增長指數(shù)分解為技術(shù)進步指數(shù)、效率改善指數(shù)和資本深化指數(shù)[14]。設(shè)φ為技術(shù)效率，那么時期t和t+1的生產(chǎn)前沿可表示為tt=tt/φt和t+1t+1=t+1t+1/φt+1，定義另外兩個交叉前沿產(chǎn)出為tt+1和t+1t，由此可仿照Malmquist指數(shù)將有效勞均產(chǎn)出增長指數(shù)分解為如下結(jié)果：

t+1t=φt+1φt×t+1t+1tt+1×t+1ttt12×tt+1tt×t+1t+1t+1t12（6）

上式中右邊第一項為效率改善指數(shù)ce；第二項為技術(shù)進步指數(shù)ct；第三項則為資本深化指數(shù)ck。那么，將式（6）帶入式（5）便得到了勞均產(chǎn)出增長的四重分解結(jié)果：

cy=ct×ce×ch×ck（7）

（二）變量選取

采用非參數(shù)DEA-Malmquist指數(shù)法測算我國全要素生產(chǎn)率，需要選擇合適的生產(chǎn)單元、合理的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)。本文選擇我國31個省區(qū)（包括自治區(qū)和直轄市）作為基本生產(chǎn)單元，根據(jù)新經(jīng)濟增長理論確定物質(zhì)資本和人力資本為投入變量，國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）為有效產(chǎn)出變量，樣本時序長度為1990-2013年。

選取31個省區(qū)的GDP作為有效產(chǎn)出指標(biāo)，并利用GDP平減指數(shù)縮減為以1990年不變價格計算的實際GDP。由于資本存量數(shù)據(jù)在實際經(jīng)濟生產(chǎn)過程中難以準(zhǔn)確統(tǒng)計，本文采用“永續(xù)盤存法”進行估算，具體估算方法及指標(biāo)的選取參照張軍等（2004）[15]的做法，估算結(jié)果統(tǒng)一調(diào)整為1990年可比價格。根據(jù)新經(jīng)濟增長理論[16]，人力資本能夠改善勞動要素的質(zhì)量，對經(jīng)濟增長具有重要的促進作用，因此選取人力資本存量作為勞動要素的代理變量，將勞動力數(shù)量L與人力資本水平h的乘積所代表的有效勞動作為人力資本存量H=hL。其中，勞動力數(shù)量采用當(dāng)期從業(yè)人員的存量數(shù)據(jù)，即期初與期末的均值。人力資本水平數(shù)據(jù)采用6歲及以上年齡人口的平均受教育年限，不同等級教育年限設(shè)定為小學(xué)6年、初中9年、高中12年、大專及以上16年，具體計算為總教育年限與總?cè)丝谥龋?/p>

h=∑eduiPi∑Pi（8）

式中，h為代表人力資本水平的人均受教育年限，edui為不同等級教育的年限，Pi為不同等級教育的人口數(shù)量。

上述變量的全部原始數(shù)據(jù)均取自《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》、《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，其中受教育人口數(shù)據(jù)缺失的年份采用拉格朗日線性插值法補全，重慶市1997年以前的缺失數(shù)據(jù)采用趨勢預(yù)測補全。最終選取的投入產(chǎn)出面板數(shù)據(jù)描述統(tǒng)計特征如表1所示。

三、TFP區(qū)域差異演變分析

（一）整體演變

基于面板數(shù)據(jù)的動態(tài)DEA-Malmquist指數(shù)模型，可以進一步測算出我國歷年全要素生產(chǎn)率及其構(gòu)成的動態(tài)變化情況，圖1繪制了1990-2013年期間我國整體TFP及構(gòu)成的累積增長狀況。

整體來看，1990-2013年期間我國TFP年均增長率達087%，其中技術(shù)進步高達174%，純技術(shù)效率和規(guī)模效率的年均增長率分別為-045%和-041%，TFP增長主要來自技術(shù)進步，效率改善的作用則表現(xiàn)為抑制增長效應(yīng)。從時序內(nèi)的演變特征來看，我國TFP累積增長指數(shù)在1990-2007年期間大體上維持了震蕩型的正增長態(tài)勢；90年代初，TFP的增長勢頭最為明顯，歷年增長率均超過了1%，峰值年均增長率則高達593%；但是2008年以后，我國TFP增長步入了一個持續(xù)下降的通道，2010年降到谷底，增長率為-088%，負增長態(tài)勢一直到2013年尚未好轉(zhuǎn)。

從TFP分解指數(shù)的演變特征來看，20世紀(jì)90年代初的技術(shù)進步增長速度非?？?，連續(xù)三年保持6%以上的增長速度，盡管期間受改革效益遞減的影響導(dǎo)致了純技術(shù)效率和規(guī)模效率下降，但是依然促進了全要素生產(chǎn)率的顯著增長。20世紀(jì)90年代末，技術(shù)進步指數(shù)受亞洲金融風(fēng)暴的影響持續(xù)倒退，但是期間大刀闊斧的改革提升了純技術(shù)效率和規(guī)模效率，因此TFP依然保持了正增長態(tài)勢。2000-2008年，伴隨經(jīng)濟體制改革的持續(xù)推進，我國技術(shù)進步保持了長期的正增長勢頭，純技術(shù)效率也在大多數(shù)年份均表現(xiàn)為正增長，但是規(guī)模效率持續(xù)了連年負增長，但是技術(shù)進步和技術(shù)效率的提高使我國TFP在該期間依然保持了正增長。2008年之后，受全球金融危機的持續(xù)影響，純技術(shù)效率和規(guī)模效率均表現(xiàn)為連年負增長，技術(shù)進步增長緩慢，TFP變化也因此逆轉(zhuǎn)為持續(xù)的下降態(tài)勢。

截止到2013年，我國TFP累積增長了213%，其中技術(shù)進步累積增長率為479%，而純技術(shù)效率和規(guī)模效率則分別累積下降了99%和90%，技術(shù)進步對全要素生產(chǎn)率增長的累積貢獻顯著大于技術(shù)效率?？梢?，對于一個國家經(jīng)濟的長期可持續(xù)發(fā)展來說，技術(shù)的不斷創(chuàng)新至關(guān)重要[17]。20世紀(jì)90年代初期和進入21世紀(jì)以來，我國技術(shù)進步的累積變動趨勢增速明顯，累積TFP與技術(shù)進步基本保持了相同的變動趨勢?，F(xiàn)階段，我國經(jīng)濟純技術(shù)效率和規(guī)模效率的持續(xù)惡化抵消了技術(shù)進步增長，從而導(dǎo)致近年來的TFP增長進入下行通道，區(qū)域壁壘和行業(yè)壁壘導(dǎo)致的效率損失是引起TFP增長持續(xù)惡化的重要原因。長期來看，體制機制的痼疾若持續(xù)累積，不但會繼續(xù)導(dǎo)致經(jīng)濟技術(shù)效率損失，同時也勢必會對不斷的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生負面影響。因此，在當(dāng)前經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展的特定階段，重點依然在于完善市場機制建設(shè)，通過體制機制創(chuàng)新釋放制度改革紅利；積極調(diào)整區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略，在注重縮小地區(qū)差距的同時，促進高效率地區(qū)的要素集聚；加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整步伐，促進傳統(tǒng)行業(yè)技術(shù)改造升級，通過優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)和完善融資體制推動高效率的新興產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展。

（二）區(qū)域差異

整體來看，全國乃至四大區(qū)域的動態(tài)效率改善大都來自于技術(shù)進步的持續(xù)增長，由體制機制因素決定的技術(shù)效率沒有增長或負增長。TFP年均增速的區(qū)域分布大體呈自東向西梯次遞減的特征，東部地區(qū)年均增速最高（174%），東北地區(qū)最低（044%）。其中，四大區(qū)域的純技術(shù)效率和規(guī)模效率的年均增速均為負值，TFP增長主要來自技術(shù)進步的推動，東部、中部、西部和東北地區(qū)的技術(shù)進步年均增速分別為237%、144%、146%和124%，東部地區(qū)的技術(shù)溢出效應(yīng)自東向西逐步衰減。盡管我國區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略的實施改善了部分省區(qū)的動態(tài)效率，但是中部、西部和東北地區(qū)的TFP增速依然顯著落后于東部地區(qū)。

從表2報告的數(shù)據(jù)結(jié)果可以看出TFP年均增速大于1的省區(qū)共有23個，以東部地區(qū)最為集中，其他省區(qū)的TFP增速則為負值。所有省區(qū)的技術(shù)進步均為正增長，純技術(shù)效率和規(guī)模效率為非負增長的省區(qū)有上海、安徽、重慶、陜西和黑龍江，而其他省區(qū)大都存在體制機制桎梏導(dǎo)致的技術(shù)效率損失，從而拉低了整體的TFP增速。其中，天津的年均TFP增速排在首位，平均增長率高達435%，由于天津近年來加快濱海新區(qū)假設(shè)而擴大了改革開放水平，體制機制建設(shè)積累的制度優(yōu)勢吸引了大量資本和技術(shù)流入，不但推動了技術(shù)進步的持續(xù)快速增長（396%），而且也提升了技術(shù)效率的持續(xù)改善（040%）。廣西的動態(tài)效率在全國排在末位，TFP年均增速為-195%，技術(shù)進步為081%，純技術(shù)效率和規(guī)模效率年均增速均為負值。廣西的技術(shù)進步緩慢，對周圍發(fā)達省區(qū)的學(xué)習(xí)吸收相對滯后，再加上體制機制落后導(dǎo)致的純技術(shù)效率和規(guī)模效率損失，從而加劇了地區(qū)TFP的持續(xù)惡化，制約了經(jīng)濟增長。

上述分析已經(jīng)表明我國動態(tài)經(jīng)濟效率的區(qū)域差異，還需分析區(qū)域差異的演變趨勢。圖2描繪了我國TFP增長指數(shù)、技術(shù)進步增長指數(shù)和技術(shù)效率增長指數(shù)的區(qū)域差異演變。從整體曲線變化特征來看，TFP增長、技術(shù)進步增長和技術(shù)效率增長的區(qū)域差異呈近似“U”型演變特征。在20世紀(jì)90年代初期的區(qū)域差異相對較大，主要來自改革開放先后導(dǎo)致的起點差異，隨后的經(jīng)濟動態(tài)效率區(qū)域差異在波動中趨于縮小，大致在2003年前后已經(jīng)降為拐點處的最低水平，之后的動態(tài)效率差異則伴隨區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略的實施進一步擴大，但是要略低于90年代初的區(qū)域差異水平。時序內(nèi)的TFP增長差異主要來自技術(shù)效率的區(qū)域差異，說明區(qū)域體制機制差異對動態(tài)效率的影響較為顯著。技術(shù)進步增長的區(qū)域差異相對較小說明我國存在明顯的區(qū)域技術(shù)溢出效應(yīng)，從而促進了落后地區(qū)向發(fā)達地區(qū)的技術(shù)追趕，在一定程度上降低了區(qū)域差異水平。但是，區(qū)域市場壁壘等體制機制障礙造成的技術(shù)效率增長區(qū)域差異，進一步加劇了TFP增長的區(qū)域差距。因此，縮小區(qū)域差距應(yīng)該注重兩個方面的宏觀調(diào)整：一是落后地區(qū)積極引進、消化和吸收發(fā)達地區(qū)的先進生產(chǎn)技術(shù)，發(fā)揮技術(shù)進步效應(yīng)對經(jīng)濟增長的推動作用；二是加強區(qū)域體制機制創(chuàng)新，尤其是落后地區(qū)的體制機制改革力度應(yīng)該進一步加大，從而發(fā)揮經(jīng)濟技術(shù)效率對產(chǎn)出增長的推動作用。

四、經(jīng)濟轉(zhuǎn)型中的TFP貢獻

在非參數(shù)DEA測算的區(qū)域TFP基礎(chǔ)上，采用增長來源分解模型可以將勞均產(chǎn)出增長分解為技術(shù)進步、效率改善和要素積累的貢獻，從而進一步考察我國區(qū)域經(jīng)濟轉(zhuǎn)型增長中的TFP貢獻變動，表3給出了1991-2013年期間各省區(qū)的平均勞均產(chǎn)出增長率及其來源分解結(jié)果。

全部省區(qū)中，只有上海的勞均產(chǎn)出增長主要來自全要素生產(chǎn)率增長，其他大多數(shù)省區(qū)技術(shù)進步的產(chǎn)出貢獻雖然也比較突出，但是由于體制機制建設(shè)遲滯導(dǎo)致了明顯的效率損失，從而拉低了TFP增長的產(chǎn)出貢獻度，因此勞均產(chǎn)出增長主要依靠物質(zhì)資本積累的推動。其中，物質(zhì)資本積累貢獻度最高的是廣西，高達10549%，最低的上海僅為2781%；人力資本積累的產(chǎn)出貢獻在省區(qū)間的差距相對較小，僅西藏的貢獻度達到了4237%，貢獻度最低的上海也達到了1197%；技術(shù)進步貢獻度最高的上海高達6022%，最低的河北僅為297%；技術(shù)效率改善貢獻最高的陜西達到817%，體制機制改革嚴重滯后的西藏由于效率惡化導(dǎo)致了2823%的勞均產(chǎn)出增長速度損失。

從四大區(qū)域的整體比較來看，物質(zhì)資本積累依然是推動我國區(qū)域經(jīng)濟增長的主要動力，但是東部地區(qū)的TFP增長貢獻顯著高于其他區(qū)域和全國平均水平?？疾炱趦?nèi)，東部地區(qū)的勞均產(chǎn)出年均增速為1026%，其中6698%來自物質(zhì)資本積累的推動，1764%來自TFP增長的貢獻，1571%來自人力資本積累。東部地區(qū)TFP增長對勞均產(chǎn)出的突出貢獻全部來自技術(shù)進步的推動，技術(shù)進步的產(chǎn)出貢獻率高達2396%，顯著高于中部、西部和東北地區(qū)。這與郝睿（2006）的研究基本一致，說明技術(shù)進步主要發(fā)生在勞均資本較高的區(qū)域，由此靠近生產(chǎn)前沿面的東部富裕省區(qū)在技術(shù)進步中自然受益最大[18]。中部、西部和東北地區(qū)勞均產(chǎn)出增長來源中除了物質(zhì)資本積累以外，人力資本積累是第二大推動力量。其中，三大區(qū)域由于效率惡化導(dǎo)致的產(chǎn)出增長損失均顯著高于東部地區(qū)，東北地區(qū)技術(shù)進步和人力資本積累的產(chǎn)出貢獻度要顯著低于中西部地區(qū)，結(jié)構(gòu)性失衡和人才外流問題嚴重制約了經(jīng)濟的持續(xù)增長動力。產(chǎn)出增長來源的區(qū)域差異主要來自兩個方面的原因：一是東部地區(qū)率先改革開放建立了相對良好的體制機制和經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境，擁有利于技術(shù)引進、消化、吸收、創(chuàng)新的區(qū)域優(yōu)勢和高質(zhì)量人力資本優(yōu)勢；二是由于中部、西部和東北地區(qū)的體制機制建設(shè)嚴重滯后，生產(chǎn)效率伴隨前沿面的外移呈惡化趨勢，產(chǎn)出的持續(xù)增長主要依賴于低效率的擴大投入規(guī)模來推動。

此外，從變異系數(shù)的橫向比較來看，我國省區(qū)間經(jīng)濟增長差異的主要原因是物質(zhì)資本積累（0018），其次是技術(shù)進步（0011）和效率改善（0010）。需要指出的是，盡管我國省區(qū)間的人力資本差異（0005）相對較小，但是區(qū)域間的人力資本結(jié)構(gòu)差異卻十分顯著，這直接影響了不同區(qū)域人力資本與物質(zhì)資本匹配的結(jié)構(gòu)性失衡問題，從而導(dǎo)致了要素使用效率的損失。

五、結(jié)論與啟示

本文采用非參數(shù)DEA方法測算了我國區(qū)域TFP及其構(gòu)成，并對產(chǎn)出增長來源進行了分解和對比研究?；窘Y(jié)論是：區(qū)域體制機制建設(shè)滯后和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性失衡是制約我國經(jīng)濟增長向TFP驅(qū)動轉(zhuǎn)型的重要障礙。

第一，20世紀(jì)90年代以來我國TFP演變呈正增長態(tài)勢，但是2008年以來持續(xù)惡化并表現(xiàn)出連年負增長，時序內(nèi)的技術(shù)進步效應(yīng)是促進TFP增長的主要力量，而技術(shù)效率的惡化則是導(dǎo)致TFP陷入持續(xù)下滑通道的主要原因。

第二，我國區(qū)域TFP增長差異顯著且近年來呈擴大趨勢。TFP年均增速大體呈自東向西梯次遞減的區(qū)域特征，東部最高，東北最低；區(qū)域體制機制因素決定的技術(shù)效率差異大于技術(shù)進步，從而成為區(qū)域TFP增長的主要差異來源。

第四，物質(zhì)資本積累依然是推動我國區(qū)域產(chǎn)出增長的第一動力來源，TFP增長貢獻的區(qū)域差異相對較大，東部地區(qū)的貢獻已經(jīng)超過人力資本積累，其他地區(qū)的貢獻則尚處于趕超人力資本階段。體制機制建設(shè)的滯后是造成我國產(chǎn)出增長來源區(qū)域差異的主要原因，一方面直接導(dǎo)致了技術(shù)效率的累積損失，另一方面則間接抑制了技術(shù)創(chuàng)新的活力。

綜上所述，加快經(jīng)濟轉(zhuǎn)型增長的政策應(yīng)該重點在體制機制創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和區(qū)域均衡發(fā)展三個方面加大推進力度。體制機制創(chuàng)新要有重大突破，尤其應(yīng)注重引導(dǎo)落后地區(qū)的體制機制改革，市場機制建設(shè)應(yīng)進一步消除行業(yè)壁壘和區(qū)域壁壘的桎梏，從而在整體上提高市場配置效率。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整應(yīng)加快轉(zhuǎn)型升級步伐，淘汰落后產(chǎn)能，鼓勵高效率的新興產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展，建立公平順暢的投融資渠道。區(qū)域均衡發(fā)展應(yīng)注重經(jīng)濟效率的提升和技術(shù)創(chuàng)新的推進，避免區(qū)域間要素不足和要素擁擠共存的結(jié)構(gòu)性失衡所引致的效率損失。

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Abstract：This paper analyzes regional differences of TFP and the components by applying the non-parametric model of DEA， and further studies the plight of regional economic growth to TFP driving transformation. The research shows eastern coastal areas occupy the highest growth of regional TFP， and the northeast is the lowest； technological progress is the main driver of TFP growth， and technical efficiency differences are the main causes of TFP growth which lead to the regional differences； the lag of institutional mechanisms construction and the structural imbalance of economy are the major obstacles which cause the difficulty of regional economic growth to TFP driving transformation. Therefore， the emphases of accelerating economic growth transformation should be focused on institutional innovation， industrial structure adjustment， and balanced regional development.

Key words：total factor productivity； economic growth； Malmquist index； decomposition model

（責(zé)任編輯：嚴元）