邢育松，安 燁，Ka Zeng

（1.東北師范大學(xué) 商學(xué)院，長春 130117;2.渤海大學(xué) 經(jīng)法學(xué)院，遼寧 錦州 121000；3.University of Arkansas,Fayetteville,AR,America 72701）

0 引言

伴隨著中國改革開放發(fā)展起來的新興產(chǎn)業(yè)——飲料制造業(yè)，現(xiàn)已成為中國消費品新的增長點與熱點。目前，飲料制造業(yè)競爭日趨有序，企業(yè)規(guī)模逐漸擴大，產(chǎn)品多元化，品牌和可持續(xù)發(fā)展意識增強，企業(yè)在追逐利潤的基礎(chǔ)上向有利于消費者健康的方向發(fā)展。在飲料制造業(yè)快速發(fā)展過程中，生產(chǎn)要素的投入量也不斷攀升，那么飲料制造業(yè)生產(chǎn)總值增長的動力是否僅依賴于要素投入的增加？全要素生產(chǎn)率是否也做出了貢獻？倘若全要素生產(chǎn)率具有顯著的促進作用，那么我國飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的動力是什么？同時，由于我國飲料制造業(yè)發(fā)展具有差異化特征，在這個過程中飲料制造業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長是否存在著收斂特征？對于以上問題的研究，對中國飲料制造業(yè)的未來發(fā)展具有重要的指導(dǎo)意義。

國內(nèi)學(xué)者對制造業(yè)和服務(wù)業(yè)的全要素生產(chǎn)率進行了相對較多的研究[1-6]，但在飲料制造業(yè)方面的研究相對匱乏。鑒于目前研究的不足，本文嘗試運用基于非參數(shù)的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法，以中國2000—2015年期間30個省份的飲料制造業(yè)為研究對象，測算飲料制造業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平并對其分析，且在此基礎(chǔ)上分析全要素生產(chǎn)率的收斂性等問題。

1 研究設(shè)計

1.1 測算飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率

很多學(xué)者采用數(shù)據(jù)包絡(luò)法對行業(yè)層面的全要素生產(chǎn)率進行測算[7-9]，本文借鑒已有的研究方法，在測算中國飲料制造業(yè)省級層面的全要素生產(chǎn)率時也采用了數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法。

根據(jù) Caves等（1982）[10]的理論，t期和 t+1期的Malmquist生產(chǎn)函數(shù)表示為以下形式：

用Mt-1、Mt的幾何平均數(shù)表示Malmquist綜合生產(chǎn)指數(shù)：

F?re等（1994）提出假定在規(guī)模收益不變的情況下，Malmquist指數(shù)可以分解為技術(shù)進步和技術(shù)效率兩部分：

從t期到t+1期的技術(shù)效率變化由公式（4）等號右邊的第一個分式表示，即不同時期的實際產(chǎn)量與生產(chǎn)可能性邊界之間的距離；從t期到t+1期的技術(shù)進步變化由公式（4）等號右邊第二個分式表示，即反映的是不同時期技術(shù)前沿面的移動。因此，全要素生產(chǎn)率還可以表示為：

其中，Tfp表示全要素生產(chǎn)率，tec表示技術(shù)效率，tc表示技術(shù)進步。Ray和Desli（1997）[12]提出假定在規(guī)模收益可變的情況下，可以對技術(shù)效率進一步分解。即在公式（4）中加入可變規(guī)模收益下的產(chǎn)出距離函數(shù)，則技術(shù)效率（tec）可以進一步分解為純技術(shù)效率（ptec）和規(guī)模效率（sec）。最后，全要素生產(chǎn)率的具體表現(xiàn)形式為：

其中，techch表示技術(shù)進步的變化情況，pech表示純技術(shù)效率的變化情況，sech表示規(guī)模效率的變化情況，它們是構(gòu)成全要素生產(chǎn)率的三要素。純技術(shù)效率的變化是實際產(chǎn)出與可變規(guī)模收益生產(chǎn)前沿上產(chǎn)出的比值；規(guī)模效率的變化則是指依據(jù)生產(chǎn)前沿，投入要素向最優(yōu)投入——產(chǎn)出規(guī)模方向的變化。經(jīng)過以上的分解，本文通過公式（6）既可以測算出飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的總體變化水平，還能夠測算出其各個組成部分的變化。

1.2 變量選取與數(shù)據(jù)說明

由于本文使用的軟件為專門分析效率的DEAP2.1，此軟件要求研究樣本為平衡面板數(shù)據(jù)，因此本文選取從2000—2015年期間中國30個地區(qū)的飲料制造業(yè)數(shù)據(jù)為研究對象，考慮到數(shù)據(jù)的完整性和一致性，沒有把西藏自治區(qū)列為考察的對象。在進行區(qū)域研究時，本文將中國整體樣本劃分為東部、中部和西部三個區(qū)域①東部地區(qū)：北京、天津、河北、遼寧、吉林、黑龍江、山東、上海、江蘇、浙江、福建、廣東、海南；中部地區(qū)：山西、河南、湖北、湖南、安徽、江西；西部地區(qū)：內(nèi)蒙古、陜西、甘肅、寧夏、青海、四川、重慶、云南、貴州、廣西、新疆。。

本文在使用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法的時候需要三個核心變量，分別為：實際產(chǎn)出、資本投入和勞動投入。產(chǎn)出數(shù)值采用各省各年年末的飲料制造業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值現(xiàn)值表示，并按照1999年可比價格進行換算，其中缺失河南省2012—2015年數(shù)據(jù)，湖南省2013—2015年數(shù)據(jù)，海南省2013年數(shù)據(jù)，甘肅省2014年數(shù)據(jù)，山西和河北2015年數(shù)據(jù)，工業(yè)總產(chǎn)值缺失的11個數(shù)據(jù)使用Eviews軟件處理。采用各省各年年末的固定資產(chǎn)原價表示資本投入，將1999年作為基數(shù)年，利用“固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)”將固定資產(chǎn)原價平減至不變價格，由于個別地區(qū)數(shù)據(jù)的缺失，本文采用算數(shù)平均法進行補充。采用各省各年年末飲料制造業(yè)的全部從業(yè)人員平均人數(shù)來衡量勞動力投入。以上數(shù)據(jù)來源于2000—2015年各省統(tǒng)計年鑒、中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒、中國統(tǒng)計年鑒、中國食品工業(yè)年鑒。

2 實證分析

2.1 飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率變動趨勢分析

根據(jù)前文的理論分析，可以把全要素生產(chǎn)率指數(shù)進行分解，具體組成部分見圖1。

圖1 全要素生產(chǎn)率的Malmquist指數(shù)及其分解

本文采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法（DEA）常用軟件DEAP2.1計算出2000—2015年中國以及30個地區(qū)的飲料制造業(yè)的Malmquist指數(shù)并且對其進行分解，具體結(jié)果見表1。

表1 2000—2015年中國飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的Malmquist指數(shù)及其分解（按區(qū)域）

由表1可知，在2000—2015年樣本期間，中國飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的平均增長率為8.5%，同期技術(shù)進步的平均增長率為8.5%，技術(shù)效率保持不變，其中純技術(shù)效率的改進對飲料制造業(yè)生產(chǎn)技術(shù)效率的改善做出了主要的貢獻且平均增長率為0.5%，而規(guī)模效率出現(xiàn)了負增長，其平均增長率為-0.4%。由此可知，技術(shù)進步作為主要推動力提高了中國飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率，而純技術(shù)效率作為主要推動力改善了技術(shù)效率。30個地區(qū)中有17個地區(qū)的TFP增長率超過了全國平均水平，分別為湖南、陜西、貴州、云南、甘肅、湖北、河南、吉林、廣西、遼寧、河北、江西、新疆、黑龍江、內(nèi)蒙古、青海和四川。其中，湖南省飲料行業(yè)的TFP增長率高達13.5%，位居全國第一，超出平均水平5.0%。30個地區(qū)中技術(shù)進步和技術(shù)效率均出現(xiàn)正增長的地區(qū)有16個，分別為：遼寧、吉林、黑龍江、河北、內(nèi)蒙古、江西、河南、湖北、湖南、陜西、廣西、貴州、云南、甘肅、青海和新疆。

表2中給出了2000—2015年中國飲料制造業(yè)Malmquist指數(shù)及其分解數(shù)值。可以發(fā)現(xiàn)，21世紀以來，除了2000—2001年、2012—2013年中國飲料制造業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長率出現(xiàn)了負增長，其他年份均為正增長。

表2 2000—2015年中國飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率水平及其分解（按年份）

接下來把中國30個地區(qū)劃分成三個區(qū)域，即東部（13個地區(qū)）、中部（6個地區(qū)）、西部（11個地區(qū)）。三個區(qū)域飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的Malmquist指數(shù)及其分解如表3所示。

表3 2000-2015年中國飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的Malmquist指數(shù)及其分解（按三個區(qū)域）

為了清晰地比較全國及東、中、西三個區(qū)域在2000—2015年期間的TFP增長率水平、技術(shù)進步增長率水平及技術(shù)效率增長率水平，根據(jù)表1和表3制出表4（見下頁）。通過表4發(fā)現(xiàn)，與全國飲料制造業(yè)的TFP增長率的平均水平相比較，中、西部地區(qū)高于均值，而東部地區(qū)則低于均值。此外，東、西部地區(qū)飲料制造業(yè)技術(shù)進步指數(shù)的增長率和技術(shù)效率指數(shù)的增長率均為正值，二者共同推動TFP增長，而對于中部地區(qū)飲料制造業(yè)，其技術(shù)進步是TFP增長的主要動力，技術(shù)效率對TFP增長則具有拖累效應(yīng)。

2.2 飲料制造業(yè)TFP增長的收斂性檢驗

國內(nèi)外關(guān)于TFP收斂的研究有很多[13-16]，他們的研究方法豐富了收斂性檢驗的內(nèi)容，本文借鑒上述學(xué)者的研究方法將對全國及三個區(qū)域飲料制造業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長進行α-收斂、β-絕對收斂和β-條件收斂三種檢驗。在對地區(qū)飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長進行收斂性檢驗時所使用的數(shù)據(jù)是基于數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法計算出來的相對增長率，為了得到各個區(qū)域的定基全要素生產(chǎn)率增長率指數(shù)，本文借鑒李?。?015）[16]的研究方法，將2000年的數(shù)值設(shè)定為1，并結(jié)合前文測算出來的相對增長率，在此基礎(chǔ)上測算出本文所需要的實證數(shù)據(jù)。首先將全國和東、中、西三個區(qū)域的飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長指數(shù)對數(shù)后取標準差，檢驗其是否具有α-收斂，見圖2。從圖2中的曲線變化趨勢可以看出，全國和三個區(qū)域飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長從2000—2007年期間呈現(xiàn)出了收斂且在2007年收斂到一點，然而從2008年開始，全國以及三個區(qū)域飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長呈現(xiàn)出了發(fā)散的趨勢。在2008年以前，東部地區(qū)的飲料制造業(yè)生產(chǎn)率增長率的標準差是最低的，這說明東部地區(qū)的飲料制造業(yè)生產(chǎn)率增長內(nèi)部差距比中西部地區(qū)的內(nèi)部差距更小，然而，從2008年開始，東部地區(qū)飲料制造業(yè)生產(chǎn)率增長內(nèi)部差距小的狀態(tài)發(fā)生了相反的變化，其差距由此逐漸增長。

表4 2000—2015年中國飲料制造業(yè)三個區(qū)域全要素生產(chǎn)率的增長率水平及其分解（%）

圖2 全國及三個區(qū)域飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率指數(shù)的對數(shù)的標準差趨勢圖

再檢驗飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長是否具有β-絕對收斂，本文借鑒彭國華（2005）[15]和李健等（2015）[16]的研究方法，將模型設(shè)定為：

其中，飲料制造業(yè)TFP增長具有β-絕對收斂的條件是公式（7）中的系數(shù)β＜0且顯著。在此，需要解釋為什么選擇起始期為TFP2001。主要是因為本文采用DEA方法對全要素生產(chǎn)率進行測算，這樣測算出來的結(jié)果是相對值，若將2000年作為各地區(qū)的初始年份，設(shè)TFP2000=1，在進行對數(shù)計算之后結(jié)果為0，故取TFP2000沒有意義。所以，本文選擇了2001年飲料制造業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長率作為初始數(shù)值。表5報告了采用最小二乘回歸方法對飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長進行β-絕對收斂檢驗結(jié)果。由表5可知，全國飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長是具有收斂趨勢的但不顯著，這表明全國飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長差距呈現(xiàn)出逐年縮小的趨勢，但這種縮小的速度并不是太明顯。東部地區(qū)的回歸模型中系數(shù)β為負值且在10%水平上顯著，而西部地區(qū)的回歸模型中系數(shù)β為負值但不顯著，這表明東部地區(qū)飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率差距存在顯著的收斂趨勢，而西部地區(qū)飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率差距具有收斂趨勢但不太明顯。而中部地區(qū)的回歸模型中系數(shù)β為正值且在10%水平上顯著，這表明中部地區(qū)飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率差距有增大的趨勢。

表5 飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率絕對收斂檢驗（OLS回歸）

本文借鑒Miller和Upadhysy（2002）[14]、彭國華（2005）[15]、李?。?015）[16]等學(xué)者的研究方法，采用靜態(tài)面板固定效應(yīng)模型進行條件收斂性檢驗。因為固定效應(yīng)模型假設(shè)不可觀測的個體異質(zhì)性與解釋變量可以存在相關(guān)關(guān)系，而隨機效應(yīng)模型則假定不可觀測的個體異質(zhì)性與解釋變量不相關(guān)。由于允許面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)項對應(yīng)著不同經(jīng)濟體各自不同的穩(wěn)態(tài)條件，故不需要再加入其他控制變量。為了檢驗中國飲料制造業(yè)的TFP是否具有條件收斂，設(shè)定模型如下：

其中，符號d表示差分過程，下標i和t分別代表橫截面和時間，εit表示隨機誤差項?；貧w結(jié)果見表6。全國及三個區(qū)域的系數(shù)β＜0，這說明，無論在全國層面還是在東、中、西三個地區(qū)層面，飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長都存在顯著的條件收斂。

表6 飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率靜態(tài)面板條件收斂檢驗（固定效應(yīng)）

為了檢驗表6中固定效應(yīng)回歸結(jié)果的穩(wěn)定性，本文進一步采用動態(tài)面板一階差分廣義矩估計（GMM）的兩階段方法進行分析，將公式（8）的模型變?yōu)槿缦滦问剑?/p>

在采用動態(tài)面板模型進行估計時，由于回歸方程的變化，系數(shù)為β+1，則需要檢驗β+1＜1的顯著性?；貧w結(jié)果見表7。全國及東、中、西三個區(qū)域的回歸結(jié)果均通過了隨機誤差項無二階自相關(guān)檢驗，即不拒絕原假設(shè)“隨機誤差項無二階自相關(guān)”。同時，全國及三個區(qū)域的回歸方程全部通過了sargan檢驗，即無法拒絕“所有工具變量均有效的”原假設(shè)。各個模型中變量L.lnTFP的系數(shù)β+1＜1且顯著，說明全國以及三個區(qū)域飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長均顯著地存在條件收斂。結(jié)合表6和表7中的回歸結(jié)果，可以認為無論是從全國層面還是從東、中、西地區(qū)層面，飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長均出現(xiàn)了條件收斂。

表7 飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率動態(tài)面板條件收斂檢驗（差分GMM兩步法）

3 結(jié)論

本文運用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法，測算了中國30個地區(qū)2000—2015年飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率水平并將其分解，同時對全要素生產(chǎn)率的增長是否具有收斂特征進行了檢驗。得到以下結(jié)論：（1）2000—2015年的16年期間，除了2000—2001年、2012—2013年中國飲料制造業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長率出現(xiàn)了負增長以外，其他年份均為正增長。其中，中國飲料制造業(yè)的全要素生產(chǎn)率的平均增長率為8.5%，同期技術(shù)進步的平均增長率均為8.5%，而技術(shù)效率保持不變，純技術(shù)效率的平均增長率為0.5%，規(guī)模效率的平均增長率為-0.4%。由此可知，技術(shù)進步是中國飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的主要推動力，其中純技術(shù)效率是改善技術(shù)效率的主要推動力。（2）中國及東部、中部和西部地區(qū)飲料制造業(yè)的TFP增長率均呈現(xiàn)出“倒U型”態(tài)勢，中部和西部的全要素生產(chǎn)率水平顯著地高于全國平均水平，而東部的全要素生產(chǎn)率水平顯著地低于全國平均水平。其中，東部和西部地區(qū)飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長是由技術(shù)進步和技術(shù)效率改善共同推動的，而對于中部地區(qū)而言，飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的唯一推動力為技術(shù)進步，而技術(shù)效率的惡化產(chǎn)生了一定程度的拖累效應(yīng)。（3）中國飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的絕對收斂特征并不明顯，但出現(xiàn)了顯著的條件收斂；同時，本文也發(fā)現(xiàn)東、中、西三個區(qū)域飲料制造業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長呈現(xiàn)出了顯著的條件收斂，這表明全國以及三個區(qū)域內(nèi)部地區(qū)的飲料制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長差距在不斷縮小。