胡冰冰　劉琪　郝丹煬　呂爽

【摘 要】 全要素生產(chǎn)率的研究對一國或地區(qū)經(jīng)濟實現(xiàn)健康、可持續(xù)發(fā)展具備現(xiàn)實意義。傳統(tǒng)的靜態(tài)全要素生產(chǎn)率方法具有假設參數(shù)在不同時間段固定不變的缺陷，為更好地明晰湖北省經(jīng)濟的發(fā)展動態(tài)和變化趨勢，本文采用基于Tornqvist數(shù)量指數(shù)的相對全要素生產(chǎn)率的動態(tài)研究方法對2000-2016年湖北省的縱向相對全要素生產(chǎn)率進行測算，并基于時間序列模型研究其影響因素，結果發(fā)現(xiàn)相對市場競爭度、相對產(chǎn)業(yè)結構、相對財政收入、相對對外開放程度均對湖北省縱向全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。最后，基于理論分析及研究結果提出了具有針對性的政策建議。

【關鍵詞】 相對全要素生產(chǎn)率 相對產(chǎn)業(yè)結構 相對市場競爭度 相對對外開放度

近年來，我國經(jīng)濟發(fā)展進入新階段、經(jīng)濟運行邁入新常態(tài)，湖北省也正處于經(jīng)濟發(fā)展的關鍵階段。保羅·克魯格曼曾在其論文《亞洲奇跡的神話》中提到中國的經(jīng)濟增長主要是依靠要素積累而非技術水平提高來實現(xiàn)的，表現(xiàn)為粗放型的經(jīng)濟增長模式，湖北省也不例外，這種不注重經(jīng)濟質量的增長模式并不持久，過低的全要素生產(chǎn)率難以支撐經(jīng)濟實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。隨著要素價格上升和傳統(tǒng)驅動力的衰減，全要素生產(chǎn)率將會成為湖北省經(jīng)濟增長的主要驅動因素，其對湖北經(jīng)濟發(fā)展的貢獻率也會逐漸上升。本文將測算湖北省縱向相對全要素生產(chǎn)率，并進行影響因素分析，針對如何促進全要素生產(chǎn)率的增長提出政策建議，從而提高全要素生產(chǎn)率對湖北省經(jīng)濟增長的貢獻率，更好地促進湖北省經(jīng)濟的發(fā)展。

一、湖北省縱向相對全要素生產(chǎn)率的評估

全要素生產(chǎn)率的測算方法主要分為參數(shù)法、半?yún)?shù)法和非參數(shù)法，目前我國學者在測算湖北省全要素生產(chǎn)率時偏好使用索洛余值法、DEA-Malmquist指數(shù)法等方法，雖然與其他方法相比這些方法更為適用，但其作為靜態(tài)研究方法仍具有缺陷，其假設參數(shù)在不同時間段內固定不變，而湖北省在不同發(fā)展階段呈現(xiàn)出不同的經(jīng)濟特征，這與靜態(tài)研究方法的假設產(chǎn)生矛盾，因此可能導致靜態(tài)研究方法下測算的湖北省全要素生產(chǎn)率結果存在偏差。本文采用的由Feenstra et al（2013）提出的縱向相對全要素生產(chǎn)率的測算方法改善了靜態(tài)研究方法參數(shù)固定不變的假設，其從動態(tài)研究的角度更好地明晰湖北省全要素生產(chǎn)率的變化趨勢。

在完全競爭市場的假設下，同一個經(jīng)濟體在相鄰年份的要素投入的Tornqvist數(shù)量指數(shù)Q為：

其中，L為湖北省投入的勞動要素，K為湖北省投入的資本要素，考慮到不同年份價格指數(shù)的影響，本文對資本存量數(shù)據(jù)進行了不變價處理。α為勞動收入份額，由湖北省各年的勞動者報酬占當年區(qū)域國內生產(chǎn)總值的比重來表示，β為資本收入份額，在滿足規(guī)模報酬不變的假設下可由勞動收入份額推算得出。2000-2016年的勞動投入、資本投入、勞動收入份額、資本收入份額可通過對應年份的《湖北省統(tǒng)計年鑒》計算得出。

在此基礎上，可計算湖北省在相鄰年份的相對全要素生產(chǎn)率：

根據(jù)表1，在2000-2016年期間，根據(jù)湖北省縱向相對TFP的變化特征，可將其劃分為三個階段：高全要素生產(chǎn)率階段（2000-2007年）、中全要素生產(chǎn)率階段（2008-2011年）和低全要素生產(chǎn)率階段（2012-2016年）。

在2000-2007年期間，湖北省縱向相對TFP的均值為1.0366，年平均遞增率為4.18%，該階段的縱向相對TFP及其增長率均處在較高水平，屬于高全要素生產(chǎn)率階段；在2008-2011年期間，湖北省縱向相對TFP的均值為1.0100，年平均遞增率為0.99%，該階段的縱向相對TFP及其增長率均低于第一階段，維持在中等水平，屬于中全要素生產(chǎn)率階段；在2012-2016年期間，湖北省縱向相對TFP的均值為0.9834，年遞增率為-1.66%，該階段的縱向相對TFP水平最低，同時呈現(xiàn)出逐年遞減的特征，屬于低全要素生產(chǎn)率階段。綜上，在2000-2016年期間，湖北省縱向相對TFP水平依次呈現(xiàn)出增長、平緩、下降的變化趨勢，隨著科學技術的進一步發(fā)展，全要素生產(chǎn)率的提高可能愈發(fā)艱難，但資本要素、勞動要素對經(jīng)濟發(fā)展的驅動影響逐漸減弱，TFP對經(jīng)濟的影響程度將會進一步加強，研究如何提高TFP對經(jīng)濟體如何實現(xiàn)健康、可持續(xù)發(fā)展具有重要意義，因此下文將會在此基礎上進行湖北省縱向相對TFP的影響因素分析，辨析湖北省縱向相對TFP的驅動因素。

二、回歸模型與結果分析

（一）回歸模型設定

在文獻梳理的基礎上，結合湖北省的經(jīng)濟特征，本文選取湖北省縱向相對RTFP為被解釋變量，初步將相對市場競爭度、相對外商直接投資、相對產(chǎn)業(yè)結構、相對對外開放度、相對財政收入、相對研發(fā)投入作為解釋變量，得到基礎的實證回歸模型：

t=2000，2001，……，2016

其中，RTFP為湖北省縱向相對全要素生產(chǎn)率；rassert為相對市場競爭度，市場競爭度使用固定資產(chǎn)投資中非國有投資的比重來表示，而相對市場競爭度等于各年的市場競爭度除以2000年的市場競爭度；RFDI為相對外商直接投資，外商直接投資使用實際外商直接投資金額占當年國內生產(chǎn)總值的比重來表示，而相對外商直接投資等于各年的外商直接投資水平除以2000年的外商直接投資水平；rindustry為相對產(chǎn)業(yè)結構，產(chǎn)業(yè)結構使用第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)增加值之和占當年國內生產(chǎn)總值的比重來表示，而相對產(chǎn)業(yè)結構等于各年的產(chǎn)業(yè)結構除以2000年的產(chǎn)業(yè)結構；ropen為相對對外開放度，對外開放度使用進出口總額占當年國內生產(chǎn)總值的比重來表示，而相對對外開放度等于各年的對外開放度除以2000年的對外開放度；rrevenue表示相對財政收入，財政收入使用財政收入占當年國內生產(chǎn)總值的比重來表示，而相對財政收入等于各年的財政收入除以2000年的財政收入；RRD表示相對研發(fā)投入，使用湖北省大中型工業(yè)企業(yè)技術開發(fā)經(jīng)費內部支出金額占當年國內生產(chǎn)總值的比重來表示，而相對研發(fā)投入等于各年研發(fā)投入除以2000年的研發(fā)投入。β是常數(shù)項，ε是隨機變量。2000-2016年的相對市場競爭度、相對外商直接投資、相對產(chǎn)業(yè)結構、相對對外開放度、相對財政收入的數(shù)據(jù)可通過對應年份的《湖北省統(tǒng)計年鑒》計算得出，2000-2016年的相對研發(fā)投入可通過對應年份的《中國科技統(tǒng)計年鑒》計算得出。

（二）回歸結果

為了考察湖北省縱向相對全要素生產(chǎn)率的驅動因素，本文將2000-2016年湖北省縱向相對全要素生產(chǎn)率作為被解釋變量，建立時間序列回歸模型進行回歸估計。為了避免時間序列數(shù)據(jù)所存在的偽回歸現(xiàn)象，在保證數(shù)據(jù)特征不變的前提下，我們對所有樣本數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理。在模型1中，對全部被解釋變量進行回歸，部分變量的系數(shù)與預期不符，模型結果并不理想。隨后，對單個變量分別進行回歸，在模型2至模型5中，本文分別對湖北縱向相對TFP與相對市場競爭度、相對產(chǎn)業(yè)結構、相對財政收入、相對對外開放度進行了全樣本回歸，以上變量均通過了顯著性檢驗，且系數(shù)符號與預期相符，而相對外商直接投資變量的系數(shù)為負，與經(jīng)濟事實不符，且該變量未通過平穩(wěn)性檢驗，相對研發(fā)投入變量的模型結果顯示其未通過顯著性檢驗，因此，本文在模型選擇時剔除了相對外商直接投資、相對研發(fā)投入變量，并在模型2的基礎上加入了相對產(chǎn)業(yè)結構、相對財政收入、相對對外開放度三個變量，得到模型6。在模型6中，所有變量均通過了顯著性檢驗，且符號與預期相符，回歸結果良好。綜上，有理由認為2000-2016年湖北省縱向相對全要素生產(chǎn)率影響因素的最優(yōu)回歸模型為模型6。

根據(jù)表2模型6的回歸結果，可以發(fā)現(xiàn)相對市場競爭度、相對產(chǎn)業(yè)結構、相對財政收入、相對對外開放程度均對湖北省縱向相對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。

相對市場競爭度在模型2、模型6的系數(shù)均為正，我們可以得知相對市場競爭度對湖北省縱向相對全要素生產(chǎn)率具有促進作用。隨著市場競爭度的提高，在位企業(yè)為了搶占市場份額，獲得更為可觀的經(jīng)濟利潤，將會產(chǎn)生降低企業(yè)生產(chǎn)成本、主動進行技術創(chuàng)新的動力，實現(xiàn)企業(yè)規(guī)模優(yōu)化和技術水平的提高，促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。一個經(jīng)濟體的各個組成部分的技術進步和技術創(chuàng)新，最終表現(xiàn)為該經(jīng)濟體全要素生產(chǎn)率水平的提高。這與我國其它學者的研究結果一致，例如簡澤（2012）研究發(fā)現(xiàn)市場競爭的引入與增強有利于企業(yè)提升其全要素生產(chǎn)率水平。

相對產(chǎn)業(yè)結構在模型3、模型6的系數(shù)均為正，即第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)增加值占地區(qū)國內生產(chǎn)總值比重的增加，湖北省縱向相對全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)出上升的規(guī)律。湖北省目前正處于產(chǎn)業(yè)結構轉型升級的關鍵時期，經(jīng)濟重心由第一產(chǎn)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)進行轉移，由勞動、資源密集型的產(chǎn)業(yè)向知識、技術密集型的產(chǎn)業(yè)轉移，而知識、技術密集型的產(chǎn)業(yè)通常具有相對較高的生產(chǎn)率，因此在產(chǎn)業(yè)結構轉型升級的過程中，要素、資源向知識、技術密集型的產(chǎn)業(yè)集聚，區(qū)域層面的全要素生產(chǎn)率水平也會得到提升。此外，產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化調整能夠促進生產(chǎn)要素在不同部門和行業(yè)之間的流通，有助于實現(xiàn)資源的優(yōu)化配置、改善全要素生產(chǎn)率。這與趙彥云等（2011）的研究成果一致，表明產(chǎn)業(yè)結構對全要素生產(chǎn)率具有顯著的正向作用。

相對財政收入在模型4的系數(shù)為負，在模型6的系數(shù)為正，認為相對財政收入對湖北省縱向相對全要素生產(chǎn)率的影響具有不確定性。一方面，財政收入的增加為政府在科學研究方面的資金投入提供更加強有力的保障，增加其對科研機構、企業(yè)研發(fā)經(jīng)費的補貼，鼓勵科研機構、企業(yè)積極進行技術進步與創(chuàng)新，促進全要素生產(chǎn)率水平的提升；另一方面，稅率的高低會直接扭曲企業(yè)的生產(chǎn)行為，稅率過高會導致企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模小于社會最優(yōu)規(guī)模，使得企業(yè)無法正常從事生產(chǎn)經(jīng)營活動，降低企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。張明（2017）的研究表明稅收征管力度的加強會降低企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，肖光恩（2011）也提及財政收入對全要素生產(chǎn)率的影響具有不確定性。

相對對外開放度在模型2、模型6的系數(shù)為正，其對湖北省縱向相對全要素生產(chǎn)率具有促進作用。這種促進作用主要體現(xiàn)在學習效應、競爭效應兩種機制。首先，省內企業(yè)在對外開放的過程中可以接觸、學習到更為先進的國外技術，通過不斷地學習和積累，促進技術的專一和擴散，最終實現(xiàn)自身的技術進步。其次，對外開放度的提升使省內企業(yè)的競爭程度進一步提高，市場競爭愈加激烈，企業(yè)出于生存、逐利的本能，將會積極進行技術創(chuàng)新。李國璋等（2011）、劉文君（2013）的研究結果均表明對外開放對全要素生產(chǎn)率的提升產(chǎn)生積極影響。

三、結論與政策

為了全面明晰湖北省經(jīng)濟的發(fā)展動態(tài)和變化趨勢，了解湖北省全要素生產(chǎn)率的驅動因素，本文測算了2000-2016年湖北省縱向相對TFP，并進行影響因素分析。結果表明：在2000-2016年期間，湖北省縱向相對TFP可以分為高、中、低全要素生產(chǎn)率階段，相對市場競爭度、相對產(chǎn)業(yè)結構、相對財政收入、相對對外開放度均對湖北省縱向相對TFP產(chǎn)生影響。

在此基礎上，本文提出以下改善湖北省全要素生產(chǎn)率的建議：第一，提高市場競爭度，實現(xiàn)市場競爭度對全要素生產(chǎn)率的促進效應。建議打破行政壟斷等體制性的障礙，營造平等的競爭環(huán)境，同時地方政府應充分發(fā)揮市場優(yōu)勝劣汰的機制，消除市場分割、要素定價扭曲，切實發(fā)揮市場選擇的機制，進一步降低市場的進入、退出壁壘，提高市場競爭度；第二，促進產(chǎn)業(yè)結構轉型升級，實現(xiàn)要素資源最優(yōu)配置。為了進一步實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構升級，凸顯產(chǎn)業(yè)結構對全要素生產(chǎn)率的促進作用，引導要素資源從勞動、資源密集型的產(chǎn)業(yè)向知識、技術密集型的產(chǎn)業(yè)進行轉移，在有限投入的約束下實現(xiàn)經(jīng)濟效益最大化，緊抓新一輪科技變革和產(chǎn)業(yè)調整的機遇，加大對高新技術產(chǎn)業(yè)的政策扶持，促進知識、技術密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，提高其在經(jīng)濟中的占比，進而實現(xiàn)區(qū)域層面上全要素生產(chǎn)率水平的提升；第三，提高對外開放度，通過學習效應、競爭效應傳導機制促進國外先進技術的轉移和擴散。擴大對外開放規(guī)模，增加對開放的深度和廣度，完善進出口貿易管理機制、提高海關效率，建設湖北省跨國貿易平臺，建立更為完善的開放性經(jīng)濟體系，此外，引導企業(yè)進行有序的國際競爭，提高對外開放對湖北省全要素生產(chǎn)率的促進作用。

【參考文獻】

[1] Feenstra， Robert C.， Inklaar， Robert. and Timmer， Marcel P. ，2013，The Next Generation of the Penn World Table[J]，mimeo，www.ggdc.net/pwt.

[2] 趙彥云、劉思明：《中國專利對經(jīng)濟增長方式影響的實證研究：1988～2008年》[J]，《數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究》2011年第4期。

[3] 李平：《提升全要素生產(chǎn)率的路徑及影響因素——增長核算與前沿面分解視角的梳理分析》[J]，《管理世界》2016年第9期。

基金項目：本研究受中南財經(jīng)政法大學研究生教育創(chuàng)新基金專項資助（項目編號：2017Y1005）。