(成都理工大學商學院 四川 成都 610059)

一、引言

中國沿海地區(qū)的經濟已高速度發(fā)展，中國對外開放開始從沿海地區(qū)開始向西部推進，西部地區(qū)經濟在“一帶一路”政策的實施以及資源稟賦的激勵下，加快發(fā)揮后發(fā)優(yōu)勢，增強外資吸引力，逐步從開放末梢走向開放前沿，外貿增速也逐漸略高于全國增速。“一帶一路”戰(zhàn)略的實施較大提高了中國西部的基礎設施說，促進西部地區(qū)與國際市場連接，促使其在全球價值鏈中產生自己特有的國際分工地位，為對外開放度的持續(xù)增長提供基礎保障。齊紹洲、徐佳(2018)發(fā)現(xiàn)，貿易開放整體有利于“一帶一路”沿線國家綠色全要素生產率的提高，相比出口貿易，進口貿易更有助于促進“一帶一路”國家綠色技術進步，因此，在“一帶一路”倡議框架下逐步提升沿線國家在此四方面的發(fā)展水平將有利于綠色技術溢出效應的充分顯現(xiàn)。并且習近平主席在十九大報告中強調，支持中西部承接外資產業(yè)轉移，促進外資想西部地區(qū)轉移。因此，研究對方開放對中國西部地區(qū)經濟質量的增長的影響，有利于西部地區(qū)經濟發(fā)展，促進經濟增長態(tài)勢局部向全中國蔓延，為西部地區(qū)經濟發(fā)展提供有特色的理論依據(jù)和政策建議。

二、TFP的測度

(一)TFP的算法

測度TFP的方法有索洛余值、隨機前沿法、DEA等方法，本文用索洛余值測度西部地區(qū)TFP增長率。索洛余值法是由羅伯特索洛于1957年提出。

柯布-道格拉斯生產函數(shù)：

Y=ALαK1-α

(1)

其中，Y為實際產出，L為勞動人數(shù)，K為資本，α為產出的勞動投入彈性。由柯布道格拉斯生產函數(shù)可以知道實際產出Y不僅與人力和資本有關，還與技術水平有關。上述公式(1)經變換可得：

gY=gA+αgL+(1-α)gK

(2)

其中，gY為產出增長率，gA為TFP增長率(或技術進步率)，gL為人力投入增長率，gK為資本增長率。因此，在(2)式子中可得TFP增長率。

勞動節(jié)約型技術進步的柯布-道格拉斯生產函數(shù)：

Y=(AL)αK1-α

(3)

經變換得到：

(4)

本文采用勞動節(jié)約型技術進步的柯布-道格拉斯生產函數(shù)，因為從改革開放至今，中國由粗放型經濟增長方式正在慢慢向集中型轉變，中國經濟要想可持續(xù)發(fā)展，必須走勞動節(jié)約型這條路，必須在合理的理由人力與資本的情況下，提高技術效率，盡可能用最少的資源創(chuàng)造更多的價值。

(二)TFP值

全要素生產率指生產單位(主要為企業(yè))作為系統(tǒng)中的各個要素的綜合生產率，以區(qū)別于要素生產率(如技術生產率)。DEA(數(shù)據(jù)包絡分析)是根據(jù)一組關于輸入-輸出的觀察值來估計有效生產前沿面的.本文兩個輸入變量分別選取人力資本、固定資產，輸出為地區(qū)GDP，選取2012-2018年的數(shù)據(jù)進行DEA分析，得到以下TFP的值，見表1。

表1 2012-2018 各地區(qū)TFP的值

由上表可知，西部地區(qū)在2013年TFP平均值最高為1.034且大于1，并且在2015年以后年平均TFP保持增長，這說明技術增長幅度為正值。再每個地區(qū)的TFP平均值看，內蒙、重慶、四川等地區(qū)的TFP高于其他地方，而且重慶在2018年時，TFP值為1.015，其技術進步比其他地方要略高一些。

三、實證檢驗

(一)模型設定

盧現(xiàn)祥和羅小芳(2010)指出，政府過度干預是我國經濟發(fā)展方式轉變的制約因素。Havrylchyk和Ponce(2007)、程蘭芳和王強(2008)進一步證實，F(xiàn)DI和國際貿易的作用容易受到政府因素影響。因此，政府因素的作用也是本文的一個研究任務。為避免分組的隨意性，本文采用構建聯(lián)合項的方法來考察政府因素的影響。假定FDI和貿易的作用系數(shù)均是政府因素GOV的函數(shù)，

TFPGi,t=λi+ηt+α1·TFPGi,t+α2·lnFDIi,t+α3·lnGOVi,t·lnFDIi,t+α4·lnTRADEi,t+α5·lnTRADEi,t·lnGOVi,t+εi,t

(5)

(二)數(shù)據(jù)檢驗

本文選取數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù)，可能存在數(shù)據(jù)不平穩(wěn)現(xiàn)象，也有可能存在多重共線、異方差等現(xiàn)象，所以對面板數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗是一件既有必要的事情，本文主要采取ADF(單位根)檢驗對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗。對以上數(shù)據(jù)進行檢驗結果如下表5：

表5 ADF檢驗

在百分之95%的置信水平下，所有數(shù)據(jù)單位根檢驗結果都小于0.05，拒絕原假設，即不存在單位根，數(shù)據(jù)平穩(wěn)，可以進一步進行回歸分析。

(三)回歸結果

考慮到經濟增長質量走勢的繼承性，這里進一步考察了包含因變量滯后項的動態(tài)關系，為克服內生性問題，模型(5)結果如表6所示：

表6 模型(5)回歸結果

注:*、**、***分別為10%、5%、1%的置信水平下顯著

通過觀察聯(lián)合項的系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，政府因素有效促進了FDI的積極作用，這主要是得益于兩個方面的原因。一是隨著中國市場經濟體制的完善，政府對經濟的過度干預得到糾正，雖然政府規(guī)模在擴大，但對FDI的過度干預也在逐漸少，降低了扭曲成本；二是FDI政策重心向產業(yè)和地區(qū)等宏觀層面轉移，配套制度框架更為完善，企業(yè)行為主要靠市場自行調節(jié)，政策結構更為合理，管理也更為科學。而在貿易方面，政府的作用基本處于相反方向，這可能是由于貿易是多邊行為，對手的反應會部分抵消政策作用。而且，國際貿易規(guī)則有成熟的框架，政府的操作空間受到限制。

四、結論與建議

本文利用索洛余值法測度了西部地區(qū)的全要素生產率，發(fā)現(xiàn)TFP值在2011年最大，繼11年后TFP值下降，并且重慶、四川地區(qū)TFP值高于西部地區(qū)其他省市TFP值，由此可知，西部地區(qū)的經濟主要是由重慶、四川帶動。結合測度結果，利用省際動態(tài)面板數(shù)據(jù)的經驗分析顯示，政府因素有效促進了FDI和貿易渠道。由于西部地區(qū)主要是以政府投資為主導模式的投資體制，完善財政投融資體系顯得尤為重要。在繼續(xù)支持經濟結構調整和技術進步的前提下，要抵制低水平盲目和重復建設，提高財政資金投資效益，將資金重點投資于農業(yè)、科技進步、區(qū)域發(fā)展、環(huán)境保護等過去忽視的范圍和領域。