李婉紅 李 娜 王 帆

一、引言

自2013年以來，受我國供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革以及“三期疊加”的沖擊，東北地區(qū)①經(jīng)濟增長持續(xù)低速徘徊，尤其過去十余年以投資驅(qū)動為主的“輸血式”增長方式，進一步擴大了制造業(yè)結(jié)構(gòu)性缺陷對經(jīng)濟增長的抑制效應，導致東北經(jīng)濟陷入新一輪增長困局[1]。因此，如何提升東北地區(qū)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率，推動制造業(yè)從要素驅(qū)動轉(zhuǎn)向技術(shù)驅(qū)動，實現(xiàn)制造業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，已成為破解東北經(jīng)濟增長困局的重中之重。

作為分析經(jīng)濟增長源泉的重要工具，全要素生產(chǎn)率一直以來備受國內(nèi)外學者的關(guān)注，且形成了大量豐富而實用的學術(shù)成果[2]。鑒于本文聚焦東北地區(qū)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究，因此將重點梳理區(qū)域及產(chǎn)業(yè)層面全要素生產(chǎn)率領(lǐng)域的相關(guān)研究成果。

20 世紀80 年代以來測度全要素生產(chǎn)率、解釋中國經(jīng)濟增長奇跡一度是學者們的研究重點。其中，考慮到中國經(jīng)濟增長的主要特征之一在于區(qū)域及產(chǎn)業(yè)的非均衡發(fā)展，因此學者們對不同地區(qū)和不同產(chǎn)業(yè)的全要素生產(chǎn)率進行了測度與分解，并從技術(shù)效率、生產(chǎn)效率變化率、技術(shù)進步、要素積累等方面探討了產(chǎn)生不均衡發(fā)展的原因（鄭京海等，2008；蓋慶恩等，2017）[3,4]。在地區(qū)層面，學者們普遍認為，東部地區(qū)在技術(shù)進步與技術(shù)效率提升方面均具有明顯優(yōu)勢，西部地區(qū)總體技術(shù)進步趨勢波動頻繁，中部地區(qū)全要素生產(chǎn)率發(fā)展嚴重滯后，形成“中部塌陷”現(xiàn)象（王志平，2010；陳向武，2019）[5,6]。在產(chǎn)業(yè)層面，盡管研究多主要集中于工業(yè)全要素生產(chǎn)率變化動因領(lǐng)域，學者們對此卻持有不同觀點。部分學者認為，技術(shù)效率對不同行業(yè)全要素生產(chǎn)率變化起主要推動作用（范劍勇等，2014；蔡躍洲和付一夫，2017；Tombe 和Zhu，2019）[7-9]。其他學者卻提出，規(guī)模效應的作用要比技術(shù)效率更為明顯，全要素生產(chǎn)率增長率提升的70%來源于行業(yè)內(nèi)全要素生產(chǎn)率增長，行業(yè)間資源配置效率改善的貢獻率為30%（許憲春等，2020）[10]。

在全要素生產(chǎn)率測算方面，學者們使用的方法大致可分為兩大類：參數(shù)方法和非參數(shù)方法，其中參數(shù)方法包括索羅殘差法、隱性變量法和前沿生產(chǎn)函數(shù)法，非參數(shù)方法則包括基于數(shù)據(jù)包絡分析的Malmquist 指數(shù)法和HMB 指數(shù)法（楊汝岱，2015）[11]。在實際測算過程中，不同方法的使用條件和邊界均具有差異性，因此應根據(jù)研究目的進行全要素生產(chǎn)率測度方法的選擇。由于隨機前沿分析(Stochastic Frontier Analysis，SFA)的前沿生產(chǎn)函數(shù)（Frontier Productivity Analysis，F(xiàn)PA）既考慮了樣本的隨機因素，又能夠?qū)⑷厣a(chǎn)率分為技術(shù)進步、規(guī)模報酬收益、要素配置改進收益和技術(shù)效率四個部分，比傳統(tǒng)做減法的測算方法更加深入與詳盡（胡亞茹和陳丹丹，2019）[12]。因此，在進行行業(yè)全要素生產(chǎn)率測算時，隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)法成為主流方法之一。

綜上所述，國內(nèi)外學者圍繞全要素生產(chǎn)率進行了深入的研究，并取得了豐富的學術(shù)成果。在國家推動區(qū)域均衡發(fā)展戰(zhàn)略的背景下，為提升制造業(yè)全要素生產(chǎn)率，促進東北地區(qū)制造業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，推動東北經(jīng)濟擺脫困境，還需繼續(xù)在以下方面進行探討：第一，東北地區(qū)制造業(yè)增長是否過于倚重勞動和投資驅(qū)動而非技術(shù)驅(qū)動？第二，2003 年“東北振興”政策前后制造業(yè)全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)何種特點？第三，制造業(yè)細分行業(yè)生產(chǎn)率及其增長又具有何種特征？對于這些問題的回答，不僅有助于識別東北制造業(yè)增長類型，而且對于客觀厘清中央政府及地方政府在推動東北振興中的作用，完善新一輪東北振興政策，推動國家區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略的實施具有重要意義。

有鑒于此，本文采用超越對數(shù)隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)，通過對東北地區(qū)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率進行估算，并將其分解為技術(shù)效率變化、技術(shù)進步以及規(guī)模效率，探討東北制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的演變特征和行業(yè)差異，以期從要素投入角度探尋東北制造業(yè)衰退的根源，為推進東北地區(qū)制造業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整提供理論支撐。

二、模型、變量及數(shù)據(jù)說明

雖然不同文獻測算全要素生產(chǎn)率時使用的投入產(chǎn)出指標有所不同，但學術(shù)界已基本形成共識：當測算經(jīng)濟體或省際（地區(qū)）總量全要素生產(chǎn)率時，由于各行業(yè)的中間投入可相互抵消，因此產(chǎn)出指標可選用工業(yè)增加值，投入指標可僅考慮資本和勞動（涂正革和肖耿，2005；尹向飛和歐陽峣，2019）[13,14]；當測算行業(yè)生產(chǎn)率時，則產(chǎn)出指標選取工業(yè)總產(chǎn)值，投入指標選取資本、勞動（陳詩一，2011；劉宗明等，2019）[15,16]。由于本文主要測算黑龍江省、吉林省和遼寧省制造業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率，將25 個制造業(yè)行業(yè)作為研究樣本進行數(shù)據(jù)選?、?，因此，本文選取工業(yè)總產(chǎn)值作為產(chǎn)出指標，資本和勞動作為投入指標進行測算。

（一）超越對數(shù)隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型的構(gòu)建

本文應用面板數(shù)據(jù)的隨機前沿函數(shù)，構(gòu)造東北地區(qū)制造業(yè)實際產(chǎn)出、最佳前沿產(chǎn)出和相對前沿技術(shù)效率的基本模型進行TFP 的估算，模型如下：

其對數(shù)形式為：

式中：Yit是東北三省分別統(tǒng)計的第i 個制造業(yè)行業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值， Xit包含投入要素向量（資本、勞動）、時間以及所有二次項（包括交叉項）， f()?為隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)中的確定性前沿產(chǎn)出部分； vit和uit均為誤差項，其中vit表示隨機誤差項，且服從正態(tài)分布，即uit表示技術(shù)無效率項，為獨立于vit的非負隨機變量， 且服從非負的截斷正態(tài)分布， 即，其中μit=δzit， zit為影響各制造業(yè)行業(yè)技術(shù)無效率的外生解釋變量，此處選取市場化程度、地區(qū)開放程度、工業(yè)結(jié)構(gòu)、初始人力資本和初始物質(zhì)資本。

由于樣本是否處于最優(yōu)生產(chǎn)函數(shù)前沿決定于隨機擾動vit及技術(shù)無效率uit兩個因素[17]，因此，每個制造業(yè)行業(yè)的技術(shù)效率TEit可用該制造業(yè)行業(yè)產(chǎn)出期望與隨機前沿期望的比值進行確定，即

其中，TEit∈[0 ,1] ，當TEit越接近于1，表明技術(shù)效率越高，越趨近于0，則技術(shù)效率損失越大。

考慮到超越對數(shù)形式的生產(chǎn)函數(shù)可以放松中性技術(shù)進步以及產(chǎn)出彈性固定的假設，函數(shù)形式更加靈活，且易于對TFP 進行分解。因此，本文基于模型（2），構(gòu)建含有資本、勞動兩類生產(chǎn)要素的超越對數(shù)形式的隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型，并考慮技術(shù)進步隨時間變化的情況，在模型中引入時間趨勢變量t=T-T0。構(gòu)建的模型如下：

式中，Yit是東北三省分別統(tǒng)計的第i 個制造業(yè)行業(yè)( i=1,2,……,25) 在第t 年( t=1,2,……,Ti)的工業(yè)產(chǎn)出（以1990 年不變價測算的工業(yè)總產(chǎn)值表示），Kit、Lit分別表示第i 個制造業(yè)行業(yè)在第t年的資本投入、勞動投入， t 是時間趨勢，表示技術(shù)變化， β 為待估系數(shù)，ε 為誤差項。

（二）全要素生產(chǎn)率增長及其分解

為進一步考查全要素生產(chǎn)率的增長來源，根據(jù)技術(shù)進步促進產(chǎn)出的途徑，Kumbhakar、Lovell（2000）等將全要素生產(chǎn)率的增長分解為技術(shù)效率變化、技術(shù)進步、規(guī)模效率和資源配置效率四個部分[18]，考慮到價格信息的可得性較低，導致資源配置效率的影響不易計算，因此本文主要考查全要素生產(chǎn)率增長的三種組成，即

式中， TFP.it表示第i 個制造業(yè)行業(yè)第t 年全要素生產(chǎn)率的增長； TPit表示技術(shù)進步，；表示技術(shù)效率變化，； SEit表 示 規(guī) 模 效 率 ，。其中，表示所有要素產(chǎn)出彈性之和，稱為規(guī)模報酬指數(shù)，εijt為第i 個制造業(yè)行業(yè)投入要素j 在第t 年的產(chǎn)出彈性，即

（三）變量及數(shù)據(jù)來源說明

1.變量說明

（1）工業(yè)總產(chǎn)值（Y）

本文主要采用以1990 年為基期的不變價工業(yè)總產(chǎn)值進行數(shù)據(jù)收集。部分年份的工業(yè)總產(chǎn)值為當年價數(shù)據(jù)時，則依據(jù)各省統(tǒng)計年鑒公布的主要工業(yè)行業(yè)產(chǎn)品出廠價格指數(shù)（PPI）進行不變價處理。值得說明的是，由于主要工業(yè)行業(yè)產(chǎn)品出廠價格指數(shù)與國民經(jīng)濟行業(yè)分類并未一一對應，因此本文借鑒宮俊濤等（2008）學者的做法，即依據(jù)行業(yè)的生產(chǎn)和產(chǎn)品相似性，對未提供價格指數(shù)的行業(yè)數(shù)據(jù)進行填補[19]。

（2）資本投入（X）

對于資本投入指標，通常采用“永續(xù)盤存法”估計的歷年資本存量進行衡量。在資本服務效率呈幾何遞減的假設下，資本存量計算公式可簡化為：

式中， Kit表示第i 個制造業(yè)行業(yè)第t年的資本存量，Iit表示第i 個制造業(yè)行業(yè)第t 年的當期投資額， Pit表示第i 個制造業(yè)行業(yè)第t 年的投資品價格指數(shù)， δ 為折舊率，因此，為獲得資本存量，需確定當期投資額、投資品價格指數(shù)、基期資本存量以及折舊率。

第一，當期投資額（ Iit）。根據(jù)李賓等（2009）的研究，新增固定資產(chǎn)與公式（6）中Iit更為契合[20]，因此，本文采用此觀點，將制造業(yè)各行業(yè)新增固定資產(chǎn)作為當期投資額的代理指標，并使用基本建設新增固定資產(chǎn)與更新改造新增固定資產(chǎn)兩部分的加總對這一指標進行測度。

第二，投資品價格指數(shù)（Pit）。目前學術(shù)界有關(guān)投資品價格指數(shù)的選取也未達成一致，主要包括積累隱含平減指數(shù)、建筑安裝平減指數(shù)和設備安裝平減指數(shù)的加權(quán)平均、固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)（王小魯和樊綱，2000；李小平和朱鐘棣，2005） 等[21,22]。考慮到工業(yè)品出廠價格指數(shù)在1991 年之后的區(qū)段上比其他指數(shù)更接近固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)（李賓等，2009）[20]，因此本文選擇主要工業(yè)行業(yè)產(chǎn)品出廠價格指數(shù)對東北三省制造業(yè)行業(yè)的資本存量進行估算，并利用環(huán)比指數(shù)相乘等于同比指數(shù)的方法進行統(tǒng)一處理，將其換算為以1990 年為100 的主要工業(yè)行業(yè)產(chǎn)品出廠價格指數(shù)。

第三，基期資本存量（K0）。雖然已有研究多選擇1952年、1978年、1980年作為基期進行資本存量的測算，年份選擇越早，基期資本存量估計的誤差對后續(xù)年份的影響就會越小。但考慮到東北地區(qū)制造業(yè)行業(yè)的經(jīng)濟數(shù)據(jù)統(tǒng)計始于1982 年，且三個省份有關(guān)制造業(yè)細分行業(yè)的新增固定資產(chǎn)1990 年才進行統(tǒng)計，因此考慮數(shù)據(jù)的可得性，本文選擇1990 年為基期進行研究。同時，對于基期資本存量的估計，參考Hall 和Jones（1998）的方法，對東北地區(qū)制造業(yè)行業(yè)1990 年資本存量進行估算[23]，其公式為：

其中， Ki1990為基期資本存量，即第i 個制造業(yè)行業(yè)1990 年的資本存量， Ii1990表示第i 個制造業(yè)行業(yè)1990 年的固定資產(chǎn)投資額， gi表示第i 個制造業(yè)行業(yè)固定資產(chǎn)投資額年均幾何增長率，本文使用1990-2018 年固定資產(chǎn)投資額增長的算術(shù)平均值進行測算， δi表示折舊率。

第四，折舊率（δ）。當采用永續(xù)盤存法進行資本存量估算時，折舊率對估算結(jié)果具有強烈的敏感度，即其變動將會引起資本存量估算結(jié)果較大的偏差，因此，對于折舊率的準確估計也尤為重要。目前學界對于折舊率的選取也較為多樣化，分布在4%～17%的區(qū)間內(nèi)[24]。但田友春（2016）認為，不同行業(yè)固定資產(chǎn)折舊率應有所不同，因此他通過引入投資轉(zhuǎn)換率參數(shù)，結(jié)合投入產(chǎn)出表的折舊額數(shù)據(jù)以折舊率及全社會固定資產(chǎn)投資序列，估算出包括第一產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)中的采掘業(yè)、制造業(yè)、建筑業(yè)以及第三產(chǎn)業(yè)等16 個細分行業(yè)的平均折舊率。相較于其他方法而言，該方法較為準確地測算出了制造業(yè)的折舊率，研究相對細致?？紤]受到數(shù)據(jù)與技術(shù)限制，制造業(yè)細分行業(yè)的折舊率尚不能夠測出[25]。因此本文依據(jù)田友春（2016）的研究結(jié)果，選取假定資本轉(zhuǎn)換率為100%時，所有制造業(yè)細分行業(yè)的折舊率均為8%進行資本存量的核算。

（3）勞動投入（L）

嚴格意義而言，勞動投入包括數(shù)量投入與質(zhì)量投入，但受限于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文僅考慮勞動數(shù)量投入作為該變量的代理指標。根據(jù)各省統(tǒng)計年鑒報告數(shù)據(jù)，1998 年之前該指標報告“年末職工人數(shù)”，之后更改為“從業(yè)人員年平均人數(shù)”，不過對比數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)差別較小,對效率測算結(jié)果的影響可不做考慮。

（4）其他變量

為了探討東北地區(qū)制造業(yè)行業(yè)的技術(shù)無效率問題，選取五個影響因素，其中市場化程度(Market_based )采用國有及國有控股工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)總計占規(guī)模以上企業(yè)資產(chǎn)總計比值進行衡量；地區(qū)開放程度(O penness) 采用規(guī)模以上外商投資工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)總計占規(guī)模以上企業(yè)資產(chǎn)總計比值；工業(yè)結(jié)構(gòu)( Indust_s tr ucture )為虛擬變量，采用重工業(yè)和輕工業(yè)的劃分，重工業(yè)取1，否則取0。同時，考慮到《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》國家標準在1984 年首次頒布，因此初期人力資本存量和初始物質(zhì)資本存量采用1985 年數(shù)據(jù)進行核算。

2.樣本及數(shù)據(jù)選取說明

第一，考慮到我國1992年正式確立了市場經(jīng)濟體制的改革目標，因此本文以1992—2018年為研究期，測算東北地區(qū)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率，并將其分解為技術(shù)效率變化、技術(shù)進步和規(guī)模效率。

第二，本文分省份對東北地區(qū)制造業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率進行估算，因此需要確定制造業(yè)所包含的具體行業(yè)。由于研究期涉及《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》 國家標準（1984 年） 的三次修訂工作（1994 年、2002 年和2011 年），通過對照三次行業(yè)分類的新舊類目，并結(jié)合三位和四位數(shù)行業(yè)代碼，剔除工業(yè)總產(chǎn)出、資本存量、勞動力投入變量缺失、為負值以及為零值的行業(yè)，對考察的制造業(yè)行業(yè)進行整合與選取，最終確定25 個制造業(yè)行業(yè)③。

第三，本文所涉及數(shù)據(jù)主要來源于1993—2019 年《黑龍江省統(tǒng)計年鑒》《吉林省統(tǒng)計年鑒》《遼寧省統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》《中國價格統(tǒng)計年鑒》《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計》等，選取全部獨立核算工業(yè)企業(yè)或全部工業(yè)企業(yè)作為統(tǒng)計口徑統(tǒng)一并進行數(shù)據(jù)收集與整理。

經(jīng)過上述處理，本文最終確定以東北地區(qū)1992—2018 年25 個制造業(yè)行業(yè)為研究樣本，共獲得2025 個觀測值，在此基礎(chǔ)上對東北地區(qū)制造業(yè)進行全要素生產(chǎn)率測算及分解，樣本數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計分析如表1 所示。

三、全要素生產(chǎn)率估算及分解

（一）隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)估計結(jié)果

結(jié)合前文所構(gòu)建的模型（4），運用Frontier4.1 軟件并通過一步極大似然估計方法進行聯(lián)合估計，結(jié)果如表2 所示。

表2 回歸結(jié)果顯示，γ 值均在0.8 以上，并在統(tǒng)計上高度顯著，表明技術(shù)無效率在很大程度上引起了實際產(chǎn)出的偏離，因此有必要采用隨機前沿方法進行回歸。

第一，從表2 中隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)估計結(jié)果可知，東北地區(qū)資本、勞動、時間的系數(shù)均通過顯著性檢驗，二次項系數(shù)中除黑龍江省的資本平方項、吉林省資本和時間平方項以及遼寧省的資本勞動交互系數(shù)不顯著之外，其余二次項系數(shù)也均顯著，因此模型具有一定的解釋力。通過計算各要素投入的產(chǎn)出彈性，得到黑龍江省制造業(yè)平均資本產(chǎn)出彈性為-1.559、平均勞動產(chǎn)出彈性為0.250，吉林省制造業(yè)平均資本產(chǎn)出彈性為-1.961、平均勞動產(chǎn)出彈性為1.523，遼寧省制造業(yè)平均資本產(chǎn)出彈性為-1.392、平均勞動產(chǎn)出彈性為1.914。因此，東北地區(qū)制造業(yè)存在資本投入冗余問題，其中黑龍江省和吉林省資本投入冗余相對嚴重，這也反映長期以來東北地區(qū)實施的資本密集型產(chǎn)業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略已出現(xiàn)弊端，資本投入未能轉(zhuǎn)化為有效產(chǎn)能。與此對應，東北三省制造業(yè)勞動力產(chǎn)出彈性均為正，表明制造業(yè)勞動力投入相對不足，因此增加勞動力投入能夠提高工業(yè)總產(chǎn)值，這也從側(cè)面說明東北地區(qū)存在勞動力供求失衡矛盾，人口老齡化、“用工荒”“人才荒”等因素制約了制造業(yè)發(fā)展。

表1 樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計分析

表2 隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型估計結(jié)果

第二，從表2 中技術(shù)無效率函數(shù)估計結(jié)果可知，市場化程度、地區(qū)開放程度與生產(chǎn)效率呈正相關(guān)，市場化程度每增加1 個百分點，黑龍江省、吉林省、遼寧省的生產(chǎn)效率將提高0.156、0.269 和1.007 個百分點。如果地區(qū)開放程度增加1 個百分點，三個省份的生產(chǎn)效率將會分別提高0.265、0.038 和0.668 個百分點。工業(yè)結(jié)構(gòu)與生產(chǎn)效率呈負相關(guān)，即重工業(yè)每增加1 個百分點，黑龍江省、吉林省、遼寧省的生產(chǎn)效率會降低0.125、0.316 和0.239 個百分點。此外，初始勞動力和初始資本與生產(chǎn)效率呈正相關(guān)。因此，東北地區(qū)應進一步加快重工業(yè)轉(zhuǎn)型、加強市場化改革、加大開放力度，尤其國有企業(yè)混合所有制改革力度，化解國有企業(yè)歷史包袱沉重、負債率高、設備普遍老化等問題，提高生產(chǎn)效率。

（二）基于總樣本的全要素生產(chǎn)率估算及其分解

基于上述分析，本文結(jié)合模型（5）對東北地區(qū)制造業(yè)1992—2018 年全要素生產(chǎn)率增長進行估算，并將其分解為技術(shù)效率變化、技術(shù)進步和規(guī)模效率，且將黑龍江省、吉林省、遼寧省計算結(jié)果進行匯總平均后得到總體增長狀況，結(jié)果如圖1 所示。

從圖1 可以看出，1992—2018 年東北地區(qū)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增速保持在0.626%～2.864%之間，年平均增速為2.080%，總體增長相對較為平穩(wěn)，其中技術(shù)效率平均增長率為0.192%，技術(shù)進步為1.452%，規(guī)模效率為0.436%。因此，從分解結(jié)果來看，東北地區(qū)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的原因主要在于技術(shù)進步的提升，技術(shù)效率與規(guī)模效率的帶動作用則相對較小。

從時間維度分析，全要素生產(chǎn)率增速在1994—1995 年達到2.272%，其中技術(shù)進步達到1.861%，源于技術(shù)進步，其原因可能在于，在1992 年改革深化初期紅利的帶動下，東北地區(qū)尚能夠依賴資本密集型重工業(yè)和國有企業(yè)帶動制造業(yè)發(fā)展，因此1992—1996 年全要素生產(chǎn)率增速均在2%以上。但受金融危機的沖擊，東北地區(qū)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增速開始有所下降，尤其是1998—1999 年降至0.626%，此后一直徘徊在2%以下。2003 年“東北振興”戰(zhàn)略的實施對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長起到短暫的刺激作用，使得2003—2004 年全要素生產(chǎn)率增至2.864%，但之后開始呈現(xiàn)下降趨勢，這在一定程度上反映了以資本驅(qū)動為主的東北振興方案實際上是新一輪的“再重工業(yè)化”，加之既有體制的路徑依賴使大量資源集聚于國有企業(yè)和重工業(yè)，致使資本投入冗余進一步加重，并造成產(chǎn)能過剩，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整出現(xiàn)滯后[26]，直至2013 年進入第二輪“東北振興”后，全要素生產(chǎn)率增速才開始有所提升。

圖1 東北地區(qū)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長及其分解

此外，從圖1 可知，技術(shù)效率變化和技術(shù)進步相對較為平穩(wěn)，尤其技術(shù)進步一直維持在大于零的水平，而規(guī)模效率則波動較大，且與全要素生產(chǎn)率增長的變動趨勢較為一致，說明東北地區(qū)全要素生產(chǎn)率的提高更多源于技術(shù)進步的推動，但規(guī)模報酬對全要素生產(chǎn)率的影響則相對較大，這與國內(nèi)絕大多數(shù)文獻的結(jié)論相同。然而結(jié)合制造業(yè)研發(fā)經(jīng)費支出的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)④，東北地區(qū)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新經(jīng)費支出仍較低，且主要用于技術(shù)引進與購買，消化吸收再創(chuàng)新及自主創(chuàng)新能力仍較弱，加之技術(shù)效率和規(guī)模效率相對較低，導致全要素生產(chǎn)率增長緩慢，也致使東北地區(qū)陷入經(jīng)濟增長困局。因此，為破解“新東北現(xiàn)象”、促進東北地區(qū)經(jīng)濟突破增長困局，還需高效發(fā)揮現(xiàn)有資本、勞動等要素潛力，實現(xiàn)技術(shù)效率最優(yōu)，并通過產(chǎn)業(yè)集群擴大規(guī)模效應，延長產(chǎn)業(yè)鏈，從而帶動東北地區(qū)制造業(yè)發(fā)展，實現(xiàn)東北經(jīng)濟的真正振興[27]。

（三）制造業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率估算及其分解

本文進一步對東北地區(qū)制造業(yè)25 個行業(yè)1992—2018 年全要素生產(chǎn)率增長及其技術(shù)效率變化、技術(shù)進步和規(guī)模效率進行估算，并將27 年的匯總結(jié)果平均后得到各行業(yè)四個指標的相關(guān)值，具體結(jié)果如表3 所示。

從表3 可知，東北地區(qū)25 個制造業(yè)行業(yè)中全要素生產(chǎn)率增長均為正，其中相對增速較高的五個行業(yè)分別為：醫(yī)藥制造業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)、計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)、電氣機械及器材制造業(yè)和通用設備制造業(yè)。然而，黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)、有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、金屬制品業(yè)的全要素生產(chǎn)率增速則在1.6%以下。因此，東北地區(qū)全要素生產(chǎn)率增長較高的制造業(yè)仍以技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)為主，而依賴自然資源的石油化工、有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)等行業(yè)的全要素生產(chǎn)率增長則相對緩慢。

從技術(shù)效率變化估算結(jié)果可知，電氣機械及器材制造業(yè)、計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、儀器儀表制造業(yè)四個行業(yè)的技術(shù)效率變化高于其他行業(yè)，分別為0.673%、0.655%、0.652%和0.576%，而酒、飲料和精制茶制造業(yè)、煙草制品業(yè)、紡織品與服裝業(yè)等輕工業(yè)的技術(shù)效率提升緩慢，可推斷一些技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)的要素配置效率相對較高，而東北地區(qū)長期以來“重重輕輕”的產(chǎn)業(yè)政策使得輕工業(yè)受政策惠及的范圍及力度較小，因此要素投入尚未轉(zhuǎn)化為有效產(chǎn)出，導致技術(shù)效率變化出現(xiàn)負值。

從技術(shù)進步估算結(jié)果可知，25 個行業(yè)中技術(shù)進步相對緩慢的行業(yè)，如金屬制品業(yè)、石油加工煉焦及核燃料加工業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)等均屬于國有壟斷程度相對較高、競爭性偏低的行業(yè)，在技術(shù)創(chuàng)新方面具有一定惰性，進而制約了技術(shù)進步。與之相對應，計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、儀器儀表制造業(yè)、電氣機械及器材制造業(yè)等行業(yè)開放度及市場化程度則相對較高、競爭更為激烈，企業(yè)更愿意通過加大創(chuàng)新投入以保持在市場中的競爭優(yōu)勢。因此，加快東北地區(qū)制造業(yè)的市場化改革進程、加大制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入，可有效促進產(chǎn)業(yè)技術(shù)進步，并帶動全要素生產(chǎn)率的提升[29]。

從規(guī)模效率估算結(jié)果可知，儀器儀表制造業(yè)、計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、食品加工業(yè)等技術(shù)密集型行業(yè)和部分輕工業(yè)的規(guī)模效率為負，表明這些行業(yè)尚未完全處于最佳規(guī)模狀態(tài)，還需通過擴大產(chǎn)業(yè)規(guī)模以實現(xiàn)最優(yōu)產(chǎn)出。與此同時，金屬制品業(yè)、交通運輸設備制造業(yè)、通用設備制造業(yè)等行業(yè)則存在規(guī)模報酬遞減現(xiàn)象，即產(chǎn)出增長速度低于投入要素增長速度，因此這些行業(yè)應適當降低投入要素增長速度，并改變經(jīng)濟增長方式，提高要素回報和增長質(zhì)量。

四、結(jié)論

本文運用隨機前沿超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)對1992—2018 年東北地區(qū)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率進行測算，分析東北地區(qū)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長、技術(shù)效率變化、技術(shù)進步及規(guī)模效率，并探討造成技術(shù)效率損失的主要因素。通過研究得出如下結(jié)論：第一，東北地區(qū)制造業(yè)存在資本投入冗余問題，資本投入未能轉(zhuǎn)化為有效產(chǎn)能。同時，勞動力投入相對不足，存在一定的勞動力供求失衡矛盾。因此，東北地區(qū)制造業(yè)增長并非勞動與投資驅(qū)動，其全要素生產(chǎn)率的增長更多來自于技術(shù)進步。第二，2003 年“東北振興”政策主要以資本驅(qū)動為主，實際上屬于新一輪的“再重工業(yè)化”，加之既有體制的路徑依賴，使得大量資源集聚于國有企業(yè)和重化工業(yè)，在一定程度上加重了資本冗余問題，從而未能有效帶動制造業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。第三，東北地區(qū)全要素生產(chǎn)率增長較高的制造業(yè)仍以技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)為主，傳統(tǒng)的輕工業(yè)技術(shù)效率變化出現(xiàn)負值。同時，一些國有壟斷程度高、競爭性偏低的行業(yè)技術(shù)進步相對緩慢，而部分技術(shù)密集型行業(yè)和輕工業(yè)的規(guī)模效率尚未達到最優(yōu)狀態(tài)。

因此，本文提出以下對策建議。第一，轉(zhuǎn)變生產(chǎn)方式，調(diào)整要素投入結(jié)構(gòu)。東北地區(qū)制造業(yè)的特點是重化工業(yè)、資源類產(chǎn)業(yè)比重高，新老動力并存，因此還需改變單純依靠要素投入的粗放式發(fā)展模式，降低要素依賴型產(chǎn)業(yè)的投資比重，提高技術(shù)、信息等要素投入，并推動生產(chǎn)要素由生產(chǎn)率較低的行業(yè)向高效率、高附加值的行業(yè)配置，實現(xiàn)制造業(yè)高質(zhì)量增長。第二，發(fā)展產(chǎn)業(yè)集群，延伸產(chǎn)業(yè)鏈。東北地區(qū)在先進裝備制造業(yè)、生物制藥、新能源新材料等領(lǐng)域已形成一定的產(chǎn)業(yè)規(guī)模，但尚未實現(xiàn)最優(yōu)規(guī)模經(jīng)濟效益，因此還需依托龍頭企業(yè)，打造以龍頭骨干企業(yè)為核心、以中小企業(yè)為配套的產(chǎn)業(yè)聚集，加快高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)園區(qū)建設，充分發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集群的帶動效應。第三，加快市場化改革力度，推動民營經(jīng)濟發(fā)展。加大東北各級政府的“放管服”改革力度，簡政放權(quán)、放管結(jié)合、優(yōu)化服務，規(guī)范政府對企業(yè)的干預，尤其通過產(chǎn)業(yè)政策的引導作用激發(fā)和培育產(chǎn)業(yè)增長的內(nèi)生動力。同時，加快推進國有企業(yè)混合所有制改革，優(yōu)化國有資本結(jié)構(gòu)，以制度創(chuàng)新釋放出巨大紅利，擴大供給升級的倍增效應，為搞活民營經(jīng)濟創(chuàng)造良好的發(fā)展環(huán)境。

表3 東北地區(qū)制造業(yè)行業(yè)全要素生產(chǎn)率增長及其分解（1992—2018）單位：%

注釋

①2007 年由國家發(fā)改委、國務院振興東北辦組織編制的《東北地區(qū)振興規(guī)劃》中，東北地區(qū)包括遼寧省、吉林省、黑龍江省和內(nèi)蒙古自治區(qū)呼倫貝爾市、興安盟、通遼市、赤峰市和北部的錫林郭勒盟。但考慮到研究內(nèi)容的可對比性，本文所提及的東北地區(qū)僅包括黑龍江省、吉林省和遼寧省。

②依據(jù)國民經(jīng)濟行業(yè)分類，制造業(yè)共30個細分行業(yè)，但由于本文研究期內(nèi)國民經(jīng)濟行業(yè)代碼進行了三次調(diào)整，部分行業(yè)發(fā)生變化，因此最終合并為25個行業(yè)。

③食品加工制造業(yè)分別由GB/T 4754-1994的食品加工業(yè)與食品制造業(yè)合并、由GB/T 4754-2002、GB/T 4754-2011的農(nóng)副食品加工業(yè)和食品制造業(yè)合并；酒、飲料和精制茶制造業(yè)對應GB/T 4754-1994、GB/T 4754-2002 中的飲料制造業(yè)；紡織服裝和服飾業(yè)由GB/T 4754-1994、GB/T 4754-2002的紡織業(yè)、服裝及其他纖維制品合并，由GB/T 4754-2011的紡織業(yè)、紡織服裝和服飾業(yè)合并；石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)對應GB/T 4754-1994的石油加工及煤焦業(yè)；橡膠和塑料制品業(yè)分別對應GB/T 4754-1994、GB/T 4754-2002的橡膠制品業(yè)與塑料制品業(yè)；交通運輸設備制造業(yè)對應GB/T 4754-2011的汽車制造業(yè)、鐵路、船舶、航空航天等制造業(yè)。此外，本文未統(tǒng)計GB/T 4754-1994、GB/T 4754-2011中的其他制造業(yè)以及GB/T 4754-2002中的工藝品及其他制造業(yè)。

④通過對近三年東北地區(qū)規(guī)模以上制造業(yè)企業(yè)研發(fā)活動數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，發(fā)現(xiàn)東北地區(qū)制造業(yè)研發(fā)經(jīng)費投入強度均低于全國平均水平，引進技術(shù)經(jīng)費支出與消化吸收經(jīng)費支出之比接近三比一。