車治輅

（北京師范大學(xué)a.經(jīng)濟(jì)與資源管理研究院，北京 100089；b.創(chuàng)新發(fā)展研究中心（珠海），廣東珠海 519087）

0 引言

建設(shè)全國統(tǒng)一大市場是構(gòu)建新發(fā)展格局的基礎(chǔ)支撐和內(nèi)在要求。面對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡的現(xiàn)狀，一個(gè)關(guān)鍵問題是：為什么一些地區(qū)的產(chǎn)出遠(yuǎn)高于其他地區(qū)，并且能夠吸引更多的勞動(dòng)力流入？實(shí)際上全要素生產(chǎn)率、地區(qū)要素稟賦和貿(mào)易是解答這一問題的關(guān)鍵。異質(zhì)性的地區(qū)要素稟賦和特定的投入產(chǎn)出聯(lián)系，共同影響著生產(chǎn)率變化對經(jīng)濟(jì)的影響。研究生產(chǎn)率的變化如何在異質(zhì)性的地區(qū)要素稟賦和特定投入產(chǎn)出聯(lián)系下發(fā)揮作用及其影響機(jī)制，本質(zhì)上是在國內(nèi)大循環(huán)視角下厘清區(qū)域要素流動(dòng)和均衡發(fā)展問題，有利于明確中國區(qū)域和部門經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的擴(kuò)散影響，也有利于對政策制定效果進(jìn)行評估。

本文的研究建立在兩個(gè)領(lǐng)域現(xiàn)有研究成果的基礎(chǔ)上。一是量化空間經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究。Eaton 和Kortum（2002）[1]開創(chuàng)性的工作推進(jìn)了貿(mào)易理論與地理因素的融合?？臻g經(jīng)濟(jì)學(xué)發(fā)展了一個(gè)與觀測數(shù)據(jù)緊密聯(lián)系的定量分析模型框架，這一框架不僅能為解決重要的政策問題提供量化分析依據(jù)，還為衡量不同機(jī)制的重要性提供了基礎(chǔ)。二是關(guān)于生產(chǎn)率沖擊的研究。Horvath（1998）[2]、Horvath（2000）[3]的研究指出，由于存在投入產(chǎn)出聯(lián)系，單個(gè)部門的生產(chǎn)率變化將會(huì)以某種方式傳播到整個(gè)經(jīng)濟(jì)體系，從而導(dǎo)致顯著的總體變動(dòng)。近期的研究也表明，部門或企業(yè)層面的波動(dòng)會(huì)導(dǎo)致宏觀經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)[4—6]。基于現(xiàn)有研究，本文試圖構(gòu)建一個(gè)多地區(qū)、多部門的一般均衡模型，在國內(nèi)大循環(huán)視角下分析特定全要素生產(chǎn)率變化在中國經(jīng)濟(jì)中的擴(kuò)散路徑及其經(jīng)濟(jì)影響。

1 模型設(shè)定

為了量化分析區(qū)域-部門聯(lián)結(jié)視角下生產(chǎn)率沖擊的擴(kuò)散效應(yīng)，本文借鑒Caliendo 等（2018）[7]的研究構(gòu)建了一個(gè)量化空間經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。模型包含N個(gè)區(qū)域、J個(gè)部門和兩種生產(chǎn)要素——?jiǎng)趧?dòng)力、土地和廠房。部門分為可貿(mào)易和不可貿(mào)易部門兩類。

1.1 消費(fèi)

每個(gè)區(qū)域代表性消費(fèi)者根據(jù)Cobb-Douglas 偏好進(jìn)行消費(fèi)：

1.2 生產(chǎn)

1.2.1 中間品生產(chǎn)

每個(gè)區(qū)域的代表性企業(yè)根據(jù)其特有的生產(chǎn)率生產(chǎn)各種連續(xù)的中間品。各個(gè)區(qū)域和部門的生產(chǎn)率服從以θj為形狀參數(shù)的Fréchet分布。在區(qū)域-部門層面上，所有企業(yè)整體生產(chǎn)率由一個(gè)確定的基本生產(chǎn)率所決定。生產(chǎn)函數(shù)為：

其中，、分別表示對土地和廠房、勞動(dòng)力的需求，為部門j對部門k最終材料投入的需求為總產(chǎn)出中的增加值份額為部門j使用部門k材料的份額。

在完全競爭條件下，區(qū)域-部門(n,j)生產(chǎn)中間品的投入成本為：

1.2.2 最終品生產(chǎn)

區(qū)域n部門j中的最終品通過組合部門j的中間品來生產(chǎn)，給定在區(qū)域n層面互不相同的生產(chǎn)率向量，最終品的生產(chǎn)函數(shù)為：

1.3 區(qū)域貿(mào)易與價(jià)格

假設(shè)最終品是不可貿(mào)易的，可貿(mào)易部門中間品的貿(mào)易是有成本的。遵循Eaton和Kortum（2002）[1]的研究思路，對于區(qū)域n的可貿(mào)易部門j而言，其最終品的價(jià)格為：

其中，表示部門j的中間品從區(qū)域i運(yùn)輸?shù)絽^(qū)域n的單位成本。對于不可貿(mào)易部門而言，=∞，進(jìn)而有是一個(gè)Gamma 函數(shù)，

根據(jù)Fréchet分布的性質(zhì)，區(qū)域n部門j從區(qū)域i購買中間品支出在總支出中所占的份額為：

對于非貿(mào)易部門而言，由=∞（i≠n）可得=1。

1.4 市場出清

區(qū)域勞動(dòng)力市場出清條件為：

在區(qū)域均衡條件下，土地和廠房滿足：

其中，表示區(qū)域-部門(n,j)使用的土地和廠房。

最終品的區(qū)域市場出清可寫為：

進(jìn)一步，令表示區(qū)域n部門j最終品的總支出，區(qū)域市場出清意味著：

1.5 影響機(jī)制

1.5.1 基本生產(chǎn)率變化對實(shí)際全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制區(qū)域-部門(n,j)的實(shí)際全要素生產(chǎn)率（TFP）為：

根據(jù)式（2）和式（6）并利用中間品的價(jià)格等于單位成本的事實(shí)，可以將實(shí)際TFP的變化①“^”表示d'/d ，d'表示變量的新水平值。寫為：

如式（12）所示，基本生產(chǎn)率變化對實(shí)際TFP的影響取決于該區(qū)域自身中間品的消費(fèi)份額和增加值份額。自身中間品消費(fèi)份額的影響強(qiáng)調(diào)貿(mào)易對生產(chǎn)率沖擊傳播的作用。具體來看，區(qū)域-部門(n,j)的基本生產(chǎn)率增加導(dǎo)致該區(qū)域-部門的產(chǎn)品具有比較優(yōu)勢，該區(qū)域?qū)⒃黾訉ψ陨懋a(chǎn)品的購買，即>1；而其他區(qū)域也將增加對該區(qū)域產(chǎn)品的購買并減少對自身產(chǎn)品的購買，即<1。由于θj>0，貿(mào)易減弱了區(qū)域-部門(n,j)基本生產(chǎn)率增加對自身實(shí)際TFP的影響，但提高了其他區(qū)域和部門的實(shí)際TFP。

1.5.2 基本生產(chǎn)率變化對GDP的影響機(jī)制

式（13）表明了真實(shí)GDP 變動(dòng)的來源可分為三個(gè)部分：TFP 的變動(dòng)效應(yīng)、跨地區(qū)和部門的勞動(dòng)力流動(dòng)效應(yīng)以及要素價(jià)格變動(dòng)效應(yīng)。如式（13）所示，就第一項(xiàng)而言，TFP與GDP成比例地變動(dòng)。因此，與投入產(chǎn)出聯(lián)系和中間品相關(guān)的選擇效應(yīng)對于TFP和真實(shí)GDP 是一致的。第二項(xiàng)表明了跨地區(qū)和部門的勞動(dòng)力流動(dòng)對GDP的影響。基本生產(chǎn)率的提高會(huì)吸引勞動(dòng)力的流入，因此勞動(dòng)力的流入與GDP 成比例地增長。第三項(xiàng)表明了與TFP變動(dòng)相關(guān)的要素價(jià)格變動(dòng)效應(yīng)。對于TFP經(jīng)歷了增長的地區(qū)而言，土地和廠房要素是固定的，勞動(dòng)力流入可能會(huì)導(dǎo)致土地和廠房價(jià)格的增長，而不是工資的增長，因此，這一項(xiàng)可能為負(fù)值，但其取決于當(dāng)?shù)刭Y源的緊張程度。對于沒有經(jīng)歷基本生產(chǎn)率增長的地區(qū)而言情況正好相反，式（13）中的第二項(xiàng)和第三項(xiàng)分別為負(fù)值和正值。

1.5.3 基本生產(chǎn)率變化對福利的影響機(jī)制

由式（1）、式（6）和式（12）可得：

2 數(shù)據(jù)與參數(shù)校準(zhǔn)

考慮到數(shù)據(jù)的可得性，本文構(gòu)建的模型包含31 個(gè)省份（不含港澳臺）和27 個(gè)部門，運(yùn)用中國2017 年的相關(guān)數(shù)據(jù)校準(zhǔn)基準(zhǔn)模型。模型的校準(zhǔn)需要用到等參數(shù)，以及等數(shù)據(jù)。其中，Ln和Yn分別表示區(qū)域生產(chǎn)要素國家持有份額和區(qū)域貿(mào)易順差。

3 影響機(jī)制分析

運(yùn)用上文數(shù)據(jù)和參數(shù)可以求解初始均衡，在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上對影響機(jī)制進(jìn)行量化分析。為了厘清區(qū)域-部門視角下各種影響機(jī)制的重要程度，本文設(shè)置了3種反事實(shí)情形：（1）NS 模型，消除部門聯(lián)系但允許區(qū)域間貿(mào)易；（2）NR 模型，消除區(qū)域間貿(mào)易但允許部門聯(lián)系；（3）NRNS 模型，消除區(qū)域間貿(mào)易和部門聯(lián)系。為了分析各種細(xì)分層面全要素生產(chǎn)率變化對宏觀經(jīng)濟(jì)影響的異質(zhì)性，本文考慮了四種生產(chǎn)率變化情形。需要強(qiáng)調(diào)的是，區(qū)域生產(chǎn)率變化是指某一區(qū)域內(nèi)所有部門生產(chǎn)率均發(fā)生變化；而部門生產(chǎn)率變化是指所有區(qū)域的該部門生產(chǎn)率均發(fā)生變化。為了使跨區(qū)域或跨部門的總經(jīng)濟(jì)效應(yīng)可進(jìn)行直接比較，按照Caliendo 等（2018）[7]提出的方法，本文在反事實(shí)分析中使用區(qū)域或部門對經(jīng)濟(jì)影響的彈性展開分析。其中，區(qū)域生產(chǎn)率變化的總實(shí)際TFP、GDP和福利的彈性計(jì)算方式為：

本文測算了2012—2017年中國各省份和各部門的實(shí)際生產(chǎn)率，其年平均增長率為2.5%。因此，所有反事實(shí)分析均以2.5%的生產(chǎn)率變化進(jìn)行計(jì)算，即令=1.025。

3.1 區(qū)域基本生產(chǎn)率變化的總經(jīng)濟(jì)效應(yīng)

下頁表1是基準(zhǔn)模型、NS模型和NRNS模型下所有省份基本生產(chǎn)率均增長的總經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。如上文所述，這里的總彈性意味著區(qū)域生產(chǎn)率變化對國家總TFP和總GDP 的影響，且此處總彈性通過除以使用各自初始份額剔除了各省份經(jīng)濟(jì)規(guī)模差異導(dǎo)致的彈性差異，因而其可以用以表示區(qū)域生產(chǎn)率變化的“純”傳播程度，并可進(jìn)行跨區(qū)域的比較。首先，如表1中列（6）所示，在NRNS模型下，模型消除了省際貿(mào)易和部門間聯(lián)系，所有省份基本生產(chǎn)率均發(fā)生變化的總TFP 彈性全部為1。正如前文所述，在NRNS 情況下區(qū)域的生產(chǎn)率沖擊無法通過貿(mào)易和部門聯(lián)系進(jìn)行傳播，因此其基本生產(chǎn)率的變化全部轉(zhuǎn)化為實(shí)際TFP 的變化。然而，與總TFP 彈性不同的是，NRNS 模型下的總GDP 彈性呈現(xiàn)異質(zhì)性的結(jié)果（見表1 中列（7））。北京、天津、河北、寧夏、浙江和廣東的總GDP 彈性遠(yuǎn)超其他省份，而黑龍江、山西、內(nèi)蒙古和海南的總GDP 彈性遠(yuǎn)小于1。由于不存在省際貿(mào)易和部門間聯(lián)系，這一差異強(qiáng)調(diào)了勞動(dòng)力遷移與地區(qū)要素稟賦對GDP 的作用。顯然，具有更高總GDP彈性的省份，會(huì)具有更好的基礎(chǔ)設(shè)施和更多的資本生產(chǎn)要素，吸引了更多勞動(dòng)力流入，而總GDP彈性較低的省份情況則正好相反。

表1 區(qū)域基本生產(chǎn)率變化的總經(jīng)濟(jì)效應(yīng)

表1中列（4）和列（5）展示了NS模型的計(jì)算結(jié)果。在NS 模型下，省際貿(mào)易的加入使得區(qū)域生產(chǎn)率沖擊可以通過貿(mào)易進(jìn)行傳播，進(jìn)而產(chǎn)生選擇效應(yīng)。相較于NRNS 模型，原有較高總TFP 彈性的省份出現(xiàn)了下降，如北京降為0.99，這一下降體現(xiàn)了負(fù)向的選擇效應(yīng)。然而，安徽等省份則經(jīng)歷了一個(gè)正向的選擇效應(yīng)，貿(mào)易使其放棄不具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)品而專注于具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)品，提高了實(shí)際TFP。相較于NRNS模型，NS模型下總GDP彈性也呈現(xiàn)多種變化，北京、寧夏、浙江的總GDP彈性出現(xiàn)了下降，說明這些地區(qū)勞動(dòng)力流入的積極效應(yīng)被土地和廠房有限導(dǎo)致的要素價(jià)格上漲的消極效應(yīng)抵消了。趙扶揚(yáng)和陳斌開（2021）[8]基于量化空間均衡模型研究了中國最優(yōu)區(qū)域土地配置問題，本文強(qiáng)調(diào)的要素價(jià)格效應(yīng)與這類問題的研究一致。

如表1中列（1）和列（2）所示，基準(zhǔn)模型的結(jié)果展示了所有區(qū)域基本生產(chǎn)率變化的現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。在區(qū)域-部門聯(lián)結(jié)的現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)情況下，所有省份的總TFP彈性均出現(xiàn)了明顯下降。這一現(xiàn)象是選擇效應(yīng)及生產(chǎn)率僅作用于增加值而非總產(chǎn)出的共同結(jié)果，意味著基本生產(chǎn)率的提高對GDP的影響不僅直接作用于實(shí)際TFP，還在于提供更低價(jià)格的中間產(chǎn)品?？侴DP 彈性的結(jié)果表明，在所有區(qū)域基本生產(chǎn)率均增長的情況下，東部地區(qū)沿海省份有著更高的彈性，而中西部地區(qū)有著較低的彈性。特別地，新疆和黑龍江的總GDP彈性為負(fù)值，分別為-0.10和-0.86。相較于其他省份，這兩個(gè)省份地理位置較為偏僻，其人口流出較為嚴(yán)重，勞動(dòng)力流失的消極經(jīng)濟(jì)效應(yīng)超過了生產(chǎn)率增長的積極效應(yīng)，整體呈現(xiàn)負(fù)向影響。該現(xiàn)象與這兩個(gè)省份的現(xiàn)實(shí)情況是符合的。

表1中列（3）列出了基準(zhǔn)模型下所有區(qū)域基本生產(chǎn)率變化的福利彈性。所有省份的福利彈性均為正值，但東部地區(qū)沿海省份具有更高的福利彈性，這是因?yàn)槠渚哂懈晟频慕煌ɑA(chǔ)設(shè)施和低廉的運(yùn)輸成本，意味著其能夠得到更低價(jià)格的商品。此外，福利彈性還受到地區(qū)將土地等要素租金貢獻(xiàn)給國家投資組合的比例影響，新疆、西藏、青海、云南、寧夏等對國家投資組合的貢獻(xiàn)幾乎為0，因而具有較低的福利彈性；而上海將全部土地要素租金貢獻(xiàn)給國家投資組合，因而具有較高的福利彈性。

3.2 特定省份基本生產(chǎn)率變化的區(qū)域擴(kuò)散效應(yīng)

本文以上海和廣東為例，考察特定省份基本生產(chǎn)率變化的區(qū)域擴(kuò)散效應(yīng)。下頁表2中列（1）列出了廣東基本生產(chǎn)率變化的區(qū)域TFP彈性，表明了廣東生產(chǎn)率沖擊的影響程度①在特定省份或特定部門生產(chǎn)率變化的影響中，計(jì)算的是區(qū)域彈性而非總彈性，因此彈性沒有除以各自初始份額，其代表了特定省份或特定部門生產(chǎn)率變化的實(shí)際影響程度。。如表2 所示，廣東TFP 彈性小于1，這意味著負(fù)向選擇效應(yīng)抵消了部分基本生產(chǎn)率變化的積極效應(yīng)。其他省份的TFP彈性盡管很小但均為正值，這一結(jié)果強(qiáng)調(diào)了正向的選擇效應(yīng)。值得注意的是，廣西、湖南、江西等鄰近省份的TFP彈性相對較高，原因是相鄰省份更容易獲得廣東基本生產(chǎn)率提高帶來的價(jià)格相對低廉的產(chǎn)品，因而造成更為強(qiáng)烈的正向選擇效應(yīng)。如表2 中列（2）所示，廣東的GDP 彈性為2.0221，遠(yuǎn)大于0.2921 的TFP 彈性，這意味著廣東基本生產(chǎn)率的提高極大地促進(jìn)了勞動(dòng)力的流入，促進(jìn)了GDP的增長。

表2 特定省份基本生產(chǎn)率變化的區(qū)域擴(kuò)散效應(yīng)

表2 中列（3）和列（4）分別是上?；旧a(chǎn)率變化的區(qū)域TFP彈性和GDP 彈性。作為中國經(jīng)濟(jì)規(guī)模較大的省份之一，上海與廣東的生產(chǎn)率傳播程度基本相似。上海同樣擁有小于1的TFP彈性，但卻有著較高的GDP彈性。生產(chǎn)率的提高會(huì)吸引大量勞動(dòng)力流入進(jìn)而獲得更多GDP增長。受上海生產(chǎn)率增長影響較大的省份是浙江、北京和廣東，其原因在于相比其他省份，上海與這些省份的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系更為緊密，且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似度較高導(dǎo)致了競爭關(guān)系的存在。

3.3 部門基本生產(chǎn)率變化的總經(jīng)濟(jì)效應(yīng)

部門生產(chǎn)率變化的影響取決于部門的地理分布。下頁圖1展示了所有部門基本生產(chǎn)率變化的GDP彈性（基準(zhǔn)模型）和NR 模型與基準(zhǔn)模型的GDP 彈性之比。結(jié)果表明，區(qū)域集中度②本文根據(jù)多區(qū)域投入產(chǎn)出表計(jì)算了27個(gè)部門的赫芬達(dá)爾-赫希曼指數(shù)并將其作為區(qū)域集中度的衡量指標(biāo)，計(jì)算的區(qū)域集中度范圍為0.04（建筑業(yè)）到0.17（通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)和其他電子設(shè)備）。較低的行業(yè)擁有更高的GDP彈性。如批發(fā)和零售的GDP彈性為1.19，其區(qū)域集中度為0.059；農(nóng)林牧漁產(chǎn)品和服務(wù)的GDP 彈性為1.17，其區(qū)域集中度為0.047；采礦業(yè)的GDP 彈性為1.51，其區(qū)域集中度為0.059。與此相反，區(qū)域集中度較高行業(yè)的GDP 彈性則比較低，如通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)和其他電子設(shè)備的區(qū)域集中度為0.17，而其GDP彈性僅為0.86。

圖1（b）是NR模型與基準(zhǔn)模型的GDP彈性之比，這一比值揭示了省際貿(mào)易對不同部門的重要性。對于不可貿(mào)易部門而言，省際貿(mào)易的影響甚微，其比值基本在1 左右。對于可貿(mào)易部門而言，省際貿(mào)易對區(qū)域集中度較低的行業(yè)有著更大的影響。建筑業(yè)的區(qū)域集中度最低，為0.044，省際貿(mào)易聯(lián)系的消除使其GDP彈性被高估了28%；通信設(shè)備、計(jì)算機(jī)和其他電子設(shè)備擁有最高的區(qū)域集中度，省際貿(mào)易聯(lián)系的消除僅使其GDP彈性被高估3%。

3.4 特定部門基本生產(chǎn)率變化的區(qū)域擴(kuò)散效應(yīng)

本文以電氣機(jī)械和器材業(yè)、金屬加工及其制品業(yè)為例討論特定部門基本生產(chǎn)年率的區(qū)域擴(kuò)散效應(yīng)。如圖2 所示，電氣機(jī)械和器材業(yè)生產(chǎn)率變化在陜西、福建和浙江有著更高的TFP彈性。其原因在于，在這些省份電氣機(jī)械和器材業(yè)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中具有更為重要的地位。然而，東南沿海地區(qū)擁有更高的GDP 彈性，這一結(jié)果表明陜西電氣機(jī)械和器材業(yè)因生產(chǎn)率提高而經(jīng)歷了一個(gè)顯著的負(fù)向選擇效應(yīng)，東南沿海省份則受益于投入產(chǎn)出聯(lián)系的再分配效應(yīng)。

圖2 電氣機(jī)械和器材業(yè)基本生產(chǎn)率變化的區(qū)域擴(kuò)散效應(yīng)

圖3 展示了金屬加工及其制品業(yè)基本生產(chǎn)率變化的區(qū)域TFP彈性和GDP彈性?？梢钥闯?，金屬加工及其制品業(yè)基本生產(chǎn)率變化對安徽、河南、吉林、浙江、陜西、寧夏和河北的實(shí)際TFP 有著更高的影響。與上文分析的一致，GDP 彈性的分布與TFP 彈性的分布存在差異。對于GDP彈性而言，只有河北、江蘇、河南、安徽的彈性大于1。GDP彈性與TFP 彈性之間的差異同樣體現(xiàn)了人口流入的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)與當(dāng)?shù)赝恋睾蛷S房存量緊缺程度的綜合影響。

圖3 金屬加工及其制品業(yè)基本生產(chǎn)率變化的區(qū)域擴(kuò)散效應(yīng)

4 實(shí)例

校準(zhǔn)的理論模型不僅可以用來進(jìn)行反事實(shí)實(shí)驗(yàn)，分析各種影響機(jī)制的重要性，而且可以量化評估各種特定沖擊和政策的經(jīng)濟(jì)影響。本文以新冠肺炎疫情對湖北省的沖擊和2013 年開始的“去產(chǎn)能”政策為例，定量評估相關(guān)沖擊的影響。

4.1 新冠肺炎疫情下湖北省生產(chǎn)率沖擊效應(yīng)分析

2019年底開始的新冠肺炎疫情對中國經(jīng)濟(jì)造成了嚴(yán)重沖擊，武漢市在2020 年疫情早期施行了嚴(yán)格的疫情管控措施，這些管控措施對湖北省的生產(chǎn)率造成巨大沖擊。經(jīng)本文測算，2020 年湖北省的實(shí)際TFP 降低了2.8%?；谛?zhǔn)模型，將湖北省的這一實(shí)際TFP變化引入模型便可評估沖擊對經(jīng)濟(jì)的影響。模型計(jì)算結(jié)果表明，2020 年湖北省實(shí)際TFP的下降導(dǎo)致中國GDP減少0.11%，福利減少了0.07%，總TFP降低了0.03%。

4.2 去產(chǎn)能政策的效應(yīng)評價(jià)

2013 年國務(wù)院發(fā)布《國務(wù)院關(guān)于化解產(chǎn)能嚴(yán)重過剩矛盾的指導(dǎo)意見》，拉開了新一輪化解過剩產(chǎn)能的序幕。聚焦去產(chǎn)能生產(chǎn)率提升這一視角，本文評估了兩大行業(yè)在2014—2019年去產(chǎn)能的政策效果，他們分別是：以電解鋁和鋼鐵為代表的金屬加工及其制品業(yè)和以水泥為代表的非金屬礦物制品業(yè)。

4.2.1 金屬加工及其制品業(yè)生產(chǎn)率提升的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)

根據(jù)本文的測算，在2013 年之后金屬加工及其制品業(yè)的實(shí)際TFP 出現(xiàn)大幅上漲，2008—2013 年其平均實(shí)際TFP 為0.958，而2014—2019 年平均實(shí)際TFP 為1.056，據(jù)此本文評估了金屬加工及其制品業(yè)的去產(chǎn)能政策效果。結(jié)果顯示，這一行業(yè)實(shí)際TFP的提升使得中國總GDP年均增長1.03%，福利增長1.08%。顯而易見，去產(chǎn)能的政策效果是十分顯著的。金屬加工及其制品業(yè)作為基礎(chǔ)工業(yè)，且其作為高投入高能耗行業(yè)占據(jù)著眾多資源，因此，去產(chǎn)能政策對其生產(chǎn)率提升的作用會(huì)傳播至各個(gè)部門和省份，從而產(chǎn)生較大影響。

4.2.2 非金屬礦物制品業(yè)生產(chǎn)率提升的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)

水泥同樣是產(chǎn)能過剩的行業(yè)，其同樣在2013 年之后受到去產(chǎn)能政策的影響。根據(jù)測算，其實(shí)際TFP在2008—2013年平均為0.880，而在2014—2019年平均為1.052。與前者一樣，在2013 年之后非金屬礦物制品業(yè)同樣經(jīng)歷了生產(chǎn)率顯著提升的過程?；谛?zhǔn)模型，本文測算了這一生產(chǎn)率提升的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。結(jié)果顯示，該行業(yè)生產(chǎn)率的提升促進(jìn)中國總GDP 年均增長0.30%，福利年均增長0.16%。與金屬加工及其制品業(yè)相比，該行業(yè)生產(chǎn)率提升的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)規(guī)模較小，該行業(yè)在中國GDP的占比為0.023，規(guī)模遠(yuǎn)小于前者的0.041。

5 結(jié)論與啟示

本文構(gòu)建了一個(gè)包含中間品貿(mào)易、細(xì)分地區(qū)和部門的中國經(jīng)濟(jì)定量分析模型，并進(jìn)行反事實(shí)實(shí)驗(yàn)，分析了異質(zhì)性地理因素和特定投入產(chǎn)出聯(lián)系條件下生產(chǎn)率變化對經(jīng)濟(jì)的影響機(jī)制。此外，基于校準(zhǔn)的模型，本文還量化評估了兩個(gè)特定生產(chǎn)率沖擊的經(jīng)濟(jì)影響。

由本文的研究結(jié)論可得出如下啟示：一是生產(chǎn)率增長呈現(xiàn)“東強(qiáng)西弱”的經(jīng)濟(jì)促進(jìn)效應(yīng)，生產(chǎn)率的增長并不會(huì)自發(fā)彌合東西部地區(qū)的發(fā)展差距。這意味著區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展政策需要更加精準(zhǔn)化，既要體現(xiàn)在區(qū)域?qū)用?，也要體現(xiàn)在產(chǎn)業(yè)部門層面。二是中部地區(qū)省份毗鄰東部地區(qū)沿海省份，全國統(tǒng)一大市場的建設(shè)會(huì)使得中部地區(qū)省份受到東部地區(qū)沿海省份垂直專業(yè)化所帶來的“倒逼”與“引領(lǐng)”雙重影響，相關(guān)省份應(yīng)沿著“產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)省際差異化與聯(lián)動(dòng)發(fā)展”政策思路，著力于省際產(chǎn)業(yè)鏈與價(jià)值鏈構(gòu)建。三是供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的收益頗豐，尤其是去產(chǎn)能政策的持續(xù)推進(jìn)，促進(jìn)了重工業(yè)占比較高省份生產(chǎn)率的提升。進(jìn)一步推進(jìn)供給側(cè)生產(chǎn)要素的有效配置，將有利于釋放經(jīng)濟(jì)增長潛力。