中國區(qū)域工業(yè)增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步與要素效率貢獻(xiàn)
——基于面板一致性的實(shí)證比較

朱　軼

(華僑大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，福建 泉州 362021)

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中國區(qū)域工業(yè)增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步與要素效率貢獻(xiàn)
——基于面板一致性的實(shí)證比較

朱軼

(華僑大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，福建 泉州 362021)

摘要：本文基于區(qū)域面板結(jié)論的截面一致性要求進(jìn)行區(qū)域劃分，使用1980～2011年省級面板數(shù)據(jù)對我國各區(qū)域工業(yè)技術(shù)進(jìn)步增強(qiáng)特征、技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)和要素效率貢獻(xiàn)進(jìn)行了實(shí)證比較。結(jié)果顯示近三十多年來，除西部地區(qū)之外，我國東部沿海、南部沿海和東北地區(qū)均呈現(xiàn)資本與勞動同時增強(qiáng)的技術(shù)特征，大部分區(qū)域勞動效率增長快于資本效率增長，表現(xiàn)為相對勞動增強(qiáng)的技術(shù)進(jìn)步；我國區(qū)域工業(yè)增長中技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率相對偏低，東部沿海的勞動效率、南部沿海的資本效率成為支撐當(dāng)?shù)丶夹g(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)的主要力量，而偏低的資本效率則是制約西部與東北地區(qū)工業(yè)技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率提高的主要因素。

關(guān)鍵詞：面板一致性；技術(shù)進(jìn)步；要素效率貢獻(xiàn)；工業(yè)化模式；適宜技術(shù)

一、引言

中國的工業(yè)化一直伴隨著各種爭議，關(guān)于我國工業(yè)化技術(shù)特征與路徑選擇的討論也在持續(xù)。負(fù)面的觀點(diǎn)主要來自兩個方面：一種觀點(diǎn)認(rèn)為中國現(xiàn)有的工業(yè)化路徑可持續(xù)性正在降低，經(jīng)濟(jì)增長主要依靠大量的投資和資源消耗維持[1]；另一種則認(rèn)為，中國的過度工業(yè)化會由于資本邊際收益遞減導(dǎo)致要素驅(qū)動型的經(jīng)濟(jì)增長放緩[2]?？傮w來看，學(xué)界對于中國工業(yè)化路徑的負(fù)面意見主要集中于效率下降、資本投入依賴以及增長可持續(xù)性等方面，若將我國近三十多年來的工業(yè)化進(jìn)程置于一個生產(chǎn)函數(shù)中進(jìn)行考察，則這些問題均與生產(chǎn)過程中的技術(shù)選擇、要素配置比例及其變動速度有關(guān)。發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域中一個流行的觀點(diǎn)認(rèn)為：勞動力剩余的發(fā)展中國家在工業(yè)化還沒有達(dá)到最大產(chǎn)出點(diǎn)之前，應(yīng)進(jìn)行“適宜的技術(shù)選擇”[3]，最大限度地運(yùn)用勞動偏向型技術(shù)[4]。對于中國這樣一個勞動力稟賦豐富而資本相對缺乏的大國而言，其工業(yè)化路徑是否“適宜”，在很大程度上取決于技術(shù)進(jìn)步特征以及增長動力，相關(guān)領(lǐng)域由此成為研究熱點(diǎn)，本文力圖基于統(tǒng)一模型框架對上述兩方面問題提供實(shí)證參考。

袁鵬等基于1985～2012年省級面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)我國勞動要素存在正向的要素增強(qiáng)型技術(shù)變化，而資本要素存在負(fù)向的要素增強(qiáng)型技術(shù)變化[5]。劉志恒等的研究則表明，相對增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步在我國產(chǎn)業(yè)層面要素收入分配中發(fā)揮了主導(dǎo)作用[6]。戴天仕、徐現(xiàn)祥研究發(fā)現(xiàn)，1979～1982年我國技術(shù)進(jìn)步偏向于勞動，1983～2005年偏向于資本[7]。黃先海和徐圣同樣得到20世紀(jì)90年代以來中國技術(shù)進(jìn)步總體上偏向于資本的結(jié)論[8]。值得一提的是，苗文龍、萬杰研究發(fā)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)增長的主要動力仍是投資擴(kuò)張，而投資效率持續(xù)下降，其原因主要是技術(shù)選擇偏向于資本密集型[9]，但遺憾的是，其對技術(shù)進(jìn)步的測度僅限于科研與教育投入，無法準(zhǔn)確反映技術(shù)進(jìn)步的真實(shí)特征。

已有文獻(xiàn)普遍支持中國采用了資本偏向型技術(shù)進(jìn)步的結(jié)論，但這些研究大多針對整體經(jīng)濟(jì)或行業(yè)層面，而在宏觀領(lǐng)域(國民經(jīng)濟(jì))與微觀領(lǐng)域(企業(yè))之間，還存在中觀層面的區(qū)域視角[10]。就目前來看，針對區(qū)域?qū)用婕夹g(shù)進(jìn)步特征的文獻(xiàn)相對較少，可能的原因在于：相比區(qū)域?qū)用娴膹V泛異質(zhì)性，行業(yè)內(nèi)部的同質(zhì)性更容易被接受，在此前提下，區(qū)域研究結(jié)論的穩(wěn)健性和解釋力往往面臨更大的考驗(yàn)。在已有文獻(xiàn)中，學(xué)者們慣于用“東、中、西部”這類“中觀區(qū)域①”作為實(shí)證對象，并試圖提出針對區(qū)域整體的統(tǒng)一性結(jié)論。然而，中觀區(qū)域一般由若干個區(qū)域截面構(gòu)成，如果各截面的性質(zhì)完全不同，則統(tǒng)一結(jié)論顯然不能反映多個截面的狀況，此時得出區(qū)域整體性的結(jié)論便會缺乏穩(wěn)健性；在計(jì)量層面，這一點(diǎn)則體現(xiàn)為中觀區(qū)域結(jié)論對截面系數(shù)的一致性要求。當(dāng)然，研究者所能強(qiáng)調(diào)的區(qū)域一致性并非目標(biāo)區(qū)域內(nèi)部的絕對同質(zhì)，這顯然并不現(xiàn)實(shí)，但至少可以要求區(qū)域內(nèi)各截面具有計(jì)量上的一致性，如此才能保證中觀區(qū)域結(jié)論具有最基本的穩(wěn)健性和解釋力。

在涉及中觀區(qū)域的研究中，實(shí)證對象的范圍大小、區(qū)域一致性和結(jié)論解釋力三者之間存在權(quán)衡關(guān)系。一般而言，針對較小區(qū)域(省市)的結(jié)論更易具有穩(wěn)健性，但其解釋力會因區(qū)域范圍過小而有所不足；相反，若選擇較大區(qū)域進(jìn)行研究，則盡管結(jié)論解釋力有所保障，但對于區(qū)域一致性的要求更為嚴(yán)格。在區(qū)域面板分析中，截面一致性的判斷會直接影響模型設(shè)定、估計(jì)方法乃至結(jié)論解釋力，研究者必須在區(qū)域截面異質(zhì)性和中觀結(jié)論一致性之間尋求平衡，因而不得不保持謹(jǐn)慎。例如孫焱林和溫湖煒對我國1978～2012年省際技術(shù)進(jìn)步偏向的研究[11]，其結(jié)論便僅針對省區(qū)，而并未拓展至中觀區(qū)域，可見針對省區(qū)的結(jié)論遠(yuǎn)比針對中觀區(qū)域來的穩(wěn)健，這也是相關(guān)研究難以延伸至中觀區(qū)域的重要原因。

若將上述問題置于中國地區(qū)層面進(jìn)行考察，則區(qū)域一致性的討論不僅具有理論必要，同時也極具現(xiàn)實(shí)價(jià)值。中國是一個“不均質(zhì)”大國[12]，大國的工業(yè)化過程必然是由若干局部區(qū)域向外部空間擴(kuò)散[13]，在此背景下，區(qū)域?qū)用娴募夹g(shù)進(jìn)步往往呈現(xiàn)空間相關(guān)特征，一個地區(qū)的工業(yè)化成功經(jīng)驗(yàn)會通過技術(shù)模仿與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移機(jī)制向周邊擴(kuò)散，使得特定的工業(yè)化模式在區(qū)域空間逐步鋪開，最終在局部形成類似“俱樂部”性質(zhì)的工業(yè)化區(qū)域。在以地方政府為主導(dǎo)的區(qū)域工業(yè)化模式下，鄰近區(qū)域往往會由于技術(shù)模仿和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移機(jī)制的作用形成相近的工業(yè)化路徑與技術(shù)特征，這使得區(qū)域?qū)用婕夹g(shù)進(jìn)步參數(shù)可能具有一致性。在已有文獻(xiàn)基礎(chǔ)上，本文的研究重點(diǎn)并不在于技術(shù)進(jìn)步特征的時變細(xì)節(jié)，而在于其橫向格局——即不同區(qū)域間的差異比較，本文試圖在以下方面有所拓展：

第一，就目前來看，相關(guān)領(lǐng)域?yàn)閿?shù)不多的區(qū)域?qū)用嫜芯看蠖嘀苯右弥髁鞯摹叭髤^(qū)域”(東部、中部、西部)或“四大區(qū)域”(東部、中部、西部、東北)劃分標(biāo)準(zhǔn)[14][15]，這些文獻(xiàn)結(jié)論均針對中觀區(qū)域，但并未進(jìn)行截面一致性檢驗(yàn)，這相當(dāng)于默認(rèn)目標(biāo)區(qū)域具有內(nèi)部一致性，使得整體結(jié)論欠缺穩(wěn)健。針對這一問題，本文并不直接引用主流區(qū)域劃分，而是通過截面系數(shù)的一致性檢驗(yàn)事先確認(rèn)目標(biāo)區(qū)域的內(nèi)部一致性，并根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)論對主流區(qū)域劃分進(jìn)行重組檢驗(yàn)，最終獲得滿足一致性要求的六大實(shí)證區(qū)域，以保證中觀區(qū)域結(jié)論的穩(wěn)健性和解釋力。

第二，單一針對我國技術(shù)進(jìn)步增強(qiáng)特征或增長驅(qū)動因素的研究已有很多[5][6][16][17]，但少有文獻(xiàn)將兩者結(jié)合起來進(jìn)行討論；現(xiàn)有文獻(xiàn)大多集中于討論技術(shù)進(jìn)步的偏向性及影響[11][14][18]，針對技術(shù)進(jìn)步增強(qiáng)性的研究相對少見。因此，本文嘗試將技術(shù)進(jìn)步增強(qiáng)性特征和增長驅(qū)動問題納入同一模型框架，在測度工業(yè)技術(shù)增強(qiáng)特征的同時，對我國區(qū)域工業(yè)增長中的技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)和要素效率貢獻(xiàn)進(jìn)行分解比較。

第三，在模型設(shè)置方面，相關(guān)文獻(xiàn)大多使用基于超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)或CES生產(chǎn)函數(shù)的模型[15][16][19][20]。但超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)設(shè)置有大量的交叉項(xiàng)與平方項(xiàng)，解釋變量個數(shù)往往高達(dá)10個以上，可能存在共線性，此問題在面板數(shù)據(jù)條件下可能更為突出；而基于CES生產(chǎn)函數(shù)的測算模型設(shè)置較為復(fù)雜，其關(guān)鍵參數(shù)需要通過聯(lián)立方程組進(jìn)行估計(jì)，使得該模型在面板數(shù)據(jù)條件下難以進(jìn)行截面一致性檢驗(yàn)?；谶@一點(diǎn)，本文嘗試構(gòu)造一個簡化的增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步模型，在測定技術(shù)進(jìn)步特征的同時兼顧截面的一致性檢驗(yàn)。

二、模型設(shè)置與分析方法

曾先鋒等的研究表明1985～2007年中國工業(yè)大體上表現(xiàn)出規(guī)模報(bào)酬不變特征[16]，基于這一結(jié)論，本文將生產(chǎn)函數(shù)寫作以下形式，并假定其為一階齊次：

Y=G(K,L,t)=F[A(t)K,B(t)L]

(1)

人均產(chǎn)出(產(chǎn)值)函數(shù)為：

y=g(k,t)=f[A(t)k,B(t)](y=Y/L,k=K/L)

(2)

A(t)和B(t)是時間的函數(shù)，分別代表資本效率與勞動效率。資本效率和勞動效率越高，則一定量要素投入在產(chǎn)出中發(fā)揮的作用越大，故A(t)K和B(t)L為產(chǎn)出中發(fā)揮作用的有效資本和有效勞動。假定A(t)和B(t)在實(shí)證期間內(nèi)以固定速率變化，即A(t)=A0eμt，B(t)=B0eλt，A0、B0為初始值，μ、λ分別為A(t)和B(t)的平均變化率。于是，可將總生產(chǎn)函數(shù)寫成式(3)形式：

Y(t)=F(A0Keμt,B0Leλt)

(3)

根據(jù)張俊等的定義：如果A(t)的變化率為正，則技術(shù)進(jìn)步具有資本增強(qiáng)屬性(反之則為資本弱化屬性)，若B(t)的變化率為正，則技術(shù)進(jìn)步具有勞動增強(qiáng)屬性(反之則為勞動弱化屬性)；如果A(t)的變化率大于B(t)的變化率②，則為相對資本增強(qiáng)型的技術(shù)進(jìn)步；若A(t)的變化率小于B(t)的變化率，則為相對勞動增強(qiáng)型的技術(shù)進(jìn)步，若A(t)的變化率等于B(t)的變化率，則技術(shù)進(jìn)步為中性[18]。

對式(3)求導(dǎo)得：

(4)

若將生產(chǎn)函數(shù)F(A0Keut,B0Leλt)寫成F(U，V)的形式，則F1與F2分別是生產(chǎn)函數(shù)F(U，V)對U和V的一階偏導(dǎo)，此時資本的邊際產(chǎn)出FK=A0F1eμt，勞動的邊際產(chǎn)出FL=B0F2eλt，在均衡狀態(tài)下總產(chǎn)出中的資本份額為：

(5)

(6)

為進(jìn)一步揭示技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)的構(gòu)成要素，我們將其再次分解，根據(jù)模型定義，μ為資本效率的平均變化率，故可定義C=θμ為資本效率的平均貢獻(xiàn)；λ為勞動效率的平均變化率，故可定義W=(1-θ)λ為勞動效率的平均貢獻(xiàn)③，顯然T= C+W，即技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)=資本效率貢獻(xiàn)+勞動效率貢獻(xiàn)。

分析至此，我們將技術(shù)進(jìn)步增強(qiáng)特征與增長驅(qū)動問題納入統(tǒng)一模型框架，需要說明的是，μ和λ是通過模型擬合得到的A(t)和B(t)的平均變化率，并非當(dāng)年的實(shí)際變化率，故以上計(jì)算的C和W并非實(shí)際貢獻(xiàn)，而是均攤至年度的平均貢獻(xiàn)。

(7)

則根據(jù)式(6)有：

πt=λ+θ(μ-λ)

(8)

由式(7)可知，πt為產(chǎn)出增長中要素投入增長之外的部分。以πt為因變量，θ為自變量，λ和μ-λ為待估參數(shù)，在Y、K、L與θ已知時，可基于式(8)進(jìn)行實(shí)證數(shù)據(jù)擬合，具體步驟如下：

1.使用各地區(qū)工業(yè)就業(yè)人數(shù)L、資本存量K、人均工資ω以及單位資本成本r數(shù)據(jù)，依據(jù)式(5)計(jì)算產(chǎn)出中的資本份額θ。

3.以πt為因變量，θ為自變量，基于各區(qū)域分面板進(jìn)行擬合以得到λ以及μ-λ，并計(jì)算出λ和μ。

4.基于以上步驟所得到的λ、μ、θ值，分別計(jì)算出T④、 C、W。

三、數(shù)據(jù)來源與處理

改革開放是中國工業(yè)化重新啟動的重要時點(diǎn)⑤，本文實(shí)證采用工業(yè)增加值衡量產(chǎn)出，由于2012年之后統(tǒng)計(jì)口徑調(diào)整，各級統(tǒng)計(jì)年鑒不再編制工業(yè)增加值而只報(bào)告總產(chǎn)值數(shù)據(jù)，基于數(shù)據(jù)一致性考量，我們將實(shí)證時期定為改革開放后的1980～2011年。實(shí)證分析需使用各省區(qū)工業(yè)就業(yè)人數(shù)L、資本存量K、人均工資ω以及單位資本成本r數(shù)據(jù)?？紤]到重慶市在1998年后才被列為直轄市，為保持?jǐn)?shù)據(jù)一致性，我們將1998年之后重慶市與四川省數(shù)據(jù)合并；西藏與海南的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，故被排除在實(shí)證樣本之外，最終使用我國大陸28個省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，具體數(shù)據(jù)來源和計(jì)算過程如下。

(一)各省區(qū)工業(yè)資本存量的估算

徐現(xiàn)祥等基于《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料：1952—1995》和《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料：1996—2002》估算了1978～2002年我國分省三次產(chǎn)業(yè)的資本存量[21](基期為1978年)，本文實(shí)證部分引用他們的資本存量數(shù)據(jù)，并在其計(jì)算的2002年省際第二產(chǎn)業(yè)資本存量的基礎(chǔ)上，使用2003～2012年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》提供的“各地區(qū)按主要行業(yè)分全社會固定資本投資”將資本存量序列拓展至2011年，使用永續(xù)盤存法計(jì)算，公式為：Kt=Kt-1(1-δt)+It,其中，t=2003,2004…,2011。

根據(jù)2003年我國頒布的行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，我們將相關(guān)年度《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》提供的固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)分類加總為工業(yè)固定資產(chǎn)投資，由于統(tǒng)計(jì)口徑調(diào)整，《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2004》并未提供“各地區(qū)按主要行業(yè)分全社會固定資本投資”，而只公布了“各地區(qū)按行業(yè)分基本建設(shè)投資”和“各地區(qū)按行業(yè)分更新改造投資” 數(shù)據(jù)，我們將上述兩項(xiàng)加總近似作為2003年各地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)的固定資產(chǎn)投資額。薛俊波等利用投入產(chǎn)出表的數(shù)據(jù)估算了我國各行業(yè)的折舊率[22]，本文借鑒他們的研究，將各地區(qū)工業(yè)折舊率設(shè)定為7.17%，以計(jì)算1980～2011年我國各省工業(yè)資本存量數(shù)據(jù)。

(二)工業(yè)產(chǎn)出、就業(yè)等相關(guān)數(shù)據(jù)來源與處理

各省區(qū)工業(yè)就業(yè)數(shù)據(jù)來源于相關(guān)年份《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》以及CCER中國宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫提供的“第二產(chǎn)業(yè)年末從業(yè)人數(shù)”。由于統(tǒng)計(jì)口徑調(diào)整，2006和2011年的統(tǒng)計(jì)資料并未報(bào)告“各地區(qū)按三次產(chǎn)業(yè)分就業(yè)人數(shù)”數(shù)據(jù)，而只提供了“各地區(qū)分行業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)”?？紤]到工業(yè)就業(yè)人口主要集中于城鎮(zhèn)，我們假定各地區(qū)城鎮(zhèn)單位從業(yè)人員數(shù)與工業(yè)從業(yè)人員數(shù)按同比例變化，并使用各地區(qū)分行業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)(年底數(shù))的變動趨勢來估算2011年地區(qū)工業(yè)從業(yè)人員總數(shù)，計(jì)算公式為：各地區(qū)工業(yè)就業(yè)人員數(shù) (本年度)=[各地區(qū)分行業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)(本年度年底數(shù))/各地區(qū)分行業(yè)城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)(上年度年底數(shù))]×各地區(qū)工業(yè)就業(yè)人員數(shù) (上年度年底數(shù))。

本文各地區(qū)工業(yè)產(chǎn)出指標(biāo)Y使用CCER金融研究數(shù)據(jù)地區(qū)經(jīng)濟(jì)分庫提供的“各地區(qū)工業(yè)增加值”，并基于GDP平減指數(shù)調(diào)整為1978年的不變價(jià)格；單位資本成本r使用各年度一年期貸款平均利率進(jìn)行測度，數(shù)據(jù)來自相關(guān)年度《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國金融年鑒》；工業(yè)行業(yè)勞動者報(bào)酬依據(jù)歷年《中國勞動統(tǒng)計(jì)年鑒》公布的“各地區(qū)分行業(yè)就業(yè)人員和工資總額(勞動報(bào)酬)”計(jì)算，將工資總額除以就業(yè)人員數(shù)得到平均工資，并用以1978年為基期的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)區(qū)域面板一致性——模型設(shè)定檢驗(yàn)與實(shí)證區(qū)域劃分

本文的實(shí)證檢驗(yàn)基于式(8)進(jìn)行，并通過截距項(xiàng)λ和斜率項(xiàng)μ-λ的擬合獲得關(guān)鍵參數(shù)μ和λ，以此測度各區(qū)域工業(yè)技術(shù)進(jìn)步特征，在此設(shè)置下，只有各截面的λ和μ-λ擬合系數(shù)同時滿足一致性要求，才能確保得到中觀區(qū)域技術(shù)進(jìn)步參數(shù)μ和λ的一致結(jié)論。換而言之，各截面的截距項(xiàng)與斜率項(xiàng)不應(yīng)存在顯著差異，顯然此要求符合面板混合估計(jì)模型設(shè)定。因此，我們以主流的東部、中部、西部、東北四大區(qū)域作為分析起點(diǎn)，通過模型設(shè)定檢驗(yàn)(面板數(shù)據(jù)可混合性檢驗(yàn))逐步檢查各區(qū)域截面的一致性，若檢驗(yàn)符合混合模型設(shè)定，則認(rèn)為該區(qū)域參數(shù)符合區(qū)域一致性要求；若不符合，則認(rèn)為該區(qū)域參數(shù)存在截面異質(zhì)性，對該區(qū)域截面拆分重組后再次進(jìn)行檢驗(yàn)，直至獲得若干一致性區(qū)域?yàn)橹埂?/p>

為避免偽回歸問題，本文對相關(guān)變量進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)，考慮面板單位根檢驗(yàn)分為同質(zhì)面板和異質(zhì)面板單位根檢驗(yàn)兩類，本文分別采用 LLC和 Fisher-ADF檢驗(yàn)量對前文計(jì)算的各省πt和θ面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示πt和θ變量均為一階單整，可做進(jìn)一步面板分析。

為確定各區(qū)域截面的系數(shù)一致性，本文使用F統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行面板模型設(shè)定檢驗(yàn)⑥，對上述四大區(qū)域進(jìn)行的檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1　　　四大區(qū)域面板設(shè)定檢驗(yàn)結(jié)果

注：表格中H0為檢驗(yàn)原假設(shè)，括號內(nèi)為相應(yīng)自由度下F檢驗(yàn)臨界值，表2同。

就表1來看，中部、西部以及東北地區(qū)均適用混合模型，符合截面一致性要求；東部地區(qū)則相對特殊，檢驗(yàn)符合變系數(shù)模型。從理論上看，模型變系數(shù)特征源于區(qū)域內(nèi)部的截面異質(zhì)性，由于全國直轄市中有三個(北京、天津、上海)分布于東部，直轄市的工業(yè)化特征與一般省區(qū)存在顯著差異，故東部的變系數(shù)特征可能源于直轄市的特殊影響，為此我們嘗試在東部面板中剔除三個直轄市，結(jié)果仍發(fā)現(xiàn)適用變系數(shù)模型(見表1)?？梢姈|部地區(qū)的變系數(shù)特征并非完全源于直轄市的影響，而是存在其他異質(zhì)性因素。

基于以上判斷，我們對東部地區(qū)進(jìn)行拆分重組，對其中的子區(qū)域進(jìn)行重新檢驗(yàn)，若子區(qū)域通過一致性檢驗(yàn)，則選其作為實(shí)證區(qū)域；若不通過，則再次重組后繼續(xù)進(jìn)行檢驗(yàn)。由于東部省市子區(qū)域組合眾多，考慮空間鄰近與經(jīng)濟(jì)相關(guān)性，我們以國務(wù)院發(fā)展研究中心2005年6月發(fā)布的《地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展的戰(zhàn)略和政策》中劃分的東部三個經(jīng)濟(jì)區(qū)域?yàn)槌醪綑z驗(yàn)單元⑦，剔除直轄市這類可能的異質(zhì)性截面，將東部拆分為南部沿海(廣東、福建)、東部沿海(江蘇、浙江)和北部沿海(河北、山東)三個子區(qū)域進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。

表2顯示，重組后的東部沿海、南部沿海和北部沿海區(qū)域均符合混合模型設(shè)定，滿足區(qū)域截面一致性要求。至此，我們確認(rèn)了東部沿海(蘇、浙)、南部沿海(粵、閩)、北部沿海(冀、魯)、中部(鄂、湘、贛、皖、晉、豫)、西部(云、貴、川、桂、甘、青、寧、藏、新、蒙)、東北(黑、吉、遼)這六個區(qū)域的面板截面一致性，并以之作為實(shí)證區(qū)域。

表2　　　東部細(xì)分區(qū)域面板設(shè)定檢驗(yàn)結(jié)果

(二)模型擬合結(jié)果分析與比較

基于式(8)分別對上述六個區(qū)域分面板進(jìn)行混合模型估計(jì)，本文實(shí)證區(qū)域的截面數(shù)量N(截面數(shù)最多的西部地區(qū)N=10)小于時期數(shù)t(t=32)，符合不相關(guān)回歸方法(seemingly unrelated regression，SUR)的運(yùn)用條件，使用該方法對模型橫截面的異方差與序列自相關(guān)進(jìn)行修正，回歸結(jié)果如表3所示。由表3可知，東部沿海、南部沿海、西部、東北地區(qū)的λ和μ-λ擬合系數(shù)至少在10%的水平上顯著，而中部地區(qū)與北部沿海無論是擬合系數(shù)還是模型整體顯著性水平均未達(dá)到10%?；诜€(wěn)健性考量，本文結(jié)論僅圍繞模型系數(shù)顯著的四個區(qū)域展開，中部地區(qū)與北部沿海僅作為比較參照。

表3　　六大區(qū)域的實(shí)證結(jié)果

注：括號內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)值，*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著。

基于區(qū)域間的比較，我們發(fā)現(xiàn)東部沿海與南部沿海的λ和μ總體較高(λ和μ總和在0.07以上)，說明這兩個地區(qū)要素效率總體增長較快；相比之下，東北和西部地區(qū)的要素效率增長速度相對偏低，這表明我國沿海與內(nèi)陸之間不僅存在經(jīng)濟(jì)落差，而且存在技術(shù)效率落差。就各區(qū)域λ和μ符號來看，我們發(fā)現(xiàn)六個實(shí)證區(qū)域勞動增強(qiáng)系數(shù)λ均為正值，而資本增強(qiáng)系數(shù)μ除在西部地區(qū)為負(fù)值外，其他地區(qū)均為正值。通過比較各區(qū)域λ和μ值發(fā)現(xiàn)，除南部沿海地區(qū)之外，其他5個區(qū)域λ擬合值均大于μ，這表明我國大部分地區(qū)工業(yè)勞動效率的增長要快于資本效率增長，技術(shù)進(jìn)步呈現(xiàn)相對勞動增強(qiáng)型特征。Acemoglu認(rèn)為穩(wěn)態(tài)增長路徑中技術(shù)進(jìn)步主要表現(xiàn)為勞動增強(qiáng)型，資本增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步只可能存在于平衡到非平衡的轉(zhuǎn)軌路徑中[23]，結(jié)合我國轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)背景與本文結(jié)論，可以認(rèn)為我國大部分區(qū)域工業(yè)層面均符合這一描述，技術(shù)進(jìn)步特征以勞動增強(qiáng)型為主。

在六個實(shí)證區(qū)域中，西部地區(qū)的勞動效率增長率在所有考察區(qū)域中最高(0.06342)，而資本效率增長率為各區(qū)域中唯一的負(fù)值(-0.01177)，表明該地區(qū)工業(yè)技術(shù)具有顯著勞動增強(qiáng)和資本弱化特征。在國內(nèi)外研究中，勞動效率增長快于資本效率增長的結(jié)論普遍存在[24][25]，相當(dāng)部分文獻(xiàn)研究中資本效率的增長率為負(fù)值，戴天仕和徐現(xiàn)祥、雷欽禮和徐家春針對中國整體經(jīng)濟(jì)的考察均發(fā)現(xiàn)改革開放以來我國勞動效率的增長率為正，資本效率的增長率為負(fù)[7][26]。值得一提的是，陳曉玲、連玉君采用標(biāo)準(zhǔn)化供給面系統(tǒng)方法測算我國1978～2008年各省份的有偏技術(shù)進(jìn)步，結(jié)果發(fā)現(xiàn)四川、新疆、遼寧、青海等15個省區(qū)勞動效率增長率高于資本效率增長率，廣西、青海、內(nèi)蒙古等8個省區(qū)資本效率增長率小于0[27]，這在一定程度上印證了本文西部地區(qū)的實(shí)證結(jié)論。

考慮到各省區(qū)工業(yè)要素密集度與技術(shù)進(jìn)步的要素偏向密切相關(guān)[27]，本文試圖從要素構(gòu)成視角對西部地區(qū)工業(yè)資本效率的下降提供一種解釋，為此我們計(jì)算了六個實(shí)證區(qū)域的平均工業(yè)資本—勞動比(元/人)，并以之作為資本深化的測度指標(biāo)(見圖1)。

根據(jù)圖1可以發(fā)現(xiàn)，相對落后的西部地區(qū)反而具有各區(qū)域中最高的工業(yè)資本—勞動比，南部沿海地區(qū)工業(yè)資本—勞動比反而最低，可見就生產(chǎn)中實(shí)際吸納要素來看，西部地區(qū)并非一般經(jīng)驗(yàn)認(rèn)知中的那樣勞動充裕且資本稀缺，盡管西部勞動力儲量豐富，但工業(yè)生產(chǎn)實(shí)際吸納的勞動力相較資本而言份額偏低。從理論上看，資本—勞動比的上升源于資本增速的相對提升或勞動增速的相對下降，在近年來各地區(qū)工業(yè)就業(yè)總體保持增長的前提下，西部工業(yè)的高資本—勞動比只能源于資本的超速積累。文獻(xiàn)研究也表明：西部地區(qū)具有我國各區(qū)域中最高的投資率，2009年西部地區(qū)固定資產(chǎn)投資總額占GDP的比重(投資率)高達(dá)70%[30]，可見資本投入在西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長中扮演了重要角色。那么，大量的資本投入與積累是否會因規(guī)模效應(yīng)帶來效率的提升？張軍的研究給出了否定的答案，他認(rèn)為在中國的工業(yè)組織中，“規(guī)模效應(yīng)”并不十分顯著，在一些情況下，投資規(guī)模大的企業(yè)還會出現(xiàn)規(guī)模不經(jīng)濟(jì)的結(jié)果；在技術(shù)的選擇出現(xiàn)資本替代勞動的路徑偏差情況下，投資的增長會導(dǎo)致資本—勞動比率的上升，使得資本的邊際回報(bào)出現(xiàn)遞減趨勢[2]。

圖1　1980-2011年六大實(shí)證區(qū)域資本—勞動比變動比較

從資本積累的動態(tài)效率⑧視角來看，在我國二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下，現(xiàn)代部門和傳統(tǒng)部門并存，在資本積累過程中存在兩種模式：一是將現(xiàn)代部門中的剩余投資全部用于吸納傳統(tǒng)部門的剩余勞動力，在此模式下現(xiàn)代部門的人均資本會保持不變；二是將現(xiàn)代部門中的剩余投資全部用于裝備現(xiàn)代部門已有的勞動力，在此模式下現(xiàn)代部門的人均資本會迅速上升，資本的邊際產(chǎn)出會迅速下降[29]。20世紀(jì)80年代末期以來，中國整體經(jīng)濟(jì)以及工業(yè)層面均出現(xiàn)了資本—勞動比的持續(xù)上升[2]，由此可以判斷中國經(jīng)濟(jì)模式大體偏向于第二種，這種模式會引起資本邊際報(bào)酬迅速下降，造成經(jīng)濟(jì)過快步入動態(tài)無效狀態(tài)[30]。蒲艷萍、王維群基于AMSZ準(zhǔn)則對我國1998～2006年各區(qū)域資本積累的動態(tài)效率進(jìn)行考察，結(jié)果發(fā)現(xiàn)西部地區(qū)資本積累效率為各區(qū)域中最低，處于動態(tài)無效率狀態(tài)[31]，其工業(yè)資本效率的下滑也是這種動態(tài)無效率的具體表現(xiàn)。根據(jù)雷欽禮的分析，資本效率下滑的原因主要有企業(yè)價(jià)值鏈攀升和產(chǎn)業(yè)升級滯后、政府經(jīng)濟(jì)政策偏差形成的銀行業(yè)高利差導(dǎo)致的扭曲性收入轉(zhuǎn)移、城市房地產(chǎn)價(jià)格的持續(xù)上升導(dǎo)致的實(shí)體經(jīng)濟(jì)企業(yè)房地租成本上升，以及政府稅收持續(xù)快速增長對實(shí)體經(jīng)濟(jì)企業(yè)收益造成的擠壓[32]。

關(guān)于西部地區(qū)較高的工業(yè)勞動效率增長率，可能的解釋是西部地區(qū)集中了我國大量資源密集型產(chǎn)業(yè)[33]，形成了相對較高的工業(yè)資本—勞動比(圖1)，且該地區(qū)國有部門的投資偏向程度⑨遠(yuǎn)高于東部與中部[28]。遵循上述資本形成的第二種模式，西部地區(qū)大量投資流向現(xiàn)代工業(yè)部門尤其是國有部門中去裝備已有勞動力，這雖然會造成資本邊際效益的下降，但同時也會因技術(shù)裝備率的迅速提高而帶來勞動效率的配置性改進(jìn)，使該地區(qū)工業(yè)技術(shù)呈現(xiàn)顯著勞動增強(qiáng)的特征。相比之下，東部沿海與南部沿海省區(qū)勞動密集型工業(yè)蓬勃發(fā)展，勞動力大量流入傳統(tǒng)勞動密集部門，低技能勞動力的大量投入導(dǎo)致邊際報(bào)酬遞減，使得沿海地區(qū)勞動效率增長反而不如西部地區(qū)那樣顯著。

(三)技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)與要素效率貢獻(xiàn)分析

基于實(shí)證得到的λ和μ值以及前文計(jì)算的θ份額，計(jì)算各省區(qū)工業(yè)增長中的技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)T，并以各地區(qū)當(dāng)年工業(yè)增加值增長率為權(quán)重，計(jì)算東部沿海、南部沿海、西部、東北地區(qū)工業(yè)增長中的加權(quán)平均技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)，如圖2所示。

由圖2可知，在各地區(qū)1980～2011年工業(yè)增長中，東部沿海地區(qū)技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)最高，一直保持在0.03～0.04左右，該地區(qū)在考察期間平均工業(yè)增長率約為10.1%，可以估算東部沿海工業(yè)增長中技術(shù)進(jìn)步的平均貢獻(xiàn)份額約在30%～40%左右。南部沿海地區(qū)工業(yè)技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)在20世紀(jì)80年代一直維持在0.03左右，進(jìn)入90年代后提升至0.04左右，2000年后又降至0.03的水平，考察期間該區(qū)域平均工業(yè)增長率約為13.5%，因此南部沿海地區(qū)工業(yè)增長中技術(shù)進(jìn)步的平均貢獻(xiàn)份額約在25%左右。西部地區(qū)工業(yè)技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)大幅波動，由改革開放初期的0.03左右一直降至1995年的0.02以下，1995年后開始迅速回升，2010年后升至0.35左右的水平；考察期間西部地區(qū)平均工業(yè)增長率約為10.9%，工業(yè)技術(shù)進(jìn)步的平均貢獻(xiàn)率在高峰年份接近35%，低谷年份則在20%以下。東北地區(qū)技術(shù)進(jìn)步的平均貢獻(xiàn)最低，一直保持在0.02左右，該地區(qū)工業(yè)增長技術(shù)貢獻(xiàn)率較低(20%左右)，主要依賴于要素投入的貢獻(xiàn)。

圖2　工業(yè)產(chǎn)出增長中技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)的區(qū)域比較

學(xué)者對我國經(jīng)濟(jì)增長中技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率的估算結(jié)果大多在20%～40%區(qū)間。盡管本文研究針對區(qū)域工業(yè)，但所測算的各區(qū)域工業(yè)技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率與上述結(jié)論相差不大。根據(jù)Dougherty和 Jorgenson的研究，全要素生產(chǎn)率分別解釋了1960～1989年間日本和德國產(chǎn)出增長的49.8%和57.6%[34]，相比之下，我國區(qū)域工業(yè)增長中的技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率仍有很大提升空間。

為進(jìn)一步揭示地區(qū)工業(yè)增長中技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)的細(xì)節(jié)，我們分別計(jì)算了各區(qū)域C、W的平均值(各省區(qū)C、W值的算術(shù)平均)，基于C、W值繪制面積圖，圖3、圖4、圖5為堆積面積圖；西部地區(qū)勞動效率貢獻(xiàn)為負(fù)值，故圖6為一般面積圖。

如圖3所示，東部沿海工業(yè)增長中技術(shù)進(jìn)步的平均貢獻(xiàn)為0.03～0.04，其中勞動增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步發(fā)揮了主要作用，相比之下，該地區(qū)工業(yè)資本效率貢獻(xiàn)相對較低，其原因可能在于對勞動力的過度依賴造成技術(shù)改造動力不足，長期積累導(dǎo)致資本技術(shù)效率低下。張?jiān)铝岬妊芯堪l(fā)現(xiàn)東部地區(qū)因“資源詛咒”型技術(shù)選擇惰性，造成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的低端鎖定[15]。盡管本文區(qū)域劃分和研究方法與其并不一致，但也在一定程度上印證了她們的觀點(diǎn)：我國東部沿海工業(yè)增長中的技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)是以對勞動增強(qiáng)型技術(shù)的過度依賴為基礎(chǔ)的，這種依賴會導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)升級與轉(zhuǎn)移的滯后。圖3顯示在1996年后，東部沿海工業(yè)資本效率貢獻(xiàn)開始進(jìn)入單調(diào)遞減區(qū)間，加快產(chǎn)業(yè)升級和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移迫在眉睫。

南部沿海地區(qū)情況較為特殊，在1990～2000年間，該地區(qū)資本效率貢獻(xiàn)高于勞動效率貢獻(xiàn)，在其余年份中資本效率貢獻(xiàn)與勞動效率貢獻(xiàn)基本持平；相比其他區(qū)域，南部沿海工業(yè)技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)中資本效率的貢獻(xiàn)更為顯著。根據(jù)宋冬林的觀點(diǎn)，技術(shù)進(jìn)步是被蘊(yùn)含在資本投入之中的，蘊(yùn)含體現(xiàn)式技術(shù)進(jìn)步的資本投入對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用更為突出[35]。我國南部沿海工業(yè)化具有典型的外向型特征，改革開放之后，由于國外先進(jìn)技術(shù)和設(shè)備的大量引進(jìn)，資本形成過程蘊(yùn)含大量資本體現(xiàn)式技術(shù)進(jìn)步，這使得該地區(qū)工業(yè)的資本效率獲得顯著提升。相比之下，東部沿海(江浙地區(qū))的工業(yè)化是由民間主導(dǎo)的“自下而上”的內(nèi)生型工業(yè)化，對外資依賴程度相對較低，體現(xiàn)式技術(shù)進(jìn)步所帶來的資本效率改進(jìn)相對較少。值得注意的是，1996年后南部沿海工業(yè)資本效率貢獻(xiàn)與勞動效率貢獻(xiàn)同時劇烈下滑，在經(jīng)歷2008年金融危機(jī)影響后一直回升乏力，可見該地區(qū)依賴外資的工業(yè)模式已經(jīng)難以持續(xù)，如何通過產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型擺脫外向型經(jīng)濟(jì)的路徑依賴成為南部沿海工業(yè)發(fā)展的當(dāng)務(wù)之急。

圖3　東部沿海工業(yè)技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)中要素效率貢獻(xiàn)構(gòu)成

圖4　南部沿海工業(yè)技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)中要素效率貢獻(xiàn)構(gòu)成

圖5　東北地區(qū)工業(yè)技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)中要素效率貢獻(xiàn)構(gòu)成

圖6　西部地區(qū)工業(yè)技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)中要素效率貢獻(xiàn)構(gòu)成

東北地區(qū)的情況令人擔(dān)憂，改革開放以來，該地區(qū)工業(yè)增長中的技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)一直未能超過0.025，盡管勞動效率提供了大部分貢獻(xiàn)，但資本效率的低下成為技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)的巨大制約。東北是我國的老工業(yè)基地，改革開放前，該地區(qū)經(jīng)濟(jì)一直以國有工業(yè)企業(yè)為主要支撐。而從20世紀(jì) 80年代開始，我國逐步引入市場經(jīng)濟(jì)體制，微觀經(jīng)濟(jì)組織的效率越來越取決于其制度結(jié)構(gòu)與市場經(jīng)濟(jì)體制的適應(yīng)性[36]，隨著改革的深入，國企效率相對低下的問題越發(fā)突出，東北地區(qū)國有工業(yè)企業(yè)開始陷入困境，致使以國企為支撐的東北地區(qū)工業(yè)遭受巨大沖擊。由圖5也可看出，從1980年以來，東北地區(qū)的要素效率貢獻(xiàn)一直停留在偏低的水平，直到近期仍未有明顯改觀，可見東北的振興不僅需要政策傾斜和資源投入，還應(yīng)重視人力資本培養(yǎng)、技術(shù)改造以及資本效率的提升。

就本文實(shí)證結(jié)論來看，西部地區(qū)工業(yè)勞動效率貢獻(xiàn)絕對值在絕大部分年份均高于資本效率貢獻(xiàn)絕對值(見圖6)，盡管該地區(qū)工業(yè)資本效率貢獻(xiàn)為負(fù)值，但勞動效率的提升抵消了資本效率的下滑，使得技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)總體為正。尤其在1994年之后，可以看到一個顯著的勞動效率貢獻(xiàn)提升過程，而資本效率卻成為西部工業(yè)實(shí)現(xiàn)技術(shù)效率增長的巨大拖累。在資本效率貢獻(xiàn)為負(fù)的情況下，西部工業(yè)增長只能依賴勞動效率改進(jìn)以及資本投入數(shù)量的增長，但勞動效率不可能無限制地提升，而資本的過度投入又會因邊際報(bào)酬遞減進(jìn)一步壓低資本效率，從而陷入資本效率越低越依賴資本投入的負(fù)面循環(huán)。在經(jīng)歷近三十年的高速資本深化過程之后(見圖1)，西部地區(qū)工業(yè)應(yīng)針對性地調(diào)整產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步方向和速度，加快建立符合要素稀缺性和市場理性的內(nèi)生技術(shù)機(jī)制，通過優(yōu)化資源配置、研發(fā)創(chuàng)新和技術(shù)改造降低資本報(bào)酬遞減的負(fù)面影響，提升資本效率貢獻(xiàn)。

五、結(jié)論與展望

本文使用一個簡化的增強(qiáng)型技術(shù)進(jìn)步模型，基于區(qū)域面板結(jié)論的一致性要求，結(jié)合1980～2011年省級面板數(shù)據(jù)，對我國六大區(qū)域工業(yè)的技術(shù)進(jìn)步特征以及要素效率貢獻(xiàn)進(jìn)行了實(shí)證比較，結(jié)論表明：近三十多年來，除西部地區(qū)之外，我國東部沿海、南部沿海和東北區(qū)域均呈現(xiàn)資本與勞動同時增強(qiáng)的技術(shù)屬性，東部沿海地區(qū)工業(yè)技術(shù)資本與勞動增強(qiáng)屬性相對均衡，南部沿海地區(qū)工業(yè)技術(shù)以資本增強(qiáng)型為主，西部地區(qū)工業(yè)技術(shù)進(jìn)步以勞動增強(qiáng)屬性為主，東北地區(qū)工業(yè)技術(shù)要素增強(qiáng)屬性相對偏低，即大部分區(qū)域工業(yè)技術(shù)勞動增強(qiáng)屬性強(qiáng)于資本增強(qiáng)屬性，總體技術(shù)進(jìn)步呈現(xiàn)相對勞動增強(qiáng)特征。我國大部分區(qū)域工業(yè)增長仍以要素投入為主要推動力，缺乏要素效率的有效支撐；東部沿海的勞動效率、南部沿海的資本效率分別是支撐當(dāng)?shù)丶夹g(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)的主要力量；而偏低的資本效率貢獻(xiàn)則是制約西部與東北地區(qū)工業(yè)技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)的主要因素。如何針對性地調(diào)整各區(qū)域工業(yè)技術(shù)進(jìn)步方向和速度，進(jìn)而提升技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率成為當(dāng)務(wù)之急。

本文為中觀區(qū)域技術(shù)進(jìn)步特征的實(shí)證研究提供了一種視角，但存在以下不足：(1)本文使用了一個相比CES生產(chǎn)函數(shù)更為簡化的模型，盡管模型結(jié)論更為細(xì)化且契合區(qū)域面板研究的需要，但可能忽略一些信息，這實(shí)際上是在模型完備性與操作適應(yīng)性之間的一種權(quán)衡。(2)本文所強(qiáng)調(diào)的區(qū)域一致性主要體現(xiàn)在對面板系數(shù)截面一致性的檢驗(yàn)上，實(shí)證模型的設(shè)置對檢驗(yàn)結(jié)果影響巨大，若采用其他模型設(shè)置則結(jié)論可能不同，針對不同模型設(shè)置的穩(wěn)健性檢驗(yàn)仍有必要，有待未來研究的進(jìn)一步深入。

注釋：

①20世紀(jì)60年代城市經(jīng)濟(jì)學(xué)出現(xiàn)以后，人們逐漸發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)學(xué)的視角除了宏觀、微觀之外，還應(yīng)該有中觀經(jīng)濟(jì)學(xué)，相比“宏觀”的國家視角和“微觀”的企業(yè)視角，“中觀”主要體現(xiàn)在區(qū)域?qū)用?。在區(qū)域?qū)用鎲栴}中，行政區(qū)劃(如省、市、區(qū))是最基本的區(qū)域概念，然而在行政區(qū)劃之上，存在由相鄰或不相鄰的若干區(qū)域組成的區(qū)域集合體(如泛珠三角、長株潭等等)，這種集合體顯然超出基本行政區(qū)域范疇，故我們使用“中觀區(qū)域”反映這類區(qū)域， 即在“國家層面以下，行政區(qū)域以上”的區(qū)域范疇，如經(jīng)濟(jì)區(qū)劃(如環(huán)渤海經(jīng)濟(jì)區(qū))、自然區(qū)域(青藏地區(qū)、華南地區(qū))等。

②此處A(t)和B(t)的變化率為當(dāng)期變化率，反映當(dāng)期技術(shù)進(jìn)步特征；而前文定義的μ和λ是時期平均變化率，反映一段時期的總體平均技術(shù)進(jìn)步速度。

③基于行文便利考慮，后文論述中將C和W簡稱為資本效率貢獻(xiàn)和勞動效率貢獻(xiàn)，其意為資本效率的平均貢獻(xiàn)和勞動效率的平均貢獻(xiàn)。

④盡管根據(jù)本文模型設(shè)置式(6)，理論上T與πt應(yīng)該相等，但在實(shí)證分析中，πt所代表的索羅余值是眾多產(chǎn)出增長影響因素的綜合，其內(nèi)涵不僅僅包括技術(shù)進(jìn)步，而T是基于μ和λ計(jì)量擬合系數(shù)計(jì)算得到的，因此基于計(jì)量過程估算的T值與基于經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)計(jì)算的索羅余值πt之間可能存在差異。實(shí)際上，對式(8)的計(jì)量擬合可視為對索羅余值中勞動效率貢獻(xiàn)與資本效率貢獻(xiàn)的分解與提取，此過程會將一些技術(shù)之外的不可觀測效應(yīng)整理歸入誤差項(xiàng)，從而得到要素效率參數(shù)更為準(zhǔn)確的估計(jì)。

⑤考慮到改革開放之前中國工業(yè)發(fā)展的非正常狀態(tài)，可將三中全會后的改革視為中國工業(yè)化再次啟動的標(biāo)志。

⑦國務(wù)院發(fā)展研究中心2005年6月發(fā)布的《地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展的戰(zhàn)略和政策》將我國劃分為八大經(jīng)濟(jì)區(qū)域，包括黃河中游經(jīng)濟(jì)區(qū)(陜、晉、豫、蒙)、長江中游經(jīng)濟(jì)區(qū)(鄂、湘、贛、皖)、北部沿海經(jīng)濟(jì)區(qū)(京、津、冀、魯)、東部沿海經(jīng)濟(jì)區(qū)(滬、蘇、浙)、南部沿海經(jīng)濟(jì)區(qū)(閩、粵、瓊)、西南經(jīng)濟(jì)區(qū)(云、貴、川、渝、桂)、西北經(jīng)濟(jì)區(qū)(甘、青、寧、藏、新)。

⑧資本積累的動態(tài)效率指的是在長期的增長動態(tài)中，一個經(jīng)濟(jì)體的儲蓄與經(jīng)濟(jì)最優(yōu)增長所要求的儲蓄水平相一致。

⑨國有部門投資偏向=國有部門固定資產(chǎn)投資/全社會固定資產(chǎn)投資總額。

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(責(zé)任編輯：易會文)

中圖分類號：F061.5

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1003-5230(2016)03-0013-11

作者簡介：朱軼(1980— )，男，湖北武漢人，華僑大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院講師。

基金項(xiàng)目：國家社會科學(xué)基金青年項(xiàng)目“就業(yè)優(yōu)先戰(zhàn)略下我國勞動密集型制造業(yè)升級路徑研究”(13CJL057)

收稿日期：2016-03-05