基于省際面板數(shù)據(jù)的對外開放度、TFP和新動能提升研究

張宗良

(臨沂大學(xué)，山東 臨沂 276000)

1 問題提出

不同經(jīng)濟增長階段，約束經(jīng)濟增長條件相異，采取有效措施突破約束是該階段政策取向的核心內(nèi)涵。隨著階段跨越，需要再分析新階段經(jīng)濟增長的約束條件，并根據(jù)其變化，制定相適應(yīng)的戰(zhàn)略、政策與措施，使之成為新階段經(jīng)濟增長的強大動力。改革開放以來，我國政府基于對經(jīng)濟增長階段準(zhǔn)確判斷和施策，2010年起經(jīng)濟總量超越日本成為世界第二大經(jīng)濟體，并不斷縮小著與美國的差距。

從改革開放40年經(jīng)濟增長階段看：1978—1997年，我國處于典型的短缺經(jīng)濟時期，供給推動成為該時期經(jīng)濟政策的典型特點；1998—2012年，擴張需求上升為經(jīng)濟增長的主要難題，需求拉動成為保證經(jīng)濟穩(wěn)定增長的重要戰(zhàn)略[1]。因此，適時推進新舊動力系統(tǒng)的調(diào)整和轉(zhuǎn)換，才能保持經(jīng)濟持續(xù)平穩(wěn)發(fā)展。

作為經(jīng)濟全球化體系中的一員，2008年金融危機后全球經(jīng)濟深度調(diào)整，我國經(jīng)濟也深受影響，伴隨國內(nèi)各種因素的共同作用，由過去的高速增長轉(zhuǎn)變?yōu)橹懈咚僭鲩L，進入經(jīng)濟增長新常態(tài)。這種轉(zhuǎn)變本質(zhì)上是其增長的約束條件產(chǎn)生系統(tǒng)性改變，出現(xiàn)了階段性變化特征。具體來看，我國經(jīng)濟的需求結(jié)構(gòu)發(fā)生了較大變化，社會消費品零售總額所反映的消費需求占比下降，同時增量資本—產(chǎn)出比(ICOR)越來越高。2010年以來，我國固定資產(chǎn)投資效率下降超過60%，導(dǎo)致投資需求下降，從供給側(cè)看，總量上經(jīng)濟增長也受到產(chǎn)能過剩的約束。必須推動新一輪經(jīng)濟增長動力轉(zhuǎn)換來保證經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展[2]。

從世界范圍看，當(dāng)前我國進入上中等收入階段，根據(jù)國外經(jīng)濟發(fā)展史，我國經(jīng)濟有可能在2021年實現(xiàn)向高收入階段的跨越。但當(dāng)前國民生產(chǎn)的總成本相對前期明顯提高，潛在通貨膨脹的壓力和經(jīng)濟下行的威脅并存，成為經(jīng)濟進入新常態(tài)以來的突出特點，也使宏觀需求管理面臨困境。基于我國經(jīng)濟當(dāng)前面臨的結(jié)構(gòu)性矛盾，需要引入供給管理來彌補需求管理的局限性，實行供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革也就成為客觀選擇[3]。新舊動能轉(zhuǎn)換是供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革的重要內(nèi)容，其重要任務(wù)是實現(xiàn)新階段增長動力的轉(zhuǎn)換，深化改革需要轉(zhuǎn)向培育經(jīng)濟增長新動能。新舊動能轉(zhuǎn)換不僅是世界經(jīng)濟演進的客觀規(guī)律，也是世界新技術(shù)革命的必然要求和向全球價值鏈中高端提升的保證，是新時代中國經(jīng)濟發(fā)展的根本出路[4]。2018年，山東省新舊動能轉(zhuǎn)換綜合試驗區(qū)的建立，也亟需從對外開放實踐、全要素生產(chǎn)率等方面為其提供理論支持和實證研究。

2 對外開放與新動能提升

開放是我國也是世界主要國家經(jīng)濟增長的基本經(jīng)驗，世界經(jīng)濟強國的成功崛起都與開放直接相關(guān)，開放為其經(jīng)濟騰飛提供了新動能。1978年以來，我國堅持獨具中國特色的漸進式開放，建立了包括經(jīng)濟特區(qū)、國家級新區(qū)、綜合配套改革試驗區(qū)、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)、經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)、海關(guān)特殊監(jiān)管區(qū)、自由貿(mào)易試驗區(qū)等在內(nèi)各具特色的開放區(qū)域，形成由點到面、由沿海到內(nèi)陸引領(lǐng)各區(qū)域開放的基本格局。對外開放廣度和深度不斷加強，從最初引進國外資金和技術(shù)、利用國際市場為目的，發(fā)展到與國內(nèi)生產(chǎn)要素緊密融合，積極融入全球分工體系，引資、引技、引智相結(jié)合，商品、技術(shù)、金融市場開放相結(jié)合，以建設(shè)經(jīng)濟社會為目標(biāo)?；趯ν忾_放的成功經(jīng)驗以及構(gòu)建我國開放型經(jīng)濟新體系的頂層設(shè)計，2013年我國提出了“一帶一路”的行動倡議，目前已與125個國家29個國際組織簽署了173份合作文件，成為新時代我國對外開放工作的總方針和行動指南。體現(xiàn)了我國對經(jīng)濟全球化的理解、應(yīng)對和貢獻，成為構(gòu)建人類命運共同體的具體實踐和中國方案。

需求側(cè)管理是西方經(jīng)濟學(xué)者的政策主張，也是西方國家宏觀經(jīng)濟管理的主流做法[5]。而供給側(cè)管理由于主要作用于生產(chǎn)者和勞動者，不符合西方經(jīng)濟自由主義原則，受到西方學(xué)者的普遍排斥。但中國特色的社會主義市場經(jīng)濟體制可以實現(xiàn)二者的統(tǒng)一，為新舊動能轉(zhuǎn)換和新動能提升服務(wù)。據(jù)此可將新動能提升的動力源分為需求拉動和供給推動兩大系統(tǒng)。又可進一步將其細(xì)分為6個子系統(tǒng)，包括投資拉動、消費拉動、出口拉動、要素推動、結(jié)構(gòu)推動和制度推動，見圖1。

圖1 新動能提升的動力源與對外開放的關(guān)系Fig.1 Relationship between power producer of new kinetic energy improvement and opening to the outside world

以上各子系統(tǒng)大都與對外開放緊密相關(guān)。在我國當(dāng)前經(jīng)濟發(fā)展階段，來自發(fā)達國家和地區(qū)的FDI仍是我國吸收的投資中質(zhì)量較高部分，通過對外開放實現(xiàn)引資、引技、引智，仍是提升新動能的重要途徑。對外開放還能通過跨境服務(wù)貿(mào)易、國際消費文化、消費潮流等方面拉動國內(nèi)消費增長。而出口貿(mào)易更是經(jīng)濟開放的直接表現(xiàn)形式，出口導(dǎo)向甚至成為一些國家的立國之本，并取得了較大成功，彰顯其對經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的重要作用。出口商品結(jié)構(gòu)更能體現(xiàn)一國的經(jīng)濟及產(chǎn)業(yè)水平。在要素子系統(tǒng)中所包括的資本、土地、勞動、管理、技術(shù)、知識等供給及其使用效率，都是新動能提升的重要組成部分，也是我國實行對開放的直接目標(biāo)，需要國家對外開放的制度供給予以保證。而推進我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型也離不開對先進國家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的分析與借鑒。所以對外開放度與經(jīng)濟新動能提升聯(lián)系密切，建設(shè)對外開放新高地是推動新舊動能轉(zhuǎn)換的必由之路。

基于我國由沿海到內(nèi)陸的漸進式開放模式，我國東、中、西部各省級行政區(qū)域開放度存在較大差距，其對該區(qū)域經(jīng)濟增長的影響也會不同。從實證的角度度量這一影響的實際效果，能更準(zhǔn)確地了解開放度對新動能提升的績效。國家發(fā)改委國際合作中心2018年發(fā)布的“中國區(qū)域?qū)ν忾_放指數(shù)報告”，以經(jīng)濟、技術(shù)、社會三大核心因素為基礎(chǔ)構(gòu)建的對外開放指數(shù)，為衡量省域?qū)ν忾_放總體進程和開放度提供了較為權(quán)威數(shù)據(jù)[6]。

3 全要素生產(chǎn)率與新動能提升

全要素生產(chǎn)率(TFP)是探求經(jīng)濟增長動力和源泉的重要手段，也是國家經(jīng)濟增長方式能否可持續(xù)的重要指標(biāo)[7]，研究新動能提升離不開對TFP的分析。TFP最早由索洛提出，其基本解釋是：在規(guī)模收益不變和希克斯中性技術(shù)假設(shè)下，產(chǎn)出增長中剔除勞動、資本等投入要素增長部分后所得到的殘差[8]。計算TFP增長率，索洛殘差法的TFP增長率計算公式為(1)：

(1)

(2)

式中i為各省域，t為年份，Yit為i區(qū)域第t年的實際產(chǎn)出，用區(qū)域?qū)嶋HGDP表示，Kit為以某年為基期的i區(qū)域第t年的固定資本存量，Lit為i區(qū)域第t年的勞動投入。取自然對數(shù)后，形成模型(3)：

(3)

可以看出索洛殘差法假設(shè)經(jīng)濟資源得到充分利用，沒有考慮配置效率提升的影響，故該方法測算的全要素生產(chǎn)率增長主要包括技術(shù)進步率的影響，不包括“干中學(xué)”范疇的經(jīng)驗積累。自TFP被提出以后，其他國內(nèi)外學(xué)者也提出了許多TFP的測算方法，主要分為增長會計法和經(jīng)濟計量法兩大類方法[9]。前者包括代數(shù)指數(shù)法、索洛殘差法等，后者包括隱性變量法和潛在產(chǎn)出法等。其中潛在產(chǎn)出法利用法雷爾[10]的主張，將產(chǎn)出增長劃分為投入增長、技術(shù)效率和配置效率提升三個方面，TFP的增長就是后兩者之和。在具體計算過程中可分為參數(shù)隨機邊界分析(SFA)和非參數(shù)數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)，SFA模型需要設(shè)定諸如C-D模型等生產(chǎn)函數(shù)并給出假定的樣本分布，適合大樣本的實證研究；而DEA模型利用線性規(guī)劃，從樣本中估計一個非參數(shù)分段前沿，即效率的等量曲線，然后相對這個前沿通過距離函數(shù)實現(xiàn)效率的計算，能夠避免較強的假定。

本研究采用在DEA模型基礎(chǔ)上提出的Malmquist指數(shù)，通過距離函數(shù)的比率計算生產(chǎn)效率，從而分析我國各省域TFP的動態(tài)變化。其模型如下：

(4)

(5)

顯然，式5中技術(shù)效率EF和配置效率TC乘積等于TFP指數(shù)。同時該方法不需要設(shè)定投入要素價格信息和成本利潤等極值條件，從而可以從技術(shù)效率和配置效率兩個方面研究其對新動能提升的影響。

DEA測算結(jié)果的質(zhì)量與樣本和變量的選取密切相關(guān)。選取全國30個省域數(shù)據(jù)作為模型中的決策單元DMU(由于數(shù)據(jù)缺失，西藏自治區(qū)除外)，根據(jù)公式(2)，結(jié)合數(shù)據(jù)的可得性，投入要素確定為各DMU的資本存量和城鎮(zhèn)單位從業(yè)人員。

由于統(tǒng)計資料中沒有直接可用的各省域資本存量數(shù)據(jù)，前人的研究也沒有近年的相關(guān)數(shù)據(jù)，故參考張軍等的做法使用永續(xù)盤存法對各省的資本存量進行了重新測算，并采納其經(jīng)濟折舊率為9.6%的估算[11]。其公式為(6)：

(6)

其中K、i、t含義同上，Iit為i省第t年的固定資本形成總額，Pi為換算得來的以1978年為基期的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，δ為經(jīng)濟折舊率。最終得出以1978年為基期的各省域固定資本存量。

而上述指標(biāo)及城鎮(zhèn)單位從業(yè)人員的數(shù)據(jù)可從《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》及近年的統(tǒng)計年鑒中獲得。

十九大報告中明確把發(fā)展經(jīng)濟的重點放在提高供給側(cè)生產(chǎn)要素質(zhì)量、振興實體經(jīng)濟上，首次提出了提高全要素生產(chǎn)率的要求。促使我們思考供給要素質(zhì)量、TFP和新動能提升的關(guān)系。顯然新動能是一個涵義更加豐富的概念，涵蓋了當(dāng)前我國供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革背景下經(jīng)濟新常態(tài)階段經(jīng)濟增長的主要發(fā)展動力，包括創(chuàng)新驅(qū)動、結(jié)構(gòu)調(diào)整、人力資本等方面，是發(fā)展動力發(fā)生適應(yīng)經(jīng)濟發(fā)展的質(zhì)變后新生動能的統(tǒng)稱。

TFP是供給要素的評價標(biāo)準(zhǔn)，是培育新動能的重要方面[12]，是經(jīng)濟社會新動能提升的中間變量，需要得到有效關(guān)注。在創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟發(fā)展階段，TFP增長率主要靠增強科技創(chuàng)新的驅(qū)動力和人力資本的推動，依靠制度創(chuàng)新[13]，是經(jīng)濟運行效率提升的有效衡量指標(biāo)，對我國經(jīng)濟社會高質(zhì)量發(fā)展起到顯著促進作用[14]。我國當(dāng)前進行的供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革，也主要是通過提高TFP來提升新動能[15]。同時，對我國經(jīng)濟增長研究的任何方面都不應(yīng)忽視區(qū)域異質(zhì)性方面的特點。

4 模型構(gòu)建與實證

4.1 變量選取及數(shù)據(jù)說明

利用全球金融危機后2011—2017年30個省域(西藏自治區(qū)除外)面板數(shù)據(jù)，量化對外開放指標(biāo)和FTP Malmquist指數(shù)分解出的技術(shù)效率和配置效率對新動能提升的影響。通過主成分分析法得出的各省域新動能得分作為被解釋變量，經(jīng)濟開放度、技術(shù)開放度、社會開放度、TFP的技術(shù)效率和配置效率是關(guān)鍵解釋變量，為提高模型精度，將結(jié)合文獻添加各省域城鎮(zhèn)就業(yè)人口數(shù)、出口額標(biāo)化后作為控制變量。

4.1.1 新動能綜合得分

盡管國家統(tǒng)計局已于2018年底發(fā)布了2015—2017年我國經(jīng)濟發(fā)展新動能指數(shù)，但省域?qū)用婀俜浇y(tǒng)一量綱的新動能指數(shù)尚不可得。各省關(guān)于新產(chǎn)業(yè)、新業(yè)態(tài)、新商業(yè)模式的統(tǒng)計數(shù)據(jù)也鮮有系統(tǒng)發(fā)布。本研究在考慮數(shù)據(jù)可得性的基礎(chǔ)上，將能源消費總量、工業(yè)用水量、一般工業(yè)固體廢物產(chǎn)生量、第三產(chǎn)業(yè)占比、工作當(dāng)量、R&D經(jīng)費、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)開發(fā)新產(chǎn)品經(jīng)費、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)有效發(fā)明專利數(shù)8項指標(biāo)除以各省域以1978年為基期的實際年度地區(qū)生產(chǎn)總值作為反映各省域新動能提升的計算依據(jù)。

以上指標(biāo)盡管從不同角度描述各省域新動能，但數(shù)據(jù)相關(guān)性不可避免，影響評價效率和評價質(zhì)量，故需剔除重復(fù)信息。研究采用主成分分析法(PCA法)，利用空間降維原理，把各省域以上指標(biāo)轉(zhuǎn)化成若干主成分，既能反映原始指標(biāo)中的大部分信息，也將各自所含的重復(fù)信息剔除出去，最終得出2012年以來各省域的新動能指標(biāo)(新動能綜合得分)。其計算思路為：

設(shè)有n個待評價省域，每個省域有m個新動能評價變量(即指標(biāo))，xij為第i個評價省域第j個評價變量值，則可構(gòu)建評價矩陣X=(Xij)n×m，即:

(7)

這m個線性相關(guān)的新動能評價變量，可重新組合成評價新動能提升的m個線性無關(guān)新變量，即：

Fj=aj1xj1+aj2xj2+…+ajmxjm,(j=1,2,…,m)

(8)

其中Fj稱為第j個主成分，aij為載荷系數(shù)。設(shè)λj是Fj特征值，則滿足:Fi與Fj線性無關(guān)(i≠j)；λ1>λ2>…>λm；∑ajm=1。

于是，主成分分析模型可表示為:F=AX

(9)

其中，A稱為主成分系數(shù)矩陣。計算各主成分的貢獻率和累積貢獻率后，提取累積貢獻率大于85%的特征值從λi到λt，設(shè)對應(yīng)的主成分為F1至Ft。則各省域新動能提升的綜合得分F分別為：

F=w1F1+w2F2+…+wtFt

(10)

結(jié)合上述指標(biāo)數(shù)據(jù)，對新動能指標(biāo)的相關(guān)數(shù)據(jù)進行主成分分析后，利用KMO檢驗，測定其結(jié)果為0.769 5，表明利用主成分分析法所得的結(jié)果可用。特征值大于1的前3個主成分，其貢獻率分別為51.26%、18.84%和12.53%，三者累積貢獻率為82.64%。取這3個主成分，最終得出2011—2017年各省域新動能綜合得分。2017年我國各省域新動能綜合得分見表1。

表1 2017年我國各省級行政區(qū)域新動能綜合得分Tab.1 Synthesis score of new kinetic energy in provincial administrative region in China in 2017

由表1可以看出，新動能綜合得分呈現(xiàn)東部沿海較高，西部內(nèi)陸較低的基本趨勢。前5名全部為東部沿海省市，后5名主要是西北內(nèi)陸省區(qū)。其中廣東省以高出浙江省66.7%的綜合得分高居榜首，成為新舊動能轉(zhuǎn)換的典范。但海南、黑龍江、吉林等省份由于基礎(chǔ)或體制等原因，新動能綜合得分較低，面臨著新動能提升的迫切任務(wù)。

4.1.2 區(qū)域開放度指數(shù)

在區(qū)域開放度方面，借鑒國家發(fā)展改革委國際合作中心《中國區(qū)域?qū)ν忾_放指數(shù)報告》，主要從經(jīng)濟開放度、技術(shù)開放度和社會開放度三個維度研究對新動能的提升問題。其中，經(jīng)濟開放度包括貿(mào)易往來、投資往來和要素流動，技術(shù)開放度包括知識獲取、創(chuàng)新能力和產(chǎn)業(yè)化水平，社會開放度包括人員交往、信息流動和文化交融等因素。從歷年數(shù)據(jù)來看，東部沿海地區(qū)始終領(lǐng)先，中西部地區(qū)開放度不斷提高。北上廣地區(qū)全國領(lǐng)先，開放度各有特點，除華東地區(qū)外，其他地區(qū)開放度不平衡。

4.1.3 TFP的Malmquist指數(shù)及分解

依據(jù)公式(4)、(5)、(6)的原理，利用deap2.1測度了2011—2017年TFP的Malmquist指數(shù)及其分解的技術(shù)效率和配置效率。該指數(shù)以上一年度作為基數(shù)1，各項輸出距離1的差作為年度增長或負(fù)增長率。結(jié)果表明，我國各省域近年來TFP呈現(xiàn)提高的趨勢，但地區(qū)之間不平衡現(xiàn)象較為突出，年度之間也存在較大差異。其中技術(shù)效率增長較為普遍，而西部地區(qū)的配置效率增長乏力，部分省區(qū)呈現(xiàn)負(fù)增長，拖累了TFP Malmquist指數(shù)增長。2017年我國各省級行政區(qū)域TFP Malmquist指數(shù)及分解結(jié)果見表2。

表2 2017年我國各省級行政區(qū)域TFP Malmquist指數(shù)及分解Tab.2 TFP Malmquist index and decomposition in provincial administrative regions in China in 2017

4.2 模型設(shè)定

為確定具體回歸模型，驗證上述變量是否存在空間相關(guān)，分別以相鄰矩陣、距離權(quán)重矩陣和經(jīng)濟權(quán)重矩陣(人均GDP的倒數(shù)為標(biāo)準(zhǔn))建立空間權(quán)重矩陣，對以上變量進行全局莫蘭指數(shù)的測度，結(jié)果顯示，這些核心變量歷年莫蘭指數(shù)均不顯著，表明不存在空間集聚效應(yīng)和相關(guān)性，無需使用空間計量模型。故根據(jù)短面板數(shù)據(jù)的特性構(gòu)建模型(9)，分別使用混合回歸(OLS)、固定效應(yīng)(FE)、隨機效應(yīng)廣義最小二乘法(RE_GFLS)和隨機效應(yīng)最大似然估計(RE_MLE)進行估計，其中OLS、FE、RE_GFLS均使用聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

NEWit=β0+β1TECHCHit+β2EFFCHit+β3ITECHDit+β4ISODit+β5IECDit+β6COLSTUit+β7EXPit+εit

(11)

其中，NEW為新動能綜合得分，TECHCH為TFP Mamlquist分離出來的技術(shù)效率，EFFCH 為配置效率，ITECHD為技術(shù)開放度，ISOD為社會開放度，IECD為經(jīng)濟開放度，LABOR為標(biāo)準(zhǔn)化的城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)，EXP為標(biāo)準(zhǔn)化的出口額，β為待估系數(shù)，i為各省域，t為年份，ε為隨機干擾項。

4.3 變量描述性統(tǒng)計

模型所使用變量的描述性統(tǒng)計信息見表3，其中控制變量進行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。

表3 各變量的描述性統(tǒng)計Tab.3 Descriptive statistics of each variable

4.4 實證結(jié)果分析

利用2011—2017年各省域上述變量的面板數(shù)據(jù)，對模型(9)依據(jù)上述4種方法進行估計，并對方法的適用性進行檢驗。在個體效應(yīng)模型中，原假設(shè)H0：不存在個體效應(yīng)。使用固定效應(yīng)回歸時，則其F檢驗F(7，29)=41.27，P=0.000 0，強烈拒絕原假設(shè)。表明FE明顯優(yōu)于混合回歸。使用隨機效應(yīng)回歸時，則LM檢驗χ2(01)=407.41，P=0.000 0，強烈拒絕原假設(shè)。表明在RE與混合回歸之間，應(yīng)選擇RE?；陔S機效應(yīng)可視為在固定效應(yīng)基礎(chǔ)上添加了個體異質(zhì)性與解釋變量不相關(guān)的約束，相當(dāng)于過度識別條件，再對二者的估計進行過度識別檢驗，結(jié)果表明：χ2(6)=12.762，P=0.047 0。表明在5%的顯著性水平下FE優(yōu)于RE，但兩種方法對系數(shù)的估算非常接近。各回歸系數(shù)的估計值、標(biāo)準(zhǔn)誤及P值見表4。

表4 各面板數(shù)據(jù)模型回歸結(jié)果Tab.4 Regression results of each panel data model

從以上結(jié)果看，不同方法估算的R2均在0.75左右，模型擬合優(yōu)度較高，所計算的各變量符號相同，系數(shù)差異較小且較顯著，表明所選用的模型較為合理，核心變量TECHCH、EFFCH、ITECHD、ISOD對被解釋變量NEW有較強且顯著的解釋力，但IECD不顯著。

從TFP分解出來的技術(shù)效率和配置效率分別反映了技術(shù)進步和要素配置合理化的程度，從估算結(jié)果來看，二者系數(shù)全部為正，且均在1%或5%的水平上顯著。表明TFP中無論技術(shù)進步還是生產(chǎn)要素配置的優(yōu)化，都可提升新動能。在當(dāng)前階段，配置效率甚至比技術(shù)進步更能提升新動能。如在固定效應(yīng)模型下，技術(shù)效率和配置效率指數(shù)每提升1個百分點，將分別提升新動能0.725和0.858個百分點。筆者認(rèn)為這一結(jié)果的出現(xiàn)主要源于當(dāng)前要素配置沒有充分市場化、配置效率不高，成為新階段經(jīng)濟增長的約束條件，較大地制約了當(dāng)前新舊動能轉(zhuǎn)換進程，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革依然需要持續(xù)進行。當(dāng)然從長遠(yuǎn)的角度來講，在破除了制度性約束后，技術(shù)進步及其成果的應(yīng)用將對新動能提升發(fā)揮關(guān)鍵作用。

區(qū)域開放對經(jīng)濟增長的促進可從中國對外開放40年的經(jīng)濟成就得到驗證。實證分析表明，技術(shù)開放和社會開放對新動能提升均在1%的水平上顯著且符號為正，說明二者在新動能提升過程中發(fā)揮穩(wěn)定性的正向作用。在對外交流過程中技術(shù)開放領(lǐng)域?qū)夹g(shù)信息等要素的獲取能力、以創(chuàng)新為特征的專業(yè)化能力、以高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的集聚和增長為特征的核心競爭能力及在社會開放領(lǐng)域國際高端人才交流、國際信息的互動與交流、多元開放的現(xiàn)代文化等方面都對新動能提升有重要影響。但值得關(guān)注的是，多種回歸方法的結(jié)果表明，經(jīng)濟開放度變量符號為負(fù)，但系數(shù)值很小，同時也不顯著，表明各省域經(jīng)濟開放度指標(biāo)對新動能提升尚未形成統(tǒng)一機制或作用力較小，故認(rèn)為，這主要是由于經(jīng)濟開放是我國對外開放的最早板塊，雖然對我國經(jīng)濟發(fā)展發(fā)揮了重要作用，但在新動能提升方面，主要依靠技術(shù)外溢機制，隨著我國的科技與世界先進水平差距越來越小，這種機制的作用越來越有限。實證結(jié)果表明，在現(xiàn)階段技術(shù)開放和社會開放比經(jīng)濟開放更能發(fā)揮重要作用。所以當(dāng)前階段，應(yīng)更加重視技術(shù)和社會兩個層面的開放。以2013年中國(上海)自由貿(mào)易試驗區(qū)為代表的各級各類自由貿(mào)易試驗區(qū)的成功實踐，也顯示了通過對外開放提升新動能的必要性。

總體來看，全要素生產(chǎn)率的提高和對外開放度的提高，能夠顯著提升新動能水平，在我國新舊動能轉(zhuǎn)換進程中發(fā)揮重要作用。

5 結(jié)論

以省級面板數(shù)據(jù)為依據(jù)，采用DEA模型，測算了2011—2017年我國各省域全要素生產(chǎn)率 Malmquist指數(shù)及其分解的技術(shù)效率和配置效率指數(shù)；利用主成分分析法，測度了2011—2017年來我國各省域新動能提升的綜合得分，并利用混合回歸、個體效應(yīng)等模型，對我國各省域開放度和全要素生產(chǎn)率對新動能提升的相互關(guān)系及影響進行了定量分析。

(1)我國各省域新動能都存在提升趨勢，但表現(xiàn)出較大的異質(zhì)性。東部沿海地區(qū)，特別是廣東省新動能提升趨勢明顯，而青海等中西部地區(qū)以及黑龍江等東北地區(qū)新動能提升較慢。

(2)TFP Malmquist指數(shù)測算結(jié)果表明，我國各省域近年來TFP呈現(xiàn)增長趨勢，但地區(qū)之間不平衡現(xiàn)象較為突出，年度之間也存在較大差異。其中技術(shù)效率增長較為普遍，而西部地區(qū)的配置效率增長乏力，部分省區(qū)呈現(xiàn)負(fù)增長，拖累了TFP增長。

(3)實證結(jié)果表明：TFP中技術(shù)效率和配置效率、區(qū)域開放中技術(shù)開放和社會開放均顯著對新動能提升發(fā)揮促進作用，是我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要保證。

(4)我國經(jīng)濟進入新常態(tài)后，促進經(jīng)濟發(fā)展的動力機制需要適時調(diào)整，提升新動能成為保持經(jīng)濟較快發(fā)展和決勝全面建成小康社會的重大戰(zhàn)略和必由之路。印證了我國堅持多邊主義、以“一帶一路”倡議為統(tǒng)領(lǐng)、以各地自由貿(mào)易綜合試驗區(qū)為突破、打造對外開放新高地戰(zhàn)略的正確抉擇。