張 曦, 樊 歡,張金龍

(哈爾濱商業(yè)大學(xué) a.研究生學(xué)院;b.經(jīng)濟(jì)學(xué)院,哈爾濱 150028)

引 言

近年來東北地區(qū)改革滯后、體制僵化、創(chuàng)新不足,從改革開放前全國經(jīng)濟(jì)排頭兵的位置迅速滑落,形成了“東北現(xiàn)象”。

經(jīng)濟(jì)增長斷崖式下降的“新東北現(xiàn)象”凸顯了東北地區(qū)實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長的復(fù)雜性和艱巨性。趙儒煜(2017)[1]認(rèn)為“體制固化”和創(chuàng)新體制不順是“新東北現(xiàn)象”的主因。孫志明(2017)[2]認(rèn)為市場化配置資源的作用發(fā)揮不好,人口數(shù)量質(zhì)量雙重流失削弱了勞動要素貢獻(xiàn),資本過快增長導(dǎo)致資本規(guī)模效率遞減,引發(fā)全要素生產(chǎn)率下降。投資拉動與政府強(qiáng)勢推動所形成的供需錯位、產(chǎn)業(yè)失衡、結(jié)構(gòu)性問題突出是“新東北現(xiàn)象”的主因(陳耀,2017)[3]。周宏春(2017)[4]認(rèn)為改革滯后、創(chuàng)新不足。遲福林(2015)[5]認(rèn)為開放度低是“新東北現(xiàn)象”的主因。馬克等(2015)[6]認(rèn)為“新東北現(xiàn)象”主要是產(chǎn)業(yè)發(fā)展問題,即過度依賴資源產(chǎn)業(yè)和重工業(yè)等喪失競爭優(yōu)勢的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè),接續(xù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展不足,產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級步伐緩慢。也有學(xué)者認(rèn)為“新東北現(xiàn)象”是各種內(nèi)部因素和外部因素綜合作用的結(jié)果,既與全球經(jīng)濟(jì)處于深度調(diào)整期有關(guān),又與我國經(jīng)濟(jì)增速放緩、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整有關(guān);既有自然地理因素,也有文化歷史因素(李政和于凡修,2017)[7]。

通過上述文獻(xiàn)梳理不難發(fā)現(xiàn),關(guān)于東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)研究已經(jīng)取得大量有價值的成果,但現(xiàn)有研究大多側(cè)重從定性的角度去解讀東北經(jīng)濟(jì)增長,缺乏從歷史維度客觀剖析改革開放40年以來東北經(jīng)濟(jì)增長的時空特征演化及其背后的經(jīng)濟(jì)邏輯,對這一問題的深入研究有利于從歷史與邏輯相統(tǒng)一的角度為東北地區(qū)培育新動能方向提供切實有效的指引。

新古典增長理論認(rèn)為在勞動供給無限的條件下,資本和勞動等要素的持續(xù)投入是地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的主要源泉,但當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展到一定階段以后,勞動力的無限供給特征將不復(fù)存在,資本的邊際報酬開始顯著遞減,不可能再依靠加大資本的投入來帶動經(jīng)濟(jì)增長,經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長需要培育新動能,實現(xiàn)動力變革,即將經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的主要動力從要素投入轉(zhuǎn)向全要素生產(chǎn)率(TFP)的提高,且沒有全要素生產(chǎn)率(TFP)的提高也就沒有GDP增長率(蔡昉,2017)[8]。因此,在人口持續(xù)負(fù)增長的背景下,破解東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長“減速”之謎,首要是利用經(jīng)驗數(shù)據(jù)客觀地分析改革開放后的東北地區(qū)全要素生產(chǎn)率(TFP)的變動情況。

一、模型設(shè)定、變量說明與數(shù)據(jù)處理

(一)模型設(shè)定

對全要素生產(chǎn)率的測算,無非是增長核算法、非參數(shù)法以及參數(shù)法。增長核算法假設(shè)經(jīng)濟(jì)中所有生產(chǎn)者都是技術(shù)有效的,顯然與經(jīng)濟(jì)活動實際并不符合(武鵬,2013)[9]。非參數(shù)法廣泛運(yùn)用的是數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(DEA),該方法適用于面板數(shù)據(jù),其優(yōu)點在于無須事先給出一個具體的生產(chǎn)函數(shù),而缺點在于:一是DEA法并沒有將隨機(jī)因素納入考慮,將實際產(chǎn)出偏離前沿產(chǎn)出都?xì)w結(jié)于技術(shù)效率的影響;二是它不能對模型進(jìn)行合理性檢驗;三是對于多產(chǎn)出的生產(chǎn)函數(shù)估算,違背了多個產(chǎn)出之間存在非相關(guān)性的原則(李國璋等,2010)[10]。參數(shù)法有隨機(jī)前沿函數(shù)法(SFA)、半?yún)?shù)法以及常用的普通最小二乘法(OLS)。半?yún)?shù)法通常適用于對微觀個體的研究,OLS等方法在計算宏觀層面轉(zhuǎn)向微觀企業(yè)層面的TFP時更為有效,通過分析發(fā)現(xiàn)SFA雖對隨機(jī)誤差和技術(shù)無效項,假設(shè)其服從一定的概率分布進(jìn)行先驗假定的函數(shù)形式引發(fā)了質(zhì)疑,但由于其可應(yīng)用的超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù),它放開了常替代彈性的限制,有效的檢驗了函數(shù)的具體形式(余泳澤,2016)[11],并且可以將全要素生產(chǎn)率進(jìn)行進(jìn)一步的分解,筆者認(rèn)為選擇SFA方法測度東北地區(qū)的全要素生產(chǎn)率(TFP)相對而言更能真實地反映東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的實質(zhì)。為此,本文對生產(chǎn)函數(shù)的估算選取超越對數(shù)的生產(chǎn)函數(shù)形式。隨機(jī)前沿函數(shù)和超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的具體形式分別如式(1)和式(2)所示。

Yit=Xitβ+(vit-uit)

(1)

μit=Zitδ

(2)

由于考慮到價格的相關(guān)數(shù)據(jù)可獲得性,以及部分學(xué)者通過實證證明了配置效率的影響并不顯著(涂正革、肖耿,2005)[12],本文參考Kumbhakar S和Lovell C.(2000)[13]的處理方式,將TFP增長率分解為技術(shù)進(jìn)步率、技術(shù)效率和規(guī)模效率,具體公式如式(3)-(6)所示:

(3)

(4)

(5)

(6)

(7)

(8)

(二)樣本數(shù)據(jù)處理和變量說明

本文把全國各省市區(qū)分為東北、東、中和西部地區(qū)共四塊區(qū)域,并將東北地區(qū)與全國其他地區(qū)進(jìn)行對比分析來揭示改革開放40年(1979—2018年)以來東北地區(qū)全要素生產(chǎn)率(TFP)的變化特征。重慶在1997年被設(shè)為直轄市,因此將重慶和四川統(tǒng)一進(jìn)行計算,另外鑒于西藏和海南局部數(shù)據(jù)的缺乏,沒有納入樣本,最終的全部樣本為1979—2018年28個省市自治區(qū)的數(shù)據(jù)(1)東北地區(qū)包括黑、吉、遼3個省份,東部地區(qū)包括京、津、冀、魯、滬、蘇、粵、閩、浙共九省,中部地區(qū)有豫、鄂、晉、蒙、湘、贛、皖、貴共八省,西部地區(qū)有新、甘、清、寧、川、閃、云、貴共八省。。本文數(shù)據(jù)來自各省統(tǒng)計年鑒和《新中國六十年統(tǒng)計資料匯編》。需要強(qiáng)調(diào)的是,各省市自治區(qū)的產(chǎn)出和投入指標(biāo)均以2000年的不變價進(jìn)行了平減。

1.資本存量

采取最常用的永續(xù)盤存法來進(jìn)行資本存量的估計,具體公式如(9)所示。

Kt=(1-δ)Kt-1+It/Pt

(9)

式(9)中,Kt為第t年的資本存量,Kt-1為第t-1年的資本存量,δ為折舊率,It是用當(dāng)年價計算的投資數(shù)額,Pt為第t年的價格指數(shù)。其中,以固定資本形成總額表示It,以固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)表示Pt(2)固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)1991年之后才開始公布,因此對1991年之前數(shù)值需要進(jìn)行技術(shù)處理。主流的處理方法有三種:第一種方法如張軍通過構(gòu)造投資隱含平減指數(shù)來代替固定資產(chǎn)投資價格指數(shù);第二種是使用GDP平減指數(shù)來代替固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)(顏鵬飛、王兵,2004;鄭京海、胡鞍鋼,2005);第三種是使用商品零售價格指數(shù)來表示固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)(單豪杰,2008)。文章選擇第一種方法即構(gòu)造投資隱含平減指數(shù)來代替1991年前的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)。,δ取9.6%。對于基年資本存量的選擇,考慮到基年選取的越早,后續(xù)年份的估計偏差越小,本文也將基年定為1952年,具體的計算公式是各地區(qū)1952年的固定資本形成總額除以10%(張軍等,2004)[14]。

2.勞動力

考慮到各個省份數(shù)據(jù)的完整性和可得性,無法對勞動力的質(zhì)量進(jìn)行估計,因此對于1979—2018年各地勞動力投入的確定,以各自年底的就業(yè)人員數(shù)量來說明。

3.其他變量

對于效率方程中各影響因素的選取,參考王志剛等(2006)[15]和魏下海等(2011)[16]等主流文獻(xiàn)的處理方式,選擇了政府行為(gov)、制度(insti)、城鎮(zhèn)化(urban)、貿(mào)易開放度(open)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(indus)五個變量。其中,以政府財政支出占GDP的比重衡量政府行為;以國有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資占全社會固定資產(chǎn)投資的比重刻畫制度變量;以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎境擎?zhèn)化水平;貿(mào)易開放度用進(jìn)出口總額與GDP之比替代;以第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化水平。

二、隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)估計

(一)估計方法

對各因素對技術(shù)效率影響的估計,通常采用一步回歸法或兩步回歸法。一步回歸法是將無效率影響因素直接納入分析框架,而兩步回歸法則是在估計出隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)后,重新建立各影響因素和技術(shù)無效率項的方程,從而進(jìn)行再次估計。早期的學(xué)者主要使用兩步回歸法,但由于該方法存在一些計量問題,并不能夠保證模型回歸結(jié)果的可靠性,且有學(xué)者使用蒙特卡羅模擬方法也證明了一步回歸法要優(yōu)于兩步回歸法,因此本文利用Frontier4.1計量軟件,并采取一步回歸方法來對模型估計。

(二)估計結(jié)果

表1報告了模型的估計結(jié)果,模型參數(shù)顯示出具有良好的統(tǒng)計性質(zhì):(1)各解釋變量的系數(shù)大部分有著較高的顯著性,與理論上的預(yù)期相差不大,說明生產(chǎn)函數(shù)的估計結(jié)果是合理可靠的。(2)γ的值為0.696,說明隨即誤差項對實際的產(chǎn)出偏離前沿面的影響并不大,而是在很大程度上源于技術(shù)的無效率,即模型使用隨機(jī)前沿分析法是合理的。

表1 隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型估計結(jié)果

進(jìn)一步分析技術(shù)無效率方程參數(shù)的估計結(jié)果可知:(1)政府財政支出規(guī)模的加大并不益于技術(shù)效率水平的提升,即政府的財政支出占比每增加1%,地區(qū)的技術(shù)效率水平約下降150.6%,說明政府的行為有著顯著的擠出效應(yīng)。(2)制度變量對技術(shù)效率水平的提升也具有消極影響,相對政府行為來說影響較弱,即國有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資占比每上升1%,那么地區(qū)的技術(shù)效率水平會下降28.5%,表明國有企業(yè)的技術(shù)效率水平有待提高。(3)城鎮(zhèn)化水平和貿(mào)易開放度對地區(qū)的技術(shù)效率水平提升均具有正向影響。城鎮(zhèn)化水平和貿(mào)易開放度每上升1個百分點,地區(qū)的技術(shù)效率水平將分別提高61.9%和43.1%。(4)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化水平對地區(qū)技術(shù)效率水平具有負(fù)向作用,即第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比每上升1%,地區(qū)的技術(shù)效率水平就下降17.2%。導(dǎo)致這種與認(rèn)知相左的原因可能在于:第三產(chǎn)業(yè)的擴(kuò)張縮減了第一和第二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)效率的正向效應(yīng),從而對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生暫時的消極影響(劉偉、李紹榮,2002)[17],第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)尚未實現(xiàn)合理化、高級化。

(三)模型檢驗

相對于簡單的C-D生產(chǎn)函數(shù),超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型設(shè)定的正確與否都直接影響到技術(shù)效率外生因素分析的可靠性,因此本文需要進(jìn)一步進(jìn)行一系列的假設(shè)檢驗來驗證所選擇的超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型的合理性。對所設(shè)定的模型進(jìn)行了以下的假設(shè)檢驗:

H1:β3=β4=β5=β6=β7=β9=0,模型使用C-D生產(chǎn)函數(shù)即可

H2:β6=β7=β8=β9=0,即模型不存在技術(shù)水平的變化,對時間變量t的建立是沒有必要的

H3:β6=β7=0,即所設(shè)定的生產(chǎn)函數(shù)模型存在著技術(shù)中性

H4:γ=δ0=δ1=δ2=δ3=δ4=δ5=0,即技術(shù)是完全有效率的,使用普通最小二乘法(OLS)即可

對模型的檢驗進(jìn)行廣義似然比(LR)檢驗,公式如下:

λ=-2ln[L(H0)/L(H1)]

(10)

L(H0)和L(H1)表示當(dāng)備擇假設(shè)H1和零假設(shè)H0分別成立時,模型所估計出的似然函數(shù)值,按公式(10)所計算出的λ若低于臨界值,則接受原假設(shè),λ服從混合的卡方分布,自由度是受約束變量數(shù);若λ高于臨界值,則拒絕原假設(shè)。結(jié)果見下表2。

表2 檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果顯示所有的檢驗均拒絕零假設(shè),應(yīng)接受備擇假設(shè),說明本文所設(shè)定的超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型以及技術(shù)無效率函數(shù)是合理的。

三、東北地區(qū)TFP增長率變動的時空特征

圖2報告了東北、東部、中部、西部地區(qū)以及全國整體的TFP增長率變動情況,顯示東北地區(qū)與東、中、西部地區(qū)TFP增長率的波動趨勢是基本一致的,即TFP增長率逐漸呈收斂態(tài)勢。1979—1992年間各地區(qū)TFP增長率的波動幅度較大,但在1993年之后逐漸趨于平穩(wěn),與郭慶旺、賈俊雪(2005)[18]、余泳澤(2015)[19]等眾多主流文獻(xiàn)所得出的結(jié)果基本一致。具體分析其原因,TFP增長率的變動受到國內(nèi)重大改革政策及國際重大事件的影響較大,其中改革開放后的前20年主要受到國內(nèi)政策的影響,而后20年主要受到外部因素的影響。在改革開放前20年國家放權(quán)國有企業(yè)的政策改革,大幅度解放了全國各地的生產(chǎn)力,1984年TFP的增長率也上升至改革開放以來的第一個至高點;隨后由于我國實施了緊縮的經(jīng)濟(jì)政策來抑制通貨膨脹,TFP的增長率也于1989年進(jìn)入低谷期;1992年的市場經(jīng)濟(jì)體制改革使得TFP的增長率又一次達(dá)到峰值;1997年亞洲金融危機(jī)的爆發(fā)使TFP的增長也跌入了谷底;在2001年加入WTO加快了對外開放的步伐,使得TFP也保持了較高水平的穩(wěn)定增長,而2008年金融危機(jī)的爆發(fā)使得TFP增長率呈現(xiàn)出短暫的下降趨勢;之后隨著世界經(jīng)濟(jì)的波動和我國經(jīng)濟(jì)的逐漸放緩,TFP增長率也逐漸放緩。

圖2 與東、中和西部地區(qū)TFP增長率的對比情況

以市場經(jīng)濟(jì)體制改革、加入WTO和第一輪東北振興戰(zhàn)略的結(jié)束時間為三個重要的關(guān)鍵節(jié)點,將1979—2018年共劃分為四個階段,并且對各個階段的TFP增長率及其構(gòu)成進(jìn)行算數(shù)平均,就可以得到表3和表4。觀察表3和表4不難發(fā)現(xiàn),技術(shù)進(jìn)步是1979—2018年間各地區(qū)TFP增長的主要動力,且貢獻(xiàn)度呈現(xiàn)不斷上升趨勢,而技術(shù)效率呈現(xiàn)先升后陡降的趨勢,表明各地區(qū)對先進(jìn)技術(shù)的消化和吸收成效不夠理想,TFP的增長主要是依靠引進(jìn)技術(shù)和企業(yè)的規(guī)模擴(kuò)張來實現(xiàn)的。

表3 各地區(qū)各階段的TFP增長率(單位:%)

表4 各地區(qū)各階段TFP增長率的分解(單位:%)

除上述共性的變動特征外,東北地區(qū)的TFP增長率與全國其他地區(qū)TFP增長率相比具有明顯的差異性。首先,從總體上看,1979—2018年間東北地區(qū)TFP增長率在四個地區(qū)中排名倒數(shù)第一,顯著低于全國的平均水平,且呈現(xiàn)出東部(6.35%)>中部(5.97%)>西部(5.72%)>東北(5.33%)的梯度排序特征,這一結(jié)果與各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長實際情況相符,尤其是與東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長明顯“減速”的現(xiàn)實相吻合,比王志剛等(2006)[15]測算的結(jié)果更為合理(3)王志剛、龔六堂和陳玉宇(2006)對1978—2003年間我國東、中、西部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率(TFP)進(jìn)行了測算,結(jié)果分別為3.7%、4.7%和4.72%。。其次,從不同階段看,1992—2012年期間東北地區(qū)的TFP增長率與東部等其他地區(qū)較為接近,差距不大;但1979—1991年和2013—2018年這兩個時間段內(nèi),東北地區(qū)的TFP增長率顯著的低于東部等其它地區(qū),尤其是2013—2018年的TFP低增長擴(kuò)大了東北地區(qū)與東部、中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距。第三,從TFP的構(gòu)成看,東北地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步(TP)增長率與其他地區(qū)一樣呈穩(wěn)步上升態(tài)勢,但增長速度顯著低于其他地區(qū),相應(yīng)的技術(shù)進(jìn)步增長率在四個地區(qū)中的排名呈逐漸下滑趨勢,從1979—1991年的第一名逐漸下滑到1992—2000年的第二位和2001—2018年的第三位;東北地區(qū)的技術(shù)效率(TE)波動幅度顯著大于其他地區(qū),且呈現(xiàn)大起大落的特征,從1979—1991年的倒數(shù)第一快速攀升至1992—2000年的第一,然后又在2001—2018年又迅速墜落到倒數(shù)第一,各地區(qū)的相對位置從1979—1991年的西部(1.95%)>中部(0.93%)>東部(0.92%)>東北(-0.33%)逐漸演變?yōu)?992—2000年的東北(1.87%)>東部(1.63%)>中部(1.60%)>西部(1.38%)和2001—2018年間的中部(-0.23%)>東部(-0.41%)>西部(-0.84%)>東北(-0.95%);東北地區(qū)的規(guī)模效率(SE)的波動趨勢要相似于其他地區(qū),均是先升后降,但東北地區(qū)的規(guī)模效率增長率的波動幅度呈先小后大的獨特趨勢,2001—2018年的波動幅度達(dá)到了其他地區(qū)的兩倍多。

東北地區(qū)全要素生產(chǎn)率(TFP)變化的時空特征表明,TFP增長率持續(xù)低于全國平均水平是改革開放40年來東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長明顯“減速”的一個重要原因,而技術(shù)效率水平低下則是東北地區(qū)TFP增長率低的主要原因。東北地區(qū)TFP的增長越來越依賴于技術(shù)進(jìn)步和規(guī)模效率的提升。

四、東北地區(qū)TFP貢獻(xiàn)率的演變特征

從圖3不難發(fā)現(xiàn),東北地區(qū)GDP增速的變化趨勢與TFP增長率的變動情況基本吻合,同時東北地區(qū)的GDP增速大致可以分為如下六個階段:1979—1982(低迷期)、1983—1988(繁榮期)、1989—1991(衰退期)、1992—2002(穩(wěn)定期)、2003—2012(回升期)、2013—2018(減速期)。在上述階段中,經(jīng)濟(jì)增長的各要素及全要素生產(chǎn)率(TFP)的貢獻(xiàn)率如表5所示。

圖3 東北地區(qū)GDP增速與TFP增長率的變動情況

表5 東北地區(qū)各階段TFP及構(gòu)成的增長和貢獻(xiàn)率(6)使用隨機(jī)前沿分析法能夠計算出各省、市、自治區(qū)的勞動和資本各自的產(chǎn)出彈性,并且是由時間的改變而不斷變化的,因此使用該方法所計算出的產(chǎn)出彈性要比固定不變的產(chǎn)出彈性更能符合我國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)不斷變遷的事實。再知道勞動和資本的各自的產(chǎn)出彈性之后,根據(jù)索洛的計算公式,勞動和資本投入的貢獻(xiàn)份額分別為各自的增長率和各自的產(chǎn)出彈性之乘積除以產(chǎn)出的增長率。TFP增長的貢獻(xiàn)份額為TFP增長率比GDP增長率。由于使用隨機(jī)前沿分析方計算出的勞動和資本產(chǎn)出彈性之和并不為一,因此在計算出勞動、資本及TFP增長各自的貢獻(xiàn)率之后,按照要素各自的貢獻(xiàn)份額進(jìn)行按比例分?jǐn)?從而計算出各自對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。 單位:%

總體來看,改革開放40年來全要素生產(chǎn)率(TFP)對東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用呈周期性波動特征,TFP的增長始終是東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的第二大動力(平均貢獻(xiàn)度為36.9%),遠(yuǎn)低于資本投入的貢獻(xiàn)(平均貢獻(xiàn)度高達(dá)57.1%),但顯著高于勞動的貢獻(xiàn)度(平均貢獻(xiàn)度僅為6%)。進(jìn)一步地,TFP對東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用,主要源于技術(shù)的進(jìn)步。

分階段看:(1)1992年之前TFP的增長幅度較小,對東北經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率相對較為穩(wěn)定,基本維持在30%左右的水平,并呈現(xiàn)出與GDP增長率同向變化的特征,即GDP增長率先隨TFP貢獻(xiàn)度的提高而提高,后隨TFP貢獻(xiàn)度的下降而下降。這一特征與改革的進(jìn)程密切相關(guān)。1983—1988年間技術(shù)效率水平的顯著改善,主要源于東北地區(qū)工業(yè)經(jīng)濟(jì)體制的改革和鼓勵農(nóng)民積極參與集鎮(zhèn)工商業(yè)等政策支持的結(jié)果;而1989—1991年TFP增長率大幅度下降,主要是國企改革停滯導(dǎo)致技術(shù)效率水平的快速下降。(2)1992—2002年間TFP增長幅度有較大程度的提高,超過6%,對東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用達(dá)到47.4%的歷史最高水平,基本接近于資本51.4%的貢獻(xiàn)率。值得注意的是,這一階段全要素生產(chǎn)率(TFP)貢獻(xiàn)度的提升是在技術(shù)進(jìn)步率沒有明顯變化的情況下,主要由技術(shù)效率水平的顯著改善而實現(xiàn)的(4)技術(shù)效率(TE)從1989—1991年間的-1.83%快速上升到了1.71%。,說明改革開放引入市場競爭、國企改制和現(xiàn)代企業(yè)制度的建立有效地促進(jìn)了企業(yè)技術(shù)效率的改善。(3)2003—2012年間TFP增長率略有上升,但對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率卻大幅下降,回落到30.7%,而資本的貢獻(xiàn)率卻飆升到65.3%的歷史新高。從TFP增長的構(gòu)成來看,規(guī)模效率成為TFP增長的第一動力,而技術(shù)效率增長率卻從1992—2002年間的1.71%直線下降到-0.65%的水平,說明東北振興十年期間,經(jīng)濟(jì)增長主要是受益于國家振興東北的政策所引致的國有資本對東北地區(qū)的持續(xù)高額投資(5)東北振興十年期間資本投入的平均增長率也達(dá)到了改革開放以來的最高速度,高達(dá)17.6%。,資本的涌入速度顯著高于TFP的提升速度,在規(guī)模效應(yīng)的作用下東北實現(xiàn)了以資本驅(qū)動、技術(shù)效率快速下降為特征的十年期低質(zhì)量高速增長。(4)2013—2018年間TFP增長率大幅下降,降幅接近50%,但對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率卻顯著回升,從2003—2012年間的30.7%升至40.9%。值得注意的是,這一階段TFP貢獻(xiàn)率的回升是在勞動力貢獻(xiàn)率從2003—2012年間的4%直線滑落到-3.7%的條件下實現(xiàn)的,實質(zhì)上是屬于被“回升”。這一點可以從TFP的構(gòu)成得到印證,技術(shù)效率增長率從2003—2012年間的-0.65%進(jìn)一步大幅下滑到-2.06%。適齡勞動力持續(xù)向外遷移、市場化改革進(jìn)程緩慢、營商環(huán)境不理想、民營經(jīng)濟(jì)增長緩慢、國企效率低下基本可以解釋這一階段的經(jīng)濟(jì)增長和TFP貢獻(xiàn)率的變化。

東北地區(qū)全要素生產(chǎn)率(TFP)貢獻(xiàn)率的演變特征表明:(1)TFP對東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率基本呈現(xiàn)寬幅震蕩特征。2012年之后TFP對東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用逐漸弱化以及勞動貢獻(xiàn)率的直線下降,可以從根本上解釋為什么東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)明顯“減速”且不能得到有效的抑制。(2)技術(shù)效率的抑制作用是東北地區(qū)TFP貢獻(xiàn)率下降的主要原因。走出東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的困境,首要的是提升技術(shù)效率水平。(3)東北地區(qū)的勞動力供給特征發(fā)生根本性變化,從富裕邁入短缺階段,資本的邊際報酬開始顯著遞減,不可能再依靠加大資本投入從而帶動經(jīng)濟(jì)增長,經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長必須從主要依靠資本投入轉(zhuǎn)向全要素生產(chǎn)率(TFP)的提高。

五、結(jié)論與建議

本文基于全國1979—2018年省級面板數(shù)據(jù),使用超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的隨機(jī)前沿模型,對東北地區(qū)改革開放40年的全要素生產(chǎn)率(TFP)演變特征進(jìn)行了實證分析,得到如下主要結(jié)論:(1)TFP增長率持續(xù)低于全國平均水平是改革開放40年來東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)落后于東部等地區(qū)的一個重要的原因,而技術(shù)效率低下則是東北地區(qū)TFP增長率低的主要原因。(2)TFP的增長始終是東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的第二大動力,其對東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率基本呈寬幅震蕩特征。2012年之后東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長出現(xiàn)明顯“減速”且未能得到有效抑制的主要原因在于,技術(shù)效率低下導(dǎo)致TFP對東北地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用逐漸弱化和高素質(zhì)勞動力持續(xù)外流導(dǎo)致勞動力貢獻(xiàn)率的直線下降。(3)東北地區(qū)的勞動力無限供給特征已經(jīng)不復(fù)存在,進(jìn)入勞動力短缺階段,資本的邊際報酬開始顯著遞減,經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長必須實現(xiàn)動力轉(zhuǎn)換。在穩(wěn)定投資的前提下有效提高全要素生產(chǎn)率(TFP)方能抑制經(jīng)濟(jì)的持續(xù)下滑。(4)政府的財政支出和對國有經(jīng)濟(jì)的投資都和地區(qū)的技術(shù)效率水平成反比,表明東北地區(qū)技術(shù)效率水平的持續(xù)下降,主要在于國企改革與市場化進(jìn)程的推進(jìn)緩慢,供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的緊迫性益越發(fā)顯著。

上述研究結(jié)論表明,東北地區(qū)走出經(jīng)濟(jì)增長的困境,關(guān)鍵在于提升以技術(shù)效率水平為重點的TFP增長率。促進(jìn)東北地區(qū)全要素生產(chǎn)率(TFP)增長的關(guān)鍵在于:(1)推進(jìn)國有企業(yè)改革,破除行業(yè)的壟斷格局,建立公開、公平的市場準(zhǔn)入與競爭機(jī)制,形成一批根植于市場競爭的、有創(chuàng)新能力的國際性大企業(yè),形成產(chǎn)業(yè)集聚。(2)轉(zhuǎn)變政府的職能,強(qiáng)化政府的服務(wù)職能,將政府對經(jīng)濟(jì)的作用更多地集中在提升社會保障、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)等公共服務(wù)的供給能力上,通過完善包括知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)體制在內(nèi)的公共服務(wù)體系,加大產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度,吸引高科技人才,提高技術(shù)創(chuàng)新的轉(zhuǎn)化效率,使之能有效地滲透到生產(chǎn)和交換環(huán)節(jié);更多地集中在降低交易成本上,通過降低交易成本促進(jìn)分工的深化,進(jìn)而推動技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)效率的提升。(3)抓住建立雙循環(huán)格局的戰(zhàn)略契機(jī),對內(nèi)深化改革,加快戶籍制度等關(guān)鍵領(lǐng)域的改革步伐,對外要建立多層次的開放格局,內(nèi)外聯(lián)動以拓展市場規(guī)模、激發(fā)企業(yè)的競爭活力。