中国服务业技术效率区域差异的实证分析.doc

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1、顾乃华 、 李江帆 : 中国服务业技 术效率区域差异的实证分析 中国服务业技术效率区域差异的实证分析 * 顾乃华 李江帆 内容提要 : 本文借助随机前沿生产函数模型 , 使用面板数据 , 分析了我国服务业技术 效 率的区域差异及其对劳均服务业增加值区域不均衡的影响 。 研究表明 , 东 、 中 、 西部服 务业技术效率存在显著差异 , 这加剧了我国服务业区域发展失衡现象 。 我国各省以及东 中西三大地区的服务业技术效率之所以不均衡 , 关键原因在于其市场化进程不一致 。 最 后 , 文章据此提出了缩短地区服务业发展差距的政策措施 。 关键词 : 服务业 技术效率 地区差距 一、引言 : 问题的

2、提出 自 1992 年 6 月中共中央、国务院作出 !关于加快发展第三产业的决定 以来 , 加快服务业发展 成为 我国政府制定经济政策的重要导向。按可比价算 , 1992 # 2003 年间 , 我国服务业年均增长速度 达 8 56% 。但与此同时 , 服务业发展区域不平衡日益突出 , 主要表现为 : ( 1) 服务业增加值比重和 就业比重不平衡 ; ( 2) 增长率 ( 包括人均服务业增加值的增长率以及服务业增加值比重的增长率等 ) 不平衡 ; ( 3) 劳均服务业增加值不平衡。目前 , 探讨我国服务业发展区域差异的文献多集中于前两 种形式 , 仅有少数学者涉及服务业劳动生产率问题。李江帆

3、( 1994) 认为影响服务需求的主要因素 是人均 国内生产总值、城市化水平、人口密度、服务产品的输出状况。江小涓、李辉 ( 2004) 使用 267 个地级及以上城市数据 , 分析了人均收入、城市规模、人口密度和城市化水平与服务业增加值比重、 就业比重的相关关系。倪鹏飞 ( 2004) 借助模糊曲线原理 , 界定了对服务业增加值比重增长具有关 键作用的因素。程大中、陈福炯 ( 2005) 分析了我国服务业的地区相对密度及其对服务业效率的影 响。顾乃华 ( 2005) 借助随机前沿生产函数模型 , 描述了 1992 # 2002 年间我国服务业增长效率的时 序特征和区域特 征。 上述文献的研究

4、视角除程大中、陈福炯和顾乃华的研究外 , 都有一个共同点 , 就是基于需求角 度探讨我国服务业发展区域差距的原因。本文拟从供给角度切入探讨我国服务业劳动生产率的区 域不平衡现象。本文虽也是从供给视角切入 , 但同程大中、陈福炯、顾乃华的研究的差异仍非常明 显。程大中和陈福炯的研究旨在分析服务业相对密集度与劳动生产率的相关关系 , 本文则关注服 务业供给的效率问题。顾乃华的研究基于总量生产函数展开 , 其模型无法直接解释本文所论的服 务业劳动生产率区域差异问题 , 也没有涉及本文拟探讨的服务业技术效率 的影响机制问题。 下文分析逻辑如下 : 对我国服务业劳动生产率区域不平衡现象作具体描述 , 提

5、出解释该现象的 理论假说 ; 以计量模型对假说作检验 ; 得出结论。 * 顾乃华 , 中山大学管理学院博士研究生 , 电子信箱 : gunaihua 126. com; 李江帆 , 中山大 学管理学 院 , 邮编 : 510275, 电子 信 箱 : lijfscnu. edu. cn。本文是国家社会科学基金 项目 三 次产业结 构演变与 服务经济 前沿问题 研究 ( 编 号 : 05BJL015) 、中山大 学 985 工程 产业与区域发展研究创新基地服务经济与管理研究项目的阶段研究成果。作者感谢匿名审稿人 提出的宝贵修改 意见 , 当然文责自负。 46 2006 年第 1 期 二、服务业

6、劳动生产率 的区域失衡现象及技术效率区域差异假说 ( 一 ) 服务业劳动生产率区域失衡现象描述 要准确描述服务业劳动生产率的区域差异 , 关键要解决区域划分和测度方法选择问题。考虑 到数据的可得性和分析的便利性 , 本文在描述服务业生产率的省区差异时 , 使用标准差测度绝对差 异 , 用变异系数衡量相对差异 ; 在描述东中西三大地区服务业生产率的差异时 , 则采用分组法。 1992 # 2003 年间 , 我国服务业劳动生产率 ( 元 人 , 下同 ) 一直在提高 , 由 1992 年的 7376, 上升到 2003 年的 13461, 年均增长 5 62% 。 各省服务业劳动生产率的绝对差异

7、也在不断扩大 , 标准差由 1992 年的 1913 上升到 2003 年的 6121。 变异系数的变化呈先升后降的倒 U 型。 1992 年的变异系 数为 0 259, 2000 年升至最高峰时的 0 497, 近几年变异系数有所下降 , 但仍远高于 1992 年的水平。 从东部、中部、西部三大地区看 , 1992 # 2003 年间 , 东、中、西部的服务业劳动生产率均在上升 : 东部由 9305 上升到 18940; 中部由 5707 上升到 10113; 西部则由 6240 上升到 8569。东中部之间、东 西部之间以及中西部之间的服务业 劳动生产率的绝对差距在 不断扩大 , 分别由

8、3599、 3065 和 - 534, 上升到 8827、 10371 和 1544。 从总体上看 , 相对差距也呈现不断扩大趋势。东部中部、东部西 部及中部西部间的服务 业劳动生 产率比值 分别由 1992 年 的 1 63、 1 49、 0 91, 上 升到 2003 年的 1 87、 2 21、 1 18。 为什么东部服务业劳动生产率会显著高于中西部 ? 根据生产函数 , 首先 可以从资本积累方面 寻找原因。内生增长理论认为 , 投资能够产生溢出效应 , 资本积累的副产品之一就是劳动生产率的 提高。东部集中的资本存量相对比重要高于中西部 , 使其单位劳动力配备的资本数量 ( 可简称为资

9、本密集度 , Capital Intensity) 高于中西部 , 这会提高东部的服务业劳动生产率。 因现有统计资料没有提供我国各省份资本存量数据 , 如何准确测度各地服务业资本存量成为 非常棘手的问题。本文运用永续盘存法进行估计 , 公式为 : Kt = K t- 1 + It - K t- 1 ( 1) 式 ( 1) 的经济含义是当年资本存量等于上一年净资本存量 ( 总资本存量减去资本折旧 ) 加上当 年的投资。用上式计算资本存量 , 关键是选择适当的当年投资、基年资本存量、折旧率指标。张军 等 ( 2004) 在详细比较三种选择当年投资指标的方法后认为 , 与 积累 及固定资产投资指标相

10、比 , 固 定资本形成总额指标是衡量当年投资的最合适指标。本文采纳这一研究结论 , 以 28 个样本地区服 务业当年的固定资本形成总额 ( 1990 年不变价 ) 作为当年服务业投资的衡量指标 。相关原始数据 见 !中国国内生产 总值核算历史资 料 : 1952 # 1995 和 ! 中国国内生 产总值核算历 史资料 : 1996 # 2002。在基年资本存量的选择方面 , 本文参照 Hall 和 Jones( 1999) 的方法 , 用基年的固定资本形成 额与其后 10 年固定资本形成额增长的几何平均数和折旧率 ( 本文统一取 6% ) 之和的比值 , 作为 服务业劳动生产率为增加值同劳动力

11、的比值 , 增加值为 1990 年可比价 , 劳动力取年内平均值。由于缺少多数年份的 历史 数据 , 分省的数据不包括海南和西藏。因历史数据无法拆分 , 重 庆被合并 到四川进 行分析。数据 来源 : 笔者 通过 !新 中国 50 年 统 计资料汇编 及相应年份 !中国统计年鉴 相关数据计算求得。 % 由于服务本身的特性以及我国统计调查制度存在缺陷 , 官方提供的服务业增加值数 据具有核算范 围不完整、部分服 务计 价过低的特点 , 这会低估按现价和可比价的服务业增加值 ( 岳希 明、张曙光 , 2002) 。但由 于这些缺 陷在不同 年份和不 同省份均 存 在 , 且本文旨在分析服务业本身劳

12、动生产率和技术效率的区域差 异 , 而非针对三次 产业生产率的 比较 , 因而 这些统计 缺陷对本 文 的结论不会产生太大影响。 & 本文所指东部包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙 江、福 建、山东、广东 ; 中部包 括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安 徽、江西、河南、湖北、湖南、广西 ; 西部包括四川 ( 含重庆 ) 、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。三大地 区劳均增 加值按照 劳 动人数 加权计算。 这是 Hall 和 Jones( 1999) 在模拟世界上 127 个国家的资本存量时所采用的折旧率。 47 % & 顾乃华 、 李江帆 : 中国服务业技 术效率区域差异的实证

13、分析 基年资本存量。为尽可能减少估计误差 , 本文虽关注 1992 年之后的资本存量 , 但以 1978 年为计算 基年 , 14 年的时间跨度可以消除大部分的误差。 缺失数据采用如下方式处理 : 1978 # 1992 年间江西省服务业固定资本 形成额数据是按照这段 时期江西省服务业资本形成总额数据换算 , 换算比例为 1993 # 2002 年间二者比值的平均数 ; 广东 省 1992 年服务业的资本存量数据是根据 首次第三产业普查数据 中的广东省第三产业 1992 年末 固定资产原值数据换算 , 换算比例为 0 63, 这是其他省份这两组数据的不含截距项的 OLS 回归值 , 回归方程的

14、可决系数为 0 866。 表 1 汇总的是根据上述方法计算得到的 1992 # 2002 年间我国三大地区资本密集度对比情况。 可以看出 , 东部与中西部的资本密集度确实 存在着差距。但其比值显示 , 该差距在不断缩小或基本 保持不变 , 这与其服务业劳动生产率变化趋势不吻合。 中西部的情形更为特别。在 20 世纪 90 年代中期以后 , 中部服务业劳动生产率一直领先于西 部 , 但同期中部服务业的资本密集度却一直低于西部 , 大约只相当于西部的 70% 。上述分析提示 , 资本密集度的区域差异不是造成我国服务业劳动生产率区域不平衡的唯一原因 , 甚至不是最重要 的原因。要深入理解我国服务业劳

15、动生产率区域失衡现象 , 必须从资本以外的原因入手。 表 1 1992 # 2002 年中国东 、 中 、 西部资本密集度差距 年 份 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 东部 ( 元 人 ) 中部 ( 元 人 ) 西部 ( 元 人 ) 东部 中部 东部 西部 中部 西部 23525 9469 15364 2 48 1 53 0 62 24948 10099 15697 2 47 1 59 0 64 25779 10255 14856 2 51 1 74 0 69 27829 10942 15161 2 54 1 84

16、0 72 31679 12674 16877 2 50 1 88 0 75 36173 14409 20473 2 51 1 77 0 70 41761 17147 25677 2 44 1 63 0 67 48303 20798 29847 2 32 1 62 0 70 54286 24202 33684 2 24 1 61 0 72 60640 27626 37810 2 20 1 60 0 73 66359 31398 42534 2 11 1 56 0 74 注 : 本表劳均资本存量 ( 元 人 )衡量资本密集度。 资料来源 : 笔者计算。 ( 二 ) 技术效率差距假说 笔者认为 ,

17、除资本密集度因素外 , 导致我国服务业劳动生产率区域不平衡的另一个重要原因在 于技术效率的区域差异。技术效率指某个经济体实际所处的生产曲线同技术前沿之间的距离 , 越 接近技术前沿 , 说明效率越高。在实践中 , 技术效率最主要的表征为 X 效率和配置效率。前者指 某个地区特定服务行业在使用资源进行生 产时 , 做到物尽其用的程度 ; 后者指某个地区的资源在不 同生产效率服务行业的分布状况 , 生产效率高的服务行业集中的资源比重越大 , 整个地区服务业的 技术效率就越高。技术前沿指在现有技术水平下 , 能够实现的最大可能产出。显而易见 , 技术效率 和技术进步是两个不同的概念 , 前者指向技术

18、前沿的逼近 , 后者指技术前沿的外移。在服务业中 , 资本密集度、技术进步以及技术效率的区域差异 , 共同决定着服务业劳动生产率的区域不平衡。可 借助图 1 对此作简单解释。 在图 1 中 , ( Y2- Y1) 是 B 省服务业劳动生 产率比 A 省高出的部分。利用式 ( 2) , 将之进一步分 解 : Y2- Y1= ( Y1 - Y1) + ( Y1 - Y1 ) + ( Y2- Y1 ) = ( Y1 - Y1) - ( Y2 - Y2) + ( Y1 - Y1 ) + ( Y2 - Y1 ) = ( TE 1- TE2) + TP + YK ( 2) 48 * * * * * * *

19、 * * * * * * * * * 2006 年第 1 期 式 ( 2) 中 , ( TE 1- TE2) 、 TP 、 YK 分别表示 A 省与 B 省的技术效率、技术进步以及资本密集度 差异对应的服务业劳动生产率差距。通过分析这三部分之间的比例关系 , 往往能得出非常具有实 践意义的结论。若 B 省与 A 省服务业的劳动生产率差距主要由 YK 引起 , ( TE1- TE 2) 、 TP 的贡 献非常微弱 , 甚至为负数 , 则可判断 B 省服务业劳动生产率之所以比 A 省高 , 主要是因为它实行 依靠 投入求增长 的粗放型发展模式 , 这种模式产生的劳动生产率领先往往不能持久。如 B

20、省的 资本密集度与 A 省相差不大 , 其服务业劳动生产率的领先主要是由于 ( TE1- TE 2) 、 TP 的贡献形 成 , 则表明 B 省服务业生产的集约化程度要优于 A 省 , 这种领先往往具有较强的可持续性。进一 步分析 , 技术效率、技术进步对于服务业长期增长的含义也有较大差异。技术效率提高对应着 水 平效应 , 技术进步则产生 增长效应 , 前者会随着时间流逝而消失 , 而后者不仅可以不断维持下去 甚至还可能扩大 ( Wu, 2000) 。 作为发展中国家 , 我国服务业在发展中通常扮演技术模仿者的角色。此外 , 我国知识产权保护 程度较低 , 这也方便了服务生产技术在省际传播扩

21、散。鉴于此 , 我们假定在同一时间各省服务业同 处于相同的技术前沿 , 而集中分析技术效率差异的成因及其对劳动生产率的影响。 由于地理位置、改革和发展的历史起点、享受中央政府倾斜程度等存在较大差异 , 各省服务业 市场化程度高低不一。东部交通条件远优于中西部 , 加之在改革开放以来的相当长时间内 , 中央改 变了改革前强调均衡发展甚至是 抽东补西 战略 , 转而实行鼓励 东部沿海地区服务业优先发展的 倾斜政策 , 这使东部的服务业发展获得了大量财政、税收、投资、对外开放等方面的优惠政策。例 如 , 国家投资优先安排东部基建项目 , 赋予东部沿海省份更高的投资审批权限 , 给予经济特区和众 多沿

22、海开放区以更多的税收优惠 , 等等。在这些因素作用下 , 相对中西部而言 , 东部服务业主管部 门的市场调节意识更为浓厚 , 对服务企业进行行政干预的现象较少 , 非国有经济进入服务业更为容 易 , 与服务业有关的产品市场、要素市场、市场中介组织、法律制度环境也发育得更为成熟。概而言 之 , 东部取得了服务 业市场化改革的先机。 产业结构优化往 往同市场化改革相 伴 而生 , 产业结构优化又是影响配置效率最重 要的因素。和传统服务行业相比 , 生产率更 高的新兴服务行业往往具有高知识密集性、 高风险、高投入的特征。这决定了新兴服务 行业要想获得发展 , 其赖以存在的制度环境 必需具备如下两个特

23、征 : ( 1) 保证优质 人力 资本创造的 租金不被耗散。在传统的劳 动 密集型服务行业中 , 人力资本创造的价值较 易测度。通过简单的计时或者计件工资 制 图 1 服务业劳动生 产率差距的原因分解 在新兴服务行业中 , 准确测度 人力资本的贡 献变得非常困难。这就要求企业必须拥有灵活的创造或选择合适企业制度的权力 , 以保证各种人 力资本获得匹配的回报。显然 , 市场化改革的一个重要结果就是企业的自主权增大 , 从而为新兴服 假定在同一时间各经济体同处于相同的技术前沿 , 是构建随机前沿生产函数模型 的基础。由于我 国幅员辽阔 , 而且 信息 化程度较低 , 坦率地说 , 各省服务业技术同

24、质 性的假定是一个比 较强的假定。从结果 看 , 这种假定 可能导致 对落后地 区技术效 率 的低估。但因为受总部控制的行业 ( 如邮电通讯、金融保险等 ) 、技 术含量较低的生 产生活服务业 ( 如餐饮 业、房地产 业等 ) 在我 国 各省服务业中均占了较大比重 , 前者的技术信息多由总部协助提 供 , 后者对技术信 息要求又较低 , 所以各省 服务业技 术同质性 的 假定仍然是比较合理的。 49 度 , 往往就能达到令人满意的激励效果。但 顾乃华 、 李江帆 : 中国服务业技 术 效率区域差异的实证分析 务行业的企业制定合适的人力资本激励制度 , 创造必需的外部环境。 ( 2) 完善的分散

25、风险和融资机 制。通常市场化程度越高 , 越有利于为发展新兴服务行业提供完善的分散风险和融资机制。既然 东部的市场化改革优先于中西部 , 根据上述分析 , 东部服务业的内部结构也会优于中西部。相应 地 , 东部服务业的生产率高于中西部也就不足为奇了。 此外 , 既然市场化程度越高的地区蕴含的商机越多 , 在利益驱动下 , 大量国内资本、外资和高素 质的人才必然会流向东部 , 东部服务企业聚集程度越来越高。大量企业向东部 聚集 , 对于东部服务 业的发展至少会产生如下几方面良性效果。首先 , 有利于提高东部人口聚集程度 , 而服务无形性、 易逝性的特点 , 决定了服务业的持续高效发展同人口密度息

26、息相关。其次 , 有利于服务业获得先进 的管理经验。一个地区容纳的企业多了 , 企业间的交流及就业人员的流动都会变得频繁起来 , 从而 便利管理经验的跨产业和跨行业扩散 , 服务业可借此提高技术效率和劳动生产率。再次 , 有利于服 务企业增强效率动机。大量服务业聚集直接使竞争环境变得更加激烈 , 迫使相关政府积极对效益 落后的国有服务企业进行改制 , 以适 应变化后的市场环境 , 这有助于提高国有服务企业的效率。同 时 , 竞争性环境产生的信息比较动力、生存动力和信誉动力 , 能激励所有服务企业提高效率。最后 也可能是最为重要的一点 , 在政府和不同类型的企业 ( 不仅仅是作为直接下属的国有企

27、业 ) 的博弈 过程中 , 该地区的制度设施往往会得到较快的改善 , 这是促成服务业技术效率和劳动生产率不断提 高的最重要的外部环境因素。非国有企业和国有企业的一大不同就体现在 , 后者的产权属性注定 了它很难实现跨地域流动 , 即使它不满意当地的制度设施 , 往往也只能忍气吞声。而且 , 国有 企业 的亏损通常能够全部或部分地转嫁给政府 , 即国有企业面临着软预算约束 , 这也弱化了它流动的倾 向。而追逐利润是非国有企业的天然使命 , 若某地糟糕的制度设施妨碍了它实现这一目标 , 它常常 会采取 用脚投票 战略应对。这在服务业中尤为明显 , 许多服务行业属于劳动密集型 , 前期固定资 本投入

28、较少 , 沉没成本产生的 套牢效应 相对较弱 , 实施 用脚投票 战略的顾虑也就少了。为了吸 引、留住非国有服务企业服务于当地经济发展 , 东部各级政府唯有不断改进制度设施质量。此外 , 在当前我国税收征收体制下 , 服务业提供的大 部分税收归地方政府所有 , 这也会强化地方政府吸 引、挽留服务企业的动机。 与东部相比 , 中西部由于地理条件、政策等多方面因素的限制 , 服务业的市场化改革一直落后 于东部。这突出表现在中西部服务企业聚集程度低 , 外来资本和高素质的劳动力流入少 , 国有服务 企业比重高。当然 , 这些情形在西部要比中部更为严重。服务企业聚集程度低 , 妨碍了学习效应的 形成

29、, 不利于管理经验的交流和扩散 , 使企业生产处于次优效率水平上。难以吸引外来资本和高素 质的劳动力 , 会导致先进的生产技术被 束之高阁 , 不能发挥应有作用。国有 企业较低的流动性难 免会削弱政府改善制度设施的动力 , 挫伤外来企业进驻的积极性 , 形成恶性循环。因此 , 中西部在 私产和合同保护、金融市场和劳动力市场运转规范、行政环境透明、行业竞争政策和产业政策的有 效性、经济机构间的信任和公共机构的诚信、市场的对外开放程度等诸多方面 , 远逊于东部。当然 随着西部大开发战略的推进 , 东中西地区间的制度设施差距也在日益缩小。根据制度经济学的文 献 , 好的制度设施同技术效率存在显著的正

30、相关关系。对此可从以下几方面理解 : ( 1) 克服集体行 动中的 搭便车 行为。好的制度设施 有助于克服集体行动中的 搭便车 行为 , 提高经济个体从事 创新性行为的动力。 ( 2) 信息发现。好的制度设施能有效利用分散在大众中的知识 , 使服务业发展 决策更科学 , 资源配置更合理。 ( 3) 增强承诺的可信度。好的制度设施能够增强承诺的可信度 , 避 免使经济主体陷于无尽的讨价还价之中 , 减轻预算软约束现象 , 让资源集中于生产性活动。 ( 4) 规 避寻租。好的制度能够限制权力滥用 , 规避非生产性的寻租行为。 ( 5) 稳定预期。好的制度设施能 够促使经济主体形成良性的共同预期 ,

31、 使人们将注意力集中于价值创造活 动而非价值转移活动 , 减 少短视行为的发生。 50 2006 年第 1 期 从上面的理论分析可以看出 , 造成我国服务业生产率区域失衡的一个重要原因就在于 , 各省服 务业市场化程度参差不齐所导致的服务业技术效率差异。下文对这个理论假说进行实证检验。 三、实证检验 ( 一 ) 计量模型 技术效率的前沿函数测定方法最早由 Farrel 在 1957 年提出 , 其后得到众多学者的发展。但在 前沿生产函数的估计方面 , 却形成了两种分歧 ( 吴诣民、张凌翔 , 2004) 。一是 有参 与 无参 的分 歧。有参估计需要假定特殊的函数形式 , 无参估计则不必受此限

32、制。另一种分歧在于所采用的方 法是统计方法还是非统计方法。统计方法依赖于对数据的随机性假设 , 而非统计方法则无需此假 设 ; 统计方法是通过计量模型的方法对前沿生产函数的参数进行统计估计 , 并在此基础上测定技术 效率 , 非统计方法则是通过求解纯数学的线性规划来完成对技术效率的测定。这两种分歧在本质 上可以归结为一种分 歧 , 即采用经济计量方法还是数学规划方法。经济计量方法虽然限制较多 , 但 它有更稳固的经济理论基础 , 而且可以为判断模型拟合质量提供各种统计检验值。数学规划方法 限制较少 , 意义明确 , 简单易算 , 但其纯代数方法决定了它不能提供有关估计值统计性质的描述和 检验值

33、 , 因而可信度较弱。目前学术界对这两种方法总体的评述是 : 经济计量方法有很强的政策倾 向 , 可以用来评价政策的实施效果 , 数学规划方法则有很强的管理决策效应 ; 在模型设定合理且采 用面板数据 ( Panel Data) 的条件下 , 经济计量方法通常会得 到比数学规划方法更好的估计效果。 本文根据研究取向及所使用数据特征 , 选用经济计量方法 , 并以 Battese 和 Coelli 在 1995 年提 出的随机前沿模型 ( Stochastic Front ier Approach, SFA ) 为蓝本。该模型的最大特点在于可同时对前沿 函数和技术无效函数的参数进行估计。 具体而

34、言 , 本文以 C D 生产函数的密集形式作为前沿生产函数的具体形式 , 即 : lnyit = b0 + t + !lnkit + Vit - Uit ( 3) 其中 , i 和 t 表示省份和时间 ; y 、 k 代表服务业劳动生产率和资本密集度 ; b 0 为待定常数项 ; 、 !为技术进步时间变化趋势系数和资本的产出弹性 ; ( Vit - Uit ) 为回归方程的随机扰动项 ; Vit 指 经济系统不可控因素 ( 如观测误差等 ) 冲击的噪声误差 , 其服从对称的正态分布 N ( 0, V ) , 并且独 立于 Uit ; Uit 反映那些在 t 时期仅仅影响 i 省的随机因素 ,

35、其服从单侧正态分布 N ( Mit , U ) 。 Mit 对应的函数即为技术无效函数 , e 反映 i 省第 t 年的技术效率水平 , Mit 越大表明技术效 率越低 , 或者说是技术无效程度越高 , 也意味着其服务业劳动生产率越低。 结合前文的理论分 析 , 其具体形式为 : Mit = 0 + 1 t + 2 easti + 3 middlei + Wit ( 4) 其中 , i 和 t 的含义同上 ; east 和 middle 代表东部和中部虚拟变量 , 取值 0 或 1; 0 为待定常数 项 ; 1 为技术效 率变化的时间趋势 , 符号为正代表技术效率是递减的 , 反之亦然 ; 2

36、 、 3 分别代表东 部和中部虚拟变量对技术无效程度的影响系数 , 根据前文理论分析可以推断 , 2 、 3 应为负数 ( 即 东部和中部的技术无效程度要比西部低 ) , 且 2 的绝对值大于 3 的绝对值 ( 即东部的技术无效程 度要比中部低 ) ; Wit 是该回归方程的随机误差项 , 服从对称的正态分布 N ( 0, W ) 。 根据前面的分析 , 可用服务业市场化程度替代区位因素。考虑到目前服务业中有相当比重的 % 由前文前沿函数的设定方法可知 , 这里假设各样本服务业技术进步速度相同 , 且符合希克斯中性。 若某省实际产出点恰好位于技术前沿上 , 即它的 Mit为 0, 技术效率值为

37、 1, 但这不代 表该省已经完 全发挥出资源的 潜力。 随机前沿生产函数模型提供的技术效率水平是相对其他省份而言的 , 技术效率值为 1 仅意味 着该省和其他 省份相比 , 其技术 效率 是最高的。 51 2 2 - M % 2 顾乃华 、 李江帆 : 中国服务业技 术效率区域差异的实证分析 劳动力是在过去 统分统配 就业制度下走上工作岗位的 , 且在当前转型期内 , 劳动力流动仍面临种 种限制 , 所以各地区服务业市场化程度同其劳动力素质强弱并非一一对应关系 , 因而引入劳动力素 质这一控制变量 是比较合适的。于是式 ( 4) 可变形为 : Mit = #0 + #1 t + #2 mari

38、t + #3 eduit + Wit ( 5) 其中 , i 、 t 、 Wit 的含义同上 ; #0 为待定常数项 ; #1 的含义同 1 ; mar 、 edu 指代市场化程度和劳动 力素质 ; #2 、 #3 分别是市场化程度和劳动力素质对技术无效程度的影响系数 , 根据前文分析 , 预期 其符号都为负。 判断前述模型设定是否合理 , 一方面看式 ( 3) 的随机扰动项中技术无效所占的比 例 , 也就是考 察式 ( 6) 中 的大小。当 接近于 0 时 , 表明实际产出与可能最大产出的差距主要来自不控制因 素造成的噪声误差 , 这时用普通最小二乘法 ( OLS) 即可实现对生产参数的估计

39、 , 而没有必要采用随 机前沿模型 ; 越趋近于 1, 越能说明前沿生产函数的误差主要来源于随机变量 Uit , 采用随机前沿 模型对生产函数进行估计也就越合适。 U + V 另一方面可利用广义似然比 ( LR ) 检验统计量 , 进一步检验随机前沿模型中的生产函数形式和 不存在技术无效效应 这一零假设。 LR 检 验统计量的计算公式如下 : LR = - 2 ln L ( H 0 ) L ( H 1 ) = - 2 ln L ( H 0 ) - ln L ( H 1 ) ( 7) 其中 , L ( H 0 ) 和 L ( H 1 ) 分别是零假设 H 0 和备选假设 H 1 下的对数似然函数

40、值 ( Log 函数值 ) 。 通常认为 LR 检验统计量服从混合卡方分布 , 自由度为约束的个数。如果 LR 检验统计量超过单边 广义似然比检验的临界值 , 应拒绝零假设 , 否则应接受零假设 。 Kodde 和 Palm( 1986) 的研究给出了 各自由度对应的单边广义似然比检验的临界值。 本文模型的特点是显而易见的。首先 , 采用随机前沿模型而非确定前沿模型 , 可以避免将影响 各省服务业劳动生产率的外生噪声误差也计入到内生的技术无效当中 , 减小所测定的技术效率与 真实的效率水平之间的偏差。其次 , 在生产函数和技术无效函数中引入时间变量 , 可以估计我国服 务业总体的技术进步和技术

41、效率演变趋势。最后 , 可以测度市场化程度、劳动力素质这些特定因素 对技术效率的影响程度。 ( 二 ) 数据说明 各省服务业 劳动生产率和资本密集度数据的计算方法和时间区域同前文。目前许多研究用非 国有经济的产值比重衡量市场化程度 , 这个指标有一定的合理性 , 但显然不够全面。本文利用樊纲 和王小鲁 ( 2001, 2003, 2004) 主持的 中国各地区市场化进程相对指数 系列研究结果 , 作为衡量各 省服务业市场化水平 ( mar ) 的代理变量。樊纲和王小鲁从政府与市场关系、非国有经济的发展、产 品市场的发育、要素市场的发育、市场中介组织发育和法律制度环境五方面 , 构建反映市场化进

42、程 的指标 , 并借助主成分分析法生成各指标的权重 , 加权计算各地区市场化的总指数。显然 , 樊纲和 王小鲁的系列研究报告是针对各地区整个国民经济的 , 并非单以服务业作为研究对象 , 但出于下列 三方面原因 , 可认为将二者等同的近似处理方式是可行的 : ( 1) 各地区服务业市场化进程同整个国 民经济的市场化进程有着高度的一致性 ; ( 2) 该报告将各地区制度设施质量也纳入度量市场化进程 的范畴 , 而各地区三次产业所面临的制度设施是基本一致的 ; ( 3) 针对工农业的市场化改革也会通 过供需链条波及到服务业 , 产生同向的效果。 由表 2 数据可以看出 , 1998 # 2002

43、年间 , 东部、中部、西部市场化程度的差异是非常明显的 , 市 场化指数在东部、中部、西部之间依次递减 , 具体的分布态势同这段时期服务业劳动生产率的分布 52 2 U = 2 2 ( 0 ( ( 1) ( 6) 2006 年第 1 期 格局类似 , 这初步验证了各地区市场化改革程度差异导致的 技术效率差别 , 乃是造成各地区服务业 劳动生产率失衡的重要原因。 劳动力素质 ( edu ) 指标用各省就业 表 2 1998 # 2002 年我国各地区市场化指数简要描述 人员受教育年限的平均数表示 , 具体计 1998 1999 2000 2001 2002 东部 6 95 6 93 7 23 7

44、 14 7 53 重 , 对受教育年限进行加权平均。受教 育年限则根据受教育程度进行估算 : 不 识字为 0 年 , 小学为 6 年 , 初中为 9 年 , 高中为 12 年 , 大专为 14 年 , 大学本科为 标准差 1 50 1 43 1 41 1 68 1 82 16 年 , 研 究生为 19 年。由于服务业就 变异系数 0 26 0 26 0 24 0 32 0 33 业人员的受教育年限和整个地区就业人 注 : 由于不同报告所使用 的指标统 计口径和 计算方法 存在差别 , 原 员的受教育年限存在一定差异 , 所以这 始数据 并不可比。为使报告提供的历年各地区市场化指数可比 , 笔

45、者根 里选择的代理变量并不完全准确。但在 据历次报告中的重叠年份 ( 1999 和 2000 年 ) 指数 显示 的比例 , 对三份 报 本文回归方程中真正起作用的是各省服 而非各自的绝对水平 , 又由于我国各省 服务业就业比重以及三次产业就业人员的素质对比情况 , 均比较接近 , 所以上述替代方式不会引发 很大误差。 ( 三 ) 实证结果 首先检验我国服务业的生产函数是否遵循规模报酬不变假设。使用 1992 # 2002 年我国大陆 28 省的面板数据 , 在假 定不存在截面和时序固定或随机效应的情况下 , 使用可行广义最小二乘法 ( GLS) 估计 , 得到资本和劳动力的产出弹性分别为 0

46、 572 和 0 434, 回归方程的调整决定系数为 0 998。然后利用 Wald 参数检验 , 判断能否在显著水平上拒绝资本和劳动力的产出弹性之和为 1 的假设。对应的 % 检验统计量为 0 275, 伴随概率为 0 5998, 不能拒绝资本和劳动力的产出弹性 之和为 1 的假设 , 故采用密集形式的 C D 函数是可靠的。 利用 Front ier 4 1 软件 , 可获得式 ( 3) 、 ( 4) 和式 ( 3) 、 ( 5) 对应的计量模型 ( 下文简称为模型 1 和 模型 2) 的各项参数 , 并可根据 Frontier 4 1 运行的结果算出各种假设检验对应的 LR 检验值 , 结果 见表 3 和表 4。需要注意的是 , 由于数据限制 , 这两个模型所检验的时间 区域并不一致 , 前者为 1992 # 2002, 后者为 1998 # 2002。 针对模型 1 和模型 2 设计的四个假设的内容基