中國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率增長(zhǎng)的隨機(jī)前沿模型分析

徐建軍，袁紅清

（寧波大學(xué) 科技學(xué)院，浙江 寧波 315211）

0 引言

鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率實(shí)質(zhì)是鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)在生產(chǎn)過程中的投入產(chǎn)出的轉(zhuǎn)化效率。關(guān)于投入產(chǎn)出效率的計(jì)算通常有兩種方法。第一種為非參數(shù)方法，該方法可以計(jì)算多投入和多產(chǎn)出的投入產(chǎn)出相對(duì)效率，它首先根據(jù)樣本中所有個(gè)體的投入和產(chǎn)出構(gòu)造一個(gè)能夠包容所有個(gè)體生產(chǎn)方式的最小產(chǎn)出的可能性集合，即所有要素和產(chǎn)出的有效集合，然后根據(jù)這個(gè)可能性集合測(cè)算投入產(chǎn)出效率。第二種方法為參數(shù)方法。該方法主要適用于單產(chǎn)出和多投入的相對(duì)效率測(cè)算，它通常是先設(shè)定一個(gè)投入產(chǎn)出函數(shù)，然后將產(chǎn)出函數(shù)的誤差項(xiàng)目設(shè)計(jì)成復(fù)合結(jié)構(gòu)，并根據(jù)誤差項(xiàng)的分布假設(shè)不同，采用相應(yīng)的技術(shù)方法估計(jì)生產(chǎn)函數(shù)中各參數(shù)從而計(jì)算出投入產(chǎn)出效率。

1 隨機(jī)前沿分析模型

隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法通常是先假設(shè)一個(gè)生產(chǎn)函數(shù)，根據(jù)生產(chǎn)函數(shù)中誤差項(xiàng)的分布假設(shè)的不同，采用不同的技術(shù)方法來估計(jì)生產(chǎn)函數(shù)中的參數(shù)。隨機(jī)前沿分析模型可以表示為：

其中，F(xiàn)為設(shè)定函數(shù)；Yt為產(chǎn)出；Xt為投入要素；t表示時(shí)間趨勢(shì)；β為一組待估的參數(shù)。誤差項(xiàng)為復(fù)合結(jié)構(gòu)，其中vt為隨機(jī)統(tǒng)計(jì)誤差，服從獨(dú)立同分布，且滿足N(0,)分布；ut表示由技術(shù)效率所引致的誤差，服從獨(dú)立同分布。當(dāng)ut=0時(shí)，廠商就恰好處于生產(chǎn)前沿面上，表示技術(shù)有效；若ut＞0，廠商就處于生產(chǎn)前沿面下方，表示技術(shù)非有效，ut、vt之間相互獨(dú)立。

模型(1)在隨后的運(yùn)用中得到了不斷的擴(kuò)展，從最初專門針對(duì)橫截面數(shù)據(jù)的模型擴(kuò)展到面板數(shù)據(jù)模型，生產(chǎn)函數(shù)的可采用線性、對(duì)數(shù)線性和超越對(duì)數(shù)等形式。在隨機(jī)前沿模型中，分析技術(shù)效率和影響因素是非常重要的兩個(gè)方面，早期的研究采用兩步回歸法，即先估算出技術(shù)效率值，然后以技術(shù)效率作為被解釋變量，以不同的外生變量作為解釋變量構(gòu)建回歸模型，這種方法存在一定的計(jì)量問題：首先，要假定這些外部變量和投入要素之間不存在相關(guān)性，否則遺漏這些關(guān)鍵變量會(huì)造成第一步的估計(jì)結(jié)果(包括估計(jì)系數(shù)和復(fù)合殘差的方差)就是有偏的。估計(jì)出的有偏無效率項(xiàng)會(huì)造成第二步估計(jì)的效率方程系數(shù)也是有偏的。其次，隨機(jī)前沿模型往往假設(shè)無效率項(xiàng)同分布，但是在第二步的生產(chǎn)效率回歸方程中，生產(chǎn)效率項(xiàng)是隨著不同的外部變量變化的，這就形成了矛盾（王志剛等，2006）。Battese&Coelli(1995)提出擴(kuò)展的隨機(jī)前沿分析模型（簡(jiǎn)記B-C模型），通過一步回歸直接得到生產(chǎn)函數(shù)和技術(shù)效率影響因素的估計(jì)結(jié)果，全面克服了兩步回歸方法的理論矛盾。為此，本文運(yùn)用B-C模型進(jìn)行實(shí)證分析。

假設(shè)F（·）的表達(dá)形式為柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)（CD），則可構(gòu)造如下B-C模型來分析我國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術(shù)效率及其影響因素。

其中，(2)式中Qit、Kit、Lit分別表示第i個(gè)省市所有鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)在第t年的總產(chǎn)出、資本投入、勞動(dòng)投入；β0為截距項(xiàng)，β1、β2分別為資本和勞動(dòng)要素的產(chǎn)出彈性；誤差項(xiàng)由vit和uit兩部分組成，vit滿足獨(dú)立同分布并服從N(0,)分布，uit≥0，滿足獨(dú)立同分布且服從正半部的正態(tài)分布N(mit,)，vit與 uit相互獨(dú)立。(3)式表示第i個(gè)省域在第t時(shí)期內(nèi)的技術(shù)效率水平。(4)式中，Xφ為影響我國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率的外生變量，σφ為待估參數(shù)，-δφ可分別看作第φ個(gè)外生變量對(duì)我國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率的影響彈性。(5)式中，γ為待估計(jì)的參數(shù)。當(dāng)γ=0時(shí)，=0，可推出誤差項(xiàng)為Vit。在統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)中，如果γ=0這一原假設(shè)被接受，即說明生產(chǎn)函數(shù)與生產(chǎn)前沿曲線重合，生產(chǎn)處于技術(shù)有效狀態(tài)。在這種情況下，我們無需使用隨機(jī)前沿分析技術(shù)，直接使用最小二乘法（OLS）估計(jì)即可。

2 變量和數(shù)據(jù)說明

（1）總產(chǎn)出Qit（單位：萬元）：通常采用鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值或是增加值來表示。盡管二者從增長(zhǎng)趨勢(shì)上來看具有一致性，但總產(chǎn)量指標(biāo)衡量的是生產(chǎn)能力和生產(chǎn)總量，而增加值則更加反映了經(jīng)濟(jì)效率和增長(zhǎng)速度的提高，本文選取鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值表示總產(chǎn)出。為了剔除價(jià)格因素的影響，采用1985年為基期的全國(guó)工業(yè)品出產(chǎn)價(jià)格指數(shù)將鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)名義增加值轉(zhuǎn)化為實(shí)際增加值，該指數(shù)根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》公布的工業(yè)品出產(chǎn)價(jià)格指數(shù)轉(zhuǎn)換得到。

（2）資本投入Kit（單位：萬元）：由于官方并沒有公布我國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)資本存量的數(shù)據(jù)，本文采用永續(xù)盤存法估計(jì)得到，計(jì)算公式為：Kit=Iit/Pit+(1-δit)Kit-1。其中，Kit為第t年的資本存量；基期的資本存量K1985以1985年的固定資產(chǎn)投資原值表示；Iit為當(dāng)年的新增的固定資產(chǎn)投資額，由第t年的固定資產(chǎn)原值減去t-1年固定資產(chǎn)原值；對(duì)于Pit值，根據(jù)單豪杰(2008)計(jì)算的中國(guó)分省固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，我們可將其轉(zhuǎn)化為1985為基期的分省固定資本形成價(jià)格指數(shù)，再結(jié)合《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》公布的2007和2008年間的分省固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，通過數(shù)學(xué)轉(zhuǎn)換即可構(gòu)造1985～2008年間連續(xù)的定基固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)；δit為折舊率，根據(jù)張軍等（2004）的研究，假設(shè)各省固定資本的折舊率為9.6%。

（3）勞動(dòng)投入Lit（單位：萬人）：在度量勞動(dòng)投入時(shí)，需要有關(guān)各個(gè)省域勞動(dòng)者數(shù)量和勞動(dòng)力資源狀況的詳實(shí)的數(shù)據(jù)，但由于目前中國(guó)統(tǒng)計(jì)工作水平有限，缺少分類較細(xì)的勞動(dòng)力和勞動(dòng)報(bào)酬數(shù)據(jù)，因此很難直接得到鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)工人工作時(shí)間的數(shù)據(jù)和工資數(shù)據(jù)。我們以歷年年末的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)從業(yè)人數(shù)來替代。

（4）影響鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率的外生變量：企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)X1,it：用鄉(xiāng)鎮(zhèn)集體企業(yè)總產(chǎn)值占鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)值的比重表示；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)X2,it：用鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)中第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)總產(chǎn)業(yè)的比重表示；出口依存度X3,it：用出口總額占GDP比重表示；銀行信貸規(guī)模X4,it：用銀行貸款余額占GDP比重表示；公共交通狀況X5,it：用每萬公頃土地的公路和鐵路長(zhǎng)度表示，單位為公里/萬公頃；城市化進(jìn)程X6,it：用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎荆惶摂M變量X7,it：用以反映較為優(yōu)越的經(jīng)濟(jì)地理環(huán)境，東部地區(qū)的省份取值為1，中西部地區(qū)的省份取值為0；虛擬變量X8,it：用以反映處于相對(duì)劣勢(shì)的經(jīng)濟(jì)地理環(huán)境，西部地區(qū)的省份取值為1，東中部地區(qū)的省份取值為0①東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11省或市；中部包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北7個(gè)省；西部包括廣西、內(nèi)蒙古、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆10個(gè)省、市或自治區(qū)。。

研究樣本的時(shí)間跨度為1985～2008年，包括大陸（除西藏、湖南的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重未包括在內(nèi)，四川和重慶合并為一個(gè)決策單元）的28個(gè)省市?；A(chǔ)數(shù)據(jù)來源于《中國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)統(tǒng)計(jì)資料：1978～2002》、《中國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)年鑒》（2003～2006）、《中國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)及農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)年鑒》（2007～2009）、《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》相關(guān)年份、《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)金融年鑒》、《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》相關(guān)年份。需要說明的是，上海鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)部分?jǐn)?shù)據(jù)未能直接得到，用東部其它10省市平均值近似替代；貴州鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)部分?jǐn)?shù)據(jù)未能直接得到，用西部其余9省市平均值近似替代。

3 實(shí)證結(jié)果分析

表1 隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)和效率方程估計(jì)結(jié)果

結(jié)合跨省面板數(shù)據(jù)，采用FRONTIER 4.1軟件包，用極大似然估計(jì)（MLE）法對(duì) （2）-（5）式進(jìn)行一步估計(jì)，表1給出了參數(shù)估計(jì)結(jié)果。由表1可知，參數(shù)γ= 0.759，并且在 1%的顯著性水平下通過t檢驗(yàn)，這表明根據(jù)C-D生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)得到的誤差項(xiàng)主要來自于技術(shù)非效率uit。因此，使用隨機(jī)前沿分析方法分析我國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術(shù)效率是適宜的。

首先，分析鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的資本和勞動(dòng)產(chǎn)出彈性。由表可知，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的資本產(chǎn)出彈性為0.810，表明資本存量增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，可促進(jìn)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值增長(zhǎng)0.810個(gè)百分點(diǎn)；勞動(dòng)產(chǎn)出彈性為0.349，這表明從業(yè)人員增長(zhǎng)1個(gè)百分點(diǎn)，可促進(jìn)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值上升約0.349個(gè)百分點(diǎn)。通過比較可知，資本產(chǎn)出彈性遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于勞動(dòng)產(chǎn)出彈性，這表明資本投入在我國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增長(zhǎng)中占據(jù)著不可替代的主體地位。由于勞動(dòng)和資本產(chǎn)出彈性大于1，說明我國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)處于規(guī)模報(bào)酬遞增狀態(tài)，即在其他條件不變的情況下，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)產(chǎn)出增加的比例要高于其投入的比例。因此，適度擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模有利于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)產(chǎn)出增加。

其次，分析鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率的變化特征。我們首先計(jì)算出作為獨(dú)立決策單位的28個(gè)省域每年的技術(shù)效率 （限于篇幅，沒有全部列出），通過算術(shù)平均得到全國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術(shù)效率均值，進(jìn)而將28個(gè)省域歸并為東、中、西部并計(jì)算出三大區(qū)域在不同發(fā)展階段的平均值，結(jié)果見表2。由表2可知，在整個(gè)考察期內(nèi)，我國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術(shù)效率相對(duì)較低，僅為0.750。從不同的發(fā)展階段來看，“七五”和“八五”期間鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術(shù)效率相對(duì)較低(分別為0.716和0.701)，而在“九五”計(jì)劃和“十五”計(jì)劃期間鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術(shù)效率有了明顯提高 (分別為0.776和0.798)。從標(biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)來看，二者從“七五”到“十五”期間也是逐漸下降的，反映出我國(guó)各地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術(shù)效率的差距縮小了，呈現(xiàn)出σ收斂特征。

表2 不同區(qū)域鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率的統(tǒng)計(jì)特征描述

進(jìn)而比較東、中、西部區(qū)域鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術(shù)效率，我們發(fā)現(xiàn)三大區(qū)域鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術(shù)效率從東向西呈現(xiàn)出依次降低的態(tài)勢(shì)，其平均值分別為0.884、0.754、0.600。從三大區(qū)域內(nèi)部來看，我們發(fā)現(xiàn)中、西部地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術(shù)效率在“九五”計(jì)劃之后都有了較為明顯的提高，并且從“七五”到“十五”期間的標(biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)都是逐漸下降的，反映出中部和西部區(qū)域內(nèi)部的技術(shù)效率存在σ收斂；東部地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術(shù)效率在不同的發(fā)展階段的差別并不大，而且標(biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)也未反映出有縮小的趨勢(shì)，并未呈現(xiàn)出σ收斂特征。

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)各地區(qū)技術(shù)效率增長(zhǎng)的收斂特征，我們采用 Barro& Sala-i-Martin (1992)、 Miller&Upadhyay（2002）思路，檢驗(yàn)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率是否存在β收斂，假定β收斂模型為:△LnTEit=α+βLnTEio+εit。其中，△LnTEit為第i個(gè)地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)從基準(zhǔn)期到第t期的技術(shù)效率增長(zhǎng)率，LnTEit為基準(zhǔn)期的技術(shù)效率的對(duì)數(shù)值，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。如果回歸的結(jié)果β值為負(fù)值，則表明存在收斂性；如果為正值，則表示存在發(fā)散性，回歸結(jié)果見表3。由表3可知，全國(guó)模型得到的β系數(shù)顯著為負(fù)，這表明自1986年以來，我國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術(shù)效率呈現(xiàn)出了“收斂”特征，即從全國(guó)整體來看，技術(shù)效率較低的地區(qū)的效率增長(zhǎng)率要大于技術(shù)效率高的地區(qū)的效率增長(zhǎng)。比較東、中、西部地區(qū)模型，我們發(fā)現(xiàn)中、西部地區(qū)的 β值顯著為負(fù)數(shù)，但東部地區(qū)估計(jì)的β值未通過t統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)，這表中、西部地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術(shù)效率呈現(xiàn)出了“收斂”特征，但東部地區(qū)不存在β收斂，這與σ收斂特征是一致的。

表3 1985～2008年間鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率β收斂檢驗(yàn)結(jié)果

最后，分析各外生變量對(duì)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率的影響。由表1可知，各外生變量對(duì)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率的影響都在1%的顯著性水平上通過了t檢驗(yàn)，從而可結(jié)合效率方程估計(jì)值給出其經(jīng)濟(jì)學(xué)解釋：

（1）鄉(xiāng)鎮(zhèn)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)技術(shù)效率的影響彈性為-0.225，從而說明鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)集體產(chǎn)權(quán)所占比重的增加會(huì)妨礙我國(guó)我國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率的增長(zhǎng)，也即表明了鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的非集體產(chǎn)權(quán)性質(zhì)有利于技術(shù)效率的增長(zhǎng)。鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)集體所有權(quán)歸屬雖有利于動(dòng)用集體公共資金積累、公共房產(chǎn)和原材料，但同時(shí)也伴隨著產(chǎn)權(quán)邊界不清晰、企業(yè)經(jīng)營(yíng)者激勵(lì)和約束機(jī)制不健全等制度缺陷，因此有必要進(jìn)行相應(yīng)的改革和調(diào)整。

（2）鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)技術(shù)效率的影響彈性為1.418，這表明鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)中第三產(chǎn)業(yè)比重的增加有利于技術(shù)效率提高。因此，需要進(jìn)一步優(yōu)化鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的重要衡量依據(jù)是服務(wù)業(yè)在整個(gè)經(jīng)濟(jì)中的比重的增加，這就需要鼓勵(lì)發(fā)展鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)中的建筑安裝業(yè)、交通運(yùn)輸倉(cāng)儲(chǔ)業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、住宿及餐飲業(yè)及社會(huì)服務(wù)業(yè)。

（3）對(duì)外貿(mào)易與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術(shù)效率顯著負(fù)相關(guān)，其影響彈性為1.575②這里，我們分別使用了出口依存度和進(jìn)口依存度來替換外貿(mào)依存度，結(jié)果表明二者同樣沒有促進(jìn)我國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)技術(shù)效率的提升。，這似乎與何元慶（2006）、王志剛等（2006）絕大多數(shù)研究得出的結(jié)論“對(duì)外貿(mào)易有利于我國(guó)整個(gè)生產(chǎn)過程中的 （生產(chǎn)）技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步”相佐，但卻范麗霞（2008）關(guān)于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的研究結(jié)論類似。一個(gè)可能的解釋是，對(duì)外貿(mào)易主要是通過技術(shù)進(jìn)步而不是技術(shù)效率途徑促進(jìn)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)生產(chǎn)率增長(zhǎng)，由于對(duì)外貿(mào)易使得鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)之間的技術(shù)進(jìn)步差異擴(kuò)大，從而導(dǎo)致其對(duì)技術(shù)效率的相對(duì)作用為負(fù)，這有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。

（4）金融機(jī)構(gòu)信貸水平對(duì)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率的影響彈性為1.134，表明我國(guó)金融機(jī)構(gòu)信貸規(guī)模的擴(kuò)張?jiān)谝欢ǔ潭壬嫌欣卩l(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率增長(zhǎng)。因此，需要進(jìn)一步完善現(xiàn)代金融服務(wù)體系，特別是農(nóng)村金融服務(wù)網(wǎng)絡(luò)，為我國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)全方位、多領(lǐng)域發(fā)展提供全面的金融支持和服務(wù)。

（5）公共交通對(duì)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率的影響彈性為0.014，這說明交通運(yùn)輸條件的改善對(duì)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率具有顯著的積極作用。因此，需要大力構(gòu)建和完善包括道路交通、通訊設(shè)施在內(nèi)的基礎(chǔ)設(shè)施，為鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)發(fā)占提供便捷的交通和全方面的信息服務(wù)。

（6）城市化進(jìn)程對(duì)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率的影響彈性為0.663，表明我國(guó)農(nóng)村城鎮(zhèn)化有利于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率的增長(zhǎng)。由于農(nóng)村城市化有利于發(fā)揮鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)的集聚效應(yīng)、商品流通的集散地作用以及城鄉(xiāng)交通、郵電樞紐作用，因此，大力推進(jìn)農(nóng)村城市化進(jìn)程，促使農(nóng)村人口向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，將會(huì)給鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的發(fā)展注入新的活力。

（7）虛擬變量x7與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術(shù)效率顯著正相關(guān)，而虛擬變量x8與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率負(fù)相關(guān)，這表明不同的經(jīng)濟(jì)地理環(huán)境對(duì)于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率的影響存在較為顯著的差異。其原因在于，我國(guó)東部沿海地區(qū)在科技水平、人力資本積累、市場(chǎng)化程度、基礎(chǔ)設(shè)施以及產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)等方面要明顯優(yōu)越于中、西部地區(qū)，這些有利的因素使得東部比中、西部地區(qū)站在了更高的改革起點(diǎn)上，因而東部地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率要明顯高于中、西部地區(qū)是合乎經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)。

4 結(jié)論

本文結(jié)我國(guó)1985～2008年的跨省面板數(shù)據(jù)，采用B-C模型詳細(xì)討論了我國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術(shù)效率及其外生影響因素，研究結(jié)論如下：

（1）從整體來看，我國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術(shù)效率偏低，并且呈現(xiàn)出明顯的階段性和地區(qū)差異特征。從時(shí)間上看，“九五”計(jì)劃之后的鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率要明顯高于此前的技術(shù)效率，并且具有較為顯著的收斂特征。

（2）各地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率差異明顯，從東向西有依次降低之勢(shì)。進(jìn)一步比較東、中、西部地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率的斂散性可知，中、西部地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率差距明顯減小，收斂特征明顯，而東部地區(qū)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)技術(shù)效率差距不明顯，也不存在σ收斂和β收斂；

（3）各外生變量對(duì)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術(shù)效率產(chǎn)生了重要的影響。其中，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)非集體性質(zhì)產(chǎn)權(quán)歸屬、第三產(chǎn)業(yè)比重的提高、金融機(jī)構(gòu)信貸規(guī)模的擴(kuò)大、公共基礎(chǔ)設(shè)施的完善、農(nóng)村城鎮(zhèn)化進(jìn)程進(jìn)程的加快以及相對(duì)優(yōu)越的經(jīng)濟(jì)地理環(huán)境都對(duì)我國(guó)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的技術(shù)效率提升起到了重要的促進(jìn)作用。

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