經濟增長目標壓力遏制制造業(yè)全要素生產率提升了嗎？

一 引言及文獻簡述

自黨的十九大報告提出“堅定不移貫徹新發(fā)展理念，堅決端正發(fā)展觀念、轉變發(fā)展方式”以來，轉型與創(chuàng)新成為我國經濟社會發(fā)展的方向與主題。制造業(yè)作為國家戰(zhàn)略性重要產業(yè)，是現代工業(yè)結構的核心支柱，也是國家繁榮富強的基礎。我國制造業(yè)參與全球競爭，逐漸發(fā)展成為世界第一制造大國。近年來，國際貿易環(huán)境趨于惡化，發(fā)達國家又紛紛調整制造業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略，致力引導制造業(yè)回流與復興，以爭奪全球制造業(yè)發(fā)展的制高點。我國制造業(yè)大而不強，憑借低成本優(yōu)勢承接發(fā)達國家轉移的低端生產環(huán)節(jié)，又采取要素資源投入驅動增長的發(fā)展模式，因而高新技術實力薄弱、自主創(chuàng)新能力不強等問題未能伴隨產業(yè)成長而得到有效改進。由此可知，當前我國制造業(yè)發(fā)展同時面臨自身能力不足與發(fā)達國家產業(yè)振興的雙重夾擊、低成本優(yōu)勢逐漸削退而新增長動力優(yōu)勢尚未形成的兩難局面。

根據錢納里工業(yè)化階段演進理論，工業(yè)持續(xù)深化常伴隨著制造部門技術進步和結構優(yōu)化，進而推動經濟轉向以技術密集型產業(yè)為主導的發(fā)展方式。我國經濟已進入工業(yè)化后期階段(黃群慧，2014)[1]，與趨于成熟的工業(yè)化進程相矛盾的是，制造業(yè)全要素生產率水平普遍不高，且增長緩慢，增速呈下降態(tài)勢(楊汝岱，2015)[2]。是什么原因造成我國制造業(yè)長期規(guī)模擴張但效率不增反減的矛盾現狀？全要素生產率增長水平的決定因素除技術水平、人力資本等經濟性因素，還包括政府機構、體制制度等非經濟性因素。我國特殊的經濟體制國情決定了政府在經濟領域中發(fā)揮至關重要的作用，其中政治集權、財政分權的政府治理模式就是我國“經濟增長奇跡”的制度基礎。但“財政激勵”和“晉升激勵”雖能驅使地方政府積極發(fā)展本地經濟，卻約束不了政府采取自利性行動偏好，缺少嚴密監(jiān)督的地方政府可能傾向于依據自身獲益而不是效率質量作出經濟干預決策，進而可能造成嚴重的經濟后果。制造業(yè)作為我國核心工業(yè)部門，承擔著促進產業(yè)升級和提升國家競爭實力的艱巨任務，因而政府普遍且全面管控制造業(yè)的生產發(fā)展。由此提出的一個問題是：地方政府的干預行為是否是制造業(yè)產業(yè)規(guī)模不斷擴張但生產效率提升緩慢的原因之一？

張杰(2016)[3]研究表明，地方政府干預要素市場是降低制造業(yè)要素配置效率的主要動因，為保障制造業(yè)生產效率持續(xù)增長需減少政府干預?？琢畛氐?2017)[4]發(fā)現地方政府投資會扭曲資源配置效率，進而阻礙制造業(yè)結構差異化發(fā)展，甚至削弱市場開放程度對結構差異化的促進效力。產能過剩形成與周期化也是政府干預下的結果，馬軼群(2017)[5]指出，政府干預弱化了技術進步提高產能利用率的作用效果。此外，政府干預會放大過度金融化對技術創(chuàng)新的消極影響(謝家智等，2014)[6]，甚至抑制企業(yè)獨立創(chuàng)新意愿，促使其選擇技術模仿(張峰等，2016)[7]。由此可知，地方政府干預通過扭曲資源配置、削減效率效用、抑制自主創(chuàng)新進而降低了制造業(yè)全要素生產率。政府主導的、投資驅動的經濟增長模式是工業(yè)效率惡化的根源(江飛濤等，2014)[8]。稀缺的政治升遷機會刺激地方政府展開激烈的GDP競賽，相伴而來的是短期內快速提升經濟增長速度的巨大壓力，尤其當同位競爭者表現出色，或前任在位者績效出彩時，現任政府發(fā)展經濟面臨的壓力也愈大，因而愈偏好采取激進的干預策略，甚至可能不惜犧牲經濟質量換取經濟速度。因而，地方政府所面臨的高強度的經濟增長壓力可能就是制造業(yè)全要素生產率長期提升緩慢的體制根源。

基于上述理論邏輯，本文運用我國1997-2016年分省制造業(yè)面板數據，實證研究地方政府經濟增長目標壓力與制造業(yè)全要素生產率的作用關系。結果表明，經濟增長目標壓力與制造業(yè)全要素生產率呈“倒U型”關系，且政府經濟增長目標壓力效應是通過減少研發(fā)投入、削減科教支出、增加投資規(guī)模方式作用于制造業(yè)，進而降低了生產效率。分行業(yè)異質性檢驗發(fā)現，經濟增長目標壓力對資本密集型制造業(yè)效率的負向影響最大，對技術密集型制造業(yè)效率的負向影響次之，而輕資產、輕技術型制造業(yè)效率所受影響最小。

與已有文獻相比，本文的創(chuàng)新體現在以下方面。第一，制造業(yè)生產率變動的內在動因是經濟學界的重要研究話題，本文創(chuàng)新性地從經濟增長目標的視角度量地方政府面臨的壓力，分析其對制造業(yè)生產率變動的影響，拓寬了制造業(yè)生產率動因的理解范圍。進一步地，本文揭示了兩者的理論關系并非簡單線性，而是存在著非線性的內在關系。第二，本文不僅分析了地方政府經濟增長目標壓力與制造業(yè)生產率的關系，而且分析了經濟增長目標壓力影響制造業(yè)生產率的機制。第三，對制造業(yè)進行分類型檢驗，考察經濟增長目標壓力對不同類型制造業(yè)生產效率作用效果的差異性。

二 理論假說

我國實施“權責下放，財源上提”的財政分權制度，地方政府擁有發(fā)展本地經濟的權力，但只能調控支配少量財政收入，財政收支權責劃分削減了地方財政資金的豐裕程度。政治上的高度集權是中國分權治理的核心，中央政府通過掌控地方官員的晉升通道來調動官員積極承擔經濟建設職能的熱情。因此，地方政府不僅面臨緊缺的財政收支壓力，還需完成來自上級的績效考核任務，其中經濟增長表現是最顯性且最具影響力的評價指標。地方政府干預地區(qū)經濟發(fā)展，甚至干涉經濟增長目標的設定也許是官員的“理性”選擇。周黎安等(2015)[9]研究指出，經濟增長目標“層層加碼”與地方官員的晉升激勵密切相關。余泳澤和潘妍(2019)[10]分析表示，地方官員偏好采用“層層加碼”、“之上”和“確?！钡扔布s束詞匯作為經濟增長目標設定的修飾詞。馬亮(2013)[11]研究發(fā)現，晉升激勵下的政績沖動是影響地方政府制定經濟增長目標的重要因素。因而，財政分權和政治集權體制下的“晉升錦標賽”機制激勵地方政府“為增長而競爭”。

在晉升競爭驅動下，高效達成經濟目標成為各地官員的重點任務。各級政府面臨“非進即退”的零和博弈，官員不僅要為當年預定的經濟目標而努力，還需參考比較毗鄰地區(qū)或者經濟發(fā)展水平相當地區(qū)的經濟表現，而后者往往才是決定勝負的關鍵。因此，千方百計提增速既是地方政府必須完成的工作目標，也是政府干涉經濟發(fā)展的壓力根源。徐現祥和劉毓蕓(2017)[12]研究發(fā)現，經濟增長目標變動1個百分點，實際經濟增速也將變動1個百分點。本文統(tǒng)計發(fā)現，各省經濟增長目標每年基本以低速增長，也就是說各地政府總體能保障經濟每年向上增長，經濟增長目標很大程度決定了當年的經濟表現，這也說明地方政府的經濟表現普遍出色，基本能如期且高效地達成預設目標。那么，這種經濟增長目標管理方式對制造業(yè)生產率增長會產生什么樣的影響？

(一)經濟增長目標壓力對制造業(yè)全要素生產率增長的正向影響

衡量產業(yè)發(fā)展質量的一個維度是全要素生產率，而全要素生產率提升的關鍵是研發(fā)能力提高、資源配置優(yōu)化和規(guī)模效應改善。我國市場化進程還處于初級發(fā)展階段，政府調控和市場機制協(xié)作配合仍是當前助推經濟建設順利開展的核心體制。經濟增長壓力驅動政府促進生產以如期完成經濟目標，進而間接作用于制造業(yè)部門，對制造業(yè)效率提升產生積極影響。Chang 和 Cheema(2002)[13]研究認為科技基礎薄弱的發(fā)展中國家需要政府在技術創(chuàng)新中發(fā)揮作用。適度的經濟增長壓力可能提高制造業(yè)生產效率的內在機制表現為三個方面。

一是改善基礎設施條件。政府官員晉升動機越強，越偏好提供更多公共基礎設施，以實現更高的經濟產出(王賢彬等，2014)[14]。地方政府通過轄區(qū)基礎設施建設來達成經濟目標的同時也能提升公共服務水平、構建良好的營商環(huán)境?；A設施改善通過以下積極外部效應提高制造業(yè)全要素生產率：一方面，基礎設施完善有助于減少企業(yè)物流成本，縮短企業(yè)間的地理距離，促進產業(yè)集聚，為技術交流和技術外溢提供便利；另一方面，公共服務水平提升能吸引資本和勞動流入，減少要素自由流動摩擦，推動要素資源在空間聚集，實現要素配置合理。企業(yè)聚集競爭有助于本地產業(yè)形成規(guī)模經濟效應，進而對生產率增長產生積極影響。劉秉鐮等(2010)[15]研究證實基礎設施存量增加會促進我國經濟全要素生產率的發(fā)展。

二是提高資本投資規(guī)模。以經濟增長為標尺的地方政府有過度投資沖動，而財政分權又是地方政府擴張性和偏向性支出行為的體制基礎(陳志勇和陳思霞，2014)[16]。資本投資具有強勁的經濟增長效應，因而能驅使地方政府在投資上進行規(guī)模競爭，以獲得政治上和財政上的政績收益。政府資金支持將通過以下機制促使制造業(yè)提高生產效率：一方面，融資約束是企業(yè)經營發(fā)展的重要瓶頸，資金短缺抑制企業(yè)擴張投資規(guī)模和拓寬市場容量，進而限制企業(yè)做出最優(yōu)的資本配置決策。政府資金扶持能緩解企業(yè)資金壓力，彌補投資缺口，促進企業(yè)拓展業(yè)務以爭奪市場，進而形成規(guī)模經濟效應(Benito和Hernando，2007)[17]。另一方面，政府資助企業(yè)最大的動機是促進經濟增長。因此，政府也會對發(fā)展前景良好且發(fā)展?jié)摿Υ蟮钠髽I(yè)給予補助。優(yōu)勢企業(yè)獲得充足資金，能發(fā)揮資源配置的最大效用，減少無效損失，進而提高企業(yè)全要素生產率。

三是增加研發(fā)投入水平。胡志國等(2013)[18]研究發(fā)現，政府直接補貼的研發(fā)支出能促進經濟增長，且有益于改善社會福利。趙立雨和師萍(2010)[19]實證分析表明，經濟增長與財政科研投入存在長期均衡關系，且政府研發(fā)支持對經濟增長有積極影響。已有研究多證明政府研發(fā)支出與制造業(yè)生產率之間存在顯著關系。一方面，創(chuàng)新活動具有公共物品屬性，企業(yè)往往無法獨享研發(fā)創(chuàng)新收益，進而抑制了企業(yè)自發(fā)創(chuàng)新意愿。政府資助能降低企業(yè)研發(fā)成果溢出損失，提高創(chuàng)新收益，激發(fā)了企業(yè)創(chuàng)新熱情。另一方面，政府補助作為一種經濟信號，具有政策導向功能。政府扶持行為傳遞了企業(yè)創(chuàng)新水平高、經營績效好和發(fā)展?jié)撃艽蟮耐顿Y信息，進而吸引外部資金流入，為企業(yè)提供更多的研發(fā)資本，保障研發(fā)活動順利進行(Kleer，2008)[20]。綜上，適度的經濟增長壓力驅使政府改善基礎設施、增加資金資助規(guī)模、支持企業(yè)科技研發(fā)推動制造業(yè)全要素生產率提升。

(二)經濟增長目標壓力對制造業(yè)全要素生產率增長的負向影響

為政治晉升而開展的GDP競賽雖驅使地方政府為所轄地區(qū)的經濟表現而努力，但稀缺的晉升機會相伴而來的經濟增長壓力容易導致官員行為異化，刺激官員采取低效或無效方式干預經濟來完成經濟目標。盡管短期內經濟表現出彩，但“揠苗助長”換來的經濟成果卻不易長留，甚至帶來負面影響。付強和喬岳(2011)[21]研究指出，在地方政府間競爭作用下，我國經濟增長模式不可持續(xù)，因為地方政府競爭造成的市場分割阻礙了全要素生產率發(fā)展，進而抑制了當期的經濟增長。高琳和高偉華(2018)[22]也認為分權體制下地方競爭帶來的經濟增長效應會經歷先強后弱直至消失的過程，因此，地方政府過度競爭不僅制約經濟持續(xù)增長，而且妨礙全要素生產率進一步提升。因而地方政府間的晉升競爭在推動經濟增長過程中可能通過以下機制降低了制造業(yè)全要素生產率。

1.在高強度經濟增長壓力作用下，地方政府官員催生強烈的投資沖動。政府投資資源可能不是為彌補市場缺陷而流入關鍵領域，而是為滿足政績意圖而流向稅收明星企業(yè)或者高投入高產出行業(yè)。為保障財政收入和產量規(guī)模，政府不僅重復建設大量同質產業(yè)(周黎安，2004)[23]，甚至扶持落后產能，導致產能過剩現象普遍且持久(王文甫等，2014)[24]。政府干預資本要素配置方向妨礙了資本從生產效率低企業(yè)向生產效率高企業(yè)自由流動，使得資本在不同產業(yè)間誤置嚴重，一些低效企業(yè)在政府扶持下繼續(xù)存活，擠占市場容量，壓縮高效企業(yè)的利潤空間，甚至驅逐高效企業(yè)退出市場。此外，政府干預資本配置也會擾亂資本市場的融資價格，加重高效企業(yè)的融資約束，進而制約其進行戰(zhàn)略性規(guī)模擴張。因此，政府盲目擴大投資、保護落后產能引致資源錯配可能會抑制全要素生產率水平的提升。

2.地方政府在零和晉升博弈中傾向于采取以鄰為壑的惡性競爭策略。為了鞏固自身利益且壓制競爭對手，地方保護成為地方政府常用的競爭手段。要素流動、企業(yè)投資等正常市場行為可能被政府強制管制，如重點企業(yè)被限制向外設址擴張，核心產業(yè)被著重關注和保護。地方保護主義嚴重妨礙我國市場整合，造成市場分割(白重恩等，2004)[25]，進而降低市場化程度，導致全要素生產率增長緩慢。余東華(2008)[26]研究證實了產業(yè)受保護程度與產業(yè)效率之間存在負相關關系。這是因為市場分割限制商品和要素資源正常流動，增加要素供求摩擦，提高要素價格，容易造成資源在全局錯配，從而降低了生產效率。地方政府設置貿易壁壘、增加地區(qū)間貿易成本同時，還會促使產業(yè)結構走向趨同，不利于產業(yè)結構差異化發(fā)展。產業(yè)同構阻礙產業(yè)結構優(yōu)化升級，可能負向作用于產業(yè)效率。

3.財政分權刺激地方政府采取擴張性財政政策，且顯著影響政府的財政支出偏好(丁菊紅和鄧可斌，2008)[27]，致使財政支出“重投資，輕民生”，大量集中于生產性領域?；A設施建設吸收大額財政資金，會削弱政府對科教文衛(wèi)的支持力度，通過擠出效應抑制研發(fā)水平的提升和教育事業(yè)的發(fā)展，進而制約技術進步。此外，當前財政補貼大多流向國有企業(yè)，國有企業(yè)在技術改進和研發(fā)創(chuàng)新方面動力不足，市場競爭力較弱，大量財政資源沉淀于國有企業(yè)，將極大削弱產業(yè)技術更新換代速度，降低我國經濟整體效率。

4.研發(fā)投入提高全要素生產率的作用已得到廣泛證實(Bloch，2013)[28]，而政府研發(fā)資助對全要素生產率的影響尤其重要。政府研發(fā)資助能降低企業(yè)研發(fā)成本、減輕負外部效應、緩解融資約束，進而激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新積極性。但在高強度經濟增長壓力影響下，地方政府積極的補貼效應可能會縮減甚至消失。一方面，地方政府可能以研發(fā)補貼名義來指示企業(yè)擴大生產規(guī)模，以達到短期推動GDP快速增長的目的。政企合作能給企業(yè)提供許多政策優(yōu)惠和隱形擔保，企業(yè)為配合政府促進經濟增長的措施，進行有利可圖的生產擴張，而不是專注于長期技術積累，致使政府補貼在改進企業(yè)生產效率方面效果不顯著，甚至阻礙全要素生產率的增長。龐瑞芝等(2014)[29]研究發(fā)現，盡管政企關聯在獲取政府資助方面具有優(yōu)勢，但這種優(yōu)勢未能有效轉化為創(chuàng)新強勢，政企關聯降低了創(chuàng)新績效表現。另一方面，政府挑選研發(fā)補貼對象可能具有主觀性和隨意性，特別在有限任期內，經濟增速相對經濟發(fā)展質量更受到關注。因而，政府官員可能選擇跳過嚴格科學的審查評估環(huán)節(jié)，或憑借固有印象和慣性經驗，或依據企業(yè)提供的表面化信息，直接把補貼資金流入政治關聯企業(yè)或者游說能力強企業(yè)，而不是真正有研發(fā)需求的企業(yè)。政企信息不對稱也會抑制補貼效率，企業(yè)為獲取補貼甚至會隱藏有效信息，提供加工后的虛假信息，導致補貼資金錯配(李政等，2018)[30]。此外，企業(yè)也偏好為爭取補貼而尋租，增加非生產性負擔，不利于資金的有效利用。因此，高強度經濟增長壓力可能驅使政府忽視或者懈怠于市場甄別機制的構建和維護，進而降低了研發(fā)補貼效應。

綜合上述分析，適度的經濟增長壓力能推動政府修正市場失靈、改善營商環(huán)境、完善基礎設施，進而有益于制造業(yè)生產效率提升。但當經濟增長目標設定不是根據本地實際情況而做的合理規(guī)劃，而是偏離本地經濟自發(fā)增長的合理區(qū)域，為迎合上級而做的層層加碼調整，或是為在晉升競爭中表現出彩而做的“高調”選擇時，地方政府很可能采用各種手段來刺激經濟增長。經濟增長目標設置越高，地方政府面臨的政績壓力越大，也就越可能偏好政績工程或政治明星產業(yè)。制造業(yè)不僅是本地的經濟命脈，也是經濟提速、稅基擴大的核心部門，同時也是政府集中干涉且全面控制的領域。適度的經濟增長壓力鼓勵政府合理發(fā)展制造業(yè)，而過度的經濟增長壓力將會帶來投資過度、產能過剩、市場分割等無效率問題，進而扭曲資源配置效率、擠出研發(fā)投入、抑制有效競爭，最終可能阻礙全要素生產率增長。余泳澤和潘妍(2019)[10]發(fā)現，以“層層加碼”和“硬約束”方式制定的經濟增長目標通過影響要素資源在服務業(yè)內部的配置來抑制服務業(yè)轉型升級。徐現祥等(2018)[31]研究發(fā)現，經濟增長目標提高1個百分點，發(fā)展質量將下降約1個百分點。因此，經濟增長壓力雖然能鼓動政府創(chuàng)造“增長奇跡”，但也可能留下效率不足、質量低下的發(fā)展困局。

因此，經濟增長壓力與制造業(yè)全要素生產率之間可能并不是單調的“非負即正”關系，而是存在非線性作用關系。經濟增長壓力較低時，地方政府通過改善基礎設施條件、提高資金資助規(guī)模、增加研發(fā)投入水平來改善生產環(huán)境、緩解資金約束、彌補市場失靈，進而促進制造業(yè)全要素生產率提高。而當經濟增長壓力較大時，地方政府很可能會采取激進的經濟發(fā)展策略。大規(guī)模投資、地方保護主義、生產性支出偏好、研發(fā)補貼扭曲是地方政府主導的經濟增長模式下相伴而來的負面現象，容易造成要素資源配置無效、研發(fā)創(chuàng)新能力不足等問題，進而抑制全要素生產率提高。因此，本文提出待檢驗假說：經濟增長目標壓力與制造業(yè)全要素生產率之間存在“倒U型”非線性關系。

三 制造業(yè)全要素生產率測算

目前測算制造業(yè)全要素生產率(TFP)的方法主要分為參數法和非參數法。非參數法以數據包絡分析法(DEA)為代表，參數法以隨機前沿生產函數法(SFA)為主。DEA法沒有嚴格的假設條件，且不需要設定具體的生產函數形式，直接采用線性規(guī)劃技術求解，同時在測算多投入多產出效率方面具有優(yōu)勢。但DEA對數據準確性要求很高，容易受到異常值干擾。此外，DEA設定了確定前沿邊界，因而忽略了測量誤差和其他統(tǒng)計噪聲。SFA方法有較為堅實的經濟理論基礎，且SFA克服了DEA確定性前沿面的缺點，考慮了測量誤差和統(tǒng)計誤差等隨機因素的影響。本文使用的各省制造業(yè)數據是根據不同省份不同行業(yè)的細分數據統(tǒng)計匯總得出，且在樣本期間有小部分數據缺失，使得統(tǒng)計數據與實際情況存在偏差，因而對數據準確度較為敏感的DEA法不太適合本文測算制造業(yè)TFP。由于SFA法選擇不同生產函數形式有不同的測算結果，為避免因生產函數形式設定錯誤導致測算結果失信等問題，本文同時采用柯布-道格拉斯函數和超越對數函數作為測算基礎來計算各省份制造業(yè)的全要素生產率。

參考楊青青等(2009)[32]的研究思路，柯布-道格拉斯函數形式的SFA模型為：

lnYit=α0+α1t+α2lnKit+α3lnLit+vit-μit

(1)

其中全要素生產率分解成技術效率和前沿技術進步：

TEit=exp(-uit)

(2)

TFPit=TEit*exp(α0+α1t)

(3)

參考王志剛等(2006)[33]的研究方法，將超越對數函數形式的SFA模型設定如下：

lnYit=β0+β1t+0.5β2t2+β3lnKit+β4lnLit+0.5β5lnKit*lnKit

+0.5β6lnLit*lnLit+0.5*β7lnKit*lnLit+β8tlnKit+β9tlnLit+vit-μit

(4)

制造業(yè)全要素生產率增長率分解為：

(5)

(6)

(7)

E=EL+EK

(8)

其中，式(6)中的βL、βLL、βLt、βLK對應式(4)中的β4、β6、β9、β7，式(7)中的βK、βKK、βKt、βKL對應式(4)中的β3、β5、β8、β7。

按照王志剛等(2006)[33]的研究方法，將技術進步率TP定義為式(4)總產值lnY對時間t求導：

(9)

其中，式(9)中的βt、βtt、βtL、βtK對應式(4)中β1、β2、β9和β8。

νit-μit是模型的隨機擾動項，νit是不可控因素造成的隨機誤差，且服從標準正態(tài)分布。μit=μiexp[η(t-T)]是無效率項，服從非負斷尾正態(tài)分布。判斷隨機前沿生產函數和技術無效函數設定是否合理的指標為γ：

(10)

γ越接近1，表明前沿生產函數擾動項中的隨機誤差比例越小，技術無效率項占比越高，說明實際產出偏離前沿水平基本由生產的無效率引起。

Y是各省制造業(yè)工業(yè)總產值，并用工業(yè)生產者出廠價格指數進行平減得到實際總產值；K是資本存量，本文參考楊青青等(2009)[32]的做法，利用永續(xù)盤存法進行估算，其中資本折舊率取值為6%(顧乃華和李江帆，2006)[34]。L是勞動力，用制造業(yè)從業(yè)人員年均人數衡量。i表示省份，t表示年份。本文運用Frontier4.1軟件對模型(1)和模型(4)進行估計，結果顯示模型(1)和模型(4)的γ值分別為0.99和0.97，且在1%水平通過顯著性檢驗，此外，單側似然比(LR)檢驗均拒絕不存在技術無效項假設，表明兩種函數形式設定的SFA模型合理有效。

四 實證策略與數據說明

(一)模型設定

根據前面假說，本文設定包含了經濟增長目標壓力二次項的面板數據模型，以驗證經濟增長目標壓力與制造業(yè)全要素生產率之間是否存在非線性關系，模型設定如下：

MTFPit=γ0+γ1Gpressureit+γ2Gpressuresit+ΓControlit+μi+νt+εit

(11)

其中，i表示省份，t表示年份。MTFP是測算得到的各省制造業(yè)全要素生產率，Gpressure是經濟增長目標壓力，用“當年經濟增長目標-過去5年實際經濟增長速度均值”衡量，經濟增長目標值取自《政府工作報告》。Gpressures是經濟增長目標壓力Gpressure的二次方項。過去5年實際經濟增長速度均值能較好地反映該地區(qū)實際經濟增長趨勢和經濟發(fā)展總體狀況，不僅刻畫了各省過去較好的經濟增長潛力，也能預示未來短期內的經濟表現，也就是說近期內各地區(qū)的經濟增速大體圍繞該均值上升或下降，正常情況不會有明顯的偏離。若當年的經濟增長目標設定顯著正向偏離過去5年整體增長趨勢，則說明政府在當期采取激進的經濟發(fā)展模式。經濟增長目標相對過去經濟增長趨勢設置得越高，則政府在這一年完成增長目標的壓力越大，因此本文用兩者差值度量經濟增長目標壓力。u和v分別表示省份固定效應和年份固定效應，ε是隨機誤差項。Control是其他影響制造業(yè)全要素生產率的一組變量。

(二)控制變量設定

為了緩解因遺漏相關變量而引起的內生性問題，借鑒已有文獻的研究，本文選擇如下變量作為控制變量：(1)外商直接投資(Fdi)，采用外商直接投資與制造業(yè)總產值比值衡量。FDI能通過技術外溢、產業(yè)關聯等方式影響地區(qū)制造業(yè)全要素生產率。(2)政府規(guī)模(Gov_size)，用政府消費支出占總消費的比例表示。政府規(guī)模越大，其對地區(qū)經濟管控力度越強。(3)經濟發(fā)展水平(Lnpergdp)，用各省人均GDP取對數度量。經濟發(fā)達程度一般對產業(yè)效率提高有積極影響。(4)資本密度(Cap_den)，采用制造業(yè)資本存量除以制造業(yè)就業(yè)人數并取對數表示。資本密集程度合理有利于形成規(guī)模經濟，但資本過度集中，將抑制資本配置效率。(5)工業(yè)化程度(Industrialize)，用第二產業(yè)增加值占GDP比重度量。工業(yè)化水平提高有益于產業(yè)集聚。(6)經濟開放程度(Open)，用進出口總額與制造業(yè)總產值的比值表示。經濟對外開放引進新技術同時也增加本地產業(yè)的競爭強度。(7)市場化水平(Market)，用(工業(yè)總產值-國有工業(yè)總產值)/工業(yè)總產值衡量。市場化水平提升有助于實現資源合理配置。(8)行業(yè)規(guī)模(Scale)，用制造業(yè)總產值與企業(yè)個數的比值衡量。行業(yè)規(guī)模越大越有利于形成規(guī)模經濟。(9)研發(fā)強度(RD)，用大中型工業(yè)研發(fā)支出占制造業(yè)主營業(yè)務收入的比例衡量。研發(fā)投入直接作用于技術改造開發(fā)，進一步影響制造業(yè)全要素生產率。(10)人力資本(Education)，用平均受教育年限刻畫，文盲、小學、初中、高中、大專、本科和研究生的受教育年限分別設定為0年、6年、9年、12年、15年、16年和19年。人力資本協(xié)作配合能提高管理水平和創(chuàng)新效率。

(三)數據來源及說明

考慮到數據可得性問題，本文分析樣本為1997-2016年間我國30個省、市、自治區(qū)的制造業(yè)數據(因數據缺失，西藏、港澳臺地區(qū)刪除)。為保證行業(yè)數據口徑一致，將橡膠制造業(yè)和塑料制造業(yè)合并為橡膠和塑料制造業(yè)；因數據不完整問題，剔除廢棄資源綜合利用業(yè)、金屬制品機械和設備修理業(yè)及其他制造業(yè)，并將剩余的27個二位碼制造業(yè)統(tǒng)計加總成地區(qū)層面制造業(yè)數據。由于一些省份在一些年份只公布“工業(yè)總產值”或“工業(yè)銷售產值”其中一種數據，且這兩個指標的數值相差很小，因此，本文將“工業(yè)銷售產值”直接當作“工業(yè)總產值”來統(tǒng)計?！肮潭ㄙY產總值”和“固定資產原價”作同樣的處理。相對于產值、資本等數據，就業(yè)人口數據缺失相對較多，為保證數據統(tǒng)一，本文只保留產值、資本、就業(yè)都不缺失的樣本(占全部樣本的99%)作為計算基礎。研究數據來自《中國工業(yè)經濟統(tǒng)計年鑒》、《中國經濟普查年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、各省統(tǒng)計年鑒和國家統(tǒng)計局。

五 實證結果

(一)基準回歸結果分析

Hausman檢驗結果顯示，模型(11)適用固定效應估計方法，因此本文采用固定效應模型對我國分省份制造業(yè)1997-2016年的面板數據進行回歸。結果如表1所示，不管模型中是否加入控制變量，經濟增長目標壓力的二次項均為負，且在10%水平上顯著。表明經濟增長目標壓力與制造業(yè)全要素生產率呈現出“倒U型”關系，也就是說，當經濟增長壓力強度較低時，經濟增長壓力效應有利于本地區(qū)制造業(yè)生產效率提升，而當經濟增長壓力程度超過某個臨界值，其對制造業(yè)生產效率的作用轉為消極，驗證了前面的理論假說。以柯布-道格拉斯生產函數形式的SFA方法測算出的TFP作為被解釋變量時，這個轉折點出現在經濟增長壓力值為-1.77處，說明經濟增長目標從低于經濟增長趨勢1.77%處開始就對制造業(yè)效率產生由積極促進轉向抑制阻礙的影響效應，這可能是因為各省經濟長期保持高速增長，促使該地區(qū)整體經濟增長趨勢展現出偏高水平，而經濟增長目標的及線水平可能是地方政府當年政績表現的最低要求，或者說，經濟增長目標很可能是地方政府發(fā)展經濟的及格標準，超額完成經濟增長目標設定值是各地政府的普遍追求。本文統(tǒng)計發(fā)現，各省當年的實際經濟增速基本超過預設的經濟增長目標，占全部樣本的80%以上，間接印證了地方政府確實有追求過高經濟速度的行動傾向，而不滿足于初定的目標值。當用基于超越對數函數形式的SFA方法測算得出的TFP作為被解釋變量時，經濟增長目標壓力的二次方項顯著為負，再一次證實了經濟增長目標壓力與制造業(yè)生產率之間存在“倒U型”關系。

實證結果也反映了以下重要事實：地方政府為達晉升目的而過度干預經濟將會導致嚴重后果。稅源充足且產量龐大的制造業(yè)天然地成為地方政府管控的首選對象，政府管制短期雖有助于制造業(yè)快速成長，卻未能促使制造業(yè)形成長期自發(fā)增長的內生動力，因為政府經濟增長目標壓力效應增大會抑制制造業(yè)效率改進?？刂谱兞恐?，研發(fā)投入強度和人力資本水平正向作用于制造業(yè)全要素生產率，資本密集程度與制造業(yè)全要素生產率呈負相關關系，說明我國制造部門資本投入過度，資本運用效率低。

表1 經濟增長目標壓力與制造業(yè)全要素生產率的基準回歸結果

(續(xù)上表)

注：括號內為回歸系數的P值，*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著。

(二)穩(wěn)健性檢驗回歸結果分析

本文從三個維度檢驗實證結果的穩(wěn)健性。一是更換被解釋變量測度方法。參考已有文獻，有較多學者用勞動生產率和基于DEA-Malmquist法測算出的TFP作為制造業(yè)全要素生產率的度量指標。本文也嘗試使用這兩種方法做進一步分析，以檢驗實證結果是否可靠。其中，勞動生產率等于制造業(yè)總產值與勞動人數的比值。由于DEA-Malmquist法具有數據敏感特性，為了避免數據缺失較多而影響測算結果的準確度，本文剔除紡織服裝、家具制造、木材加工、皮革制鞋、文教工美、橡膠塑料和印刷復印這7類行業(yè)數據，并將剩下的20個行業(yè)加總成地區(qū)層面制造業(yè)數據，再運用DEA-Malmquist法進行測算。表2列(1)-列(2)結果顯示，不管用哪種度量方法，經濟增長目標壓力與制造業(yè)全要素生產率均呈“倒U型”關系。二是更換測算TFP的資本投入指標。永續(xù)盤存法估算資本存量需要假設折舊率，主觀性比較強，本文參考其他學者的做法，用固定資產凈值作為資本存量的替代變量，然后運用SFA法做再一次測算，進行回歸檢驗，結果如列(3)-列(4)所示。柯布-道格拉斯生產函數形式的SFA方法實證結果支持本文假說，而超越對數生產函數形式的SFA方法實證結果與預期不符。三是更換核心解釋變量度量方法。為檢驗經濟增長趨勢設定的穩(wěn)健性，本文擬將過去5年的實際經濟增速均值替換為過去4年的實際經濟增速均值，用來表示經濟增長趨勢，以緩解因年份期間選擇過長而導致趨勢波動較大的問題。因此，本文將i省在t期的經濟增長目標壓力變量(Gpressure2)設定為(i省t期的經濟增長目標-i省過去4年的實際經濟增長速度均值)。列(5)-列(6)是更換經濟增長目標壓力變量設定方式后的回歸結果，可以看出，經濟增長目標壓力二次項仍然顯著為負，再一次證實了本文基準回歸結果具有較強的穩(wěn)健性。

表2 穩(wěn)健性檢驗的回歸結果

注：括號內為回歸系數的P值，*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著。

六 機理與機制

新經濟增長理論認為技術進步和創(chuàng)新是經濟發(fā)展的推動力，而自主研發(fā)是實現技術進步的重要途徑。企業(yè)通過自主研發(fā)活動能夠創(chuàng)造新工藝、開發(fā)新技術，且在知識不斷積累的基礎上推動新一輪技術創(chuàng)造，形成正向反饋的循環(huán)加強型研發(fā)系統(tǒng)。人力資本儲備決定了一國或地區(qū)的產業(yè)效率水平，是現代經濟增長(Lucas，1998)[35]和技術創(chuàng)新升級的動力之源。人力資本在研發(fā)過程不僅創(chuàng)造積累新知識，而且通過技術模仿、吸收改造方式促進產業(yè)效率提升。充足的資本投入是企業(yè)效率改進的物質基礎，資本效應帶來的先進設備、高新技術、尖端人才是企業(yè)開展研發(fā)活動的前提保障。上文實證分析表明，高強度經濟增長目標壓力負向作用于制造業(yè)生產效率，研發(fā)強度和人力資本促進各省制造業(yè)效率水平提高，而資本密集程度卻降低了制造業(yè)生產率。那么經濟增長目標壓力與研發(fā)投入、人力資本投入、資本投入作用關系又如何？出于晉升目的，地方政府是否削減了制造部門的研發(fā)投入，是否刺激了企業(yè)過度投資，是否壓縮了財政科教文衛(wèi)支出，進而阻礙了制造業(yè)生產效率提升？

基于上述機理分析，本文嘗試做進一步驗證，選取研發(fā)投入、政府科教支出、資本投資規(guī)模作為機制變量，用來探究這些變量與政府經濟增長目標壓力的作用關系，進而檢驗地方政府是否通過該渠道抑制了制造業(yè)生產效率的增長。其中，研發(fā)投入包括研發(fā)支出和研發(fā)人員，研發(fā)人員用大中型工業(yè)企業(yè)技術開發(fā)人員數衡量，研發(fā)支出用大中型工業(yè)企業(yè)研發(fā)經費內部支出表示。政府科教支出用地方政府一般預算公共支出中的教育支出和科學技術支出來度量。制造業(yè)資本投資規(guī)模選取兩個指標，一是制造業(yè)新增固定資產投資與企業(yè)數量的比值，二是制造業(yè)新增固定資產投資與勞動人數的比值。為更進一步檢驗經濟增長目標壓力效應是否影響制造部門偏好固定資產投入而相對減少研發(fā)投入、是否影響政府部門偏好生產性支出而相對削減科教支出，本文采用研發(fā)支出與制造業(yè)新增固定資產投資的比值、科教支出與財政總支出的比值來度量經濟增長目標壓力效應影響制造部門和政府部門對研發(fā)相關投資相對非研發(fā)相關投資的偏好程度。

借鑒范子英等(2016)[36]的研究思路，在基準回歸證實了經濟增長目標壓力與制造業(yè)全要素生產率存在相關關系的基礎上，進一步證明經濟增長目標壓力是否通過影響研發(fā)投入、科教支出和資本投資來間接作用于制造業(yè)生產率。若實證結果符合預期設想，則說明經濟增長目標壓力效應確實是通過這些中間渠道影響制造業(yè)全要素生產率提升?；貧w結果如表3所示，經濟增長目標壓力由弱變強對研發(fā)活動和科教支出產生“先積極后消極”的影響，符合“倒U型”關系。在拐點之前，經濟增長目標壓力促進與研發(fā)相關的投入水平提高，而在拐點之后，該正向促進效應逐漸減弱甚至轉向制約研發(fā)活動的開展。經濟增長目標壓力與投資規(guī)模呈“U型”關系，經濟增長目標壓力強度過高會鼓動政府引導企業(yè)擴大投資，以實現提高整體經濟增速的目的。因此，高強度經濟增長目標壓力削減了研發(fā)投入，壓縮了科教支出，促進制造業(yè)固定資本投資增加。列(7)-列(8)顯示，經濟增長目標壓力變量與研發(fā)投資比呈負向作用關系，即經濟增長目標壓力驅使制造部門更加偏好固定資產投資而相對削減研發(fā)投入；與科教支出比呈顯著的負相關關系，即經濟增長目標壓力抑制了制造部門的研發(fā)積極性，且加深了財政支出結構的不合理程度。研究結果表明，地方政府在經濟增長目標壓力影響下，干涉制造部門的投資生產活動，容易導致企業(yè)過度投資、抑制產業(yè)研發(fā)主動性、阻礙人才資源積累，使制造部門資源運用低效和創(chuàng)新能力不足，無法匹配市場需要，從而降低制造業(yè)全要素生產率水平。

表3 中間機制檢驗的回歸結果

注：括號內為回歸系數的P值，*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著。

七 分行業(yè)異質性

為探究經濟增長目標壓力與制造業(yè)全要素生產率的邏輯關系是否存在行業(yè)異質性，本文根據技術含量水平高低將制造業(yè)劃分為高端、中端和低端制造業(yè)(1)低端制造業(yè)、中端制造業(yè)、高端制造業(yè)分類方法參考李賢珠(2010)[37]的研究。；按照要素投入密集程度將制造業(yè)劃分為勞動密集型、資本密集型和技術密集型三個類別(2)勞動密集型制造業(yè)、資本密集型制造業(yè)、技術密集型制造業(yè)分類方法參考張其仔和李蕾(2017)[38]的研究。；依據提供生產資料的消費性和生產性區(qū)別劃分制造業(yè)為制造輕工業(yè)和制造重工業(yè)兩類(3)制造輕工業(yè)、制造重工業(yè)分類方法參考韓國高等(2011)[39]的研究。。對制造業(yè)分行業(yè)進行實證分析，回歸結果如表4所示。

表4結果中，經濟增長目標壓力變量二次項系數基本顯著為負，即不管按照何種方式劃分制造業(yè)，經濟增長目標壓力與制造業(yè)全要素生產率之間均存在“倒U型”關系。其中，制造輕工業(yè)經濟增長目標壓力變量二次方項的顯著性和系數值都低于制造重工業(yè)，說明經濟增長目標壓力對輕重制造業(yè)全要素生產率的影響程度存在差異。相較而言，經濟增長目標壓力效應對制造重工業(yè)生產效率的影響力度更大，因為經濟增長目標壓力對制造重工業(yè)作用發(fā)生變化的轉折點在-0.4處，而制造輕工業(yè)拐點值為0.65。也就是說，制造重工業(yè)對經濟增長目標壓力變化的反應更加迅速，經濟增長目標壓力程度較低時可能會降低制造重工業(yè)效率水平，但會促進制造輕工業(yè)生產效率提高。經濟增長目標壓力對勞動密集型、資本密集型和技術密集型細分制造業(yè)的作用效果同樣存在差異性，根據顯著性水平，技術密集型制造業(yè)受經濟增長目標壓力的影響較明顯，但經濟增長目標壓力對不同類型制造業(yè)生產率促進效用最高點分別是-0.27、-1.98、-0.88，這表示經濟增長目標壓力稍微增長可能抑制資本密集型制造業(yè)的效率增長，但同時仍然對勞動密集型和技術密集型制造業(yè)的效率改進有積極影響。經濟增長目標壓力對高中低端制造業(yè)的作用效果類似于勞動、資本和技術密集型制造業(yè)，轉變作用效果的臨界值分別為0.55、-4.92、-0.48，其中高端制造業(yè)系數最顯著，經濟增長目標壓力對中端制造業(yè)作用發(fā)生變化的拐點值最小，對低端制造業(yè)的積極促進效應作用范圍最大。

制造輕工業(yè)、勞動密集型制造業(yè)和低端制造業(yè)一般經營生活資料、消費產品等輕資產、低技術型業(yè)務，其產出水平和投資規(guī)模相對較小，因而受政府管制力度和影響程度較弱。資本密集型制造業(yè)、中端制造業(yè)和重工業(yè)一般是各地區(qū)核心支柱產業(yè)和重點發(fā)展對象，具有高投入高產出特點。該類型產業(yè)規(guī)模龐大且集聚程度高，因而即使政府在該領域僅有稍許干預，都可能迅速作用于市場并發(fā)揮相應效果。該類產業(yè)對政府政策效應傳導放大效果明顯，雖能滿足地方政府快速提高經濟速度的目的，但也會很快帶來相應的負面影響，進而抑制產業(yè)效率提高。技術密集型制造業(yè)和高端制造業(yè)決定國家生產水平和競爭實力，是國家經濟長期持續(xù)發(fā)展的動力源泉，因而頗受地方政府青睞。政府對該類產業(yè)總體以補貼扶持為主，但該類產業(yè)同時具備資本和技術密集特性，當政府面臨較大經濟增長目標壓力時，也不能避免政府指示下的低效率規(guī)模擴張。

表4 分行業(yè)異質性分析的回歸結果

(續(xù)上表)

注：括號內為回歸系數的P值，*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著。

八 研究結論

針對我國制造業(yè)大而不強且全要素生產率趨于下降的現狀(黃群慧，2014[1]；楊汝岱，2015[2])，探尋制造業(yè)效率水平長期較低且不斷惡化的原因對助推我國早日實現“中國制造2025”戰(zhàn)略目標至關重要。地方政府在經濟領域中發(fā)揮了不容忽視的作用，尤其對制造業(yè)的成長壯大有深遠影響。

基于此，本文利用1997-2016年我國各省份制造業(yè)面板數據實證檢驗地方政府經濟增長目標壓力與制造業(yè)全要素生產率的作用關系。實證結果表明：經濟增長目標壓力與制造業(yè)全要素生產率之間存在“倒U型”關系，即經濟增長目標壓力對制造業(yè)效率提升的積極影響有限定的作用范圍，當經濟增長目標壓力程度超過某最高臨界點，其對制造業(yè)生產效率的作用效應轉為消極，且經濟增長目標壓力增大對抑制制造業(yè)效率提升的效果越顯著。進一步分析發(fā)現，高強度經濟增長目標壓力驅使地方政府通過減少研發(fā)投入、縮減科教支出、提高投資規(guī)模等中間渠道作用于制造業(yè)全要素生產率。這源于固定資產投資規(guī)模擠出了研發(fā)投資水平，生產性財政支出擠占了科教支出，致使制造部門開展研發(fā)活動受限、積累人力資本受阻。通過分行業(yè)異質性分析可知，不管制造業(yè)按何種標準細分，經濟增長目標壓力與制造業(yè)全要素生產率的作用關系都沒有發(fā)生改變，且經濟增長目標壓力對技術密集型或高端制造業(yè)影響顯著，但資本密集型制造業(yè)、中端制造業(yè)和制造重工業(yè)對經濟增長目標壓力作用的反應最為強烈，經濟增長目標壓力稍許增長就會制約這類制造業(yè)效率的提升。經濟增長目標壓力促進提高制造輕工業(yè)、勞動密集型制造業(yè)和低端制造業(yè)生產效率的拐點值最大，因而輕資產、輕技術型產業(yè)對經濟增長壓力強度的迅速提高所帶來的作用效應轉變反應最為遲緩。

因此，為促進我國制造部門的長遠發(fā)展和強大興盛，地方政府應減少在經濟領域的干預程度，同時要增加研發(fā)相關投入、提高科教支出水平、減少資本過度投資、推動生產性服務業(yè)發(fā)展壯大，以促進制造業(yè)生產效率提升，進而促使制造部門形成由內生力量驅動增長的可持續(xù)發(fā)展模式。