我國經(jīng)濟增長方式變化特征及其成因
——基于248個地級以上城市的實證分析

趙文軍 葛純寶

(1.深圳大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，廣東 深圳518060； 2.南京大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 南京 210093)

一、引言與相關(guān)文獻綜述

為促進經(jīng)濟的協(xié)調(diào)和可持續(xù)發(fā)展，黨的十七大報告提出加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，把轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式列入轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式的核心內(nèi)容。然而在實踐中，我國經(jīng)濟增長方式遲遲未得到根本性轉(zhuǎn)變，與經(jīng)濟高速增長相伴隨的資源短缺、環(huán)境污染等問題越發(fā)嚴重。黨的十九大報告在重申我國經(jīng)濟增長質(zhì)量不高的同時，強調(diào)我國已進入轉(zhuǎn)換經(jīng)濟增長動力的攻關(guān)期，經(jīng)濟增長必須堅持質(zhì)量第一、效率優(yōu)先，推動質(zhì)量變革、效率變革、動力變革。我國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式迫在眉睫，直接關(guān)系到經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型進程(衛(wèi)興華，2011)，而要實現(xiàn)經(jīng)濟增長方式的根本性轉(zhuǎn)變，首先要合理評估我國經(jīng)濟增長方式的變化特征，分析形成這些特征的原因。

我國經(jīng)濟增長方式及其轉(zhuǎn)變問題一直是學(xué)界關(guān)注的熱點問題。學(xué)者們較為一致地認為經(jīng)濟增長方式是推動生產(chǎn)要素的組合方式，可分為粗放型和集約型兩種。前者是以增加基本要素投入、擴大生產(chǎn)規(guī)模為基礎(chǔ)，強調(diào)增長速度；后者則是以科技進步、效率提升為基礎(chǔ)，強調(diào)增長質(zhì)量(呂鐵 等，1999；衛(wèi)興華 等，2007)。在追求經(jīng)濟高速增長時，經(jīng)濟增長方式易顯現(xiàn)出粗放型特征，其負面影響也會隨著資源、環(huán)境約束的強化而日益凸顯，粗放式高速增長難以長期為繼。經(jīng)濟的長期可持續(xù)發(fā)展必然要求轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式。學(xué)界傾向于將全要素生產(chǎn)率(以下簡稱TFP)作為衡量經(jīng)濟增長方式的核心指標，強調(diào)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式就是要提升TFP或提高TFP對經(jīng)濟增長的貢獻率。對于TFP的測度，多數(shù)學(xué)者運用參數(shù)和非參數(shù)方法。如一些學(xué)者采用索羅余值法(SRA)和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法(DEA)對我國總體、地區(qū)和行業(yè)的變化進行估測，認為盡管經(jīng)濟效率有所提升(鄭玉歆，1999；易綱 等，2003；王小魯 等，2009)，但TFP的貢獻較低且增長緩慢(郭慶旺 等，2005；鄭京海 等，2005；金相郁，2006；中國經(jīng)濟增長與宏觀穩(wěn)定課題組，2010；余泳澤，2015)，資本投入是我國經(jīng)濟增長的主要源泉。部分學(xué)者采用隨機生產(chǎn)前沿法(SFA)對我國地區(qū)和行業(yè)生產(chǎn)效率進行測算，指出地區(qū)生產(chǎn)效率差距主要源于資本投入和TFP雙重差異(王志剛 等，2006；余泳澤，2015)，TFP差異是造成地區(qū)差異的最主要原因(傅曉霞 等，2006；李靜 等，2006；張少華 等，2014)。也有學(xué)者采用OP法、LP法等對我國工業(yè)企業(yè)TFP的動態(tài)變化展開分析(涂正革 等，2005；魯曉東 等，2012；楊汝岱，2015)，強調(diào)工業(yè)增長動力機制已由效率和要素驅(qū)動向資本投入主導(dǎo)驅(qū)動轉(zhuǎn)變，該轉(zhuǎn)變面臨嚴峻效率問題(江飛濤 等，2014)。由于TFP變化不足以反映經(jīng)濟增長方式的變動，趙文軍等(2012)、唐穎等(2014)、唐未兵等(2014)、張微微(2017)采用DEA 或索羅余值方法，將TFP對經(jīng)濟增長貢獻率作為經(jīng)濟增長方式的衡量指標，分析我國總體和工業(yè)經(jīng)濟增長方式的變化特征，同時考察部分因素對經(jīng)濟增長方式的影響。

已有研究對我國經(jīng)濟增長方式問題進行了有益探討，對認識我國經(jīng)濟增長方式的變化規(guī)律有重要參考價值，但至少存在以下三個方面的拓展空間。其一，多數(shù)從總體、地區(qū)和行業(yè)層面分析我國經(jīng)濟增長的動力機制，直接從城市角度考察我國經(jīng)濟增長方式變化特征的文獻尚不多見。城市尤其是重點城市是區(qū)域經(jīng)濟增長的動力單元，其經(jīng)濟增長方式的變化對區(qū)域乃至全國經(jīng)濟增長方式變化有著重要的影響。本文擬從城市(1)本文所述的城市均指地級及以上城市，口徑為城市的全部行政區(qū)域，包括城區(qū)、轄縣、轄市。層面，分析我國經(jīng)濟增長方式變化特征。其二，在采用參數(shù)和非參數(shù)法估測TFP中，前者往往需要事先設(shè)定具體的生產(chǎn)函數(shù)，參數(shù)估計也帶有主觀傾向性；后者多以傳統(tǒng)的非參數(shù)Malmquist指數(shù)為基礎(chǔ)，雖然能克服參數(shù)法的不足，但該方法也存在測度有偏問題，如偏離TFP原定義，強加規(guī)模報酬不變條件，其分解不滿足乘法完備性等問題。本文則采用能很好克服上述問題的非參數(shù)Hicks-Moorsteen指數(shù)法來測度TFP，并將TFP指數(shù)作為經(jīng)濟增長方式的度量指標，來刻畫我國城市經(jīng)濟增長方式的變化軌跡。其三，不少研究也分析了我國經(jīng)濟增長方式的變化特征，但其原因分析缺乏統(tǒng)一的框架基礎(chǔ)。本文則進一步通過對TFP指數(shù)的四重分解，識別我國城市經(jīng)濟增長方式變化特征的形成原因。

二、經(jīng)濟增長方式內(nèi)涵與測度

(一)經(jīng)濟增長方式內(nèi)涵

經(jīng)濟增長方式概念引入到我國后得到學(xué)術(shù)界廣泛討論。有觀點認為經(jīng)濟增長方式主要是指以何種要素利用方式實現(xiàn)經(jīng)濟增長(劉國光 等，2001)；也有觀點認為經(jīng)濟增長方式就是指推動經(jīng)濟增長的各種生產(chǎn)要素投入及其組合方式，其本質(zhì)是依賴什么要素、借助什么手段、通過什么途徑實現(xiàn)經(jīng)濟增長(吳敬璉 等，2005)；還有觀點把經(jīng)濟增長方式看成經(jīng)濟增長的動力機制和資源配置形式(于津平 等，2011)。這三種觀點均蘊含經(jīng)濟增長方式與要素投入及其結(jié)構(gòu)緊密關(guān)聯(lián)。在經(jīng)濟增長過程中，要素積累和生產(chǎn)效率提高的貢獻的相對大小，決定了經(jīng)濟增長方式的兩種不同類型。一是以增加投入和擴大規(guī)模為基礎(chǔ)，強調(diào)增長速度的粗放型增長方式，二是以提高效率為基礎(chǔ)，強調(diào)增長質(zhì)量的集約型增長方式(衛(wèi)興華 等，2007；張璟 等，2008；趙文軍 等，2012；周靈，2015)。在不同的經(jīng)濟發(fā)展階段，兩種增長方式往往以不同的組合方式并存，但主導(dǎo)地位會有所不同。在要素和投資驅(qū)動階段，經(jīng)濟增長主要依靠資本、勞動、土地及礦產(chǎn)等資源驅(qū)動；而在創(chuàng)新和財富驅(qū)動階段，經(jīng)濟增長主要依靠技術(shù)創(chuàng)新和效率驅(qū)動(波特，2002)。前一種增長主要表現(xiàn)為高投入、高能耗、高污染、低效率特征，屬于粗放型增長方式；后一種增長主要表現(xiàn)為低投入、低能耗、低污染、 高效率特征，屬于集約型增長方式。我們認為經(jīng)濟增長方式是指經(jīng)濟增長的動力結(jié)構(gòu)和資源配置方式，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式本質(zhì)上就是要轉(zhuǎn)變動力結(jié)構(gòu)，發(fā)揮技術(shù)進步、管理創(chuàng)新、勞動素質(zhì)提升等對經(jīng)濟增長的推動作用，實現(xiàn)從粗放型經(jīng)濟增長方式向集約型經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變。

(二)我國城市經(jīng)濟增長方式的測度方法

根據(jù)經(jīng)濟增長方式內(nèi)涵，同時考慮到參數(shù)法和傳統(tǒng)非參數(shù)Malmquist指數(shù)法測度經(jīng)濟增長方式的前述局限，我們將城市作為基本單元，采用Hicks-Moorsteen指數(shù)法(O′Donnell，2012)來評價我國經(jīng)濟增長方式。聚合函數(shù)具有非負、非遞減、線性齊次特征。假設(shè)各城市使用資本ki和勞動li進行生產(chǎn)，產(chǎn)出為yi，則各城市t期產(chǎn)出聚合函數(shù)Q(yit)和投入聚合函數(shù)X(kit,lit)可分別表示為：

(1)

(2)

其中，D0(·)和DI(·)分別表示產(chǎn)出導(dǎo)向和投入導(dǎo)向的距離函數(shù)。遵循TFP原始定義，即為產(chǎn)出與投入之比，則各城市t期TFP可寫成：

TFPit=Q(yit)X(kit,lit)

(3)

同理，各城市t-1期產(chǎn)出、投入聚合函數(shù)及TFP分別為：

(4)

(5)

TFPit-1=Q(yit-1)X(kit-1,lit-1)

(6)

由式(3)和式(6)可得到t-1期到t期Hicks-Moorsteen TFP指數(shù)：

(7)

(8)

式(8)含有多個距離函數(shù)，以下是兩個代表性距離函數(shù)的計算方法：

(9)

(10)

式(9)和式(10)表明各城市TFP指數(shù)的計算融入了歷史投入產(chǎn)出組合，避免了生產(chǎn)前沿的倒退，同時也擺脫了傳統(tǒng)非參數(shù)Malmquist指數(shù)法存在規(guī)模報酬不變的嚴格假定。以城市實際GDP占比為權(quán)重系數(shù)進行加權(quán)平均，可獲得不同城市組和代表我國的總體TFP指數(shù)。

考慮到勞動投入數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取了我國248個城市作為研究樣本(2)根據(jù)2016年我國城市統(tǒng)計年鑒，2015年這248個城市占全部地級以上城市數(shù)的86.11%，地區(qū)生產(chǎn)總值之和占全部地級以上城市的96.55%。未納入考察的城市包括陽泉、朔州、巴彥淖爾、本溪、遼陽、盤錦、四平、遼源、白山、雞西、鶴崗、雙鴨山、七臺河、黑河、伊春、舟山、銅陵、黃山、新余、鷹潭、鄂州、張家界、北海、防城港、百色、三亞、攀枝花、麗江、拉薩、銅川、嘉峪關(guān)、金昌、白銀、酒泉、張掖、石嘴山、吳忠、中衛(wèi)、固原和克拉瑪依等40個城市。，時間跨度為2000—2015年。各城市產(chǎn)出用1990年不變價格計算的地區(qū)生產(chǎn)總值表示。各城市資本投入用全社會實際固定資本存量代替，實際固定資本存量根據(jù)公式Kt=It+(1-δ)Kt-1計算得到。其中，Kt和It分別表示第t年全社會實際固定資本存量和實際固定資本形成額，δ表示折舊率。參考柯善咨等(2012)，我們首先用以1990年為基年的固定資本形成價格指數(shù)縮減名義固定資產(chǎn)投資額得到實際固定資產(chǎn)投資額，再以當年及前兩年實際固定資產(chǎn)投資額的平均值作為當年的固定資本形成額。各城市固定資本形成價格指數(shù)取各城市所在省區(qū)的相應(yīng)值，單豪杰(2008)提供了1990—2004年各省區(qū)固定資本形成價格指數(shù)，其余直接用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)替代。各城市初始年份1992年的實際資本存量等于I1992(δ+gI)，其中g(shù)I為1992—2015年實際固定資本形成的年均增速。對于固定資本的折舊率，我們參考了郭慶旺等(2004)、張軍等(2004)、王小魯?shù)?2009)、單豪杰(2008)、陳昌兵(2014)，取其平均值7.54%。為消除數(shù)據(jù)異常波動對測算結(jié)果的影響，各城市勞動投入用經(jīng)過三年滑動平均的全社會從業(yè)人員數(shù)衡量。以上各變量所涉及的原始數(shù)據(jù)主要來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》、《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》、省區(qū)統(tǒng)計年鑒、省區(qū)60年統(tǒng)計資料匯編以及各城市統(tǒng)計年鑒、年鑒和統(tǒng)計公報等。

三、我國經(jīng)濟增長方式變化特征的評價

基于上述數(shù)據(jù)和測度方法，計算248個城市的TFP指數(shù)，發(fā)現(xiàn)2000—2015年我國經(jīng)濟增長方式具有如下變化特征：

(1)我國TFP指數(shù)在階段性變化中呈現(xiàn)下行之勢(如圖1所示)。2000—2015年TFP指數(shù)都大于1，平均為1.029，然而TFP指數(shù)并未持續(xù)走高。2000—2007年TFP指數(shù)幾乎連年上升，2007年達到1.052，經(jīng)濟增長明顯趨向集約化。受累于國際金融危機，2008年和2009年TFP指數(shù)較大幅度地下滑，到 2012年已降至1.022，基本抵消2008年以前的漲幅，經(jīng)濟增長轉(zhuǎn)向粗放化。2013—2015年TFP指數(shù)緊繞1.022微幅變動，經(jīng)濟增長集約化水平在低位上保持穩(wěn)定。從五年期來看，“十五”時期TFP指數(shù)為1.035，“十一五”時期微升至1.036，而到“十二五”時期下降為1.023。劉世錦等(2015)也認為近年來我國TFP呈放緩趨勢。正是后期較快下滑，致使TFP指數(shù)在整個時期內(nèi)表現(xiàn)出走低之勢，這說明我國經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變進程不甚順利，甚至存在倒退現(xiàn)象，凸顯我國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式仍任重道遠。

圖12000—2015年我國TFP指數(shù)變化情況

(2)東部城市TFP指數(shù)在幾乎連年高于中、西部城市中趨于下降，而西部城市在趨升中超過中部城市。東部城市TFP指數(shù)一直大于中部城市，除極少數(shù)年份外，也均大于西部城市，平均為1.037，而中、西部城市分別為1.01和1.025(如表1所示)。這與吳振球等(2014)得出的結(jié)論相似。2000—2005年東部城市TFP指數(shù)1.045，大于中、西部城市的1.025和0.997，說明東部城市經(jīng)濟增長集約化水平明顯高于中、西部城市。“十一五”時期東部城市TFP指數(shù)微降到1.043，僅分別高出中、西部城市0.03和0.002，西部城市TFP指數(shù)轉(zhuǎn)為超過中部城市，其經(jīng)濟增長集約化水平有較快提升?！笆濉睍r期，東、中部城市TFP指數(shù)進一步下調(diào)，西部城市也轉(zhuǎn)降為1.025，低于東部城市的1.030，高過中部城市的1.003。從總體變化趨勢來看，中部城市TFP指數(shù)比東部城市有更快的下降趨勢，而西部城市則表現(xiàn)出上行態(tài)勢。可見，雖然東部城市經(jīng)濟增長集約化水平高于中、西部城市，但存在下降趨勢，難以發(fā)揮引領(lǐng)我國經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變作用，中部城市更是拖累這一轉(zhuǎn)變。

(3)主要城市群TFP指數(shù)呈現(xiàn)出大為不同的走勢①?？疾炱趦?nèi)長三角、珠三角和京津冀城市群TFP指數(shù)都大于全國平均水平,長三角城市群最高為1.041，成渝城市群最低為1.016(如表1所示)。2000—2005年珠三角城市群TFP指數(shù)明顯高于長三角、京津冀城市群，更是超過長江中游和成渝城市群。“十一五”時期，珠三角、長三角和京津冀城市群TFP指數(shù)都有下降，珠三角城市群大幅度下滑至倒數(shù)第二位。成渝城市群TFP指數(shù)上升較快，排在首位?！笆濉睍r期，僅長三角城市群TFP指數(shù)比上期有所增加，上升到第一位，長江中游城市群墊底。進一步看總體變化趨勢，成渝城市TFP指數(shù)呈現(xiàn)出明顯的上升趨勢，珠三角城市群下降趨勢快于京津冀和長江中游城市群，長三角城市群則顯示出輕微上升趨勢。不可否認，長期以來各主要城市群在我國經(jīng)濟增長中發(fā)揮了強勁推進作用，已形成鮮明的示范和引領(lǐng)效應(yīng)，但對促進我國經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變的作用尚有限，甚至具有延緩作用。因此未來加快我國城市群，尤其是東部主要城市群經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變至關(guān)重要。

表1 2000—2015年我國不同地區(qū)與主要城市群TFP指數(shù)情況

注：數(shù)據(jù)根據(jù)整理得到。

圖2不同時期城市TFP指數(shù)的核密度分布圖

(4)城市TFP指數(shù)越發(fā)向低水平集中，差異性不斷縮小。對各時期城市TFP指數(shù)進行核密度估計，圖2描繪了估計結(jié)果?？梢钥闯?，“十五”到“十二五”時期，城市TFP指數(shù)的分布均呈單峰狀，波峰逐漸左移，左右尾都不斷縮短，波峰高度持續(xù)上升，凸顯城市TFP指數(shù)越發(fā)集中趨向。進一步比較各個年度城市TFP指數(shù)的核密度分布圖，也有類似的變化特征。城市TFP指數(shù)向低水平集中，與前述總體TFP指數(shù)呈下行走勢相一致。分布圖左尾向中間不斷縮短意味著TFP指數(shù)相對較低城市有向較高城市追趕的效應(yīng)，而右尾縮向中間表明TFP指數(shù)相對較高的城市未能保持原有水平。城市TFP指數(shù)越發(fā)集中也說明各城市經(jīng)濟增長方式的差異性在不斷減小，本文計算的年度標準差系數(shù)的變化也印證了這一點。

① 本文主要城市群包括長江三角洲、珠江三角洲、京津冀、長江中游和成渝五個城市群，各城市群內(nèi)部城市的構(gòu)成分別參照了2016年《長江三角洲城市群發(fā)展規(guī)劃》、2008年《珠江三角洲地區(qū)改革發(fā)展規(guī)劃綱要(2008—2020)》、2010年《京津冀都市圈區(qū)域規(guī)劃》、2015年《長江中游城市群發(fā)展規(guī)劃》和2016年《成渝城市群發(fā)展規(guī)劃》。

② 本文空間權(quán)重矩陣W的元素是各城市行政中心之間的地理距離倒數(shù)，地理距離根據(jù)各城市行政中心經(jīng)緯度計算而得，經(jīng)緯度數(shù)據(jù)來自高德地圖檢索?？臻g權(quán)重矩陣經(jīng)過D-1/2WD-1/2形式的標準化，以保持元素之間的相互比例不變，其中D為W的行和對角矩陣。

(5)城市TFP指數(shù)存在一定空間正相關(guān)性。我們采用地理距離空間權(quán)重矩陣，利用Moran指數(shù)，對城市TFP指數(shù)的空間相關(guān)性進行了檢驗②。結(jié)果表明無論是整個時期，還是各五年時期，Moran指數(shù)值都顯著為正，且具有很強的穩(wěn)定性，保持在0.04水平上。在Moran散點圖中(圖3)，多數(shù)城市位于高-高型的第一象限和低-低型的第三象限，說明各城市TFP指數(shù)并非隨機分布，而是具有一定的空間依賴性，表現(xiàn)出較高和較低水平區(qū)域并存的格局。以整個考察期為例，有四個典型的較高水平的TFP指數(shù)區(qū)域：廣東的廣州、清遠、肇慶、河源和汕尾；江蘇的揚州、南京、常州、無錫和蘇州；河南的三門峽、陜西的商洛、安康，四川的達州；內(nèi)蒙古的烏蘭察布、包頭、呼和浩特、鄂爾多斯，陜西的榆林，及甘肅的慶陽。以湖南懷化為中心，向上下左右延伸，涉及湖北、湖南、廣西、貴州和云南的12個城市；以安徽阜陽為中心，向四周延伸，涉及安徽、河南和湖北的15個城市，形成兩個典型的較低水平TFP指數(shù)區(qū)域?？臻g依賴性的存在突出我國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式中各城市協(xié)同共進的重要性。

圖32000—2015年我國城市TFP指數(shù)的Moran散點圖

注：各子圖橫軸表示標準化的TFP指數(shù)，縱軸表示空間滯后值。

概而言之，考察期內(nèi)我國城市經(jīng)濟增長方式在空間依賴中向低層次集中，相對發(fā)達的東部地區(qū)城市，包括長三角和珠三角城市群，均未出現(xiàn)明顯改善之勢，總體上我國粗放型經(jīng)濟增長方式呈加重趨勢。為何形成這些特征？接下來我們將通過分解TFP指數(shù)，探討背后的成因。

四、成因分析

不同于已有研究傾向于通過建立計量模型，分析我國經(jīng)濟增長方式變動原因，我們對TFP指數(shù)展開四重分解，從中探尋我國經(jīng)濟增長方式呈現(xiàn)上述變化特征的成因。

(一)TFP指數(shù)的四因素分解

若TFP指數(shù)能表達成式(7)，則該指數(shù)滿足乘法完備性，進而可被細分為多個子項乘積。對應(yīng)于本文中各城市采用兩投入、一產(chǎn)出的生產(chǎn)模式，運用投入導(dǎo)向的分解法可將各城市TFP指數(shù)具體分解為：

(11)

(12)

(13)

由于剩余規(guī)模效率本質(zhì)上是一種規(guī)模效應(yīng)，剩余組合效率本質(zhì)上是一種組合效應(yīng)(O′Donnell，2012)。因此，本文在對各城市TFP指數(shù)的實際分解中，運用如下公式：

(14)

其中，MEit為組合效率，其值是純組合效率與剩余組合效率的簡單幾何平均；SEit為規(guī)模效率，其值是純規(guī)模效率與剩余規(guī)模效率的簡單幾何平均。

(二)我國TFP指數(shù)分解

根據(jù)式(14)，我們計算了各城市各年度TFP指數(shù)的四個子項值，表2列出了城市總體TFP指數(shù)的分解結(jié)果。

表2 我國TFP指數(shù)的分解結(jié)果

注：總趨勢值是指TFP指數(shù)和其分解項分別關(guān)于時間的線性回歸的系數(shù)值，該值為正表明存在上升趨勢，為負說明存在下降趨勢。下表同。TFP效率指數(shù)是技術(shù)效率、規(guī)模效率和組合效率指數(shù)的乘積。

在各年度TFP指數(shù)中，四個子項的作用存在明顯差異，技術(shù)進步和組合效率指數(shù)對TFP指數(shù)持續(xù)發(fā)揮促進作用，前者均值1.038，明顯高于后者1.005。大多數(shù)年份規(guī)模效率指數(shù)大于1，甚至部分年份超過技術(shù)進步指數(shù)。而技術(shù)效率則在絕大多數(shù)年份內(nèi)負增長，平均為-1.7%，對TFP指數(shù)構(gòu)成較強的抑制作用。王志剛等(2006)、余泳澤(2015)認為技術(shù)進步而非技術(shù)效率改善支撐了我國TFP的增長。從變化趨勢來看，雖然技術(shù)進步指數(shù)有明顯上升趨勢，但在技術(shù)效率指數(shù)較快趨降下，輔以規(guī)模效率指數(shù)上升的趨緩，致使我國TFP指數(shù)最終走出了下行之勢，經(jīng)濟增長方式表現(xiàn)出低端化趨向。這也說明，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式中，一味地強調(diào)技術(shù)進步是不夠的，快速提升技術(shù)效率同樣，甚至更為重要。歷經(jīng)多年的快速發(fā)展，我國技術(shù)水平與國外的差距不斷縮小，后發(fā)優(yōu)勢逐漸弱化。通過進一步深化經(jīng)濟體制改革，消除資源和商品流動障礙，強化市場資源配置效率，提升組織和管理效率，會較快地提升我國技術(shù)效率，也有助于規(guī)模和組合效率的提高。

(三)不同地區(qū)城市TFP指數(shù)的分解

從表3可以看出，整個時期各地區(qū)城市的技術(shù)進步指數(shù)均大于1，一致性地對TFP指數(shù)發(fā)揮首要推進作用，中、西部城市相對稍強，技術(shù)效率指數(shù)都對TFP增長產(chǎn)生不利影響，對中部城市的負面影響相對較大。各地區(qū)城市組合效率和規(guī)模效率指數(shù)對TFP指數(shù)的影響力度較弱，中、西部城市組合效率指數(shù)的影響稍強于東部城市，東、西部城市規(guī)模效率指數(shù)的影響略強于中部城市。從變化趨勢看，西部城市技術(shù)進步、組合效率和技術(shù)效率指數(shù)均趨于上升，三重上升的疊加致使其TFP指數(shù)顯示出明顯的上行之勢。東部城市規(guī)模效率指數(shù)有上升趨勢，但難以抵消技術(shù)效率和組合效率指數(shù)的雙重下降，終使其TFP指數(shù)表現(xiàn)出下行之勢。技術(shù)效率指數(shù)的較快下降，加之規(guī)模效率指數(shù)的下降，致使中部城市TFP指數(shù)也有走低之勢。需要指出的是，即便西部城市技術(shù)效率指數(shù)是趨升的，但仍小于1，再次表明加快提升技術(shù)效率對我國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式的重要性。

表3 我國不同地區(qū)城市TFP指數(shù)的分解結(jié)果

(四)主要城市群TFP指數(shù)的分解

如表4所示，就整個時期而言，各主要城市群TFP指數(shù)高低不等的原因不盡相同。長三角城市群主要得益于技術(shù)進步增長，輔以規(guī)模效率和組合效率上升，其TFP指數(shù)位列五大城市群之首。珠三角城市群的技術(shù)進步、規(guī)模效率和組合效率增長均稍慢于長三角城市群，其TFP指數(shù)僅次于長三角城市群。盡管京津冀城市群技術(shù)進步增長相對最快，為4.8%，但由于技術(shù)效率下降幅度較大，該城市群TFP指數(shù)小幅低于前兩大城市群，不過還是高于全國平均水平。歸因于技術(shù)效率下降幅度大，大為抵消技術(shù)進步、組合效率和規(guī)模效率三重增長，長江中游城市群TFP指數(shù)位列第四位。成渝城市群技術(shù)進步增長為4.0%，但技術(shù)效率、組合效率和規(guī)模效率均負增長，致使其TFP指數(shù)墊底。2000年以來，長三角城市群組合效率指數(shù)的趨降很大程度地抵消其他三項指數(shù)的緩升之勢，致使TFP指數(shù)呈輕微上升趨勢。受益于技術(shù)進步和技術(shù)效率指數(shù)的較快上升，成渝城市群TFP指數(shù)有明顯趨升態(tài)勢。珠三角和京津冀城市群三效率指數(shù)都有下降趨向，前者疊加技術(shù)進步指數(shù)的下行，其指數(shù)趨于較快地下降。長江中游城市群TFP指數(shù)趨降的主要原因在于技術(shù)效率指數(shù)下行速度較快，完全抵消技術(shù)進步和組合效率指數(shù)的雙重上升。

表4 我國主要城市群TFP指數(shù)的分解結(jié)果

(五)城市TFP指數(shù)越發(fā)向低水平集中的原因分析

比較虛擬分布與“十二五”時期實際分布，在各因素單獨影響下，虛擬分布的波峰未明顯左移，或出現(xiàn)多個波峰，都與實際分布存在較大差異，這說明城市TFP指數(shù)越來越向低水平集中并非是由單因素獨立促成的。在兩因素共同影響下，技術(shù)進步和技術(shù)效率指數(shù)的聯(lián)合作用，導(dǎo)致虛擬和實際TFP指數(shù)分布很接近，其他兩因素的聯(lián)合作用都未產(chǎn)生這樣的效果。進一步看三因素的共同影響，含有技術(shù)進步和技術(shù)效率指數(shù)的三因素的聯(lián)合作用未提高虛擬和實際分布的接近程度，僅含有TPI或TEI的三因素的共同作用也未明顯縮小虛擬和實際分布差異性?？梢?，技術(shù)進步和技術(shù)效率指數(shù)共同主導(dǎo)了城市經(jīng)濟增長方式的越發(fā)趨同。

圖4各因素對TFP指數(shù)的單獨和聯(lián)合影響

注：各子圖中細和粗實線分別表示“十五”和“十二五”時期城市TFP指數(shù)核密度分布，虛線表示“十五”時期城市TFP指數(shù)核密度分布在各因素單獨或聯(lián)合影響下的虛擬分布。

(六)城市TFP指數(shù)空間正相關(guān)的原因分析

為探尋各城市TFP增長的空間正相關(guān)成因，我們分別計算了TFP指數(shù)各組成部分單獨和組合的Moran指數(shù)值，表5列出了計算結(jié)果。

表5 各因素單獨和組合的Moran′I指數(shù)值

注：*、**、***分別表示在1%、5%和10%水平上顯著不為零。

可以看出，2000—2015年各組成部分構(gòu)成的單獨和組合的指數(shù)值都顯著為正，但有明顯差異。技術(shù)效率增長本身的空間依賴程度相對最高，指數(shù)值為0.08，較強地貢獻于TFP增長的空間相關(guān)性。而其他三因素的單獨或聯(lián)合加入，均不同程度地抵消這種貢獻，終使各城市TFP增長的Moran指數(shù)值為0.04。具體到各時期，“十五”時期，規(guī)模效率增長本身的Moran指數(shù)值相對最高，較強地貢獻于TFP增長的空間關(guān)聯(lián)性，疊加其他因素，該指數(shù)值沒有增加，甚至削弱它的貢獻?！笆晃濉睍r期，組合效率增長本身以及技術(shù)進步增長與技術(shù)效率增長組合的Moran指數(shù)值均為0.06，對TFP增長的空間關(guān)聯(lián)性有較強積極作用，其他因素的加入未能提高該指數(shù)值?！笆濉睍r期，技術(shù)效率增長本身以及技術(shù)進步增長與組合效率增長組合的Moran指數(shù)值相對最高，附加其他因素，該指數(shù)值幾乎都被降低，它們的組合同樣有下拉作用?？傊?，盡管各時期城市經(jīng)濟增長方式的空間正相關(guān)程度相同，但形成這種結(jié)果的原因不盡相同。

五、結(jié)論與啟示

我國經(jīng)濟發(fā)展已進入新階段，但資源和環(huán)境承載壓力加大，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式要求日益緊迫。本文將Hicks-Moorsteen TFP指數(shù)作為經(jīng)濟增長方式的度量指標，結(jié)合核密度估計和Moran指數(shù)，分析了2000—2015年我國248個地級以上城市經(jīng)濟增長方式的變化特征，并通過對該指數(shù)進行四重分解，考察形成這些特征的原因。研究表明：(1)我國城市技術(shù)進步指數(shù)的上升不足以抵消技術(shù)效率和規(guī)模效率指數(shù)的下行，致使我國城市經(jīng)濟增長方式非但沒有出現(xiàn)改善跡象，反而呈現(xiàn)出惡化之勢；(2)技術(shù)進步、技術(shù)效率和組合效率指數(shù)的上行促成西部城市經(jīng)濟增長方式趨于改善，而東、中部城市經(jīng)濟增長方式因技術(shù)效率指數(shù)下降，疊加規(guī)模效率或組合效率指數(shù)的下行而顯現(xiàn)出與全國總體一致的走勢；(3)技術(shù)進步和技術(shù)效率指數(shù)的明顯上升使成渝城市群經(jīng)濟增長方式的改善快于長三角城市群，各分項指數(shù)的走低使珠三角城市群經(jīng)濟增長方式的惡化快于京津冀和長江中游城市群；(4)技術(shù)進步和技術(shù)效率的聯(lián)合作用使各城市經(jīng)濟增長方式越發(fā)相近；(5)城市各分項指數(shù)在不同時期呈不同程度空間正相關(guān)，綜合作用使城市經(jīng)濟增長方式表現(xiàn)出穩(wěn)定的空間依賴性。

上述結(jié)論對我國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式有一定政策意義：(1)研究顯示近十多年來我國經(jīng)濟增長方式的實際轉(zhuǎn)變進程不容樂觀，粗放型經(jīng)濟增長方式有強化跡象。而轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式又是以轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式為前提(衛(wèi)興華，2011)。因此未來一段時期，仍應(yīng)扭轉(zhuǎn)我國經(jīng)濟增長方式低端化趨勢，加快經(jīng)濟增長集約化進程。同時，城市經(jīng)濟增長方式在空間上相互依賴，向低層次集中，也要求各城市應(yīng)通力合作，加強轉(zhuǎn)變政策的協(xié)調(diào)共進性，充分發(fā)揮城市的空間正外溢效應(yīng)。(2)研究表明技術(shù)效率走低是我國經(jīng)濟增長方式難以轉(zhuǎn)變的決定性因素。即使西部城市技術(shù)效率指數(shù)趨于上升，但也只是技術(shù)效率負增長的減輕。這要求我國需進一步全面深化經(jīng)濟體制改革，消除城市間勞動流動的制度性障礙，建立和完善城市間資本投入的平衡政策，尤其是加強中、西部城市的政策扶持和人力資本投入力度，并通過財稅政策引導(dǎo)企業(yè)優(yōu)化組織管理模式，以全面提升我國城市的技術(shù)效率，并帶動組合和規(guī)模效率的提升。(3)研究表明技術(shù)進步在我國經(jīng)濟增長方式變化中發(fā)揮了重要積極作用，其仍將是未來我國提升經(jīng)濟增長集約化水平的主要依靠。但在國際經(jīng)濟爭端不減和發(fā)達國家對先進技術(shù)控制趨嚴下，從外部直接或間接引進先進技術(shù)來加快我國技術(shù)進步困難重重。因而，需進一步強化全社會技術(shù)創(chuàng)新意識和責(zé)任。政府應(yīng)加強在基礎(chǔ)研究方面的投入，通過財稅和信貸政策激勵企業(yè)加大應(yīng)用研究投入。(4)城市群在我國經(jīng)濟社會快速發(fā)展中功不可沒，但研究顯示經(jīng)濟相對發(fā)達的長三角和珠三角城市群在轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式方面不盡人意。因此未來在加快城市群建設(shè)的同時，應(yīng)著力推動城市群，尤其是長三角和珠三角城市群內(nèi)部政府間協(xié)調(diào)與合作，消除市場分割，聯(lián)合推進核心和重大技術(shù)創(chuàng)新，發(fā)揮城市群對我國經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變的引領(lǐng)和示范作用。