中國流通業(yè)全要素生產(chǎn)率測算及其趨同效應(yīng)檢驗

吳新慧

（首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100070）

0 引言

現(xiàn)代流通體系是經(jīng)濟(jì)社會運行的大動脈與市場接口，通過連接生產(chǎn)提高社會生產(chǎn)效率和資源利用效率，通過連接消費激發(fā)消費潛力和市場活力，培育并壯大現(xiàn)代流通業(yè)將成為構(gòu)建國內(nèi)、國際雙循環(huán)新發(fā)展格局的著力點。流通業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）是衡量流通業(yè)效率的綜合指標(biāo)?，F(xiàn)有研究大多采用非參數(shù)估計法測算全要素生產(chǎn)率[1—4]，但傳統(tǒng)全要素生產(chǎn)率屬于靜態(tài)評估，不能體現(xiàn)生產(chǎn)率的變化趨勢，且往往需要較長時間序列的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，才能歸納出流通業(yè)效率的動態(tài)特征。而DEA-Malmquist 指數(shù)通過求解相鄰兩期的幾何平均值，可得到全要素生產(chǎn)率的增長指數(shù)，從而動態(tài)評估流通業(yè)效率。

本文基于我國30 個省份1995—2020 年的流通業(yè)數(shù)據(jù)，運用DEA-Malmquist 指數(shù)測算流通行業(yè)全要素生產(chǎn)率，并試圖解決以下問題：第一，增加區(qū)域性全要素生產(chǎn)率的測算，趨同效應(yīng)涉及區(qū)域差距問題，增加區(qū)域性全要素生產(chǎn)率以便于實施效率的趨同效應(yīng)分析；第二，根據(jù)全域和區(qū)域全要素生產(chǎn)率的趨勢特征，對全要素生產(chǎn)率進(jìn)行預(yù)測與分解，將其分解為技術(shù)效率、技術(shù)進(jìn)步、純技術(shù)效率和規(guī)模效率；第三，檢驗全要素生產(chǎn)率趨同效應(yīng)，通過σ趨同檢驗分布的離散化程度，通過β趨同檢驗區(qū)域差距和趨同速率，以求解流通業(yè)全要素生產(chǎn)率未來均衡的實現(xiàn)條件。

1 研究設(shè)計

1.1 DEA-Malmquist指數(shù)的計算

本文采用DEA-Malmquist 指數(shù)法測算流通業(yè)全要素生產(chǎn)率，具有以下優(yōu)勢：（1）不用設(shè)定生產(chǎn)函數(shù)和假設(shè)條件，避免了生產(chǎn)函數(shù)的不同影響估計結(jié)果；（2）數(shù)據(jù)條件相對寬松，適應(yīng)投入-產(chǎn)出的面板數(shù)據(jù)；（3）構(gòu)造多個生產(chǎn)前沿面，更符合現(xiàn)實；（4）適應(yīng)多投入、多產(chǎn)出或單投入、單產(chǎn)出等類型的復(fù)雜決策問題。理論上用技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步變動解釋生產(chǎn)率變化，前者表現(xiàn)為接近或遠(yuǎn)離生產(chǎn)可能性邊界，后者表現(xiàn)為生產(chǎn)可能性邊界上移。假定在一定技術(shù)水平下，x和y分別表示投入和產(chǎn)出，t表示時間(t=1，2，…，N)，f(x，t)和f(x，t+1)分別代表投入水平既定情況下，t期和t+1 期的最大產(chǎn)出水平，因此生產(chǎn)率增長可能來自技術(shù)效率、規(guī)模效應(yīng)或技術(shù)進(jìn)步。

在實際生產(chǎn)過程中，假設(shè)生產(chǎn)要素勞動和資本有N個不同的投入組合，稱為決策單元，Kt和Lt分別代表t期的資本和勞動投入，Y為期望產(chǎn)出，y為實際產(chǎn)出，DEA的測算公式如下：

兩個相鄰時期，以t期技術(shù)為參照和以t+1期技術(shù)為參照，Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)可分別表示為：

基于式（4）和式（5），從t到t+1 期，Malmquist 生產(chǎn)率指數(shù)如下：

1.2 DEA-Malmquist指數(shù)的二次分解

其中，技術(shù)效率（EC）變化是在規(guī)模報酬不變和投入要素自由組合下決策單元的水平效應(yīng)，當(dāng)EC＞1時表示技術(shù)效率提升，反之則表示下降。技術(shù)進(jìn)步（TC）反映技術(shù)邊界向上移動的程度，當(dāng)TC＞1 時表示技術(shù)進(jìn)步，反之則表示退步。Barros和Alves（2004）[6]對技術(shù)效率（EC）進(jìn)行二次分解，分解為純技術(shù)效率指數(shù)（PEC）和規(guī)模效率指數(shù)（SEC），分別評估現(xiàn)有要素投入生產(chǎn)和達(dá)到技術(shù)最優(yōu)的生產(chǎn)能力。公式如下：

1.3 趨同效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ?/h3>

由于DEA 測算的Malmquist 生產(chǎn)率指數(shù)只能反映從t到t+1期全要素生產(chǎn)率的變化情況，不能反映在一段時期內(nèi)增長差距的變化趨勢，因此，本文在計算流通業(yè)全要素生產(chǎn)率基礎(chǔ)上，對地區(qū)間的趨同效應(yīng)進(jìn)行檢驗。Barro 和Sala-I-Martin（1991）[7]將趨同效應(yīng)分為σ趨同和β趨同，主要用于檢驗收入或產(chǎn)出的趨同狀況。σ趨同檢驗地區(qū)間全要素生產(chǎn)率的離散程度，用變異系數(shù)衡量，公式如下：

其中，σ是變異系數(shù)，gTFP是全要素生產(chǎn)率的增長度，n是樣本數(shù)。如果σ隨時間的推移逐漸減小，則存在趨同效應(yīng)。

β趨同檢驗區(qū)域差距和趨同速率，檢驗絕對β趨同的回歸模型可以設(shè)定為：

其中，a為常數(shù)，b為趨同系數(shù)，yi0和yiT分別表示初始年度和T期的收入或者產(chǎn)出水平，ε為隨機誤差項。

其中，β是向穩(wěn)態(tài)收斂的速度，若b＜0，則β＞0，存在絕對β趨同；反之，則趨于發(fā)散。

1.4 數(shù)據(jù)來源和數(shù)據(jù)處理

本文界定的流通業(yè)包括批發(fā)零售業(yè)以及交通運輸、倉儲和郵政業(yè)?；跀?shù)據(jù)可得性，本文最終以1995—2020年我國30個省份（不含西藏和港澳臺）流通業(yè)的投入產(chǎn)出面板數(shù)據(jù)作為研究樣本。同時，參照國家統(tǒng)計局的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將我國30 個省份劃分為東部、中部、西部及東北四個地區(qū)，以考察不同地區(qū)流通業(yè)的全要素生產(chǎn)率及其趨同效應(yīng)。數(shù)據(jù)主要來源于1995—2020 年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》及各省份的統(tǒng)計年鑒。

數(shù)據(jù)的處理方法如下：（1）產(chǎn)出水平：用細(xì)分產(chǎn)業(yè)增加值加總后獲得，年度增加值以1995年為基期，通過平減以不變價計算的第三產(chǎn)業(yè)增加值指數(shù)表示，以保證數(shù)據(jù)可比性。（2）資本投入水平：用永續(xù)盤存法計算資本存量，當(dāng)年度資本存量等于上年總資本存量減去折舊額，再加上當(dāng)年新增投資。（3）勞動投入水平：通過就業(yè)人數(shù)衡量勞動投入水平，由于部分年份批發(fā)零售業(yè)和餐飲業(yè)的就業(yè)人數(shù)為合并數(shù)據(jù)，因此根據(jù)餐飲業(yè)人數(shù)在批發(fā)零售業(yè)和餐飲業(yè)中的占比推算出批發(fā)零售業(yè)和餐飲業(yè)的就業(yè)人數(shù)，其他細(xì)分產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)直接從相關(guān)統(tǒng)計年鑒中獲取。

2 流通業(yè)全要素生產(chǎn)率測算與分解

2.1 流通業(yè)全要素生產(chǎn)率測算結(jié)果與分析

根據(jù)DEA-Malmquist 指數(shù)法，運用軟件DEAP 2.1，對我國1995—2020年30個省份流通業(yè)的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)進(jìn)行計算，結(jié)果見表1。

表1 1995—2020年我國流通業(yè)全要素生產(chǎn)率

可以看出，我國流通業(yè)全要素生產(chǎn)率均值為1.005（大于1），基本面穩(wěn)定向好，上攻乏力，結(jié)果與文獻(xiàn)[5]測算的服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率年均增長指數(shù)1.029 接近。1995—2020 年，流通業(yè)全要素生產(chǎn)率增長度實現(xiàn)14 次正增長和11 次負(fù)增長，整體趨勢先抑后揚，呈波動微漲變化，大體分為三個發(fā)展階段：第一階段為1995—2004年，全要素生產(chǎn)率增長由正轉(zhuǎn)負(fù)，從1995 年增長1.1%下降到2004 年的-1.6%；第二個階段為2004—2013 年，2005 年全要素生產(chǎn)率增長達(dá)到增長峰值（10.7%），后續(xù)保持正向波動增長；第三個階段為2013—2020 年，全要素生產(chǎn)率增長由負(fù)轉(zhuǎn)正，從2014年增長-0.31%，到2018年達(dá)到峰值0.6%，之后增幅在波動中保持正增長。流通業(yè)全要素生產(chǎn)率的年平均增長率為0.5%，而根據(jù)文獻(xiàn)[5,8]分別測算的2000—2012年和2004—2017年我國服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率年均增長率為3%左右，說明流通業(yè)全要素生產(chǎn)率增長緩慢，年均增速低于服務(wù)業(yè)平均水平。

地區(qū)流通業(yè)全要素生產(chǎn)率分化嚴(yán)重，除東北地區(qū)外，其他地區(qū)的均值均大于1，其中東部地區(qū)年均值為1.030，對全國拉動效應(yīng)顯著，東北地區(qū)年均值為0.967，拖累全國。1995—2020 年，地區(qū)流通業(yè)全要素生產(chǎn)率共實現(xiàn)51次正增長和49次負(fù)增長，不同地區(qū)的發(fā)展邏輯不同，東部地區(qū)以[0.933，-1.155]為區(qū)間振蕩發(fā)展，2011 年達(dá)到增長峰值（15.5%）。中西部地區(qū)協(xié)同發(fā)展，兩者此消彼長（1995—2015 年）或相輔相成（2016—2020 年），2018 年同時達(dá)到增長峰值14.3%（中部）和12.2%（西部），2016 年中部地區(qū)出現(xiàn)最小值0.794。東北地區(qū)多次上攻正負(fù)分界線，周期內(nèi)共6 次突破閾值，2011 年達(dá)到增長峰值（6.6%）后持續(xù)負(fù)增長。地區(qū)全要素生產(chǎn)率的年均增長率差距顯著，東部地區(qū)年均增長率為3%，中西部地區(qū)年均增長來不足0.5%，東北地區(qū)年均增長率為-3.3%，東部地區(qū)高出全國平均2.5 個百分點，分別高出中部和西部地區(qū)2.6 和2.9個百分點。

2.2 流通業(yè)全要素生產(chǎn)率的一次分解

測算結(jié)果顯示基本面穩(wěn)定向好，現(xiàn)將全要素生產(chǎn)率分解為技術(shù)進(jìn)步（TC）和技術(shù)效率（EC），進(jìn)一步研究全要素生產(chǎn)率增長的動力，按照式（7）的推導(dǎo)得到分解結(jié)果，見圖1和圖2。

圖1 流通業(yè)全要素生產(chǎn)率的技術(shù)進(jìn)步分解結(jié)果

圖2 流通業(yè)全要素生產(chǎn)率的技術(shù)效率分解結(jié)果

由圖1 可知，我國流通業(yè)技術(shù)進(jìn)步年均增長1.9%，以0.964～1.276 為區(qū)間振蕩發(fā)展，技術(shù)進(jìn)步成為全要素生產(chǎn)率增長基本面穩(wěn)定向好的主要力量，尤其以2010 年（1.141）、2011年（1.276）和2013年（1.043）年三組波峰為代表。區(qū)域流通業(yè)技術(shù)進(jìn)步均值分別為1.029（東部）、1.007（中部）、1.006（西部）和1.001（東北），四大地區(qū)的流通業(yè)全要素生產(chǎn)率增長均受益于技術(shù)進(jìn)步的拉動。其中，東部地區(qū)受益最大，其技術(shù)進(jìn)步年均增長2.9%，相比中部（0.7%）、西部（0.6%）地區(qū)高出2 個百分點以上；東北地區(qū)技術(shù)進(jìn)步幾乎持平發(fā)展，并未對該地區(qū)流通業(yè)全要素生產(chǎn)率增長產(chǎn)生顯著影響。

由圖2可知，我國流通業(yè)技術(shù)效率均值0.986，年均負(fù)增長1.4%，主要區(qū)間位于分界線之下，全要素生產(chǎn)率增長上攻乏力主要受制于技術(shù)效率，其中以2010 年（0.879）和2014 年（0.794）的兩個低谷期尤為突出。區(qū)域流通業(yè)技術(shù)效率年均增長率分別為1.002（東部）、0.999（中部）、0.997（西部）和0.968（東北），四大地區(qū)的流通業(yè)全要素生產(chǎn)率增長緩慢均受技術(shù)效率拖累，東部地區(qū)技術(shù)效率年均微增0.2%，相比中部（-0.1%）、西部（-0.3%）地區(qū)高出0.3 個百分點以上。東北地區(qū)技術(shù)效率大幅下降，增長率為-3.2%，對東北地區(qū)流通業(yè)全要素生產(chǎn)率增長產(chǎn)生顯著負(fù)影響。

技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率的相互作用。技術(shù)進(jìn)步的正增長效應(yīng)被技術(shù)效率的負(fù)增長效應(yīng)部分抵消。從全國來看，技術(shù)進(jìn)步是推動全要素生產(chǎn)率增長的主要力量，技術(shù)效率年均負(fù)增長，拉低了整個流通業(yè)全要素生產(chǎn)率的增速。這也證實了我國尚未充分挖掘現(xiàn)有資源與技術(shù)對整個流通業(yè)全要素生產(chǎn)率的拉動潛力。從地區(qū)來看，技術(shù)進(jìn)步增長優(yōu)于技術(shù)效率，東部、中部和西部地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步均保持正增長，只有東北地區(qū)負(fù)增長，而技術(shù)效率僅東部地區(qū)保持微正增長，其他地區(qū)均為負(fù)增長，東北地區(qū)出現(xiàn)大幅下降。從時間序列來看，1995—2020 年技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率有16個年度呈反向變化，當(dāng)技術(shù)進(jìn)步為正增長時，技術(shù)效率為負(fù)增長，反之亦然。當(dāng)技術(shù)進(jìn)步處于波峰時，技術(shù)效率或處于波谷，或處于負(fù)增長。這種此長彼消發(fā)展方式，使得技術(shù)進(jìn)步對全要素生產(chǎn)率增長的正向拉動被技術(shù)效率的拖累抵消。

2.3 流通業(yè)全要素生產(chǎn)率的二次分解

技術(shù)效率是在規(guī)模報酬不變和投入要素自由組合下決策單元的水平效應(yīng)，為改善技術(shù)效率，將其分解為規(guī)模報酬可變情形下的純技術(shù)效率和規(guī)模效率，按照式（8）的推導(dǎo)，得到分解結(jié)果，見下頁圖3和圖4。

圖3 流通業(yè)全要素生產(chǎn)率的純技術(shù)效率分解結(jié)果

圖4 流通業(yè)全要素生產(chǎn)率的規(guī)模效率分解結(jié)果

由圖3可知，我國流通業(yè)純技術(shù)效率年均增長-0.3%，以0.920～1.087為區(qū)間波動變化，純技術(shù)效率對技術(shù)效率增長起到負(fù)向影響，尤其以1998年（0.945）、2010年（0.924）和2011年（0.920）三組波谷為典型。地區(qū)流通業(yè)純技術(shù)效率分別為0.996（東部）、0.999（中部）、0.974（西部）和0.999（東北），四個地區(qū)流通業(yè)技術(shù)效率增長均受到純技術(shù)效率的負(fù)向影響，西部地區(qū)受到負(fù)影響最大，其純技術(shù)效率年均增長-2.6%，相比東部（-0.4%）、中部、東北（-0.1%），下降幅度超過2個百分點以上。

由圖4 可知，我國流通業(yè)規(guī)模效率年均增長-0.2%，以0.863～1.107 為區(qū)間起伏變化，其對流通業(yè)技術(shù)效率增長起拖累作用，尤其以2004 年（0.941）、2011 年（0.863）和2014年（0.943）三組波谷拖累嚴(yán)重。區(qū)域流通業(yè)規(guī)模效率年均增長分別為1.006（東部）、1.002（中部）、0.995（西部）和東北（0.998），四個地區(qū)中兩個區(qū)域的正增長帶來的正向效應(yīng)被另外兩個區(qū)域的負(fù)增長完全抵消，西部地區(qū)下降較大，年均增長-0.5%，相較于東部（0.6%）、中部（0.2%）和西部（-0.2%），降幅超過0.3個百分點。

我國流通業(yè)純技術(shù)效率和規(guī)模效率持續(xù)惡化，二者對技術(shù)效率產(chǎn)生的負(fù)向影響顯著。從全國來看，純技術(shù)效率和規(guī)模效率共同拖累技術(shù)效率增長，使得1995—2020年流通業(yè)技術(shù)效率年均增長率下降幅度較大，阻礙了流通業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長。從地區(qū)來看，純技術(shù)效率保持同步變化，規(guī)模效率出現(xiàn)分化。四個地區(qū)流通業(yè)純技術(shù)效率都出現(xiàn)負(fù)增長，東部和中部地區(qū)流通業(yè)規(guī)模效率正增長，西部和東北地區(qū)負(fù)增長。從時間序列來看，1995—2020年，純技術(shù)效率發(fā)展和規(guī)模效率多年度持續(xù)保持負(fù)增長，其有11 個年度保持負(fù)增長，規(guī)模效率17個年度保持負(fù)增長，說明長期以來我國流通業(yè)存在重復(fù)建設(shè)、產(chǎn)業(yè)集中度低、規(guī)模不集中等問題?；诨A(chǔ)性產(chǎn)業(yè)特性，流通業(yè)需要通過強化組織網(wǎng)絡(luò)體系以促成生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)與消費網(wǎng)絡(luò)的連接，進(jìn)而實現(xiàn)規(guī)模效率的提升。

3 流通業(yè)全要素生產(chǎn)率的趨同效應(yīng)檢驗

根據(jù)趨同效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ?，接下來進(jìn)行σ趨同和絕對β趨同檢驗，其中σ趨同用于檢驗區(qū)域離散型的動態(tài)變化特征，β趨同用于檢驗區(qū)域差距與趨同速率，進(jìn)而求解流通業(yè)全要素生產(chǎn)率未來均衡的實現(xiàn)條件。

3.1 區(qū)域內(nèi)σ 趨同檢驗

通過式（9）測算我國流通業(yè)全要素生產(chǎn)率的σ趨同，結(jié)果見表2。若測算數(shù)值隨時間推移逐漸減小，說明存在σ趨同；若測算數(shù)值逐漸增大，說明呈發(fā)散態(tài)勢。

表2 流通業(yè)四個地區(qū)全要素生產(chǎn)率的區(qū)域σ 趨同

表2 給出了四個地區(qū)我國流通業(yè)全要素生產(chǎn)率的變異系數(shù)。由表2 可知，全國變異系數(shù)存在顯著二階段特性。以2005年為界，前期4次鋸齒形上漲，2006年達(dá)到峰值0.0104，后期顯著下降，數(shù)值逐步趨于0，說明2006年前我國流通業(yè)全要素生產(chǎn)率的σ趨同被破壞，全國區(qū)間差距呈發(fā)散態(tài)勢，2006年后才出現(xiàn)顯著σ趨同，全國區(qū)間差距逐漸縮小。分地區(qū)來看：東部地區(qū)變異系數(shù)明顯下降，2011 年達(dá)到峰值（0.0156）后不斷下降，2020 年下降到0.0031，說明東部地區(qū)存在σ趨同，地區(qū)差距在逐漸縮小；中部地區(qū)變異系數(shù)在2015 年出現(xiàn)變異，2016 年達(dá)到峰值0.0441 后變異系數(shù)快速下降，到2020 年下降為0.0014，因此不能認(rèn)為中部地區(qū)是發(fā)散的，2016—2020 年存在σ趨同；西部地區(qū)變異系數(shù)前期大后期小，2006年達(dá)到最大值0.0146，2009年達(dá)到峰值0.0132，之后變異系數(shù)不斷下降，到2020 年為0.0038，可見2006—2009 年西部地區(qū)的σ趨同被破壞；東北地區(qū)波動發(fā)展，2004 年達(dá)到峰值0.0174，之后到2020年一直波動發(fā)展，沒有明顯下降趨勢，σ趨同不明顯。

3.2 時間序列及區(qū)域內(nèi)絕對β 趨同檢驗

基于式（10），根據(jù)文獻(xiàn)[9]的分析框架，同時借鑒袁丹等（2015）的研究，將絕對β趨同回歸的估計式設(shè)定如下：

下頁表3顯示，2002—2008年和2014—2020年流通業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的趨同系數(shù)β1為負(fù)數(shù)，但沒有通過顯著性檢驗。階段性時域1995—2001 年和全時域1995—2020年，趨同系數(shù)均為負(fù)，并在1%的水平下顯著，調(diào)整后的擬合優(yōu)度分別為0.83 和0.65，說明此階段性時域（1995—2001 年）和全時域（1995—2020 年）均存在顯著的絕對β趨同，趨同速度分別為9.78%和1.05%。

表3 流通業(yè)全要素生產(chǎn)率分時期的絕對β 收斂

受地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、基礎(chǔ)設(shè)施條件、市場化程度等因素影響，我國流通行業(yè)發(fā)展存在顯著區(qū)域差異。但鄰近區(qū)域的發(fā)展政策和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)相似，使得鄰近區(qū)域的發(fā)展能夠?qū)崿F(xiàn)一定程度的趨同。繼續(xù)采用式（12），分地區(qū)測算絕對β趨同和趨同速度。表4顯示，1995—2020年，東、中、西部及東北地區(qū)的β系數(shù)值分別為-0.0704、-0.0645、-0.0507和-0.0647，回歸系數(shù)都通過1%的顯著性檢驗，說明地區(qū)流通業(yè)全要素生產(chǎn)率增長度均存在顯著的趨同趨勢，趨同速度分別為5.72%、9.34%、8.69%和11.47%，東部地區(qū)的趨同速度相對較緩，地區(qū)收斂條件得到改善，地區(qū)流通業(yè)全要素生產(chǎn)率增長差異縮小。

表4 流通業(yè)全要素生產(chǎn)率分地區(qū)的絕對β 趨同

4 結(jié)論

本文選取1995—2020 年我國30 個省份的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，運用DEA-Malmquist指數(shù)法，對我國流通業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行動態(tài)考察，并將其二次分解以解析其影響因素，進(jìn)而對其做趨同檢驗求解我國流通業(yè)全要素生產(chǎn)率增長實現(xiàn)的均衡條件。結(jié)論如下：（1）我國流通業(yè)全要素生產(chǎn)率基本面穩(wěn)定向好但上攻乏力，整體趨勢先抑后揚呈波動微漲變化，大體分為三個發(fā)展階段，年均增速低于服務(wù)業(yè)平均水平。地區(qū)流通業(yè)全要素生產(chǎn)率增長分化嚴(yán)重，年均增長率差距顯著，不同地區(qū)的發(fā)展邏輯不同，東部地區(qū)對全國拉動效應(yīng)顯著，年均增速最快，中西部地區(qū)協(xié)同發(fā)展，兩者要么此消彼長，要么相輔相成，東北地區(qū)多次上攻正負(fù)分界線，年均負(fù)增長。（2）技術(shù)進(jìn)步是我國流通業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的主要動因，其在三個波峰拉動下持續(xù)快速增長，技術(shù)效率受低谷期影響下降顯著，多年呈持續(xù)負(fù)增長態(tài)勢，技術(shù)效率的負(fù)增長抵消了部分技術(shù)進(jìn)步的正增長效應(yīng)，全國純技術(shù)效率和規(guī)模效率持續(xù)惡化，二者對技術(shù)效率產(chǎn)生顯著負(fù)影響。地區(qū)技術(shù)進(jìn)步保持正增長，東部地區(qū)對全國拉動作用最大，中西部地區(qū)次之，東北地區(qū)的作用微乎其微。地區(qū)技術(shù)效率出現(xiàn)分化，除東部地區(qū)微幅增長外，其他地區(qū)均負(fù)增長。地區(qū)純技術(shù)效率都是負(fù)增長，東中部地區(qū)規(guī)模效率正增長，西部和東北地區(qū)的規(guī)模效率負(fù)增長。（3）我國流通業(yè)全要素生產(chǎn)率的變異系數(shù)呈兩階段特征，2005年以后出現(xiàn)顯著的σ趨同現(xiàn)象，全國差距逐漸縮小。區(qū)域流通業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的變異系數(shù)顯著分化，東部地區(qū)長期存在σ趨同，中部地區(qū)2016年以后出現(xiàn)σ趨同，2006—2009 年西部地區(qū)的σ趨同被破壞，東北地區(qū)的σ趨同不明顯。1995—2020 年區(qū)域流通業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長度存在絕對β趨同，前階段保持快速趨同速度，后階段趨同速度較緩，東部地區(qū)的趨同速度最緩慢。