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    中國流通業(yè)全要素生產(chǎn)率測算及其趨同效應(yīng)檢驗

    2023-09-08 08:29:04吳新慧
    統(tǒng)計與決策 2023年16期
    關(guān)鍵詞:負(fù)增長流通業(yè)東北地區(qū)

    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。

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