【毕业学位论文】（Word原稿）中国省区经济效率实证研究及其影响因素分析-统计教育学

1 中国省区经济效率实证研究及其影响因素分析 南方医科大学 杨文 目录 摘 要 4 关键词 4 一、 介绍 背景 4 目的 5 文献回顾 5 二 、 数据 数据来源 6 变量选取 6 三 、 方法 型建立 数 6 型 7 多分类 归模型 8 型求解 数分解 10 型 12 分类 归模型 14 四 、 模型评价与讨论 优点与评价 18 不足与讨论 19 五 、 附录 考文献 据 1 20 2 据 2 26 3 摘要 ： 改革开放以来 ， 我 国 经济 蓬勃 发展 ，虽然我国经济总体实力在 不断 增强， 但 经济发展 仍然存 在 地区 差异 ， 并且 这种差异 呈现 不断 扩大 的 趋势，因此， 探寻产生我 国各省区之间经济发展水平差距的根源，对于构建和谐社会、 维持经济的健康持续 稳定 发展具有重要意义。 本文 通过中国统计年鉴找到 我国 30个省区 （因为数据不全西藏与港、澳、台不在此研究之列） 2001 2009年间的数据，运用 基于先从动态角度考察我国各省区 2001次，综合 分析 比较 2003 省市 相对效率，并 将相对效率值按值大小分为 4个等级 ， 构建 多分类 探讨各省区经济发展的影响因素，为树立科学发展观 ， 构建和谐社会提供理论指导 。 结果表明： 我国经济整体上呈现良好的 发展态势，但地域之间 发展仍然不平衡，东西部地区 效率 差异仍然很大 ；人口受教育程度、科技投入、社会保障投入 、外资投入 等因素对效率 促进 作用明显；各省市教育费用支出占财政支出比重以及第三产业规模对经济效率没有实质性影响。 关键字 ： 综合 效率 型 数 多分类 归 一、 介绍 景 随着 1978年中共十一届三中全会的召开，中国进入社会主义发展的 新时期。在邓小平理论的指导下，中国的经济发展取得举世瞩目的成就，国家综合国力得到了显著提高，人民生活水平有了很大改 善。我国经济不仅实现了长期、持续、快速增长，而且实现了平稳增长 。 1978年 ，我 国的 683亿美元，到 2010年猛增 至 30余年间增长了 20余倍，平均增速接近 10%， 2010年财政收入 83080亿元 ，年均 增速 20%左右 ， 全国城镇居民人均可支配收入 由 1978年的 343元 增至 2010年 19109元 ， 农民人均纯收入也 由 134元增加到 5919元 。由此可见， 中国经济发展 已进入 前所 未有的 “ 高速 ” 时代。 虽然我国经济整体发展态势良好，但地域发展不平衡日益突出，贫富差距也在不断拉大。 近年来，各省区经 济面貌虽然都有很大改观，增长速度都超过了前所未有的增长水平。但是 ，由于发展起点的差异和各地区经济增长的速度的不同， 我国经济的发展 已迈进 一个地域不平衡的轨道， 呈现东部相对发达，西部仍然落后的状况。 据国家统计局数据显示， 2010年 广东 、江苏、山东 别达到 40903亿元 和 而排名最后的三个省份分别是西藏、青海、宁夏， 1643亿元 ，相比之下， 者差距惊人的大。而从城镇居民人均可支配收入来看， 2010年最高的是上海为 31838元，最低甘 4 肃，仅为 13062元，两者相差 18776元。因此，我国经济区域间发展严重不平衡，各省区贫富差距不断拉大，这已成为我国在新时期的发展中要面临的的重要问题。 区域经济协调发展，是一个国家或地区总体经济健康稳定的必然要求，也是一个国家或地区社会稳定和谐的必要前提。 尽管国家提出并逐步实施旨在缩小中 西部欠发达地区与 东部沿海经济发达地区间差距的各项发展战略，但东 西部的地区经济发展差距仍在 扩大。 的 区域经济协调发展，是一个国家或地区总体经济健康稳定的必然要求，也是一个国家或地区社会稳定和谐的必要前提。 中国省区经济发展水平差距日益扩大的趋势已经对和谐社会的构建，以及经济的可持续发展产生了负面影响。目前中国处在社会主义发展新时期，尤其要注意在促进总体经济发展水平提高的同时，兼顾各区域的同时、同步发展，最大程度缩小区域经济发展的不平衡。要做到这一点，首 先要明确省区经济发展的差异，并寻找产生这种差异的根源。经济学理 论 早已证明，地区经济发展水平与相应的投入、产出密不可分，而衡量投入产出效果的指标有多种，其中效率测度是一种有效的方法。因此可以认为，中国各省区之间经济发展水平上的差距源于其利用可得资源禀赋获取最大化产出能力的差异，即效率的不同。而影响效率高低的因素又有多种，找出效率低下省区影响效率提高的因素，并对之进行改善才能逐步缩小各省区经济效率的差距，最终实现全社会经济的协调发展。基于这一目的，本文利用数据包络分析方法 (构建理论分析模型，并对中国 30个省市的经 济效率进 行了测度，进而对省区经济发展的效率差异及其影响因素进行了实证分析 。 献回顾 在区域经济效率的实证研究领域中 ， 张美恋 （ 2000） 利用投入要素的增长速度作为输入变量，用产出的增长速度作为输出变量对福建省经济增长的效率进行了测度；魏华、吕华成 （ 2005） 等利用 3 个输入指标， 4 个输出指标对广西城市经济发展的效率进行过测度。李军军，周利梅 （ 2007） 利用聚类分析的方法，对全国 31 个省份几年的经济综合竞争力进行了归类，进一步探索我国省域经济的综合竞争力的影响因素的内在规律，以期加强对省域经济综合竞争 力评价。楼海淼，孙秋碧 （ 2004） 利用因子分析对我国各省的经济活力进行评价和比较研究。李庆东，牛晶 （ 2010） 利用主成分分析，综合评价我国各省经济发展的创新能力。 运用 数据包络分析 (区域经济效率进行分析已经可以体现经济发展的技术进步和管理水平。 本文 是 建立在前人分析成果 与自我创新的基础上 ， 第一部分采用 数进行动态研究，得出中国 5 2001的经济效率变化，实证得出近 年来中国各省区经济发展的状况，第二部分用可变报酬的 分析各年各省区效率情况，并 按效率值大小分为 4 类，以此为因变量，以 受 教育程度，财政支出结构 、产业结构等 影响效率的因素为自变量， 构建多分类 归 模型，找出各省区效率不同的影响因素，实证分析 各省区经济发展差异的原因 ，为经济社会发展决策提供一些建议。 二、数据 据来源 本研究数据全部来自 2001 西藏和港澳台因为数据缺失而不在考察列 ）。 考虑到 为其他年份的参照， 用于 自2001国统计年鉴 ，计算 合 效率及 构建 自 2003国统计年鉴 。 量选取 在利用 数分解和 型 测算中国各省区经济发展效率时，我们借鉴并拓展 柯布 道格拉斯生产函数 ，投入变量选择资本、劳动力、能源，其中资本选择区域内 固定 资产总额 ，劳动力选择区域内的年末就业人数，能源选择区域内用电总量 ， 产出指标我们选择地区生产总值 示。 构建 多分类 归模型时，我们选用 型测算出的 综合效率 作为因变量 ， 取 各省人口 受教育程度 （各省大专以上学历人数占总人数比 重） 、 外商投资占固定资产的比重 、 第二产业 占 比重、第三产业占 比重以及科技、 医疗卫生、社会保障、教育等方面支出占财政支出比重等指标作为分析的 影响因素。 三 方法 型建立 数最初由 1953） 提出， et 1982） 首先将该指数应用于生产率变化的测算，此后与 et 1978） 建立的 论相结合，在生产率测算中的应用日益广泛。在实证分析中，研究者普遍采用 et 1994） 构建的基于 数。 产率指数主要具有三个方面的优点： （ 1） 不需要相关的价格信息，这对实证分析特别重要， 6 因为，一般情况下，相关投入和产出的数量数据比较容易得到，而要素价格等信息的获取通常比较困难，有时甚至不可能； （ 2） 适用于多个国家或地区跨时期的样本分析； （ 3） 可以进一步分解为技术效率变化指数和技术进步指数。 从 t 时期到 1t 时期，度量全要素生产率增长 的 数可以表示为： 2/1y,x(d)y,x(d)y,x(d)y,x(d)y,x,y,x(M （ 1） 式 （ 1） 中， )y,x( 1 和 )y,x( 别表示 （ 1t ） 时期和 t 时期的投入和产出向量； 1分别表示以 t 时期技术 参照，时期 t 和时期 （ 1t ） 的距离函数。 以 t 时期技术 参照，基于产出角度的 数可以表示为： )y,x(d/)y,x(d)y,x,y,x(M （ 2） 类似地，以 1t 时期技术 1为参照，基于产出角度的 数可以表示为： )y,x(d/)y,x(d)y,x,y,x(M （ 3） 为避免时期选择的随意性可能导致的差异，仿照 想指数的构造方法， et 1982） 用式（ 2） 和式 （ 3） 的几何平均值即 （ 1） 式，作为衡量从 t 时期到 1t 时期生产率变化的 数。该指数大于 1 时，表明从 t 时期到 1t 时期全要素生产率是增长的。 根据上述处理所得到的 数具有良好的性质，它可以分解为不变规模报酬假定下技术效率变化指数 （ 和技术进步指数 （ ，其分解过程如下： )y,x(d)y,x(d)Cy,x(d)y,x(d)y,x(d)y,x(d)x,y,x,y(M 2/1 （ 4） 其中技术效率变化指数还可进一步分解为纯技术效率指数 （ 和规模效率指数 （ 。 为了度量 产率指数，需要借助线性规划方法来计算有关投入和产出的各种距离函数。对于 t 时期到 1t 时期第 i 个省服务业全要素生产率的变化，需要计算如下四个基于 距离函数： 7 0 0 0 0 0 . 0 .ax)y,x(d m ax)y,x( 0 0 0 0 . 0 .ax)y,x(d m ax)y,x(i,111（ 5） 型 数据包络分析 (简称 著名运筹学家 相对效率 ” 概念为基础 ， 根据多指标投入和多指标产出对相同类型的单位 (行相对有效性或效益评价的一种新的系统分析方法 。 它是处理多目标决策问题的好方法 采用数学规划模型 ， 凡是处在生产效率前沿的 。 定其投入产出组合最有效率的 ， 将其值定是 1， 不在生产效率前沿被认定是无效率 ， 同时给定一个效率指 标 (大于 0， 小于 1)。 设某个决策单元 (一项生产活动中的输入向 量为12( , , . . . ) x x x， 输出向量为 12( , , . . . . ) y y y。 那么我们可以用 ( , )表示这个表示这个 个生产活动 . 现在有 n 个 (1 ) U j n， 输出向量分别为 : 1212( , , . . . ) 0 , 1 , 2 , . . ,( , , . . . ) 0 , 1 , 2 , . . . ,Tj j j m j j s jx x x x j ny y y y j n 而且 0 , 0 , 1 , 2 , . . . , ; 1 , 2 , . . . ,i j r jx y i m r s 每个决策元 8 11, 1 , 2 , . . . ,sT r r jj rj i j 1 2 1 2( , , . . . ) , ( , , . . . )v v v u u u u事先并没有给定输入 ， 输出向量的权向量的值 ， 然后在分析过程中根据规则来确定权向量的值 化 ， 即令 : 1 ,T ot t v t 上式线变成了如下线性规划 : 000m a x. . 0 , 1 , 2 , . . . ,()10 , 0t x y j 该线性规划的对偶规划为 0101m i n.()0 , 1 , 2 , . . t x xD j y 无 约 束应用线性 规划对偶理论 ， 我们可以通过对偶规划 (D)来判断0 多分类 归 3. 1. 3. 1 模型的基本形式 对于自变量是连续变量或计数型变量，且因变量每个取值的概率范围均为 0 1 的情况，都可以用归方法对因变量的概率取之建立回归模型。设因变量有 j 个取值水平，可以对其中的 1j 个水平，各做一个回归方程。 因变 量取第 i 个水平是的 归模型设为0 1l n ( )1i p ，这样，对于建立的每一个 9 型都将获得一组回归系数，如果因变量具有 3 种分类，就将获得两组非零的回归参数。 归模型的参数估计 对 归模型的参数估计采用最大似然法。 最大似然估计的基本思想是先建立似然函数（或对数似然函数），然后求使得似然函数达到最大的参数估计值。对于已有的样本，可建立 样本似然函数 11(1 ) P ，于是，样本的对数似然函数为1l n l n (1 ) l n (1 ) n i i i P Y P 。根据最大似然原理，应求使（对数）似然函数达到最大值的参数值，对 一阶导数并令其为 0，再用 代方法求解方程组，即可得出参数的最大似然估计值及其标准误。 归模型的假设检验 常用的检验方法有似然比检验 （ 和 验。 （ 1）似然比检验。似然比检验的基本思想是比较在两种不同假设条件下，对数似然函数值的差别大小。检验的零假设为两种条件下的对数似然函数值无显著差别，检验的具体步骤如下。 型，求对数似然函数值0 型，求新的对数似然函数值1 较两个对数似然函数值的差异，若两个模型分别包 含 l 个自变量和 P 个自变量，记似然比统计量 G 的计算公式为 ( ) ( )102 ( l n l n )。在零假设成立的条件下，当样本含量 n 较大时， G 统计量服从自由度为 v p l的 2 分布，如果只是对一个回归系数（或一个自变量）进行检验，则 v =1。 （ 2） 验。用 u 检验或 2 检验，推断各参数j是否为 0，其中 /b S， 2 ( / )， 型求解 解模型 在本文的分析中，我们把中国 2001 2009 年 30 个省市数据，运用 产力指数方法来估计中国全要素生产率的变动状况。 10 产力指数及其分解的指数可以分析经济产出单位效率的动态变化 。 省市产出的全要素生产率变化变化指数 (以分解为效率变动指数 (技术变动指数 ( 从中可以看出省市全要素生产率的变化是因为效率变动指数变化还是技术变动指数变 化 。 效率变动指数 (一步可以分解为纯技术效率变动 (规模效率变动 ( 通过这些指标可以考察各省市产出效率的变化原因 。 这些指标的共同特征如果当期的指标大于 1， 则说明当期比前期的更加有效率 。 利用软件 001指数均以 2001 年为基期且假定当期所有效率指数均为 1， 结果如表 1： 表 1 2001我国 产力变动指数 从表 1 可以看出， 2001，中国经济发展中，无论技术效率变动指数 (还是纯技术效率变动 (规模效率变动 (全要素生产效率 (平均值 大于 1，可以看出 虽然这几年中国经济发展效率略有波动，但整体上 朝着一个良性的方向发展。 2003全要素生产效率 (有波动，呈现了下降的趋势，说明经济发展放缓趋势。 技术进步指数 (几何平均值小于 1，说明我国经济发展过程中，需要注重技术方面的改进 ， 改变旧的生产方式， 深化现代的生产技术运用，才可以提高生产效率。 2001规模效率变动指数 (值为 规模效率略有增长，但涨幅不大 。 001 002 003 004 005 006 007 008 009 何平均 11 型 表 2 2003各省综合效率 地 区 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 安 徽 京 建 肃 东 西 州 南 北 南 龙江 北 南 林 苏 西 宁 蒙古 夏 海 东 西 西 海 川 津 疆 南 江 庆 12 2）， 20030个省区的 综合效率差别较为明显 ，其中最高的是北京、上海、广东，这三个地区在 2003， 说明这 3个地区 在这些年 为 其投入产出实现了最佳集约组合，即 规模收益不变，投入产出达到最优，也就是说在现有的技术水平下产出量无法再增加。 另外 海南在 2003与 2004年也达到 龙江也在 2003种情况我们可以通过提高技术水平、优化资源配置等措施来促使最优 效率边界外移，从而达到提高效率的目的。 其余各省各年的效率值均小于 1，表现为 可以通过增大或缩小规模和改进技术水平，使其达到更优的组合来提高效率。 从总体来看，东南沿海地区的省份效率 普遍较高， 广东 、 上海各年均为 1，天津、江苏、浙江 等地各年效率也 超过 主要 是 因为东南沿海地区经济发展比较早，开放程度比较高，经济活动的投入和产出都比较大 ， 市场化程度较高，经济发展各方面的机制已经趋于成熟，所 以其投入产出效率相对较 高 。 中部地区各省市 效率普遍处于中等 水平 ， 如山西、安徽 各年效率均在 些省份都具有良好的发展潜力，其相对投入产出水平较高，目前经济正处于快速发展阶段。 西部地区的省 份效率普遍偏低， 如宁夏各年效率值仅在 海也在 些省份大多由于 自然环境条件对开发的阻碍、产业结构不合理等众多因素，导致经济欠发达， 效率 较低 。 图 1 2003图 1清晰地显示出中国各省市 效率高低的分布情况，其中最高的北京、上海、广州为 1，而最低的青海效率仅为 者相差很大，这也证实了我国近年来在发展过程中存在着严重的地区不平衡现 13 象。因此，寻找地区间发展状况差异的原因，不断地推进改革措施，缩小地区间经济发展差异应该成为我国未来在发 展过程中的战略主题 。 分类 归模型 我们的数据包括 20030个省市自治区的数据（由于西藏数据不全，暂不考虑），共 210个样本，根据 型算出 210个效率值。为了更好地比较各个效率值之间的差异以及分析对该效率有影响的因素，我们将效率分成 4个等级（见表 3） ，并运用 件求解 ： 表 3 效率等级划分情况 其中各效率等级对应的样本量以及主要数据来源见表 4： 表 4 各等级效率的样本量以及主要数据来源 因为 型计算出的是相对效率 ， 所以在做 归分析时，我们也以等级相对较高的效率作为对照。于是我们分别以效率等级 1、效 率等级 2、效率等级 3为对照做了 3次 归。 表 6 归模型参数的似然比检验结果 效率等级（ 1 2 3 4 效率区间 ( 0, 所占百分比 主要数据来源 1 45 北京、广东、上海、天津等 2 54 浙江、江苏、吉林、山东、福建等 3 64 四川、重庆、河北、河南等 4 47 内蒙古、宁夏、青海等 总计 210 100% 效应 模型拟合标准 似然比检验 简化后的模型的 对数似然值 卡方 著水平 截距 教育程度 资比重 技支出比例 育费比例 疗卫生费比例 会保障比例 二产业 三产业 14 表 5 型拟合信息 表 7 以效率等级 1 为对照的 归分析结果 模型 模型拟合标准 似然比检验 对数似然值 卡方 著水平 仅截距 最终 4 e 因素 B 值 的 95 限 下限 2 受教育程度 外资比重 科技支出比例 5 教育费比例 5 医疗卫生费比例 9 2 社会保障比例 第二产业 第三产业 3 受教育程度 外资比重 技支出比例 3 教育费比例 5 医疗卫生费比例 7 1 社会保障 比例 二产业 9615314064 第三产业 受教育程度 外资比重 技支出比例 教育费比例 医疗卫生费比例 8 2 3 社会保障比例 第二产业 0 7 第三产业 2 15 无论以哪个等级的效率作为对照， 归模型的似然比检验结果都是一样的，如表 5 所示：P型是有效的，并且最终模型要比只含有截距项的模型要好。 似然比检验结果：外资比重、医疗卫生费比例、第二产业等指标有统计学意义，而其他指标均没有统计学意义，但这并不表示这些指标对效率没有影响，而有可能是因为这些指标 与效率之间不成线性关系造成。具 体哪些指标对效率有影响可以结合具体 的回归分析结果考虑。 由于效率等级 1和 2比较时的回归分析结果与 2和 1比较的回归分析结果实际上一样，所以为避免重复，在以效率等级 2为对照的回归分析中我们只列出了效率等级 3和 4的回归分析结果，而以效率等级 3为对照的回归分析中仅仅列出的效率等级为 4 的回归分析结果。由于这 3个 归分析结果表所 反映的信息是一致的，所以我们在这里一并列出，然后在后面统一解释。 表 8 以效率等级 2 为对照的 归分析结果 素 B 值 的 95 限 下限 3 受教育程度 7 外资比重 技支出比例 2 教育费比例 1 医疗卫生费比例 8 9 社会保障比例 第二产业 第三产业 7 4 受教育程度 2 外资比重 技支出比例 育费比例 医疗卫生费比例 8 1 社会保障比例 第二产业 7 3 第三产业 1 16 表 9 以效率等级 3 为对 照的 归分析结果 模型结果分析： 以在指标有统计学意义的前提下参数估计值小于 0（表中用红色标记），即表明该指标对该等级效率有促进作用；估计 值大于 0（表中用蓝色标记）表明该因素对该效率有抑制作用。 R 值远远小 于 1，而对效率有抑制作用的因素所对应的远远大 于 1，这说明这些因素的促进作用或抑制作用相当明显。至于为什么 会如此大或如此小？那是因为我们所选取的影响因素全部用的是比值， 而这个比值对应的具体财政数据有很大。 比如 表7中第 3级效率与第 1级效率比较时 外资占固定资产的比重 对效率有促进作用 ， 相应的 接近于 0，说明当其他因素不变而外资比重增加一个单位时第 1级效率的发生比远远高于第 3级效率的发生比。发生比如此大是由具体数据决定的。比如 2009 年四川的外资额为 元，所以当这个比重增加 1%，实际投入的外资额超过 100亿元，那它对效率的促进作用是非常明显的。这就是 有点“离谱”的原因。 归分析表中还有一个共同的现象：相邻两个等级的效率作比较时，有统计学意义的指标较少；等级差别较大的效率作比较时，有统计学意义