時(shí)間：2023-08-02 16:37:44
導(dǎo)語：在經(jīng)濟(jì)增長的要素的撰寫旅程中，學(xué)習(xí)并吸收他人佳作的精髓是一條寶貴的路徑，好期刊匯集了九篇優(yōu)秀范文，愿這些內(nèi)容能夠啟發(fā)您的創(chuàng)作靈感，引領(lǐng)您探索更多的創(chuàng)作可能。
內(nèi)容摘要：本文以新古典經(jīng)濟(jì)增長理論為基礎(chǔ)，采用索洛增長方程，通過實(shí)證檢驗(yàn)來分析我國東、中、西部三大地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長受資本、勞動(dòng)、制度和要素集聚四個(gè)因素影響的差異情況，特別是研究要素集聚對(duì)不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)程度的差異性，以期對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展有所啟示。
關(guān)鍵詞：要素集聚 區(qū)域經(jīng)濟(jì) 經(jīng)濟(jì)增長 影響差異
研究理論框架
新古典經(jīng)濟(jì)增長理論認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長取決于要素投入，從而認(rèn)為資本、勞動(dòng)、技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長的主要源泉，它對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的研究是基于制度給定的理論假設(shè)來分析經(jīng)濟(jì)增長。但是對(duì)于制度轉(zhuǎn)型和市場化進(jìn)程中的中國經(jīng)濟(jì)增長而言，制度因素始終是一個(gè)無法忽視的重要因素。
研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展，離不開區(qū)域生產(chǎn)要素，而區(qū)域生產(chǎn)要素始終處于不斷的流動(dòng)之中，不斷流動(dòng)的生產(chǎn)要素總會(huì)在某個(gè)地區(qū)匯集形成要素集聚，或者說集聚意味著生產(chǎn)要素在一定空間上隨著時(shí)間的推移不斷集中。要素集聚就是各生產(chǎn)要素通過人類的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)集聚在某一特定區(qū)域，從而產(chǎn)生集聚效應(yīng)，促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，是推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的重要條件。
集聚經(jīng)濟(jì)不僅是發(fā)達(dá)國家和先進(jìn)地區(qū)競爭優(yōu)勢(shì)的重要源泉，更是欠發(fā)達(dá)區(qū)域?qū)崿F(xiàn)跨越式發(fā)展，追趕先進(jìn)國家和地區(qū)的有效戰(zhàn)略工具。由此看來，區(qū)域要素集聚已經(jīng)成為影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長差異的一個(gè)重要因素。
由此，本文把中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長影響因素概括為資本、勞動(dòng)、制度和綜合要素集聚水平。
模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明
經(jīng)濟(jì)增長因素的分析方法一般采用索洛增長方程。它的基本原理是從柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)出發(fā)，建立經(jīng)濟(jì)增長與各因素增長之間的數(shù)量關(guān)系。即：
Y = A (t) Kα LβIγG δ （1）
其中，Y代表總產(chǎn)出；K代表資本存量，指數(shù)α代表資本的產(chǎn)出彈性；L 代表勞動(dòng)投入，指數(shù)β代表勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性；I代表制度要素主成分，γ代表制度要素的產(chǎn)出彈性；G代表綜合要素集聚水平，δ代表要素集聚的產(chǎn)出彈性；A代表技術(shù)進(jìn)步，也稱效率系數(shù)，衡量現(xiàn)有技術(shù)的生產(chǎn)率，是一個(gè)大于0 的參數(shù)。
對(duì)（1）式取對(duì)數(shù)，轉(zhuǎn)化成多元線性回歸形式來求解，見下式：
如果指數(shù)α+β=1，則上式可簡化為以下形式：
將相應(yīng)數(shù)據(jù)代入，可得到各要素的產(chǎn)出彈性系數(shù)，再利用索洛剩余法進(jìn)行因素分析，從各個(gè)變量的相對(duì)變化來觀察經(jīng)濟(jì)增長與資本存量、勞動(dòng)投入、制度要素和要素集聚以及技術(shù)進(jìn)步之間的關(guān)系。
（1）式中各項(xiàng)指標(biāo)的內(nèi)涵與數(shù)據(jù)來源說明如下：
Y為總產(chǎn)出，即按可比價(jià)格計(jì)算的GDP；K為資本存量，即將各省資本形成總額按照其資本形成總額指數(shù)進(jìn)行價(jià)格換算（以1990年不變價(jià)格計(jì)算），然后將其按區(qū)域加總；L為勞動(dòng)投入，即歷年從業(yè)人員數(shù)。
I為制度要素。本文以非國有化率、市場化程度、市場化收入分配占GDP的比重和對(duì)外開放程度四個(gè)指標(biāo)的主成分作為制度要素。其中非國有化率主要體現(xiàn)在工業(yè)領(lǐng)域，即非國有工業(yè)的總產(chǎn)值（或增加值）與全部工業(yè)總產(chǎn)值（或增加值）的比值；市場化程度是全社會(huì)固定資產(chǎn)投資中利用外資、自籌投資和其他投資三項(xiàng)指標(biāo)的比重；市場化收入分配占GDP的比重，反映經(jīng)濟(jì)利益分配市場化份額的大小；對(duì)外開放程度用進(jìn)出口貿(mào)易總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值來度量。這些制度要素指標(biāo)的原始數(shù)據(jù)取自全國和各地區(qū)的統(tǒng)計(jì)年鑒和經(jīng)濟(jì)年鑒，然后根據(jù)各指標(biāo)的含義分別計(jì)算出各地區(qū)的數(shù)值，再利用SAS統(tǒng)計(jì)分析軟件分別求出各地區(qū)四個(gè)要素指標(biāo)的主成分，并將其作為各地區(qū)的制度要素。
G為綜合要素集聚水平，是在分別計(jì)算各地區(qū)資本要素集聚度、勞動(dòng)要素集聚度、技術(shù)要素集聚度和制度要素集聚度的基礎(chǔ)上，采用主成分分析法，利用SAS統(tǒng)計(jì)分析軟件，分別將各地區(qū)四個(gè)要素集聚度指標(biāo)換算為各地區(qū)的綜合要素集聚指標(biāo)。其中資本要素集聚度是根據(jù)資本存量指標(biāo)的業(yè)績指數(shù)（業(yè)績指數(shù)是某地區(qū)單位GDP所需要使用的資本量）、人均資本、地均資本三項(xiàng)指標(biāo)計(jì)算的主成分指標(biāo)；勞動(dòng)要素集聚度就是就業(yè)人口密度；技術(shù)要素集聚度是在將各地區(qū)科技活動(dòng)人員數(shù)、R&D經(jīng)費(fèi)支出、專利授權(quán)（公開）數(shù)三項(xiàng)指標(biāo)作為技術(shù)要素代表性指標(biāo)的基礎(chǔ)上，先分別計(jì)算三項(xiàng)指標(biāo)人均數(shù)的主成分和地均數(shù)的主成分，再用兩個(gè)主成分的幾何平均數(shù)作為該地區(qū)的技術(shù)要素集聚指標(biāo)；制度要素集聚度是在計(jì)算出各地區(qū)非國有化率、市場化程度、市場化收入分配占GDP的比重和對(duì)外開放程度的四個(gè)要素的人均主成分和地均主成分的基礎(chǔ)上，再用兩個(gè)主成分的幾何平均數(shù)作為該地區(qū)的制度要素集聚指標(biāo)。
本文對(duì)東中西部地區(qū)的劃分方法以“七五”計(jì)劃報(bào)告對(duì)中國大陸國土所作的戰(zhàn)略性劃分為根據(jù)，其中東部地區(qū)包括遼寧、河北、天津、北京、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、海南11個(gè)省和直轄市；中部地區(qū)包括黑龍江、吉林、山西、安徽、江西、湖南、湖北、河南8個(gè)??；西部地區(qū)包括新疆、、寧夏、陜西、甘肅、貴州、青海、云南、四川、重慶、內(nèi)蒙古、廣西12個(gè)省、直轄市、自治區(qū)。
計(jì)量檢驗(yàn)與結(jié)果分析
根據(jù)三個(gè)地區(qū)的劃分，文章采用1990-2009年的面板數(shù)據(jù)，分別研究各地區(qū)資本存量、勞動(dòng)力變化、制度因素和要素集聚對(duì)GDP增長的影響，特別對(duì)要素集聚對(duì)GDP的影響程度和貢獻(xiàn)度在地區(qū)上的差異性進(jìn)行深入解析。
在各地區(qū)面板數(shù)據(jù)的分析中，以LnGDP為被解釋變量，LnK、LnL、LnI、LnG為解釋變量，首先進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，以說明各變量與GDP之間的可解釋性，然后進(jìn)行加權(quán)最小二乘法估計(jì)，以得到各地區(qū)的回歸方程。
各地區(qū)的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。
由表1檢驗(yàn)結(jié)果可看出，各地區(qū)的資本存量、勞動(dòng)力因素、制度因素和要素集聚都是GDP的解釋變量。
利用Eviews 3.1對(duì)回歸方程（3）進(jìn)行回歸計(jì)算，分別得到東中西部各地區(qū)的回歸方程。
東部地區(qū)回歸方程為：
根據(jù)上述回歸方程的計(jì)算結(jié)果可看出，要素集聚對(duì)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響程度是不同的。首先從產(chǎn)出彈性來看：東部地區(qū)最大，達(dá)到0.1864；而西部地區(qū)最小，只有0.0568，東部地區(qū)是西部地區(qū)的3.3倍，表明東、西部地區(qū)的要素集聚水平和集聚能力差距很大。其次從對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度來看：各區(qū)域要素集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)度情況，見表2。
從表2中的數(shù)據(jù)可直觀判斷，東部地區(qū)的要素集聚貢獻(xiàn)度明顯高于中西部地區(qū)，而中部地區(qū)又高于西部地區(qū)。
第一，三個(gè)地區(qū)的要素集聚貢獻(xiàn)度都呈不斷上升態(tài)勢(shì)，其中東部年均增長2.8%，中部年均增長3.2%，西部年均增長4.5%。西部地區(qū)的增長程度最大，這主要是因?yàn)槲鞑康貐^(qū)在國家實(shí)施西部大開發(fā)戰(zhàn)略以后，生產(chǎn)要素投入迅速增加，要素集聚水平快速提高，從而使近年的要素集聚貢獻(xiàn)度迅速增長，說明要素集聚對(duì)該區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響越來越重要。
第二，東部地區(qū)要素集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響大于中西部地區(qū)，1990-1999年間，東部地區(qū)分別高于中西部3.82個(gè)百分點(diǎn)和7.45個(gè)百分點(diǎn)；從2000-2009年水平來看，東部地區(qū)分別高于中西部4.95個(gè)百分點(diǎn)和6.39個(gè)百分點(diǎn)。說明東部地區(qū)憑借其優(yōu)越的地理位置和更加開放的市場環(huán)境集聚了更多先進(jìn)的生產(chǎn)要素，而且與中部地區(qū)要素集聚水平的差距越來越大，但與西部地區(qū)要素集聚水平的差距有縮小趨勢(shì)。
第三，中部地區(qū)要素集聚貢獻(xiàn)度大于西部地區(qū)，但西部地區(qū)要素集聚貢獻(xiàn)度的增長速度快于中部地區(qū)。在1990-1999年，中部地區(qū)的貢獻(xiàn)度高于西部3.63個(gè)百分點(diǎn)；但在2000-2009年，中部地區(qū)的貢獻(xiàn)度只略高于西部地區(qū)1.44個(gè)百分點(diǎn)。說明西部地區(qū)的要素集聚水平正在迅速提高，其對(duì)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度也在不斷提高。
結(jié)論
本文以新古典經(jīng)濟(jì)增長理論為基礎(chǔ)，采用索洛增長方程，通過實(shí)證檢驗(yàn)來分析我國東、中、西部三大地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長受資本、勞動(dòng)、制度和要素集聚四個(gè)因素影響的差異情況，特別是研究要素集聚對(duì)不同區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)程度的差異性。從分析結(jié)果不難看出，要素集聚對(duì)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長都產(chǎn)生重要影響，尤其是在東部地區(qū)，要素集聚的作用更加明顯，要素集聚對(duì)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)已經(jīng)超過20%。即便是在中、西部地區(qū)，要素集聚的貢獻(xiàn)程度也已達(dá)到15%左右，這充分說明要素集聚已經(jīng)成為影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素。從各地區(qū)的要素集聚對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響程度來看，東部地區(qū)遠(yuǎn)大于中、西部地區(qū)，說明東部地區(qū)憑借其優(yōu)越的地理位置、良好的發(fā)展基礎(chǔ)和更加開放的市場環(huán)境集聚了更多先進(jìn)的生產(chǎn)要素，這也是東部地區(qū)獲得快速增長和發(fā)展的關(guān)鍵所在。
參考文獻(xiàn)：
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［關(guān)鍵詞］經(jīng)濟(jì)增長 要素投入 新古典經(jīng)濟(jì)增長模型
一、理論框架
經(jīng)濟(jì)增長的要素投入問題一直被學(xué)者們認(rèn)為是解開增長之謎的重要突破口之一，長期以來，國內(nèi)外眾多研究經(jīng)濟(jì)增長問題的專家學(xué)者都在努力尋求中國三十幾年來保持高位增長速度的合理解釋。筆者試圖根據(jù)簡單明了的新古典經(jīng)濟(jì)增長模型，即索洛-米德模型，將經(jīng)濟(jì)增長率大致看成資本增長率，勞動(dòng)增長率和全要素生產(chǎn)率（索洛余項(xiàng)）三者的函數(shù)。關(guān)于全要素生產(chǎn)率，學(xué)術(shù)界有不同的定義標(biāo)準(zhǔn)，筆者將全要素生產(chǎn)率理解為除資本和勞動(dòng)兩要素之外的其他諸多影響經(jīng)濟(jì)增長的要素集合體，包括人力資本，結(jié)構(gòu)優(yōu)化，制度創(chuàng)新，技術(shù)演進(jìn)，規(guī)模經(jīng)濟(jì)等等。
二、資本要素投入分析
國內(nèi)外大量的實(shí)證研究和測(cè)算結(jié)果表明，改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)增長至關(guān)重要的引擎是資本要素（這里指物質(zhì)資本）投入。援引李京文等（1993）的測(cè)算結(jié)果，1978到1990年期間，經(jīng)濟(jì)平均增長率是8.35%。其中，資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率為50.9%；陳琳（2008）在對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長因素的測(cè)算分析結(jié)果中顯示，1978到2004年間，資本存量年平均增長率為10.1%，資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率為56.2%?？梢?，資本要素投入對(duì)gdp增長率的貢獻(xiàn)超過一半。這樣的結(jié)果如果用哈羅德-多馬模型，“貧困惡性循環(huán)理論”等來解釋的話，應(yīng)該是基本符合發(fā)展中國家工業(yè)化初期階段的一種增長方式。
然而，以克魯格曼為代表的國外經(jīng)濟(jì)學(xué)家和大批的國內(nèi)學(xué)者都對(duì)中國這樣的增長方式感到憂慮，認(rèn)為這樣的增長不具有可持續(xù)性。應(yīng)該看到，高水平的資本投入，特別是政府主導(dǎo)的固定資產(chǎn)投資，首先，是造成了經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，特別是供求結(jié)構(gòu)的失衡。持續(xù)不斷地資本刺激已經(jīng)造成了某些行業(yè)相當(dāng)程度上的產(chǎn)能過剩，而國內(nèi)消費(fèi)又不能完全吸收，這樣就造成大量資源浪費(fèi)和結(jié)構(gòu)失衡。其次，產(chǎn)能過剩需要有一個(gè)釋放的渠道，這樣就可能引致對(duì)外出口路徑依賴的強(qiáng)化，使金融危機(jī)以來日益激烈的貿(mào)易摩擦更加白熱化。再次，大量以貨幣或者信貸形式投入到實(shí)體經(jīng)濟(jì)中的物質(zhì)資本，很可能成為通貨膨脹的誘因之一，加劇物價(jià)上漲的壓力。最后，高水平，強(qiáng)力度的資本要素投入，也會(huì)使得國家宏觀調(diào)控經(jīng)濟(jì)的調(diào)控范圍逐漸縮小，力度逐漸減弱，最后使政策失效的可能性加大。因?yàn)楫?dāng)大量的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和其他大型投資趨于飽和時(shí)，政府的投資渠道就會(huì)銳減，此時(shí)利用投資拉動(dòng)的政策效應(yīng)就受到限制。
三、勞動(dòng)力要素投入分析
以林毅夫?yàn)榇淼膶W(xué)者提出經(jīng)濟(jì)增長的比較優(yōu)勢(shì)理論，認(rèn)為要素投入要充分利用要素稟賦本身的比較優(yōu)勢(shì)。中國是一個(gè)勞動(dòng)力相對(duì)過剩的國家，相對(duì)低廉的勞動(dòng)力價(jià)格相對(duì)資本和其他要素來說是一大優(yōu)勢(shì)，大力發(fā)展勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，不僅可以有效推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，而且也可以吸納剩余勞動(dòng)力，促進(jìn)充分就業(yè)，維護(hù)社會(huì)穩(wěn)定。
事實(shí)上，根據(jù)馬克思剩余價(jià)值論，勞動(dòng)力作為一種特殊的商品，在增加產(chǎn)出方面的作用當(dāng)然不可小視。綜合多位學(xué)者的測(cè)算結(jié)果，改革開放以來，勞動(dòng)力要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率在18-20%左右，僅次于資本要素，是第二大貢獻(xiàn)主體。 當(dāng)然，若以勞動(dòng)力要素的投入為主，這種增長也是不可持續(xù)的。
其一是勞動(dòng)力成本在近年來有逐漸提高的趨勢(shì)，人口紅利趨于消失。這主要源于中國老齡化加劇和人口出生率持續(xù)處在較低水平，使勞動(dòng)力供給出現(xiàn)缺口。
其二，以勞動(dòng)力要素投入為主的一個(gè)基本前提是必須有源源不斷的勞動(dòng)力供給，但是劉易斯關(guān)于發(fā)展中國家勞動(dòng)力無限供給的假定在當(dāng)前的中國開始受到質(zhì)疑。
四、全要素生產(chǎn)率與經(jīng)濟(jì)增長
由索洛-米德模型可知，全要素生產(chǎn)率實(shí)際上是產(chǎn)出增長率扣除資本和勞動(dòng)要素增長率之后的余項(xiàng)，是要素投入所不能解釋的部分。在中國，這一部分對(duì)產(chǎn)出增長率的貢獻(xiàn)相對(duì)要素投入貢獻(xiàn)要小得多。大量實(shí)證研究表明，改革開放以來，中國全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率大約在30-34%之間，與發(fā)達(dá)國家40-50%的水平相比，還有比較大的差距。
全要素生產(chǎn)率對(duì)產(chǎn)出增長的重要性不言而喻。21世紀(jì)國與國之間的競爭是科技的競爭，人才的競爭，要素優(yōu)化配置能力的競爭。而這些因素，正是全要素生產(chǎn)率的重要組成部分。只有通過大幅度提高全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)力，才能是經(jīng)濟(jì)增長保持持續(xù)性和高增長。而提高全要素生產(chǎn)率，必須促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)型。
具體措施如下：
第一，堅(jiān)持科教興國和人才強(qiáng)國的戰(zhàn)略，大力發(fā)展科技，教育，提高勞動(dòng)者的素質(zhì)和技能。由于技術(shù)和人力資本都具有外部性和溢出效應(yīng)，引進(jìn)先進(jìn)技術(shù)有利于提高本國的總體科技水平，一個(gè)較高素質(zhì)的群體會(huì)帶動(dòng)整個(gè)社會(huì)的進(jìn)步。
第二，必須深化經(jīng)濟(jì)體制改革，為經(jīng)濟(jì)增長提供一個(gè)良好的制度環(huán)境。中國改革開放以來的巨大變化無疑用事實(shí)證明了制度變革和制度優(yōu)化的重要作用，也堅(jiān)定了我們變革宏觀、微觀經(jīng)濟(jì)體制的決心。一個(gè)較優(yōu)的制度會(huì)使推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長各因素的潛能得到盡可能的釋放，從而是各要素得到更有效率的配置。
第三，由政府主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)向市場主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變。實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)型首先要從政府職能和角色的重新定位開始。改變政府主導(dǎo)投資拉動(dòng)的增長方式，由市場力量來配置各類資源，這樣才能實(shí)現(xiàn)加快轉(zhuǎn)型的目標(biāo)。
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關(guān)鍵詞：遼吉黑經(jīng)濟(jì)圈；Malmquist指數(shù)；全要素生產(chǎn)率；技術(shù)效率；規(guī)模效率
一、 引言
隨著經(jīng)濟(jì)全球化和世界經(jīng)濟(jì)一體化的發(fā)展，物流業(yè)已經(jīng)成為聯(lián)系生產(chǎn)和消費(fèi)的中心樞紐，在我國社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮著越來越重要的作用，物流業(yè)能夠吸納就業(yè)、促進(jìn)生產(chǎn)、拉動(dòng)消費(fèi)，并能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，加快經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變，進(jìn)而增強(qiáng)國民經(jīng)濟(jì)競爭力。為此，學(xué)術(shù)界展開了物流業(yè)全要素生產(chǎn)率相關(guān)問題的研究。自1953年瑞典經(jīng)濟(jì)學(xué)家和統(tǒng)計(jì)學(xué)家StenMalmquist率先提出了Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)以來該指數(shù)得到了廣泛的應(yīng)用。在我國谷彬（2008）將全要素生產(chǎn)率增長分解為技術(shù)進(jìn)步、技術(shù)效率改進(jìn)、配置效率改進(jìn)和規(guī)模效率改進(jìn)四個(gè)方面，測(cè)算了服務(wù)業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長構(gòu)成，認(rèn)為技術(shù)效率改進(jìn)是主導(dǎo)全要素生產(chǎn)率變化的核心因素。莊玉良等（2009）通過對(duì)我國物流業(yè)跨期動(dòng)態(tài)效率變化的Malmquist指數(shù)分析，認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步與創(chuàng)新是物流業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的主要原因。本文利用Malmquist指數(shù)對(duì)我國區(qū)域物流業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)算與分解，進(jìn)而對(duì)遼吉黑經(jīng)濟(jì)圈物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的“追趕效應(yīng)”與“增長效應(yīng)”與全國進(jìn)行對(duì)比分析。
二、 Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)模型原理與變量選取
Caves等（1982）將Malmquist指數(shù)與DEA理論相結(jié)合，利用Malmquist投入和產(chǎn)出距離函數(shù)定義了全要素生產(chǎn)率人，本文使用的Malmquist指數(shù)公式為：
Mt（xt，yt，xt+1，yt+1）=■
式中x和y分別表示投入和產(chǎn)出，這里測(cè)度了以t期為基期從t時(shí)期到t+1時(shí)期的全要素生產(chǎn)率的變化。也可以定義以t+1期為基期的條件下，從t時(shí)期到t+1時(shí)期的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)。由于兩種方式測(cè)算的Malmquist生產(chǎn)率值不一定相等，計(jì)算二者的幾何平均值來衡量兩時(shí)期間的生產(chǎn)率變化。該指數(shù)大于1表明從t時(shí)期到t+1時(shí)期全要素生產(chǎn)率是增長的；反之，表明生產(chǎn)率下降。全要素生產(chǎn)率可以分解為技術(shù)效率變化EFFCH（Technical Efficiency Change）和技術(shù)進(jìn)步TECHCH（Technical Change）。Mt（xt，yt，xt+1，yt+1）=EFFCH×TECHCH。技術(shù)效率的變化可以進(jìn)一步分解為純技術(shù)效率變化（PEFFCH，Pure Technical Efficiency Change）和規(guī)模效率變化（SECH，Scale Efficiency Change），即EFFCHCH=PEFFCH×SECH，其中PEFFCH>1表示純技術(shù)效率改善；反之，則表示純技術(shù)效率不存在改善。SECH>1表示決策單位的規(guī)模效率提高，趨向于最佳規(guī)模，反之，表示規(guī)模報(bào)酬下降。也即Malmquist指數(shù)可以分解為M=EFFCH×TECHCH=PEFFCH×SECH×TECHCH，式中 EFFCH是規(guī)模報(bào)酬不變（CRS）且要素可自由處置條件下的效率變化指數(shù)，它測(cè)度了從t時(shí)期到t+1時(shí)期的決策評(píng)價(jià)單元到最佳生產(chǎn)可能性邊界的追趕程度，稱為“追趕效應(yīng)”。EFFCH大于1表明決策評(píng)價(jià)單元更接近生產(chǎn)前沿，相對(duì)技術(shù)效率有所提升；TECHCH為技術(shù)進(jìn)步變化指數(shù)，測(cè)度了技術(shù)邊界從t時(shí)期到t+1時(shí)期的移動(dòng)，稱為“增長效應(yīng)”，TECHCH大于1說明出現(xiàn)了技術(shù)進(jìn)步或技術(shù)創(chuàng)新，生產(chǎn)前沿面向上移動(dòng)。
本文選取我國30個(gè)省市（鑒于早期重慶數(shù)據(jù)不完整，將其并入四川省來考慮）1991~2010年的物流業(yè)數(shù)據(jù)，選取固定資產(chǎn)投資和物流業(yè)的從業(yè)人數(shù)兩個(gè)投入要素變量，采用物流業(yè)的增加值作為產(chǎn)出指標(biāo)，主要衡量物流業(yè)產(chǎn)出的總量規(guī)模。具體數(shù)據(jù)來源于各年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。為了將遼吉黑物流業(yè)與區(qū)物流業(yè)的發(fā)展變化進(jìn)行比較，本文將分1991年~2000年和2000年~2010年兩階段對(duì)我國區(qū)域物流業(yè)Malmquist指數(shù)進(jìn)行測(cè)算，并與1991年~2010年測(cè)算的結(jié)果進(jìn)行比較。
三、 基于Malmquist指數(shù)的遼吉黑物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的追趕效應(yīng)與增長效應(yīng)分析
應(yīng)用軟件Deaper2.1可以將全要素生產(chǎn)率（TFPCH） 分解為技術(shù)效率變化指數(shù)（EFFCH）和技術(shù)進(jìn)步指數(shù) （TECHCH），其中前者衡量決策單位生產(chǎn)靠近當(dāng)期生產(chǎn)前沿邊界的程度，稱為“追趕效應(yīng)”；后者衡量生產(chǎn)前沿邊界的移動(dòng)程度，稱為“增長效應(yīng)”；并將技術(shù)效率變化指數(shù) （EFFCH）分解為純技術(shù)效率變動(dòng)（PECH）和規(guī)模效率變動(dòng) （SECH）。為便于對(duì)比分析，本文將1991年~2010年物流業(yè)數(shù)據(jù)劃分為1991年~2010年、1991年~2000年和2000年~2010年三個(gè)區(qū)段進(jìn)行測(cè)算分析，計(jì)算結(jié)果如表1所示。
表1給出了1991~2010年我國區(qū)及全國物流業(yè)全要素生產(chǎn)率指數(shù)的均值，這一階段全國物流業(yè)的全要素生產(chǎn)率均值略小于1，技術(shù)效率增長率為-0.8%，技術(shù)進(jìn)步增長率為0.4%，負(fù)向的“追趕效應(yīng)”大于正向的“增長效應(yīng)”，導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率呈負(fù)向增長。在區(qū)中東部沿海、北部沿海、西北地區(qū)和南部沿海四個(gè)區(qū)域物流業(yè)的全要素生產(chǎn)率呈正向增長，其他區(qū)域呈負(fù)向增長。東北地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率均值低于全國平均水平，且在區(qū)中效率水平最低。在技術(shù)效率方面，東北地區(qū)技術(shù)效率變化的均值在區(qū)位于下游水平，略高于南部沿海和西南地區(qū)，其中純技術(shù)效率變化均值略高于南部沿海和西南地區(qū)，排在區(qū)的第六位；規(guī)模效率變動(dòng)均值與西南地區(qū)相同，在區(qū)中位列第五位，純技術(shù)效率和規(guī)模效率均值均小于1，并且小于全國均值，這說明東北地區(qū)的物流業(yè)內(nèi)部管理水平和產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)模都相對(duì)有限，有待于進(jìn)一步提高。從技術(shù)進(jìn)步方面看，東北地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步增長率為負(fù)值，且遠(yuǎn)低于全國平均水平，技術(shù)進(jìn)步的嚴(yán)重滯后是阻礙東北地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的關(guān)鍵因素。從東北地區(qū)內(nèi)部情況來看，黑龍江省物流業(yè)的全要素生產(chǎn)率、技術(shù)效率和純技術(shù)效率三項(xiàng)效率值均高于遼寧省和吉林??；遼寧省物流業(yè)的技術(shù)進(jìn)步變化指數(shù)和規(guī)模效率指數(shù)均高于黑龍江省和吉林省。除遼寧省的規(guī)模效率變化指數(shù)實(shí)現(xiàn)正向增長外，其他效率值都小于1，處于負(fù)向增長狀態(tài)，而且技術(shù)效率變化指數(shù)均高于技術(shù)進(jìn)步變化指數(shù)。這說明遼吉黑經(jīng)濟(jì)圈物流業(yè)整體發(fā)展水平較低，而且技術(shù)進(jìn)步水平較低是阻礙東北三省物流業(yè)發(fā)展的瓶頸因素。
由表1測(cè)算結(jié)果還可以看出，1991年~2000年全國物流業(yè)全要素生產(chǎn)率整體水平呈下滑狀態(tài)，而且遼吉黑經(jīng)濟(jì)圈全要素生產(chǎn)率下降幅度明顯大于全國平均水平。具體來說，全國全要素生產(chǎn)率平均增長率為-7.7%，技術(shù)效率平均增長率為-3.2%，技術(shù)進(jìn)步平均增長率為-4.7%，這表明技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步分別具有負(fù)向的“追趕效應(yīng)”和“增長效應(yīng)”，兩者共同作用導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率出現(xiàn)負(fù)向增長。技術(shù)效率變動(dòng)亦可分解為純技術(shù)效率變動(dòng)和規(guī)模效率變動(dòng)，全國物流業(yè)的純技術(shù)效率和規(guī)模效率平均增長率分別為-2.1%和-1.1%，兩者都對(duì)技術(shù)效率水平造成負(fù)向影響。與此同時(shí)，東北地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率平均增長率為-9.7%，低于全國相應(yīng)水平，技術(shù)效率變化均值為1.006，高于全國平均水平。其中純技術(shù)效率和規(guī)模效率平均增長率分別為-0.2%和0.8%，負(fù)向的純技術(shù)效率和正向的規(guī)模效率共同作用導(dǎo)致物流業(yè)技術(shù)效率增長率實(shí)現(xiàn)正向增長。技術(shù)進(jìn)步變化均值為0.898，低于全國平均水平。這說明與全國物流業(yè)發(fā)展?fàn)顩r相同，遼吉黑經(jīng)濟(jì)圈物流業(yè)全要素生產(chǎn)率水平的障礙主要是技術(shù)進(jìn)步水平較低。
在區(qū)中除南部沿海地區(qū)外，包括東北地區(qū)在內(nèi)的其他七個(gè)區(qū)域物流業(yè)均處于負(fù)向增長狀態(tài)，其中東北地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率均值在區(qū)中處于第六位，高于黃河中游地區(qū)和西南地區(qū)。從技術(shù)進(jìn)步變化指數(shù)來看，我國物流業(yè)“增長效應(yīng)”表現(xiàn)最為顯著的是南部沿海地區(qū)，技術(shù)進(jìn)步變化指數(shù)為1.090，其他地區(qū)均小于1，東北地區(qū)和黃河中游表現(xiàn)最差，均為0.898。從技術(shù)效率變化指數(shù)來看，東北地區(qū)的“追趕效應(yīng)”較為顯著，技術(shù)效率變化指數(shù)大于1，位于區(qū)之首。從東北地區(qū)內(nèi)部情況來看，遼吉黑三省全要素生產(chǎn)率和技術(shù)進(jìn)步變化指數(shù)均呈負(fù)向增長，吉林省和黑龍江省物流業(yè)技術(shù)效率實(shí)現(xiàn)了正向增長，遼寧省技術(shù)效率呈負(fù)向增長，其中吉林省的純技術(shù)效率增長率為0.8%，規(guī)模效率值為1，黑龍江省的純技術(shù)效率和規(guī)模效率的增長率分別為2.5%和0.8%，遼寧省純技術(shù)效率和規(guī)模效率的增長率分別為-3.8%和1.5%，這說明遼寧省物流業(yè)內(nèi)部管理水平有待提高。從以上分析可以看出，1991年~2000年技術(shù)進(jìn)步水平滯后是阻礙遼吉黑經(jīng)濟(jì)圈整體及各省物流業(yè)全要素生產(chǎn)率水平提升的主要因素，為此，在今后物流業(yè)的發(fā)展應(yīng)加大物流業(yè)技術(shù)研發(fā)投入力度，逐步提高東北地區(qū)物流業(yè)的技術(shù)進(jìn)步水平。
對(duì)比表1中1991年~2010年和1991年~2000兩時(shí)間區(qū)間東北地區(qū)和全國的物流業(yè)全要素生產(chǎn)率均表現(xiàn)為負(fù)向增長，與1991年~2010年物流業(yè)整體發(fā)展情況相比，1991年~2000年全國和東北地區(qū)的全要素生產(chǎn)率均值相對(duì)較低，這說明1991年~2010年全國和東北地區(qū)物流業(yè)發(fā)展水平始終不高，而且2000年~2010年全國和東北地區(qū)物流業(yè)發(fā)展水平要高于1991年~2010年。
由表1的測(cè)算結(jié)果可知，2000年~2010年全國物流業(yè)呈現(xiàn)較快的發(fā)展，全要素生產(chǎn)率呈正向增長狀態(tài)，但遼吉黑經(jīng)濟(jì)圈的全要素生產(chǎn)率仍呈負(fù)向增長態(tài)勢(shì)。具體地講，全國全要素生產(chǎn)率平均增長率為6.7%，技術(shù)效率增長率為1.4%，技術(shù)進(jìn)步增長率為5.2%，其中純技術(shù)效率和規(guī)模效率的增長率分別為-0.2%和1.6%，正向的規(guī)模效應(yīng)大于負(fù)向純技術(shù)效率作用，在二者共同作用下技術(shù)效率水平呈現(xiàn)上升趨勢(shì)?？梢姡谌珖锪鳂I(yè)正向的“追趕效應(yīng)”和“增長效應(yīng)”共同作用下，全國物流業(yè)全要素生產(chǎn)率實(shí)現(xiàn)了正向增長。與此同時(shí)，東北地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率增長率為-6.9%，技術(shù)效率增長率和技術(shù)進(jìn)步增長率分別為-4.2% 和-2.9%，其中純技術(shù)效率變動(dòng)增長率為-4.5%，規(guī)模效率變動(dòng)增長率為0.4%，負(fù)向的“追趕效應(yīng)”和“增長效應(yīng)”共同作用導(dǎo)致遼吉黑經(jīng)濟(jì)圈物流業(yè)呈負(fù)向增長態(tài)勢(shì)。
在區(qū)中僅東北地區(qū)的全要素生產(chǎn)率均值為0.931，其他地區(qū)的全要素生產(chǎn)率均呈正向增長，其中東部沿海全要素生產(chǎn)率水平最高，平均增長率為11.3%；東北地區(qū)的技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步增長率分別為-4.2%和-2.9%，其中純技術(shù)效率和規(guī)模效率增長分別為-4.5%和0.4%。東北地區(qū)的技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步水平在區(qū)中均處于最低水平，負(fù)向的“追趕效應(yīng)”和“增長效應(yīng)”共同作用導(dǎo)致東北地區(qū)全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)負(fù)向增長。從東北地區(qū)內(nèi)部情況來看，遼吉黑三省的全要素生產(chǎn)率、技術(shù)效率變化指數(shù)、技術(shù)進(jìn)步變化指數(shù)和純技術(shù)效率值均小于1，遼寧省和黑龍江省的規(guī)模效率水平有所提高，吉林省的規(guī)模效率水平出現(xiàn)下降，可見東北三省物流業(yè)發(fā)展情況都相對(duì)較差，各項(xiàng)效率值均低于全國平均水平。
對(duì)比表1中1991年~2000年和2000年~2010年我國物流業(yè)各項(xiàng)效率水平均得到大幅度提高，全要素生產(chǎn)率平均增長率由-7.7%增加到6.7%。相比全國總體水平，遼吉黑經(jīng)濟(jì)圈綜合要素生產(chǎn)率均值增幅較小，由-0.97%增加到-0.69%，其中技術(shù)效率水平出現(xiàn)下降，技術(shù)進(jìn)步水平有所提高，但三項(xiàng)效率值均小于1，即處于負(fù)向增長狀態(tài)。
從表1中可以看出，與1991年~2010年全國物流業(yè)總體發(fā)展水平相比，2000年~2010年間全國物流業(yè)的全要素生產(chǎn)率均值相對(duì)較高，其中全要素生產(chǎn)率增加0.071，技術(shù)效率變化均值增加0.022，技術(shù)進(jìn)步變化均值增加0.048。可見全國物流業(yè)全要素生產(chǎn)率水平在逐步提升。與全國物流業(yè)效率水平的變動(dòng)情況相比，東北地區(qū)2000年~2010年與1991年~2010年兩個(gè)時(shí)間區(qū)間各項(xiàng)效率均值變動(dòng)較少，這表明遼吉黑經(jīng)濟(jì)圈物流業(yè)相比全國總體水平發(fā)展比較緩慢，效率水平相對(duì)較低，應(yīng)當(dāng)通過提高技術(shù)效率形成的追趕效應(yīng)和技術(shù)進(jìn)步引發(fā)的增長效應(yīng)共同加速全要素生產(chǎn)率水平的提升。
四、 結(jié)論
本文分別對(duì)1991年~2010年間以及1991年~2000年和2000年~2010年兩個(gè)階段我國區(qū)物流業(yè)的Malmquist指數(shù)進(jìn)行了測(cè)算和分解，并將遼吉黑經(jīng)濟(jì)圈物流業(yè)全要素生產(chǎn)率與其他區(qū)域進(jìn)行了對(duì)比分析。結(jié)果表明：（1）1991年~2010年全國全要素生產(chǎn)率呈負(fù)向增長態(tài)勢(shì)，負(fù)向的“追趕效應(yīng)”大于正向的“增長效應(yīng)”，從而導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率出現(xiàn)負(fù)向增長。遼吉黑經(jīng)濟(jì)圈物流業(yè)各項(xiàng)效率均值均低于全國平均水平，由于負(fù)向的“追趕效應(yīng)”和“增長效應(yīng)”共同導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)負(fù)向增長，而且技術(shù)進(jìn)步的嚴(yán)重滯后是阻礙東北地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的主要因素。這說明遼吉黑經(jīng)濟(jì)圈物流業(yè)整體發(fā)展水平較低，提升技術(shù)進(jìn)步水平是促進(jìn)遼吉黑經(jīng)濟(jì)圈物流業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵。（2）1991年~2000年全國物流業(yè)總體發(fā)展比較緩慢，僅南部沿海實(shí)現(xiàn)了物流業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向增長。遼吉黑經(jīng)濟(jì)圈物流業(yè)全要素生產(chǎn)增長率低于全國平均水平，技術(shù)進(jìn)步水平滯后是阻礙遼吉黑經(jīng)濟(jì)圈整體及各省物流業(yè)全要素生產(chǎn)率水平提升的關(guān)鍵因素，因此，應(yīng)不斷加大物流業(yè)技術(shù)研發(fā)力度，使得技術(shù)進(jìn)步形成的“增長效率”由負(fù)向影響轉(zhuǎn)變?yōu)檎蛴绊懀瑥亩行岣呷厣a(chǎn)率水平。（3）2000年~2010年我國物流業(yè)得到較快發(fā)展，正向的“增長效應(yīng)”與“追趕效應(yīng)”共同促進(jìn)了全國物流業(yè)全要素生產(chǎn)率水平的快速提高。遼吉黑經(jīng)濟(jì)圈物流業(yè)全要素生產(chǎn)率仍然小于1，而其他七大區(qū)域物流業(yè)全要素生產(chǎn)率均實(shí)現(xiàn)正向增長。負(fù)向的“追趕效應(yīng)”和“增長效應(yīng)”共同導(dǎo)致2000年~2010年東北地區(qū)物流業(yè)全要素生產(chǎn)率出現(xiàn)負(fù)向增長?？梢?000年~2010年阻礙東北地區(qū)物流業(yè)發(fā)展的要素同時(shí)包括技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步，因此，應(yīng)當(dāng)在繼續(xù)推進(jìn)產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步基礎(chǔ)上，通過提高物流業(yè)內(nèi)部管理水平和產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)模促進(jìn)物流業(yè)生產(chǎn)效率的進(jìn)步。
綜合以上分析可以看出，1991年~2010年遼吉黑經(jīng)濟(jì)圈物流業(yè)發(fā)展水平在區(qū)中始終處于中下游，低于全國總體水平且進(jìn)步較慢。在1991年~2000年間技術(shù)進(jìn)步水平低下是阻礙物流業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵因素；在2000年~2010年間技術(shù)效率水平低下和技術(shù)進(jìn)步滯后是物流業(yè)全要素生產(chǎn)率水平不斷下滑的決定因素，因此，大力推進(jìn)物流業(yè)技術(shù)研發(fā)與創(chuàng)新從而提高“增長效應(yīng)”是提高東北地區(qū)物流業(yè)發(fā)展水平的主要措施，同時(shí)，應(yīng)該調(diào)整物流業(yè)投資的行業(yè)分布，優(yōu)化整合物流業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)，加大“追趕”力度，從提升運(yùn)營管理水平和規(guī)模報(bào)酬兩方面入手提高物流業(yè)綜合技術(shù)效率水平。
參考文獻(xiàn)：
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基金項(xiàng)目：國家社科基金項(xiàng)目資助（項(xiàng)目號(hào)：10BJL041）；教育部人文社會(huì)科學(xué)研究規(guī)劃基金項(xiàng)目資助（項(xiàng)目號(hào)： 08JA790054）。
關(guān)鍵詞：制度變遷經(jīng)濟(jì)增長人工神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)全要素生產(chǎn)率
1引言
經(jīng)濟(jì)增長理論是宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的重要組成部分，經(jīng)濟(jì)增長的源泉一直是宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的核心問題。新古典增長理論認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長的核心因素是物質(zhì)資本、人力資本、勞動(dòng)力和技術(shù)。而制度-經(jīng)濟(jì)增長理論認(rèn)為物質(zhì)資本、人力資本、勞動(dòng)力和技術(shù)的增長本身就是經(jīng)濟(jì)增長的一部分，而不是引起經(jīng)濟(jì)增長的根本原因。有效率的制度和經(jīng)濟(jì)組織才是各種生產(chǎn)要素投入增長以及總體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出增長的關(guān)鍵。因?yàn)橛行实慕M織和制度可以確立和界定人們的權(quán)利，以形成合理的激勵(lì)與約束機(jī)制，使經(jīng)濟(jì)主體的利益目標(biāo)與與社會(huì)目標(biāo)接近，從而使各種資源得到有效率的配置，使人們努力地進(jìn)行創(chuàng)新、資本積累、教育投入以促進(jìn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)的形成，最后表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)的增長。在轉(zhuǎn)軌過程中，制度變遷和制度建設(shè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長顯得尤為重要。
自1978年改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)已經(jīng)歷了二十多年的高速增長。這種持續(xù)高速增長的一個(gè)核心因素就是改革開放導(dǎo)致的中國制度變革。然而，中國的制度變革如何及在何種程度上引起經(jīng)濟(jì)的增長？中國經(jīng)濟(jì)的這種增長能否持續(xù)下去？經(jīng)濟(jì)增長的潛力何在？這些都成為近年來經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的熱門問題。對(duì)這些問題的研究是中國進(jìn)一步推進(jìn)改革開放和制定宏觀經(jīng)濟(jì)政策的基礎(chǔ)。
目前關(guān)于制度變遷與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究方法可歸結(jié)為幾類：一是用一定的指標(biāo)體系對(duì)制度變遷進(jìn)行量化，建立多變量線性回歸相關(guān)模型進(jìn)行研究；二是將制度變量作為虛擬變量加入到生產(chǎn)函數(shù)模型中；三是利用生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)出索洛殘差，進(jìn)而探討制度變量與索洛殘差的關(guān)系。這些方法都有其不足之處：回歸分析可以反映制度變量與經(jīng)濟(jì)增長的共同變化趨勢(shì)，并不能揭示出制度變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響，而且這種變化趨勢(shì)可能是非線性的；制度的變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響往往是漸進(jìn)的，因而將制度變量作為虛擬變量是不合適的；制度變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響部分地反映在資本和勞動(dòng)的增長中，索洛殘差中僅包含制度變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的部分影響。
本文將按照第一類和第三類方法的思路對(duì)中國的制度變遷和經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行實(shí)證分析研究。論文第二部分嘗試運(yùn)用人工神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)的方法研究制度變遷和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，并與回歸分析結(jié)果進(jìn)行比較；論文第三部分運(yùn)用索洛殘差法估計(jì)出全要素生產(chǎn)率的增長率（1979-2004），并對(duì)全要素生產(chǎn)率增長率的波動(dòng)和經(jīng)濟(jì)增長的波動(dòng)進(jìn)行比較研究與分析，探索制度變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。論文第四部分是分析的結(jié)論和建議。
2制度變遷和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系分析
中國經(jīng)濟(jì)制度的變革表現(xiàn)在多個(gè)方面，主要有：配置資源的方式由過去的計(jì)劃體制改為市場體制；進(jìn)行經(jīng)濟(jì)主體產(chǎn)權(quán)制度變革，發(fā)展壯大非公有制經(jīng)濟(jì)；實(shí)施對(duì)外開放，發(fā)展外向型經(jīng)濟(jì)等等。本文選用以下幾個(gè)指標(biāo)反映制度變遷：（1）市場化程度（SCH），用投資的市場化指數(shù)表示，即全社會(huì)固定資產(chǎn)投資中“外資、自籌資金和其他投資”占總投資的比重。（2）非國有化水平(FGY)，用非國有經(jīng)濟(jì)的增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重表示，由于資料限制，這里用工業(yè)總產(chǎn)值中的比重表示。（3）開放程度(KFC)，用對(duì)外貿(mào)易依存度表示，即進(jìn)出口總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比率。（4）工業(yè)化水平(GYH)，用工業(yè)總產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重表示。（5）非農(nóng)化水平(FNH)，用第二和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)的比重表示。經(jīng)濟(jì)增長用GDP可比價(jià)格定比增長指數(shù)表示（以1978年為100）。具體數(shù)據(jù)見表1，數(shù)據(jù)來源于文獻(xiàn)[1]和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》（2004）。由于種種原因，這些指標(biāo)也只能是中國經(jīng)濟(jì)制度的變革的一定程度的量化。
考慮到利用時(shí)間序列建立多元線性回歸模型殘差序列的自相關(guān)性，這里建立以GDP為因變量，以制度變遷指標(biāo)為自變量的帶有自相關(guān)誤差校正的多元線性回歸模型，對(duì)參數(shù)進(jìn)行最大似然估計(jì)，得到如下結(jié)果(括號(hào)中為參數(shù)的t檢驗(yàn)值，下同)：
GDP=792.30-5.54SCH+1.84KFC–3.07GYH–21.29FNH+18.18FGY+（1）
(3.75)(-3.51)(1.86)(-1.07)(-4.94)(11.68)
（2）
(1.93)(1.46)
由于存在多重共線性，有的參數(shù)的符號(hào)和我們的預(yù)期相反。這里我們著重于這些制度變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的解釋能力，從可以看出這些制度變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有很強(qiáng)的解釋能力。
為了考察制度變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的非線性影響，下面用人工神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)模型研究經(jīng)濟(jì)增長與制度變量的關(guān)系。人工神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)是一種大規(guī)模并行分布處理的非線性系統(tǒng)，具有很強(qiáng)的非線性映射能力。誤差反向傳播神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)（BP網(wǎng)絡(luò)）是一種使用最廣泛的神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)，BP網(wǎng)絡(luò)由輸入層、若干隱含層和輸出層組成，層與層之間采用全互連方式，同層單元之間無相互連接。目前已經(jīng)證明3層BP網(wǎng)絡(luò)可以以任意精度逼近函數(shù)。其原理主要是根據(jù)所提供的數(shù)據(jù)，通過學(xué)習(xí)和訓(xùn)練，找出輸入和輸出之間的內(nèi)在聯(lián)系，從而得到問題的解答。經(jīng)濟(jì)的發(fā)展是一個(gè)復(fù)雜的系統(tǒng)工程，我們可以把制度變量當(dāng)作系統(tǒng)的輸入因素，把經(jīng)濟(jì)的增長當(dāng)作系統(tǒng)的輸出結(jié)果。輸入因素通過一系列較復(fù)雜的交互過程影響輸出，這種影響往往并非簡單的線性形式，因此可以嘗試用BP網(wǎng)絡(luò)研究輸入與輸出的關(guān)系。
考慮包含5個(gè)輸入（SCH，KFC，GYH，F(xiàn)NH，F(xiàn)GY）一個(gè)輸出（GDP）一個(gè)隱含層（包括10個(gè)單元）的BP網(wǎng)絡(luò)，以20組樣本數(shù)據(jù)(1981-2000)作為訓(xùn)練樣本對(duì)網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行訓(xùn)練，并用訓(xùn)練好的網(wǎng)絡(luò)進(jìn)行仿真，利用Matlab5.5人工神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)工具箱可以得到該網(wǎng)絡(luò)的仿真結(jié)果，如表1所示。與各年實(shí)際的GDP相比，網(wǎng)絡(luò)仿真結(jié)果的最大相對(duì)誤差3.33%，平均僅為1.13%。帶有自相關(guān)誤差校正的多元線性回歸模型擬合結(jié)果的最大相對(duì)誤差17.29%，平均為5.59%。顯然，BP網(wǎng)絡(luò)比回歸模型能更好地描述經(jīng)濟(jì)增長與制度變量的關(guān)系。
通過以上兩種方法的實(shí)證分析，可以看出制度變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有顯著的影響，這種影響并非簡單的線性關(guān)系，而是一種交互復(fù)雜的非線性關(guān)系。
3全要素生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)增長的波動(dòng)分析
研究制度變遷與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的另一類方法是通過估計(jì)總量生產(chǎn)函數(shù)運(yùn)用索洛殘差法估算出全要素生產(chǎn)率的增長率。該方法認(rèn)為全要素生產(chǎn)率反映了制度變遷對(duì)資源配置效率作用的大小，制度變遷通過提高資源配置效率而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。
設(shè)總量生產(chǎn)函數(shù)為C-D生產(chǎn)函數(shù)：
（3）
其中為產(chǎn)出，為勞動(dòng)投入，為資本存量，、分別為平均資本產(chǎn)出份額和平均勞動(dòng)力產(chǎn)出份額。在規(guī)模收益不變和中性技術(shù)假設(shè)下，全要素生產(chǎn)率的增長率為：
（4）
為估計(jì)出平均資本產(chǎn)出份額和平均勞動(dòng)力產(chǎn)出份額，對(duì)（3）兩邊同時(shí)取自然對(duì)數(shù)有：
（5）
在規(guī)模收益不變的約束條件下有：
（6）
由表2中我國1978-2004年的實(shí)際產(chǎn)出、就業(yè)人數(shù)和資本存量數(shù)據(jù)對(duì)方程（6）進(jìn)行最小二乘估計(jì)，結(jié)果如下：
（-3.876）（1.431）（3.062）
AdjR-square=0.990
由此得到，，再分別計(jì)算出實(shí)際產(chǎn)出、就業(yè)人數(shù)和資本存量的逐年增長率，一并代入（4）式，可以得到我國1979-2004年的全要素生產(chǎn)率增長率，結(jié)果見表2。實(shí)際產(chǎn)出增長率和全要素生產(chǎn)率增長率如圖1所示。
圖1實(shí)際產(chǎn)出增長率和全要素生產(chǎn)率增長率波動(dòng)
注：實(shí)際GDP和資本存量數(shù)據(jù)來自文獻(xiàn)[2]，就業(yè)人數(shù)數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計(jì)年鑒（2004）。
從圖1可以看出我國1979-2004年全要素生產(chǎn)率增長率的波動(dòng)與實(shí)際產(chǎn)出增長率的波動(dòng)驚人的相似，1993年以前波動(dòng)頻繁且波幅較大，隨后逐年下降，直到1999年開始緩慢攀升。這種波動(dòng)特征與我國改革開放以來制度變遷的過程是吻合的。1978年到1993年是我國經(jīng)濟(jì)制度和市場條件發(fā)生巨變的時(shí)期，與國有企業(yè)放權(quán)讓利等制度變遷，使生產(chǎn)力得到極大解放從而促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長，隨著改革開放的進(jìn)一步深入，一些制度上的深層次矛盾逐漸顯現(xiàn)，從而制約了全要素生產(chǎn)率的增長。1993年以來隨著宏觀經(jīng)濟(jì)逐步降溫并于1998年出現(xiàn)通貨緊縮，我國經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)生產(chǎn)能力全面過剩情形，國有企業(yè)減員和資本過度深化進(jìn)一步加劇了勞動(dòng)力低水平利用，長期低水平的公共教育支出與科學(xué)研究支出以及一些社會(huì)矛盾的進(jìn)一步加劇，這些都不可避免的導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率的持續(xù)下降。1999年以來，隨著積極財(cái)政政策的實(shí)施尤其是基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與公共教育支出經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的逐步顯現(xiàn)，宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)逐漸好轉(zhuǎn)，全要素生產(chǎn)率隨之出現(xiàn)逐年攀升的勢(shì)頭。由此可見，制度變遷是影響全要素生產(chǎn)率波動(dòng)變化的主要因素，也是影響我國經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)的主要因素。
由表2數(shù)據(jù)可算得1978-2004年我國經(jīng)濟(jì)年平均增長率為9.39%，資本和勞動(dòng)年平均增長率分別為13.17%和2.45%，由上面估計(jì)出的平均資本產(chǎn)出份額和平均勞動(dòng)力產(chǎn)出份額可進(jìn)一步算得由勞動(dòng)和資本增長引起的經(jīng)濟(jì)增長分別為1.16%和6.91%，全要素生產(chǎn)率增長引起的經(jīng)濟(jì)增長為1.32%，勞動(dòng)和資本增長對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)分別為12.35%和73.59，全要素生產(chǎn)率增長對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)為14.06%。這表明我國經(jīng)濟(jì)的增長主要依賴于資本要素投入的增長。雖然全要素生產(chǎn)率增長對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)較低，但這并不完全代表制度變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。制度變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響除了通過影響全要素生產(chǎn)率增長以外，還表現(xiàn)在對(duì)勞動(dòng)和資本（尤其是資本）增長的影響上，因此，制度變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)隱含在以上各項(xiàng)貢獻(xiàn)之中。全要素生產(chǎn)率增長對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)較低恰恰說明制度變遷通過全要素生產(chǎn)率增長對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的潛力和空間是很大的。
4結(jié)論與建議
本文首先運(yùn)用人工神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)和回歸的方法對(duì)我國制度變遷與經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明制度變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有顯著的影響，而且這種影響并非簡單的線性關(guān)系，而是一種交互復(fù)雜的非線性關(guān)系。其次，運(yùn)用總量C-D生產(chǎn)函數(shù)估算了1979-2004年全要素生產(chǎn)率增長率，并對(duì)全要素生產(chǎn)率增長率的波動(dòng)與實(shí)際產(chǎn)出增長率的波動(dòng)進(jìn)行了比較分析，結(jié)果表明兩個(gè)波動(dòng)非常相似，并且這種波動(dòng)特征與我國改革開放以來制度變遷的過程是吻合的。這說明制度變遷是影響全要素生產(chǎn)率波動(dòng)變化的主要因素，也是影響我國經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)的主要因素。最后，計(jì)算了全要素生產(chǎn)率增長對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。全要素生產(chǎn)率增長對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)較低恰恰說明制度變遷通過全要素生產(chǎn)率增長對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的潛力和空間是很大的。
制度變遷會(huì)導(dǎo)致資本、勞動(dòng)和全要素生產(chǎn)率的增長，進(jìn)而促使經(jīng)濟(jì)的增長。改革開放以來我國經(jīng)濟(jì)的增長主要依賴于資本要素投入的增長，從長期來看，這種情形很難維持下去。另外，勞動(dòng)增長對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)也非常有限。因此，制度變遷通過資本、勞動(dòng)增長促進(jìn)濟(jì)的增長的空間和潛力是有限的。而分析表明，制度變遷通過全要素生產(chǎn)率增長對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)潛力和空間是巨大的，因此今后我國經(jīng)濟(jì)制度的變遷應(yīng)致力于提高全要素生產(chǎn)率，這樣，才可以使我國經(jīng)濟(jì)增長具有持續(xù)性。
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關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長；經(jīng)濟(jì)增長動(dòng)力；外國直接投資；金融發(fā)展
一、關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長源泉和動(dòng)力的研究
改革開放以來，國內(nèi)學(xué)者對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長源泉和動(dòng)力因素的研究一直沒有停止，其分析大多利用索洛提出的新古典經(jīng)濟(jì)增長模型或其改進(jìn)模型，將經(jīng)濟(jì)增長歸因?yàn)橐赝度朐黾雍腿厣a(chǎn)率(TFP)的提高兩方面。國內(nèi)多位學(xué)者的研究結(jié)果表明，要素投入是我國經(jīng)濟(jì)增長的主要源泉和動(dòng)力，而全要素生產(chǎn)率對(duì)生產(chǎn)率增長的貢獻(xiàn)有限。由于研究期間和數(shù)據(jù)處理方法不同，研究結(jié)論亦不盡相同。沈坤榮(1999)運(yùn)用增長速度方程對(duì)1953—1997年我國經(jīng)濟(jì)增長源泉進(jìn)行分解，結(jié)果表明經(jīng)濟(jì)增長主要是由生產(chǎn)要素投入的增量帶來的。王德勁(2007)運(yùn)用誤差校正模型分析方法估計(jì)了我國1952～1998年期間擴(kuò)展的索洛模型，得出物質(zhì)資本存量是經(jīng)濟(jì)增長主要因素的結(jié)論。董直慶等(2007)認(rèn)為，我國約70％的經(jīng)濟(jì)增長來自于資本和勞動(dòng)投入，但物質(zhì)資本、人力資本、技術(shù)進(jìn)步等在經(jīng)濟(jì)發(fā)展不同時(shí)期或不同階段，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有著不同影響，即要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長作用存在階段性變化特征。種觀點(diǎn)認(rèn)為，資本投入增加是我國經(jīng)濟(jì)增長最主要的源泉，由于我國勞動(dòng)力供給相對(duì)過剩且勞動(dòng)邊際效率較低，有關(guān)勞動(dòng)投入增加的貢獻(xiàn)相對(duì)較弱。一些學(xué)者認(rèn)為，考慮結(jié)構(gòu)調(diào)整、要素投入與技術(shù)內(nèi)生情況時(shí)，要素投入對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率大幅下降。樊勝根等(2002)進(jìn)行實(shí)證研究結(jié)果表明，研究期間我國17％的經(jīng)濟(jì)增長來源于結(jié)構(gòu)變化，TFP帶來4.2％的年增長率，要素投入增加解釋了41％的增長。遲巍等(2007)研究發(fā)現(xiàn)，在1996～2004年間，一個(gè)地區(qū)高水平的人力資本能吸引固定資產(chǎn)向該地區(qū)的投入，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。固定資本投資為內(nèi)生，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長并不起決定性作用。這說明我國經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量已有很大提高，已在按照發(fā)達(dá)國家的內(nèi)生性經(jīng)濟(jì)增長的模式發(fā)展。孫超等(2004)研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步和人力資本的增長率對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長起決定性作用。
二、關(guān)于FDI與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究
(一)通過計(jì)量模型直接檢驗(yàn)外商直接投資(FDI)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用
魏巍賢(1997)應(yīng)用協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法研究我國經(jīng)濟(jì)增長與FDI的關(guān)系，結(jié)果表明經(jīng)濟(jì)增長與FDI增長之間具有雙向因果關(guān)系，但經(jīng)濟(jì)增長與FDI之間不存在長期穩(wěn)定關(guān)系。賀紅波等(2005)認(rèn)為，我國FDI和經(jīng)濟(jì)增長之間存在單向因果關(guān)系，F(xiàn)DI是經(jīng)濟(jì)增長的單向Granger原因，且兩者之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，這表明FDI在促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長過程中發(fā)揮了重要作用。而經(jīng)濟(jì)增長不是FDI的Granger原因，表明我國經(jīng)濟(jì)增長不是吸引FDI的直接原因。魏后凱(2002)利用1985～1999年時(shí)間序列和橫斷面數(shù)據(jù)，將FDI對(duì)我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明，東部發(fā)達(dá)地區(qū)與西部落后地區(qū)之間GDP增長率的差異約有90％是由FDI引起的。王成岐等(2000)運(yùn)用計(jì)量模型考察了影響我國FDI與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的諸因素，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)技術(shù)水平和政策因素均強(qiáng)烈影響FDI與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。蕭政等(2002)從我國和其他23個(gè)發(fā)展中國家總量時(shí)間序列資料的分析中發(fā)現(xiàn)，穩(wěn)定可靠的組織機(jī)構(gòu)和城市化的發(fā)展在吸引外商直接投資方面發(fā)揮著相當(dāng)重要的作用。代謙等(2006)在利用我國1979～2003年數(shù)據(jù)檢驗(yàn)FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)時(shí)發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)投資和人力資本起著相當(dāng)重要的作用；FDI的增長效應(yīng)集中在短期，人力資本則有明顯的長期效應(yīng)。
(二)從不同視角研究FDI對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的作用
首先，從需求效應(yīng)和供給效應(yīng)角度研究。房漢廷(1996)通過分析外商直接投資對(duì)社會(huì)總需求的拉動(dòng)力和對(duì)固定資產(chǎn)投資的影響后認(rèn)為，F(xiàn)DI推動(dòng)了我國經(jīng)濟(jì)加速增長。沈坤榮(1999)認(rèn)為，F(xiàn)DI對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的需求效應(yīng)和供給效應(yīng)都十分明顯。其次，從“擠出”效應(yīng)角度研究。楊海燕(2005)通過對(duì)我國1998～2003年FDI與經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系分析后認(rèn)為，由于利用FDI過程中存在外資利用結(jié)構(gòu)引發(fā)的對(duì)國內(nèi)投資的擠出以及國內(nèi)儲(chǔ)蓄的低效利用，削弱了FDI對(duì)GDP增長的正向效應(yīng)。楊新房等(2006)對(duì)FDI對(duì)我國國內(nèi)資本的“擠出”效應(yīng)和“擠入”進(jìn)行了研究，結(jié)果表明，F(xiàn)DI雖然對(duì)我國國內(nèi)資本有“凈擠入”的效果，但從資本形成的角度看，F(xiàn)DI促進(jìn)了我國的經(jīng)濟(jì)增長。第三，從資本效應(yīng)和外溢效應(yīng)角度研究。胡翊竑等(2001)認(rèn)為，F(xiàn)DI有助于改善我國資本形成質(zhì)量、推動(dòng)人力資源開發(fā)、提高資源配置效率、推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長起到積極的作用。張海星(2005)對(duì)外商直接投資和國內(nèi)投資的增長效應(yīng)、資本積累效應(yīng)以及技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)進(jìn)行了比較分析。結(jié)果表明，F(xiàn)DI和國內(nèi)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長都具有顯著的正向推動(dòng)作用，但國內(nèi)投資貢獻(xiàn)較大，且二者促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的路徑亦不相同。龐英等(2008)在對(duì)轉(zhuǎn)型期中國民族資本與FDI企業(yè)生產(chǎn)效率測(cè)度的基礎(chǔ)上，具體研究其生產(chǎn)資源配置效率與技術(shù)效率。結(jié)果表明，民族資本的效率優(yōu)于FDI。因此，民族資本是推動(dòng)我國未來經(jīng)濟(jì)持續(xù)高效增長的主要?jiǎng)恿?。第四，從地理空間結(jié)構(gòu)角度研究。鄭月明等(2004)研究表明FDI在地理空間上的非均衡分布及其變動(dòng)趨勢(shì)對(duì)我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)的平衡發(fā)展和持續(xù)增長產(chǎn)生了深遠(yuǎn)影響。陳柳等(2006)通過1987～2003年27個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)綜合分析了本土創(chuàng)新能力與FDI技術(shù)外溢兩者對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的作用，認(rèn)為本土的技術(shù)創(chuàng)新能力對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正面作用；在控制本土的技術(shù)創(chuàng)新能力之后，F(xiàn)DI本身產(chǎn)生的技術(shù)外溢對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)作用并不顯著，但FDI與人力資本的交互作用仍能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；創(chuàng)新能力在中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長中的作用比東部地區(qū)更強(qiáng)；本土創(chuàng)新能力的差異在某種程度上可能是區(qū)域發(fā)展不平衡的原因。第五，從傳遞途徑和其他效應(yīng)角度研究。周春應(yīng)(2007)研究了FDI如何通過進(jìn)出口貿(mào)易、國內(nèi)資本積累、R&D、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、就業(yè)、人力資本、市場化程度等途徑影響經(jīng)濟(jì)增長及影響強(qiáng)度的大小，結(jié)果表明，F(xiàn)DI通過不同的傳導(dǎo)途徑對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生顯著影響。趙娜等(2008)對(duì)外國直接投資影響我國經(jīng)濟(jì)增長的六種效應(yīng)進(jìn)行研究，結(jié)果顯示，F(xiàn)DI可通過資本積累、出口促進(jìn)、投資拉動(dòng)、技術(shù)溢出、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和制度變遷六種具體效應(yīng)來促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長；FDI對(duì)各種不同具體效應(yīng)的時(shí)滯期各不相同。三、關(guān)于金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究
(一)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長存在正相關(guān)關(guān)系
殷醒民等(2001)研究表明，我國股票市場規(guī)模的擴(kuò)大、交易率的提高增加了國有企業(yè)的固定資產(chǎn)投資，加快了企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，推動(dòng)了我國經(jīng)濟(jì)更快的增長，因而股票市場發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間有很強(qiáng)的正相關(guān)性。劉柯杰(2003)的研究結(jié)果表明，股票市場分散風(fēng)險(xiǎn)功能的提高能顯著促進(jìn)長期經(jīng)濟(jì)增長。范學(xué)俊(2006)運(yùn)用最大似然協(xié)整分析法及1992年第一季度至2004年第三季度數(shù)據(jù)檢驗(yàn)我國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。結(jié)果表明，股票市場與銀行部門在長期都對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有正的影響?？道^軍等(2005)使用基于誤差修正模型的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)法研究我國金融發(fā)展與GDP增長的長短期因果關(guān)系。結(jié)果表明，在短期，GDP增長和股市發(fā)展之間存在雙向因果關(guān)系；在長期，金融中介發(fā)展和股市發(fā)展都是GDP增長的單向動(dòng)因。
(二)我國金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用并不顯著或存在負(fù)相關(guān)關(guān)系
林義相(1999)指出，我國股票市場功能由于定位在為國有企業(yè)和國有經(jīng)濟(jì)融資，使得股票市場對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用相當(dāng)有限。唐齊鳴等(2000)實(shí)證研究的結(jié)論是我國股市還不能充分發(fā)揮貨幣政策傳導(dǎo)功能，因此股票市場對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用不顯著。趙振全等(2004)研究指出，股票市場由于融資利用效率低下和資源的逆配置，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長幾乎沒有作用。韓廷春(2001)采用金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)聯(lián)機(jī)制的計(jì)量模型，運(yùn)用我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析表明，技術(shù)進(jìn)步與制度創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)增長最為關(guān)鍵的因素，而金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用極其有限。陳偉國等(2008)利用VAR因果關(guān)系檢驗(yàn)和方差分解探索我國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系結(jié)果表明，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長不存在明顯的因果關(guān)系，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長存在單向因果關(guān)系，屬于需求追隨型。
四、經(jīng)濟(jì)增長問題研究的不足及改進(jìn)思路
(一)經(jīng)濟(jì)增長問題研究的不足
盡管國內(nèi)學(xué)者對(duì)經(jīng)濟(jì)增長問題進(jìn)行了深入研究，但由于理論的復(fù)雜性，許多經(jīng)濟(jì)增長理論方面的問題至今沒有達(dá)成共識(shí)，有待進(jìn)一步研究。首先，經(jīng)濟(jì)增長源泉和動(dòng)力研究的不足。國內(nèi)的研究多運(yùn)用靜態(tài)分析，強(qiáng)調(diào)靜態(tài)要素貢獻(xiàn)，而很少涉及不同發(fā)展階段下要素貢獻(xiàn)變化問題，即只集中于靜態(tài)而非動(dòng)態(tài)的分析。同時(shí)，多數(shù)文獻(xiàn)的實(shí)證檢驗(yàn)只關(guān)注某類樣本，或不將樣本進(jìn)行分類對(duì)比，無法有效分離和認(rèn)識(shí)不同要素貢獻(xiàn)的差異。全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的高貢獻(xiàn)率只有在經(jīng)濟(jì)進(jìn)入低速成熟階段才會(huì)出現(xiàn)，簡單地根據(jù)TFP對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的大小不能判斷我國經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量。其次，F(xiàn)DI與經(jīng)濟(jì)增長研究的不足。目前國內(nèi)關(guān)于FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制研究不全面系統(tǒng)，多局限于FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的某個(gè)或少數(shù)幾個(gè)效應(yīng)進(jìn)行分析，計(jì)量方法和指標(biāo)的選取也存在不同程度的瑕疵，而對(duì)能反映FDI真實(shí)作用機(jī)制的時(shí)滯效應(yīng)研究很少涉及。再次，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長問題研究的不足。一是研究方法上，對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行簡單的回歸分析時(shí)，多違背回歸方法的基本原則，包括數(shù)據(jù)是非平穩(wěn)的，變量之間具有相關(guān)，尤其是金融發(fā)展的各個(gè)指標(biāo)之間具有高度相關(guān)，從而產(chǎn)生共線性問題等，因此研究結(jié)果可能是建立在偽回歸的基礎(chǔ)之上；而運(yùn)用多元VAR方法研究時(shí)，一些至關(guān)重要的滯后期的選擇比較簡單，因此研究結(jié)論缺乏穩(wěn)健性。二是關(guān)于金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長作用的實(shí)證研究方面，現(xiàn)有模型沒有很好地控制對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要影響的其他因素，從而放大了金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響。三是幾乎所有文獻(xiàn)都在檢驗(yàn)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)關(guān)系或因果關(guān)系，其實(shí)證檢驗(yàn)一般都選取GDP或GDP增長率的絕對(duì)值或?qū)?shù)值作為因變量。而事實(shí)上，經(jīng)濟(jì)增長并不一定意味著經(jīng)濟(jì)效率的提高。因此，研究結(jié)果也就無法說明金融對(duì)增長的貢獻(xiàn)是源于金融的資本積累效應(yīng)還是資本配置效應(yīng)。四是沒有深入分析金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)理，沒有全面探索金融發(fā)展的內(nèi)在關(guān)聯(lián)機(jī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響，研究結(jié)果對(duì)金融體制改革缺乏政策操作性。
關(guān)于“粗放”、“集約”概念的使用，最早見于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)中，當(dāng)時(shí)稱“粗放經(jīng)營”和“集約經(jīng)營”，后來才被引申到整個(gè)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域。最初，粗放經(jīng)營的含義是指一定量的生產(chǎn)資料和勞動(dòng)分散投在較多的土地上，進(jìn)行粗耕簡作的經(jīng)營方式；集約經(jīng)營則指在一定土地面積上集中投入較多的生產(chǎn)資料和勞動(dòng)，進(jìn)行精耕細(xì)作的經(jīng)營方式。前者通過擴(kuò)大耕地面積，廣種薄收，增加總產(chǎn)；后者借助增大投入，精耕細(xì)作提高單產(chǎn)。
馬克思在《資本論》的地租理論中也論及到粗放經(jīng)營和集約經(jīng)營的內(nèi)容，他指出“可以耕作的土地面積很大……對(duì)耕作者來說不用花費(fèi)什么，或者同古老國家相比，只花極少費(fèi)用?！边@種“只需投資很少的資本，主要的生產(chǎn)要素是勞動(dòng)和土地”的經(jīng)營方式“就是粗放經(jīng)營?！保ㄗⅲ厚R克思：《資本論》，人民出版社1975年版第三卷，第756頁。）“在經(jīng)濟(jì)學(xué)上，所謂耕作集約化，無非是指資本集中在同一土地上，而不是分散在若干毗連的土地上?！保ㄗⅲ厚R克思：《資本論》，人民出版社1975年版第三卷，第760頁。）在研究級(jí)差地租時(shí)，馬克思認(rèn)為，粗放經(jīng)營和級(jí)差地租第一形式直接聯(lián)系，而集約經(jīng)營則與級(jí)差地租第二形式緊密相關(guān)。級(jí)差地租的第一形式是由“兩個(gè)和資本無關(guān)的一般原因造成的：1、肥力……2、土地的位置。”級(jí)差地租第二形式則是“對(duì)同一土地連續(xù)追加投資造成的不同生產(chǎn)率引起的?！保ㄗⅲ厚R克思：《資本論》，人民出版社1975年版第三卷，第766頁。）
首次使用“粗放增長”和“集約增長”術(shù)語的是前蘇聯(lián)經(jīng)濟(jì)學(xué)家。蘇聯(lián)在1928年開始第一個(gè)五年計(jì)劃之后，其經(jīng)濟(jì)增長速度直到50年代末期一直保持高于世界經(jīng)濟(jì)增長水平的記錄，此后，經(jīng)濟(jì)增長率開始下降，表現(xiàn)出惡化趨勢(shì)，令人不解的是，其經(jīng)濟(jì)增長的惡化是在它保持了非常高的物質(zhì)資本和人力資本投資率的情況下發(fā)生的。這就不得不使蘇聯(lián)的經(jīng)濟(jì)學(xué)家對(duì)其經(jīng)濟(jì)“增長方式”展開了研究。當(dāng)時(shí)，他們根據(jù)馬克思在《資本論》中的上述提示，把增長方式分為兩種基本類型，一種是依靠投入實(shí)現(xiàn)產(chǎn)出量增長的“粗放增長”，另一種是依靠提高效率實(shí)現(xiàn)產(chǎn)出量增長的“集約增長”。并且指出，蘇聯(lián)過去的高速度增長是粗放型經(jīng)濟(jì)增長方式，是傾全力動(dòng)員資源和增加要素投入的結(jié)果，然而由于資源的有限性，隨著可動(dòng)員的資源的日益減少，在忽視提高要素生產(chǎn)率的情況下，必然導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長水平的下滑（注：吳敬璉：《怎樣才能實(shí)現(xiàn)增長方式的轉(zhuǎn)變》，《經(jīng)濟(jì)研究》1995年第11期。）。
“粗放增長”和“集約增長”概念于60年代從蘇聯(lián)傳入我國（注：吳敬璉：《怎樣才能實(shí)現(xiàn)增長方式的轉(zhuǎn)變》，《經(jīng)濟(jì)研究》1995年第11期。）。在此之前，我國經(jīng)濟(jì)學(xué)界盡管沒有使用經(jīng)濟(jì)增長方式的概念，但對(duì)經(jīng)濟(jì)增長過程中出現(xiàn)的種種低效率，高浪費(fèi)現(xiàn)象進(jìn)行過大量的分析。此后，特別在1979—1980年我國對(duì)經(jīng)濟(jì)增長方式問題展開了全面深入的討論（注：吳敬璉：《怎樣才能實(shí)現(xiàn)增長方式的轉(zhuǎn)變》，《經(jīng)濟(jì)研究》1995年第11期。），廣泛使用經(jīng)濟(jì)增長方式這一概念是在黨的十四屆五中全會(huì)之后。
二、經(jīng)濟(jì)增長方式粗放度的定義
從經(jīng)濟(jì)增長方式概念形成的淵源看，經(jīng)濟(jì)增長方式是經(jīng)濟(jì)增長過程中對(duì)生產(chǎn)要素的分配和使用方式。雖然國外學(xué)者不常使用經(jīng)濟(jì)增長方式這一概念，但對(duì)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的因素或原因的分析，實(shí)質(zhì)上也是對(duì)經(jīng)濟(jì)增長方式的研究。關(guān)于這一點(diǎn)，匈牙利經(jīng)濟(jì)學(xué)家科爾內(nèi)曾作過比較，就我國學(xué)者們而言，盡管對(duì)粗放和集約型增長方式概念的解釋不盡相同，但經(jīng)濟(jì)增長方式的含義是明確的。因此，經(jīng)濟(jì)增長方式就是指一國總體實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的長期增長所依靠的因素構(gòu)成，其中增長因素包括土地、勞動(dòng)、資本、技術(shù)進(jìn)步、經(jīng)營管理、資源配置、規(guī)模經(jīng)濟(jì)等。通常把土地、勞動(dòng)、資本的投入稱為要素投入，其余因素的總和稱為綜合要素生產(chǎn)率。進(jìn)一步地，根據(jù)要素投入與綜合要素生產(chǎn)率在經(jīng)濟(jì)增長過程中的作用大小，把增長方式劃分為粗放型經(jīng)濟(jì)增長和集約型經(jīng)濟(jì)增長，主要由要素投入增加所引起的經(jīng)濟(jì)增長稱為粗放型經(jīng)濟(jì)增長，主要由綜合要素生產(chǎn)率提高所引起的經(jīng)濟(jì)增長稱為集約型經(jīng)濟(jì)增長。為了能定量反映經(jīng)濟(jì)增長的粗放程度或集約程度，筆者引入粗放度概念。所謂粗放度是指要素投入增長率的貢獻(xiàn)率與經(jīng)濟(jì)增長率的比值（注：對(duì)于一國總體來說，土地是固定的。因此，在考慮要素投入的增長率時(shí)，舍象掉了土地要素的影響。），用公式表示為：
δ＝αL''''＋（1－α）k''''／Y''''
*式中的α表示勞動(dòng)的貢獻(xiàn)份額；
（1－α）表示資本的貢獻(xiàn)份額；
L''''表示勞動(dòng)投入增長率；
K''''表示資本投入增長率；
Y''''表示經(jīng)濟(jì)增長率。
當(dāng)δ≥0.5或δ＜0且Y''''＜0時(shí)，增長方式為粗放型；
當(dāng)0≤δ＜0.5時(shí)，增長方式為集約型。
對(duì)于粗放型增長方式又可按不同的粗放程度劃分為四種類型：
第一類型：當(dāng)0.5≤δ＜0.7時(shí)，為低度粗放型；
第二類型，當(dāng)0.7≤δ＜0.8時(shí)，為中度粗放型；
第三類型，當(dāng)0.8≤δ＜1時(shí)，為高度粗放型；
第四類型，當(dāng)δ≥1或δ＜0且Y''''＜0時(shí)，為超高度粗放型。
三點(diǎn)說明：
1.經(jīng)濟(jì)增長方式、經(jīng)濟(jì)增長、經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系。
經(jīng)濟(jì)增長是指一國或一個(gè)地區(qū)在一定時(shí)期內(nèi)人均實(shí)際產(chǎn)出量的增加和實(shí)際生產(chǎn)能力的增加。經(jīng)濟(jì)增長特指更多的產(chǎn)出，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展不僅指更多的產(chǎn)出，還包括隨著產(chǎn)出的增長而出現(xiàn)的經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和政治結(jié)構(gòu)的變化，經(jīng)濟(jì)增長是一個(gè)數(shù)量概念，而經(jīng)濟(jì)發(fā)展是一個(gè)既包含數(shù)量又包含質(zhì)量的概念，所以經(jīng)濟(jì)發(fā)展包含經(jīng)濟(jì)增長。從經(jīng)濟(jì)增長方式的定義可知，經(jīng)濟(jì)增長方式是獲得經(jīng)濟(jì)增長的手段、途徑和方式。
2.經(jīng)濟(jì)效率與經(jīng)濟(jì)效益的關(guān)系。
經(jīng)濟(jì)效率是指資源的優(yōu)化配置。具體講包含二層含義：其一是指全社會(huì)以優(yōu)化的資源配置獲得較好的經(jīng)濟(jì)增長；其二是指生產(chǎn)單位如何把得到的資源在時(shí)間和空間上有效地組合起來，以最少的資源耗費(fèi)創(chuàng)造最多的產(chǎn)出。經(jīng)濟(jì)效益的高低可以用綜合要素生產(chǎn)率來度量。所謂經(jīng)濟(jì)效益，則是指在社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中由經(jīng)濟(jì)效率所引起的相應(yīng)的收益或收入。那種不是由于提高效率而增加的收入，就不能叫作效益，而只能叫作收益或收入。因此，經(jīng)濟(jì)效率是經(jīng)濟(jì)效益的實(shí)質(zhì)，經(jīng)濟(jì)效率高意味著經(jīng)濟(jì)效益好；反之，經(jīng)濟(jì)效率低則意味著經(jīng)濟(jì)效益差。
3.轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式必須明確三個(gè)層次的問題：第一，經(jīng)濟(jì)增長方式的內(nèi)涵；第二，經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的標(biāo)志；第三，經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的程度。關(guān)于第一個(gè)問題，學(xué)術(shù)界的認(rèn)識(shí)比較多，而第二、三個(gè)問題則涉獵的比較少。本文旨在通過對(duì)粗放度指標(biāo)的劃分，擬解決第二、三個(gè)問題。
δ＝0.5作為劃分粗放和集約經(jīng)濟(jì)增長方式的標(biāo)志。當(dāng)δ＜0.5時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長為集約型，當(dāng)δ≥0.5時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長為粗放型，這與我國經(jīng)濟(jì)理論界對(duì)粗放與集約型經(jīng)濟(jì)增長的解釋是一致的。把粗放型經(jīng)濟(jì)增長方式又細(xì)分為低度粗放型、中度粗放型、高度粗放型和超高度粗放，是為了便于研究經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的程度。
三、對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長方式粗放度的分析模型
1.模型。
本文測(cè)算各要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率所采用的模型為：Y''''＝A''''＋αL''''＋（1－α）K''''，這是由道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)求導(dǎo)后得出的，其中Y''''代表經(jīng)濟(jì)增長率，A''''代表綜合要素生產(chǎn)率增長率，K''''代表資本要素投入增長率，α為勞動(dòng)產(chǎn)出彈性系數(shù)，αL''''為勞動(dòng)要素投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，（1－α）K''''為資本要素投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。因此，粗放度的公式為：
δ＝αL''''＋（1－α）K''''／Y''''
2.研究對(duì)象。
本文研究1953至1993年四十一年的經(jīng)濟(jì)增長方式，按三種不同的時(shí)期來測(cè)算各要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率及粗放度：一是按一年期，二是按五年計(jì)劃期，三是按改革時(shí)期。需要說明的是，改革時(shí)期從1979年算起，由于資料所限，我們僅考察到“八五”前期（1991—1993）為止。
3.對(duì)統(tǒng)計(jì)指標(biāo)的說明。
（1）經(jīng)濟(jì)增長率指標(biāo)Y''''。我們均采用國民收入增長率指標(biāo)。
（2）勞動(dòng)要素投入L。以歷年全社會(huì)勞動(dòng)者人數(shù)計(jì)算各時(shí)期勞動(dòng)投入量增長率，而舍象掉象勞動(dòng)質(zhì)量、勞動(dòng)強(qiáng)度的大小和勞動(dòng)時(shí)間的變化情況。
（3）資本要素投入K。道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)中的K值應(yīng)為直接和間接構(gòu)成生產(chǎn)能力的資本總存量，它包括直接生產(chǎn)和提供各種物質(zhì)產(chǎn)品及勞務(wù)的各種固定資產(chǎn)和流動(dòng)資產(chǎn)，也包括為生產(chǎn)過程服務(wù)的各種服務(wù)及福利設(shè)施的資產(chǎn)。關(guān)于K值，有的同志已估算出有關(guān)數(shù)據(jù)（注：參見張軍擴(kuò)：《“七五”期間經(jīng)濟(jì)效益的綜合分析》，《經(jīng)濟(jì)研究》1991年第4期。），其具體作法是：先估算基期年1952年的資本總量；再估算各年的凈投資額（以積累額代替）并扣除價(jià)格指數(shù)；然后根據(jù)投資轉(zhuǎn)化為資本的時(shí)滯系數(shù)計(jì)算各年的新增資本數(shù)量；最后，用上年的資本總量加上當(dāng)年新增資本，得出各年的資本總量。
（4）資本與勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性。所謂生產(chǎn)要素的產(chǎn)出彈性是指要素投入每增長1％所帶來的產(chǎn)出增長的百分比。西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家們認(rèn)為直接估算產(chǎn)出彈性幾乎是不可能的。他們?cè)谶M(jìn)行增長因素分析時(shí)，通常要作完全競爭和規(guī)模報(bào)酬不變的假定，以勞動(dòng)與資本的收入份額來代表它們的產(chǎn)出彈性。然而既使要計(jì)算勞動(dòng)與資本的收入份額也不是一件容易的事，它涉及到多方面的內(nèi)容和某些比例的分割。在我國情況就更為復(fù)雜，首先，我國實(shí)行的并非市場經(jīng)濟(jì)，不存在完全競爭的市場條件；其次，由于缺乏必要的統(tǒng)計(jì)資料，要全面計(jì)算勞動(dòng)和資本的收入份額幾乎是不可能的。但根據(jù)我國的實(shí)際情況，長期以來經(jīng)濟(jì)中存在著大量潛在勞動(dòng)力的過?，F(xiàn)象，與資本要素投入增長的貢獻(xiàn)相比，勞動(dòng)投入增長的貢獻(xiàn)十分有限。所以，我國經(jīng)濟(jì)界通常把勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性取為0.2或0.3相應(yīng)地資本的產(chǎn)出彈性取為0.8或0.7（注：史清琪等：《技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長》，科學(xué)技術(shù)文獻(xiàn)出版社1985年版。），本文采用0.3和0.7。
表1
*注：不帶括號(hào)的數(shù)字為各要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長所貢獻(xiàn)的百分點(diǎn)，括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為貢獻(xiàn)的百分點(diǎn)占經(jīng)濟(jì)增長率的百分比率。
3.對(duì)我國增長方式粗放度的分析。
我們分別計(jì)算了1953年—1993年41年的粗放度并根據(jù)粗放度的五種類型作了統(tǒng)計(jì)整理，整理結(jié)果如下：
表2（單位：年）
*投資，其最高值也未超過32％。而美國在固定資產(chǎn)投資中，更新改造投資所占比重1947—1950年為55％，1971—1978年提高到77％，其中機(jī)器設(shè)備投資中更新投資分別占51％和81％（注：參見劉國光主編：《中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略問題研究》，上海人民出版社1984年版，第115頁。）。實(shí)際上，我國還存在著以更新改造投資為名而進(jìn)行的基本建設(shè)投資，如1981年以更新改造投資為名完成的二百多億元投資中，新建項(xiàng)目占10.2％，擴(kuò)建項(xiàng)目占38.5％，真正用于設(shè)備更新和技術(shù)改造的只占一半左右（注：參見劉國光主編：《中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略問題研究》，上海人民出版社1984年版，第116頁。），有的省市更新改造投資中用于新建擴(kuò)建的竟達(dá)70％以上（注：參見劉國光主編：《中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略問題研究》，上海人民出版社1984年版，第116頁。）。因此，我國粗放型增長方式表現(xiàn)為外延式擴(kuò)大再生產(chǎn)。
2.粗放型增長方式表現(xiàn)為高投入、高消耗、低產(chǎn)出、低效率。
表1可見，我國國民收入的增長率主要?dú)w因于要素投入的貢獻(xiàn)率，在要素投入中又主要是資本要素起著重要作用，因此，我們用資本要素的產(chǎn)出系數(shù)即Y''''／K''''的比值來衡量投入與產(chǎn)出的效果。當(dāng)資本投入的增長率K''''大于國民收入的增長率Y''''，即資本的產(chǎn)出系數(shù)Y''''／K''''＜1時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長就表現(xiàn)出高度或超高度的粗放型特征，如：
*
表中反映出不同粗放度類型對(duì)應(yīng)的資本產(chǎn)出系數(shù)值。顯然，粗放程度越高，其對(duì)應(yīng)的資本產(chǎn)出系數(shù)值越小，也就是說越粗放，資本的投入產(chǎn)出效果越差，效率越低。具體到我國能源與物質(zhì)的消耗情況，如果僅就我國自身縱向進(jìn)行對(duì)比，每萬元國民收入消耗的能源以及每億元基本建設(shè)投資平均消耗的鋼材、木材、水泥量呈不斷下降趨勢(shì)，改革開放以來，每億元國民生產(chǎn)總值主要生產(chǎn)資料平均消費(fèi)量也呈下降態(tài)勢(shì)。但與世界其它國家相比，我國在能耗與物耗上的差距是很大的。根據(jù)世界銀行《1995年世界發(fā)展報(bào)告》資料：1993年，能耗產(chǎn)出率最高的是貝寧，每千克石油當(dāng)量GDP產(chǎn)值為20.4美元；最低的是蒙古，只有0.2美元；我國為0.6美元，在全世界121個(gè)有資料可比的國家（地區(qū)）中居第113位。從不同收入國家看，低收入國家平均每千克石油當(dāng)量GDP產(chǎn)值為0.9美元，中等收入國家為1.0美元，高收入國家為4.4美元，全世界平均為3.1美元。可見我國能源產(chǎn)出率不僅遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于世界平均水平，而且低于低收入國家的平均水平。另據(jù)有關(guān)方面作出的比較分析，我國鋼材、木材、水泥的消耗強(qiáng)度分別為發(fā)達(dá)國家的5—8倍，4—10倍和10—30倍。因此，我國粗放型增長方式表現(xiàn)為高投入、高消耗、低產(chǎn)出、低效率。
3.粗放型增長方式表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)的快速增長以及強(qiáng)烈波動(dòng)。
關(guān)于經(jīng)濟(jì)高速增長的數(shù)量界定，有人把高速度與低速度的臨界值定為4％（注：劉彪、王東京：《經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段論》，《經(jīng)濟(jì)研究》1990年第10期。），也有人把它定為6％，還有人認(rèn)為3％以下為停滯，3—6％為低速增長，6—9％為中速增長，9—12％為高速增長，12％以上為超高速增長（注：趙磊：《對(duì)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)高速增長的若干看法》，《經(jīng)濟(jì)研究》1993年第1期。）。我國在1953—1993年間，國民收入的平均增長率為7.1％，改革前為6.0％，改革以來達(dá)到了9.3％。如果按4％或6％的劃分標(biāo)準(zhǔn)，我國經(jīng)濟(jì)已屬高速發(fā)展之列，即使按最后一種劃分標(biāo)準(zhǔn)，我國經(jīng)濟(jì)增長速度也可進(jìn)入中高速之列。再看實(shí)物增長情況，1993年比1952年，人均糧食增長1.34倍，人均煤炭增長8.17倍，人均鋼增長32.07倍，人均發(fā)電量增長55.52倍，人均石油增長160.06倍（注：根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》1996年第41頁有關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算而來。）。
我國在1980—1993年的人均國民收入增長率是低收入國家平均增長率的2.9倍，中等和高收入國家的4倍，即使與發(fā)展速度比較快的韓國相比也高出0.2％，可見我國的粗放型增長是以其高速度為特征的。
如果考察不同粗放程度與國民收入增長率的關(guān)系方面，從我們分別計(jì)算的41年的粗放度可知：在超高度粗放型增長的年份中，國民收入的增長率在絕大部分年份都低于高度粗放型。同樣地，高度粗放型低于中度粗放型，中度粗放型低于低度粗放型，低度粗放型又低于集約型。如下表：
表5
*
國民收入增長率與粗放度之間存在著反向變動(dòng)的關(guān)系，即粗放程度越高國民收入增長率就越低；反之，粗放程度越低則國民收入增長率就越高。由此我們可以得出：在我國長期快速增長時(shí)期集約型所表現(xiàn)出的是高速度，高效率，越粗放，其速度越低，效率越差。
如果更進(jìn)一步地考察粗放度的波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)周期的波動(dòng)情況，則不難看出：經(jīng)濟(jì)增長率周期的波峰恰好位于集約型年份或粗放度較弱的年份，而周期的波谷位置恰好處于超高度粗放型年份。改革前，我國粗放程度是兩頭多中間少，即超高與集約型年份多，低度、中度、高度粗放型年份少，這種粗放程度的巨大落差的反復(fù)出現(xiàn)必然使經(jīng)濟(jì)增長大起大落。改革前國民收入增長率的波動(dòng)幅度為53％，五個(gè)周期的振幅平均為23.4％（注：關(guān)于經(jīng)濟(jì)周期的劃分參見劉樹成：《論中國經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的新階段》，《經(jīng)濟(jì)研究》1996年第11期。）；改革以來，粗放度的穩(wěn)定性增強(qiáng)，低度、中度、高度粗放型年份增多，超高與集約型年份明顯減少，相應(yīng)地，改革開放以來四個(gè)周期的平均振幅為9.9％，國民收入增長率的波動(dòng)幅度也降為12.1％。因此，粗放度的穩(wěn)定性是影響經(jīng)濟(jì)增長穩(wěn)定性的重要因素之一。
4.粗放型增長表現(xiàn)為居民消費(fèi)水平的緩慢提高。
我國經(jīng)濟(jì)增長速度并不低，但人民的生活水平，社會(huì)福利狀況并沒有因此而相應(yīng)地得到快速提高。居民消費(fèi)水平的平均增長速度改革前的26年內(nèi)只增長了2.2％，主要食品中的糧食，食用油人均消費(fèi)量不僅沒有上升，而且有所下降，家禽的人均消費(fèi)量基本上沒有變化；改革后的15年內(nèi)居民消費(fèi)水平增長了7.0％，除了人均糧食消費(fèi)量受糧食需求的收入彈性低的影響而增長較慢外，其他主要食品都增長得非?？?，少則翻一番，多則超過了兩番。這說明了經(jīng)濟(jì)增長越粗放，人民的生活水平提高越緩慢。關(guān)于這一點(diǎn)，從我們模型本身也可以得到，粗放程度越高，要素投入增加就越快，資本積累速度也越快，過度積累必然會(huì)影響居民的消費(fèi)，相應(yīng)地減少綜合要素生產(chǎn)率的增長。
我國要素的過度投入通常表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)過熱，雖然經(jīng)濟(jì)過熱在不同經(jīng)濟(jì)體制下，表現(xiàn)形式不同，但其本質(zhì)卻是一致的。在計(jì)劃體制下，由于價(jià)格是政府統(tǒng)一制定的，即使經(jīng)濟(jì)過熱也不會(huì)使價(jià)格上升，但卻會(huì)出現(xiàn)嚴(yán)重的物質(zhì)短缺，這恰好說明了改革前居民消費(fèi)水平的低下。改革后，隨著價(jià)格放開，過去潛在的，隱蔽性的通貨膨脹公開化，使物質(zhì)短缺表現(xiàn)為價(jià)格的上升，即通貨膨脹，如果工資增長率低于通貨膨脹率，則通貨膨脹意味著居民實(shí)際消費(fèi)水平的下降。
從表2中可知：在41年里，有13個(gè)年份屬超高度粗放型，8個(gè)年份屬于高度粗放型，6個(gè)年份屬于中度粗放型，2個(gè)年份屬于低度粗放型，12個(gè)年份屬集約型。粗放型增長的年份占整個(gè)年份數(shù)的70.7％，集約型年份占29.3％，表明我國從總體上看屬于粗放型增長方式。由于超高度粗放型占整個(gè)年份數(shù)的31.7％，集約型占29.3％，高度、中度、低度分別只占整個(gè)年份數(shù)的19.5％、14.6％、4.9％，也說明粗放度的波動(dòng)幅度比較大，集約型增長的穩(wěn)定性較差。如果把改革時(shí)期與改革前作一比較，則超高度粗放型年份所占的比重由改革前的36％，降低為改革以來的25％；高度粗放型由16％上升為25％；中度粗放型由12％上升為18.8％；低度粗放型由O上升為12.5％；集約型年份由38.5％下降為13％。盡管改革以來粗放型增長的年份由改革前的64％上升為81.3％，集約型增長的年份由29.3％下降到18.7％，但改革以來的粗放度的波動(dòng)幅度明顯減弱穩(wěn)定性增強(qiáng)。
由表1所示，1953—1993年間的平均粗放度為0.92，屬于高度粗放型，此間國民收入的增長率達(dá)到7.1％，其中要素投入的貢獻(xiàn)率就占了91.8％，表明41年來的增長主要是要素投入的結(jié)果。改革前的平均粗放度為1.05，屬超高度粗放型；改革以來的平均粗放度為0.80，屬高度粗放型。國民收入的增長率由改革前的6.0％上升到改革以來的9.3％；要素投入的貢獻(xiàn)率由104.6％下降為80.2％；綜合要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)率由－4.6％提高到19.8％。說明改革以來的平均粗放度減弱，要素投入的貢獻(xiàn)率降低，綜合要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)率提高，改革為經(jīng)濟(jì)注入了活力，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)效率的提高。
按計(jì)劃期計(jì)算的粗放度有四種類型，分別是集約型、低度粗放型、高度粗放型、超高度粗放型?；謴?fù)時(shí)期的1963—1965年的δ值在區(qū)間［0，0.5）之間，屬集約型，綜合要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)率高達(dá)68.8％，要素投入的貢獻(xiàn)只有31.2％，經(jīng)濟(jì)效率高，效益比較好?！耙晃?、三五、六五”時(shí)期的δ值在區(qū)間［0.5，0.7），屬于低度粗放型，綜合要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)率分別達(dá)到34％，36.8％，40.4％，要素投入的貢獻(xiàn)率分別為66％，63.2％、59.6％，表明由要素投入增長所帶動(dòng)的增長成份比較低，由綜合要素生產(chǎn)率提高所帶動(dòng)的增長成份比較高，因此，這三個(gè)時(shí)期的經(jīng)濟(jì)效率比較高，經(jīng)濟(jì)效益也比較好。“五五”、“七五”、“1991—1993”時(shí)期的δ值在區(qū)間［0.8，1）內(nèi)，屬于高度粗放型，綜合要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)率分別只有2.5％，7.3％、6.0％，而要素投入的貢獻(xiàn)率卻分別高達(dá)97.5％、92.7％、94％，表明經(jīng)濟(jì)增長主要是要素投入的貢獻(xiàn)，經(jīng)濟(jì)效率比較低，經(jīng)濟(jì)效益比較差?！八奈濉睍r(shí)期的δ值大于1，“二五”時(shí)期的δ值小于零且國民收入為負(fù)增長，均屬于超高度粗放型，經(jīng)濟(jì)效率很低，經(jīng)濟(jì)效益最差。
綜上所述，盡管我國在某些年份或某些時(shí)期表現(xiàn)出集約型增長方式，但從總體上看，我國屬于粗放型增長，要素的投入是經(jīng)濟(jì)增長的主要推動(dòng)力，綜合要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)率較小，經(jīng)濟(jì)效率低，經(jīng)濟(jì)效益差。
四、對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長方式分析的結(jié)論
1.粗放型增長方式表現(xiàn)為外延式的擴(kuò)大再生產(chǎn)。
通常把新建擴(kuò)建項(xiàng)目視為外延擴(kuò)大再生產(chǎn)，更新改造項(xiàng)目視為內(nèi)含擴(kuò)大再生產(chǎn)，因而我們用基本建設(shè)投資指標(biāo)以及更新改造投資指標(biāo)來反映外延和內(nèi)涵的擴(kuò)大再生產(chǎn)情況。表3是根據(jù)1953—1993年國有固定資產(chǎn)投資構(gòu)成計(jì)算出的基本建設(shè)和更新改造投資占全部固定資產(chǎn)投資的比重。從基本建設(shè)投資在固定資產(chǎn)投資中所占比重看，外延式擴(kuò)大再生產(chǎn)的趨勢(shì)是不斷縮小，內(nèi)涵擴(kuò)大再生產(chǎn)的比例不斷增大。但從整個(gè)年份看，
表3
摘要：在經(jīng)濟(jì)高速增長的今天，我們不僅關(guān)注經(jīng)濟(jì)增長的速度，更關(guān)注經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量和效率，而全要素生產(chǎn)率作為測(cè)量經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量和效率的最為流行的指標(biāo)，在測(cè)算過程中，存在著一些不足。本文在借鑒相應(yīng)學(xué)者關(guān)于全要生產(chǎn)率研究的基礎(chǔ)上，總結(jié)了全要素生產(chǎn)率的不足，并提出了相應(yīng)改進(jìn)方法。
關(guān)鍵詞：全要素生產(chǎn)率；經(jīng)濟(jì)增長；測(cè)算方法
時(shí)至今日，我們關(guān)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的認(rèn)識(shí)，已不再局限于過去單純依托經(jīng)濟(jì)發(fā)展的規(guī)模與數(shù)量作為衡量經(jīng)濟(jì)增長成果的標(biāo)準(zhǔn)的狀況，而逐漸關(guān)注經(jīng)濟(jì)增長的效率、質(zhì)量等。我們不僅希望經(jīng)濟(jì)能夠在數(shù)量上增長，更希望通過經(jīng)濟(jì)增長能夠提高民眾的福利，改善民眾的生活。自從改革開放以來，中國的經(jīng)濟(jì)取得了突飛猛進(jìn)的發(fā)展。但是隨著我國經(jīng)濟(jì)幾十年的飛速增長，隨之而來的卻是越來越多的問題的產(chǎn)生。為此，我們不禁反思，經(jīng)濟(jì)增長真的只是從GDP增長總量數(shù)據(jù)就可以判斷經(jīng)濟(jì)增長的效率與質(zhì)量嗎？對(duì)于衡量經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量與效率的迫切需要，客觀上也促進(jìn)了利用全要素生產(chǎn)率，即TFP（Total Factor Productivity）衡量與評(píng)價(jià)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量與效率的發(fā)展，如今，利用TFP衡量經(jīng)濟(jì)增長已成為國內(nèi)最為流行的一種測(cè)算方法之一。
1. TFP內(nèi)涵
自索洛提出了規(guī)模報(bào)酬不變的生產(chǎn)函數(shù)以及由此推導(dǎo)出來的增長方程，通過將產(chǎn)出增長率中超出資本與勞動(dòng)力生產(chǎn)要素投入增長率的扣除（索洛余值）形成了全要素生產(chǎn)率的概念，并將全要素生產(chǎn)率來源定義為由技術(shù)進(jìn)步引起的產(chǎn)出增長。由索洛余值的求解可以看出，全要素生產(chǎn)率除了包括技術(shù)進(jìn)步引起的產(chǎn)出增長，還包括沒有識(shí)別的經(jīng)濟(jì)增長因素以及由此產(chǎn)生的誤差。
它的一般含義是指一定時(shí)間內(nèi)生產(chǎn)活動(dòng)的開發(fā)利用的效率，等同于一定時(shí)間內(nèi)各種生產(chǎn)要素與總產(chǎn)量之間的比值，可以衡量一個(gè)國家在一定時(shí)間經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量與效率，也是關(guān)于技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展作用的綜合反映，但是因?yàn)門FP還包括未識(shí)別的經(jīng)濟(jì)增長因素以及測(cè)量誤差，因此，TFP對(duì)技術(shù)進(jìn)步的衡量只是一種近似測(cè)量。TFP的來源除了包括技術(shù)進(jìn)步，還包括效率提升與規(guī)模效應(yīng)，比如組織創(chuàng)新、專業(yè)化以及生產(chǎn)創(chuàng)新等。但是，在索洛模型中，假定技術(shù)進(jìn)步是外生變量，并沒有考慮知識(shí)進(jìn)步以及人力資本提升對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)，在沒有考慮技術(shù)進(jìn)步的外部性情況下，因?yàn)檫呺H產(chǎn)量遞減規(guī)律，最終技術(shù)進(jìn)步帶來的產(chǎn)出效應(yīng)會(huì)為零。這顯然與現(xiàn)實(shí)生活中，通過改進(jìn)技術(shù)水平，從而帶來邊際產(chǎn)量遞增的現(xiàn)象不符，這也使全要素生產(chǎn)率的解釋能力與借鑒意義大打折扣，即全要素成產(chǎn)率成為“黑箱”。[1]
2. TFP測(cè)算方法的缺陷
TFP的測(cè)算方法雖然簡單可行，但是其中也存在著一些問題，這些問題影響著TFP作為衡量一國經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量與效率指標(biāo)的有效性與代表性。
2.1 用于測(cè)算TFP的要素投入數(shù)據(jù)為存量數(shù)據(jù)
在對(duì)TFP進(jìn)行測(cè)算時(shí)，必須考慮要素投入與產(chǎn)出之間的關(guān)系。而根據(jù)新古典生產(chǎn)理論，一定時(shí)期的投入帶來一定時(shí)期的產(chǎn)出，換言之，我們所要考慮的要素投入只是某段時(shí)期的投入量，即該段時(shí)期的流量數(shù)據(jù)，而不是某一時(shí)點(diǎn)上的存量數(shù)據(jù)。但是，從目前關(guān)于資本的指標(biāo)統(tǒng)計(jì)口徑來看，我們將資本分為固定資本和流動(dòng)資本。用固定資本的存量數(shù)據(jù)代替資本的流量數(shù)據(jù)，其中隱含了固定資本某一時(shí)點(diǎn)上的存量與其在此段時(shí)期內(nèi)的資本流量成正比的關(guān)系，但是，在現(xiàn)實(shí)生活中，這種假設(shè)顯然是不一定成立的。綜上所述，因?yàn)?，用于衡量相?yīng)變量的指標(biāo)，尤其是資本，在統(tǒng)計(jì)口徑以上存在局限，造成計(jì)算結(jié)果投入與產(chǎn)出的不一致，從而使TFP的測(cè)量值偏離真實(shí)結(jié)果。
2.2 TFP自身的“黑箱”使其內(nèi)涵含混，需要進(jìn)一步分解
TFP既包括勞動(dòng)生產(chǎn)率，又包括資本生產(chǎn)率，那么如果求接觸TFP，如何看出其中到底是勞動(dòng)生產(chǎn)率的作用比較顯著，還是資本生產(chǎn)率的作用比較顯著呢？顯然，并不能一概而論，并且TFP自身的“黑箱”特點(diǎn)還使其包括不能識(shí)別的經(jīng)濟(jì)增長因素與由此帶來的誤差，所以對(duì)TFP進(jìn)一步分解，將其分解為其中影響較大的影響因素的綜合作用，可以進(jìn)一步分析技術(shù)進(jìn)步的外部性的如何作用。技術(shù)進(jìn)步自身也可以分為三種類型：中性技術(shù)進(jìn)步、資本擴(kuò)張型技術(shù)進(jìn)步以及勞動(dòng)擴(kuò)張型技術(shù)進(jìn)步。例如，管理方式的改進(jìn)，可以促進(jìn)資本生產(chǎn)率和勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高，屬于中性技術(shù)進(jìn)步；而機(jī)器設(shè)備的投資可以提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，屬于資本擴(kuò)張型技術(shù)進(jìn)步；勞動(dòng)者人力資本的提升，可以促進(jìn)投資利用率的提升，屬于勞動(dòng)擴(kuò)張型技術(shù)進(jìn)步。針對(duì)不同類型的技術(shù)進(jìn)步，TFP作為衡量技術(shù)進(jìn)步的最佳指標(biāo)，也有必要進(jìn)一步分解，從而判斷技術(shù)進(jìn)步的類型。
2.3 TFP測(cè)算弱化一國階段性經(jīng)濟(jì)增長方式特點(diǎn)
一個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)增長必然會(huì)經(jīng)歷一個(gè)從粗放型經(jīng)濟(jì)增長再到集約型經(jīng)濟(jì)增長方式的過程，在經(jīng)濟(jì)增長的初期，由于對(duì)于資源的利用率不高，投入一單位的資源，帶來的邊際產(chǎn)出較大，因此，必然會(huì)帶來要素累積，例如資本累積，當(dāng)要素累積到一定階段，就可以進(jìn)行更大規(guī)模的生產(chǎn)，而隨著要素投入的逐漸增長，要素投入的技術(shù)系數(shù)即各種生產(chǎn)要素的配合比例會(huì)接近一個(gè)最佳技術(shù)系數(shù)。當(dāng)資源配合比例達(dá)到最佳系數(shù)，如果繼續(xù)增加要素投入量，就會(huì)帶來邊際產(chǎn)出遞減的結(jié)果，這個(gè)時(shí)候開始從粗放型經(jīng)濟(jì)增長逐漸步入集約型經(jīng)濟(jì)增長，邊際產(chǎn)出會(huì)逐漸遞減為零，此時(shí)達(dá)到總產(chǎn)出的最大值。為了發(fā)揮生產(chǎn)的規(guī)模效應(yīng)，在集約型經(jīng)濟(jì)增長階段，我們可以通過改良生產(chǎn)技術(shù)，提升人力資本，遏制邊際產(chǎn)出遞減的趨勢(shì)，甚至到達(dá)邊際產(chǎn)出遞增的結(jié)果。因此，如果一國處于粗放型經(jīng)濟(jì)增長階段，那么用于要素累積的部分必然較大，而TFP是扣除要素投入對(duì)產(chǎn)出影響的這一部分，所以粗放型經(jīng)濟(jì)增長階段的TFP較集約型經(jīng)濟(jì)增長階段TFP低。而發(fā)展中國家大部分是屬于粗放型經(jīng)濟(jì)增長階段，如果盲目將發(fā)展中國家的TFP與發(fā)達(dá)國家的TFP進(jìn)行對(duì)比，所得出的結(jié)論必然欠妥。[4]
另外，上文中提到TFP既包括勞動(dòng)生產(chǎn)率，又包括資本生產(chǎn)率，且三種不同類型的技術(shù)進(jìn)步所帶來的勞動(dòng)生產(chǎn)率與資本生產(chǎn)率的變化是不一致，除此之外，三種不同類型的技術(shù)進(jìn)步一般也在不同的經(jīng)濟(jì)增長階段處于主導(dǎo)地位。例如，在一開始的工業(yè)經(jīng)濟(jì)階段，通過增加物質(zhì)的投資帶來的邊際產(chǎn)出是遞增的，但是隨著物質(zhì)投資的增大，最終，物質(zhì)投資帶來的邊際產(chǎn)出會(huì)趨于零。因此，隨著知識(shí)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，對(duì)人力資本的提升將會(huì)成為主導(dǎo)力量，且人力資本的提升是沒有上限的。而TFP的測(cè)算，顯然沒有考慮技術(shù)進(jìn)步的類型，以及其在不同發(fā)展階段上的特點(diǎn)，這也使得TFP的計(jì)算結(jié)果過于模糊。（作者單位：貴州大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院）
參考文獻(xiàn)：
[1]易綱等.關(guān)于中國經(jīng)濟(jì)增長與全要素生產(chǎn)率的理論思考[J].經(jīng)濟(jì)研究，2003（8）：13-20.
[關(guān)鍵詞] 技術(shù)創(chuàng)新 經(jīng)濟(jì)增長 索洛余值法
一、技術(shù)創(chuàng)新對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的測(cè)度
這里用柯布―道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)來估計(jì)參數(shù)和,其形式為:其中,為初始技術(shù)水平,e為自然對(duì)數(shù)的底,是綜合技術(shù)進(jìn)步參數(shù), t表示時(shí)間,為綜合技術(shù)進(jìn)步因素。對(duì)該式兩邊分別取自然對(duì)數(shù),整理后得到:
這是柯布―道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的線性形式，可利用此方程估計(jì)參數(shù)和。然后，就可以利用索洛“余值法”測(cè)算技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。
本文以1995年至2006年我國的統(tǒng)計(jì)年鑒資料為樣本，以國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）表示產(chǎn)出量（Y），利用全社會(huì)從業(yè)人員總數(shù)來表示勞動(dòng)投入(L),利用固定資產(chǎn)投資額來表示資本投入(K)。利用以1978年為基期的商品零售價(jià)格指數(shù)將地區(qū)生產(chǎn)總值以及固定資產(chǎn)投資額的名義值轉(zhuǎn)換為實(shí)際值。根據(jù)樣本資料，利用SPSS對(duì)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如下：
(-13.255） (13.344) (13.812)
調(diào)整
參數(shù)都通過了t檢驗(yàn),回歸方程對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合程度很高,回歸效果好。資本產(chǎn)出彈性的估計(jì)值為0.323,從而勞動(dòng)產(chǎn)出彈性的估計(jì)值0.677。因此有
根據(jù)樣本數(shù)據(jù)以及參數(shù)估計(jì)值,可以分離出技術(shù)創(chuàng)新、資本增長以及勞動(dòng)增長對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的獻(xiàn)率(見下表)。
技術(shù)創(chuàng)新、資本增長以及勞動(dòng)增長對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的獻(xiàn)率計(jì)算表
計(jì)算結(jié)果表明，1996年～2006年間，我國經(jīng)濟(jì)平均年增長率為10.26%,其中固定資產(chǎn)投資每增長1%,可帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長0.323%。固定資產(chǎn)投資總額增長速度的年平均值為15.18%,平均每年帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長5.23%,固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率達(dá)到45.72%。勞動(dòng)投入每增長1%,可使經(jīng)濟(jì)增長0.677%。由于就業(yè)人員增長速度比較低,平均每年為7.45%,因此勞動(dòng)增長所帶動(dòng)的經(jīng)濟(jì)增長也不多,僅有5.044%,勞動(dòng)增長對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率平均僅為7.45%。技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率平均為46.82%。
二、技術(shù)創(chuàng)新對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的演變
由上表可以看出1996年～2006年間,技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)波動(dòng)很大,最高為66.48%,最低為21%,極差為43.48%，但總體呈下降趨勢(shì)。運(yùn)用H-P濾波得到的變動(dòng)趨勢(shì)如下圖。
圖 1996年～2006年技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的變動(dòng)趨勢(shì)
對(duì)上述趨勢(shì)線用SPSS進(jìn)行估計(jì)得到如下趨勢(shì)方程：
(58.154) (-57.673)
方程擬合優(yōu)度較高，相關(guān)檢驗(yàn)通過，可以用來分析?？梢钥闯?，1996年～2006年我國技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)以直線形式減小，而經(jīng)濟(jì)增長的穩(wěn)定性在增加。
三、結(jié)論
1996年～2006年間,我國經(jīng)濟(jì)的快速增長的來源中,技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)平均為46.82%,而資本投入和勞動(dòng)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)平均為53.18%，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)低于50%,要素投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)則大于50%。說明我國經(jīng)濟(jì)增長主要靠要素投入推動(dòng)。進(jìn)一步研究表明：技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)以直線形式減小，而經(jīng)濟(jì)增長的穩(wěn)定性在增加。新一輪技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)是否符合該演變規(guī)律，有待于進(jìn)一步研究。
參考文獻(xiàn)：
[1]葉飛文:要素投入與經(jīng)濟(jì)增長[M].北京:北京大學(xué)出版社,2004
關(guān)鍵詞：土地要素；土地出讓金；經(jīng)濟(jì)增長；廣州
中圖分類號(hào)：F301 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2017）14-0062-04
一、背景
土地作為生產(chǎn)要素以及社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、政治、文化等各項(xiàng)活動(dòng)的載體，是制約經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵因素，是支撐區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展必不可少的自然資源。
土地出讓金制度是我國經(jīng)濟(jì)體制改革的重要成就之一，它是通過無償劃撥獲得土地使用權(quán)的方式轉(zhuǎn)變?yōu)楸仨毻ㄟ^繳納土地出讓金才能獲得土地使用權(quán)，來實(shí)現(xiàn)土地資源向土地資產(chǎn)的轉(zhuǎn)化。這種土地使用權(quán)的市場化交易，使地方政府?dāng)U展了收入來源，也獲得了大量收益。據(jù)統(tǒng)計(jì)，2010年全國土地出讓金已達(dá)到29 397億元，同比增長106.2%，而2010年的財(cái)政收入為8.31萬億元，土地出讓金占35%。有些地方政府的土地出讓金收入占到了財(cái)政收入的一半，有的作為預(yù)算外收入甚至超過了財(cái)政收入。我國各個(gè)城市和地區(qū)的實(shí)踐表明，土地出讓金對(duì)于城市經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮著重要作用[1]。賈奇峰等（2006）認(rèn)為，土地出讓金調(diào)動(dòng)了地方政府的財(cái)政積極性，激發(fā)了地方政府的趨利行為。汪利娜（2009）指出，針對(duì)土地出讓金建立收支專戶，并將土地出讓金全額納入地方預(yù)算，從而實(shí)現(xiàn)透明化管理。辛波等（2010）在探討土地財(cái)政與GDP 增長的相關(guān)性研究中，將土地出讓金作為土地財(cái)政的一部分進(jìn)行實(shí)證分析，認(rèn)為土地財(cái)政對(duì)經(jīng)濟(jì)有較強(qiáng)的影響，經(jīng)濟(jì)增長過度依賴土地財(cái)政。
土地要素一直被認(rèn)為是推動(dòng)中國經(jīng)濟(jì)高速增長的重要因素。特別是2004年中央政府明確提出運(yùn)用土地政策參與宏觀調(diào)控以來，量化土地投入對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長的影響，已成為學(xué)者和政府部門關(guān)注的熱點(diǎn)問題。在測(cè)度要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率時(shí)，基于要素價(jià)值而非數(shù)量的計(jì)量模型的研究結(jié)果會(huì)更準(zhǔn)確。而中國土地市場的出現(xiàn)使土地價(jià)格逐步顯化，因此，直接測(cè)度土地要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率變得可能。國內(nèi)外學(xué)者對(duì)土地要素與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系已作了許多研究。黃裕婕等（2000）對(duì)福建省各市土地生產(chǎn)力與土地利用關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)[2]。王愛民等（2005）用二次函數(shù)的形式研究了深圳市土地投入總量與經(jīng)濟(jì)總量之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)深圳市土地對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率為0.166[3]。熊鷹等（2006）對(duì)湖南省城市化中的土地問題進(jìn)行了數(shù)據(jù)分析，提出了城市化與土地利用協(xié)調(diào)發(fā)展的觀點(diǎn)[4]。李明月等（2005）研究了土地要素投入對(duì)上海市經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，得出土地對(duì)上海經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率為4.74%，與資本和勞動(dòng)對(duì)上海經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率4.35%和3.40%基本相當(dāng)[5]。
由上述可知，目前對(duì)土地出讓金制度的研究大多集中于對(duì)其所引發(fā)的消極問題的分析，且多是定性研究，而缺少在土地出讓和土地要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率比較分析方面的研究。因此，有必要重點(diǎn)研究隨著城市化進(jìn)程和城市邊界的擴(kuò)大，在地方政府成為利益主體的背景下，分析土地出讓金規(guī)模與土地要素投入力度對(duì)城市經(jīng)濟(jì)增長的影響，探討處于不同發(fā)展階段的城市的土地出讓金和土地要素投入貢獻(xiàn)率的變化規(guī)律，從而為土地出讓金制度改革和土地市場化改革提供理論依據(jù)，提高實(shí)施效果。
二、理論方法
（一）理論與方法
在定量分析要素投入對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長時(shí)，大多數(shù)學(xué)者都利用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)（C-D函數(shù)）構(gòu)建分析模型，其基本形式為：
Y=AeλtLαRβμ （1）
式中，Y、L和R分別表示為t時(shí)間的為資本總產(chǎn)出、勞動(dòng)力投入和資本投入，α和β表示為勞動(dòng)力和資本投入要素的彈性產(chǎn)出，表示該生產(chǎn)要素的投入改變對(duì)于資本總產(chǎn)出的影響；A為非零常數(shù)，λ為科技貢獻(xiàn)率，μ為隨機(jī)干擾項(xiàng)。
傳統(tǒng)的生產(chǎn)函數(shù)未考慮土地要素作為生產(chǎn)要素對(duì)于經(jīng)濟(jì)的影響，根據(jù)CD函數(shù)原理，為了測(cè)算土地要素的投入對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的影響，將土地要素加入生產(chǎn)函數(shù)，則其式可寫為：
Y=AeλtLαRβSγμ （2）
其中，S表示土地要素的投入量，γ表示土地要素投入彈性。對(duì)于該函數(shù)兩邊取自然對(duì)數(shù)可得：
lnY=lnA+λt+αlnL+βlnR+γlnS （3）
為分析單位時(shí)間了總量變化，將（3）式對(duì)于時(shí)間t求導(dǎo)可得：
■×■=λ+α×■×■+β×■×■+γ×■×■ （4）
其中，■×■表示為單位時(shí)間t內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長率，α×■×■表示為單位時(shí)間t內(nèi)勞動(dòng)力對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，β×■×■表示為單位時(shí)間t內(nèi)資本對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，γ×■×■表示為單位時(shí)間t內(nèi)土地要素投入對(duì)于資本增長的貢獻(xiàn)。
（二）計(jì)算與檢驗(yàn)
根據(jù)以上理論分析，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型：
lnY=lnA+λt+αlnL+βlnR+γlnS （5）
其中，總產(chǎn)出 Y選用第二、三產(chǎn)業(yè)的GDP總和，勞動(dòng)力投入量 lnL選用第二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人口，資本投入 lnR選用第二、三產(chǎn)業(yè)固定Y產(chǎn)投資總和，而土地要素投入lnS則選用建設(shè)用地總量表示。以表1中2005―2013年廣州市統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)，結(jié)合SPSS軟件作回歸分析得：
lnY=+-135.977+0.404t+0.002lnL+0.138lnR+0.732lnS （6）
R2=0.999，sig=0.000
從式（6）可以看出，土地要素投入S對(duì)于第二、三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的彈性系數(shù)為0.732，表明城市建設(shè)用地每增加1%，對(duì)于第二、產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值可帶來0.732%的增長；勞動(dòng)力投入L對(duì)于第二、三總產(chǎn)值的彈性系數(shù)為0.002，表明勞動(dòng)力投入每增加1%，第二、三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值增長幅度為0.002%；資金投入R對(duì)于第二、三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的彈性系數(shù)為0.138，即資金投入每增加1%，對(duì)于第二、三產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值可帶來0.002%的增長。其中，在資金、勞動(dòng)力、土地要素三個(gè)要素中土地要素的彈性系數(shù)最大，表明增加建設(shè)用地面積對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長有明顯的作用。
資金投入、勞動(dòng)力投入和土地要素投入三者的規(guī)模報(bào)酬總系數(shù)為α+β+γ=0.872
對(duì)于要素投入替代率■≈0.2
生產(chǎn)總值（GDP）是指在一定時(shí)期內(nèi)一個(gè)國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)中所生產(chǎn)出的全部最終產(chǎn)品和勞務(wù)的價(jià)值，財(cái)政收入是政府為履行其職能、實(shí)施公共政策和提供公共物品與服務(wù)需要而籌集的一切資金的總和。兩者同為反映宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況的指標(biāo)，兩者也常常被用來比較。而兩者也具有密切的聯(lián)系性，經(jīng)濟(jì)發(fā)展在很大程度上決定了財(cái)政收入量；反之，財(cái)政收入是政府提供公共服務(wù)、履行職能、促進(jìn)消費(fèi)與投資等經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的基礎(chǔ)，對(duì)于GDP的增長至關(guān)重要。因此，為分析土地出讓金對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，本文將選擇2005―2013年廣州市土地出讓金與財(cái)政收入情況進(jìn)行分析。
從表中數(shù)據(jù)可以看出，土地出讓金與財(cái)政收入正相關(guān)性明顯，對(duì)于財(cái)政收入，土地出讓金收益功不可沒，2005―2013年的數(shù)據(jù)顯示，土地出讓金收益所占財(cái)政總收益比重均值為26.86%，超過了財(cái)政總收入的四分之一，已成為政府財(cái)政收入主要來源之一。
三、結(jié)論和建議
本文運(yùn)用加入了土地要素的生產(chǎn)函數(shù)模型，對(duì)2005―2013年間土地要素、資本、勞動(dòng)力投入對(duì)于廣州市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)程度進(jìn)行了分析，通過數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，證實(shí)了土地出讓金對(duì)于廣州市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要影響，得出以下結(jié)論。
1.土地要素投入對(duì)于廣州市經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有不可替代的重要作用，對(duì)于整體邊際報(bào)酬遞減而言，需調(diào)整建設(shè)用地規(guī)模、資金投入與勞動(dòng)力投入三者的比例，在適宜的建設(shè)用地規(guī)模上調(diào)整資本與勞動(dòng)力的投入，以達(dá)到效益最經(jīng)濟(jì)。
2.資金投入對(duì)于廣州市經(jīng)濟(jì)發(fā)展也十分重要，需在合理利用資源的同時(shí)，加大招商引資力度，設(shè)立發(fā)展戰(zhàn)略專項(xiàng)資金，高效拉動(dòng)廣州市二三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長.
3.土地出讓金依舊是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵，其創(chuàng)新機(jī)制將是各級(jí)政府推進(jìn)土地出讓金管理的一項(xiàng)重要內(nèi)容，必須合理高效地對(duì)之進(jìn)行管理利用。另外，土地出讓收入具有不穩(wěn)定與不可持續(xù)的特性，在經(jīng)濟(jì)形勢(shì)發(fā)生變化時(shí)，土地出讓收入可能發(fā)生較大波動(dòng)，在統(tǒng)籌經(jīng)濟(jì)發(fā)展制定相關(guān)規(guī)劃時(shí)應(yīng)考慮周全。
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