经济增长的要素精选(十四篇)

序言：作为思想的载体和知识的探索者，写作是一种独特的艺术，我们为您准备了不同风格的14篇经济增长的要素，期待它们能激发您的灵感。

篇1

关键词：国民经济增长；国内生产总值；社会固定资产投资；社会劳动力就业；国家信息化综合发展

改革开放以来，我国经济总量占世界的比重不断提高，2008年为6.4%，位居美国和日本之后，居世界第3位。根据世界银行资料，折合成美元，我国2008年国内生产总值为38600亿美元，相当于美国的27.2%，日本的78.6%。社会的经济发展是各种经济要素的共同协调促进作用导致的结果，那么，究竟各种经济要素在经济发展过程中发挥了怎样的作用对于我国这样一个经济发展的大国来说，是一个十分值得要讨论和研究的问题。

一、问题的提出与文献综述

要素投入与经济增长有着直接的关系，只有生产力得到了实质性的发展，国家的经济才会有显著增长。而生产要素是生产力的最主要方面的体现，一般认为生产要素是由资本、劳动力及技术构成的。因此，在一定的技术条件下，资本和劳动力投入量就表示着经济的产出能力。但随着科学技术的不断发展，技术水平也随之逐步改进，可见，技术水平也逐渐成为制约生产力发展的主要因素。在要素稀缺及不能完全替代现实情况下, 经济增长是受要素投入量及其均衡、协调关系制约的，显然各经济要素的投入与经济增长有着直接的关系。因此，许多学者在研究经济增长时，都不可避免地研究经济要素的投入对经济增长的作用。基于此种背景，许多学者分别从各类经济要素的投入与经济增长之间关系进行了探索，产生了很多优秀的文献。

张军研究了中国经济增长与要素投入之间的关系, 发现：在过去的10 年, 增长率似乎表现出持续下降的趋势, 而且要继续维持第一个转轨10 年的增长速度变得越来越困难[1]。周海春在研究中国经济潜在增长率时, 提出了劳动力无限供给问题[2]。认为经济潜在增长率归根结蒂决定于三类因素：一是资本投入的增长； 二是劳动投入的增长；三是由技术进步决定的资本与劳动力利用效率的提高。梁昭在研究国家经济持续增长的主要因素时认为: 对经济增长的主要影响因素有三个, 即制度、结构和供给因素[3] 。总而言之，这些学者，都是将研究集中在经济要素的投入对经济发展之间的关系上，并且一致认为，经济要素的投入量决定了中国经济的发展。许多学者试图通过计量方法给中国经济增长以解释, 并对各要素的贡献率的大小进行分析。但我们注意到, 在分析结果中有一点是共同的, 即中国的技术进步贡献率不明显。因此，这是值得进一步研究的问题。

参考文献：

[1] 张军. 资本形成、工业化与经济增长: 中国的转轨特征[ J] . 经济研究, 2002, ( 6) : 3- 13

[2] 周海春. 劳动力无限供给条件下的中国经济潜在增长率[ J] . 管理世界, 1999, ( 3) : 24- 28.

[3] 梁昭. 国家经济持续增长的主要因素分析[ J] . 世界经济, 2000, ( 1) : 50- 56.

[4] 邢志强, 赵秀恒. 信息化对经济增长影响的量化分析[ J]. 运筹与管理, 2002, ( 10): 95- 99.

篇2

关键词:要素流动；世界经济增长；影响机理

一、世界经济发展的现状分析

对世界经济的发展史进行分析能够了解到，在地理大发现之前，世界经济呈现着各国独立发展的状态。在世界市场形成之前，区域贸易出现在了世界经济之中。但是各个贸易区之间并没有联系，一直到航海技术以及科技革命后，国际贸易在世界经济中的作用逐渐体现。到上个世纪七十年代，跨国公司得到了迅速的发展，使得各个国家之间的经济贸易关系更加紧密，推动了国际贸易以及经济全球化的发展。跨国公司的数量增加和规模增大使得直接投资(FDI)的流入量也不断增加。笔者经过分析发现，随着跨国公司数量的不断增加，直接投资波动幅度明显加快。受到投资本身特性的影响，以及其波动与跨国公司数量的关系密切，所以直接投资在世界经济中的活跃程度得到了显著的提升。对整体的趋势进行分析能够发现，直接投资的增长率比国际贸易要快，目前，国际直接投资已经超过了国际贸易。现阶段，转型国家以及发展中国家的直接投资流入量显著提升，已经超过了发达国家的直接投资的流入量。可以说，转型国家以及发展中国家成为了吸引直接投资的主要地区。就目前的发展形式来说，世界经济发展的重要特征就是国际直接投资，已经完成了国际贸易为主要特征的转变。这使得对世界经济增长受到要素流动影响进行重新的分析更加重要。

二、传统经济增长理论中要素观的应用

经济增长理论研究的本质问题为经济体的想差异性和真实收入随时间增加而增加的原因。经济增长理论一直是广大经济研究学者探讨的重点问题。最主要的原因就是经济增长与人们的生活密切相关。由于世界经济的增长机理会随着世界经济运行特征的改变而发生变化，所以斯密的经济增长理论、新古典增长理论以及内生增长理论都成为了传统的经济增长理论。斯密在其经济增长理论中提出，推动世界经济增长的重要因素是国际分工，而国际分工的动力则来自于不同国家劳动生产率之间的差异。不同的工人由于分工的不同，进行专业化的操作也有所不同。通过工人的反复操作，提升了物品的产量。在不同的工艺制造中，进行有效的劳动分工，能够使得劳动生产力得到成倍的增长。同理，在不同的国家，劳动生产率不尽相同，使得国际分工产生。不同的国家专门进行某一种专长的业务操作，在世界范围内提升了生产率，推动了世界经济的增长。新古典增长理论是在索洛和斯旺提出的经济增长模型的基础上进行完善的。在新古典增长理论中，假设了市场是完全竞争的，其中发挥调节作用的是价格机制。新古典增长理论还指出，资本与劳动可以互相替代、规模报酬不变以及技术的进步是外生的。结合道格拉斯函数能够得出：第一，经济最终总会趋向均衡增长。第二，短期的经济增长受到储蓄率变动的影响，长期的经济增长由技术的发展情况所决定。第三，不同的经济体之间可能会存在趋同。在内生增长理论中，资本、劳动力以及技术都是基本的生产要素。该理论中假设了人力的投资、资本积累知识外溢会影响技术的进步，对其产生推动的作用。所以，能够实现长期的、持续的经济增长。相比于新古典增长理论，对于要素有了更多的要求。内生增长理论认为，经济的增长不仅需要要素的量变，还要求着要素的质变。

三、要素流动对世界经济增长影响机理的分析

(一)要素流动对世界经济增长的微观效应分析

人均实际产出持续的、稳定的增长就是经济增长。在目前跨国公司的数量以及直接投资不断增加的情况下，要素流动对于世界经济增长的微观作用为：要素流动有效提升了要素的边际生产效率。在实际的生产中，有多种的要素相互配合、共同组成了生产过程。跨国公司的直接投资中，包含着技术、资金、管理等等要素，可以统称为资本K。所以，要素流动的过程可以由资本流动的过程进行直接的体现。为了分析要素流动对世界经济增长的微观效应，可以进行如下假设：在生产过程中，只包含着资本K以及劳动力(可以用字母L进行代替)。这就意味着，资本K从一个国家流向另一个国家，就是要素的流动。对于资本K的流入国来说，新流入的资本结合学习效应，能够完成对L的边际生产效率的提升。同时，资本K与新的L相结合，在保证了原有生产效率的基础上，由于科技含量以及管理水平的提升，原有的边际生产效率也得到了提升。对于资本K的流出国来说，剩余K的边际生产效率得到提升，使得L逐渐转移到资本部门，有利于新的资本K的生成。由此能够得出，要素流动对于两个国家的要素边际生产效率都有所提升。可以说，要素流动对于世界经济增长的微观效应就是要素的边际生产效率的提升。

(二)要素流动对世界经济增长的中观效应分析

1.对国家要素结构的影响。在国家的要素构成中，各种要素之间的比例就是国家要素结构，这种结构主要是由该国家的发展水平所决定的。在国家要素结构中，各个要素的比例以及要素的总量都对经济增长产生了影响。在国际直接投资的不断增长下，要素的流动主要表现为发达国家向发展中国家或转型国家尽心更直接投资。由于经济增长会使得要素以及要素结构得到更新，所以要素的差异是无法消除的。这就会使国家的要素结构不断发生变化，结合直接投资的调整形成新的国家要素结构。例如，在发达国家相互投资时，由于国家之间的需求结构有着一定的差异性，所以更好的刺激了相互投资。2.对产业结构的影响。结构主义认为，经济增长的一个重要动力就是产业结构的变化，同时，产业结构也会随着经济的增长而不断的调整。不同的要素结构会形成不同的产业结构，产业结构的改变也影响着经济的增长，所以，要素结构对经济增长的影响主要是通过产业结构的调整来进行的。可以说，要素结构和产业结构的影响是相辅相成、相互推进的。产业结构与要素结构之间的关系十分紧密，这就意味着一个国家在进行经济政策的调整与规划时，除了要对该国家的产业结构进行考量，还要将要素结构纳进考虑的范畴。在要素流动后，两个国家的产业结构都能够得到一定程度的升级。对于要素的流入国来说，因为流入了高端要素，所以产业结构与要素结构都得到了优化；对于要素的流出国来说，资源不断的流向高端的产业，实现了产业的升级。

篇3

一、 关于中国经济增长动力的文献综述

影响经济增长的动力因素分析就是将经济增长分解为劳动、资本、技术进步等不同因素贡献的测算过程。关于我国经济增长动力的文献主要从要素投入、要素升级、制度变迁和全要素生产率等4个方面展开研究。

要素投入主要是指劳动力、资本、基础设施等经济增长模型中最早使用的影响经济增长的因素。几乎所有关于经济增长影响因素的文献中都会涉及到相关的要素投入指标。长期以来，中国的经济增长主要表现为由大量资本、能源和原材料以及劳动力投入推动。中国的经济增长从投入产出关系看，都属于数量扩张型的（石磊，1994），世界银行（1998）估计，物质资本的增长可以解释37%，劳动力数量增长和质量提高可以解释17%，劳动力部门转移可以解释约16%。但是，在20世纪50年代，经济学家们就已经发现资本与劳动力两种生产要素并不能完全的解释经济增长。

要素升级主要是指在要素投入中所对应的将同质的要素区分为不同质量水平要素的投入，包括人力资本、技术进步、信息化水平等从质量上衡量经济增长的影响因素。在技术进步方面，主要是通过研究技术引进和技术创新两个角度来研究对经济增长的影响。如王小鲁等（2009）通过考察自主创新对全素生产率的影响来判断技术创新对经济增长方式转变的影响。在人力资本方面，人力资本的衡量一般是通过受教育年限来替代，王小鲁等（2004）、赖明勇等（2005）的研究都认为教育在促进经济增长、缩小地区差距中发挥了重要的作用。

制度变迁主要是指非投入因素对经济增长的影响，包括城市化、市场化、对外开放度等影响因素。这些影响因素不是从直接投入来影响经济增长，而是通过制度上的变革而引起的变化。樊纲等（2011）认为1997年～2007年，市场化进程对经济增长的贡献达到年均1.45个百分点，这一时期全要素生产率的39.2%是由市场化贡献的。城市化伴随着各类要素由乡村向城市集中，促进了实物资本和人力资本的快速积累，形成了经济增长的动力。出口导向是我国经济增长中的重要特征，对外开放使我国能够发挥比较优势，促进技术转移，从而提高生产率。

全要素生产率是指通过计算增长余值得到而不能观察到的所有因素所带来的增长。一般来说，生产资源的优化配置和技术进步都能带来全要素生产率的提升，而生产要素的量的投入一般不会带来全要素生产率的提高。比如，技术进步、人力资本提升、市场化改革能够提高全要素生产率。Chow和Li（2002）发现1978年以后TFP大约以每年3.0%的速度增长，对中国经济增长的贡献为32%，Bosworth和Collins（2008）则发现20世纪90年代TFP对经济增长的贡献份额高达54.7%。

二、 要素投入与要素升级拉动经济增长的机理

经济增长的过程，从本质上来说，取决于两个方面的因素：一是生产要素投入量的增加，二是生产要素的配置效率提高，包括除要素投入之外其他引起生产函数发生变化而使经济增长率提高的因素。前者可以概括为要素投入，后者则指要素升级。要素投入是指生产要素投入“量的增加”，劳动、资金、土地等资源的投入属于此类;要素升级是指生产要素“质的提升”，技术进步、人力资本提升、信息化、知识增长属于此类。在生产函数和经济增长理论中，要素投入量的增加可直接增加产量或促进经济增长;要素升级通过提高要素生产率增加产量或促进经济增长（李佐军，2016）。

但是，要素投入并不能完全的决定经济增长，索洛模型中的余值就是劳动力和资本所不能解释的经济增长部分。劳动力增长和资本增长要远远低于经济增长的幅度，而且在同样水平劳动力和资本禀赋下，不同国家或地区表现出完全不一样的经济增长水平。这样，对劳动力和资本的品质就逐渐进入到解释经济增长的范围当中，同样数量的劳动力和资本，改善品质能够大幅度的提高经济增长，既可以包括人力资本的提升，也可以是物质资本累积所带来的技术进步和信息化水平改善。人力资本也可以看作是劳动力，技术进步和信息化水平也属于物质化的资本。

?木?济增长理论来看，现代经济增长文献大致可以分为新古典经济增长理论、AK类型增长理论和R&D类型增长理论，在新古典经济增长理论中，外生参数的变化具有水平效应，没有增长效应，而新增长理论，无论是AK类型的还是R&D类型的，最显著的特征是外生参数的变化具有增长效应（舒元，徐现祥，2002）。20世纪80年代中期出现的新增长理论，将技术进步视为经济系统的内生变量，突破传统经济增长理论中以资本和劳动力等要素禀赋和要素投入增长为基础的研究框架。要素投入会面临要素报酬递减和要素增速减缓的过程，那么就会导致经济增长速度的放缓。要长时期的保持较高的经济增长速度，依靠要素投入是不可能实现的。只有依靠要素升级，改变生产可能性曲线，同样数量的要素能够实现更高水平的经济增长。当今世界经济增长中各国经济增长率和人均收入水平差距越来越大主要是由于知识、技术和人力资本积累存在巨大差异。同时，要素升级还能够带来全要素生产率的改变。

技术进步是经济增长的动力，而且能够影响经济增长的方式，通过提升全要素生产率水平拉动经济增长。但是，技术进步也不一定能够影响经济增长，从技术创新或技术引进到生产技术的进步，中间还有许多环节面临不确定性，比如机会成本、路径以来、逆向溢出、要素禀赋、吸收能力等因素的影响（唐未兵等，2014）。

人力资本是一个国家经济持续增长的基本因素。人力资本对经济增长起促进作用，人力资本存量通过知识积累来影响技术创新，最后提高全要素生产率。初级教育和高级教育都能促进经济增长，初级教育作为生产要素直接促进最终产出，高级教育则通过加快技术创新与模仿的速度提高全要素生产率。

随着信息产业的崛起，信息化对经济增长的作用越来越明显。信息技术革命改变着传统结构和增长方式，能够调整产业结构使其升级换代，能够实现传统产业的信息化，优化劳动力和资金的使用，提高生产效率，促进经济增长。

三、 改革开放以来中国要素投入和要素升级拉动经济增长的实证分析

根据数据可获得性，本文选择1985年～2014年我国30个省、自治区、直辖市（因西藏自治区数据完整性较低，本文不予考虑）的经济增长源泉进行分析。影响经济增长的因素可以分为3类，一类是劳动力和资本，属于要素投入因素，第二类是技术进步、人力资本和信息化水平，属于要素升级因素，第三类是城镇化率、市场化水平和对外开放度，属于制度变量。因此，在回归模型中，因变量为GDP，自变量包括劳动力（Lab）、资本（Inv）、技术进步（Tec）、人力资本（Hc）、信息化水平（Inf）、城镇化率（Urban）、市场化水平（Market）、对外开放度（Openness）、电力消费（Ele）、贷款余额（Loan）、货运量（Freight）等指标。劳动力和资本是C-D增长模型中影响经济增长的主要因素，属于要素投入性质的影响因素。为了衡量要素投入和要素升级之间的差异，本文引入了技术进步、人力资本、信息化水平。为了解决劳动力和资本等指标对GDP的内生性问题，本文引入“克强指数”中的用电量、贷款余额和货运量这3个指标。同时，引入城镇化率、市场化指数、对外开放度这3个控制变量。

从表1的回归结果可以看出，劳动力供给和固定资产投资每增加1个百分点，经济总量分别要提高0.451和0.159个百分点，而技术进步、人力资本和信息化水平每提高1个百分点，经济总量分别提高-0.007 67个百分点、0.120个百分点、0.072 9个百分点。因此，我国经济增长的主要动力仍然是以劳动力和投资为主，技术进步对经济增长的影响并不明显，人力资本和信息化水平虽然是经济增长的动力，但是并不如劳动力和投资的影响明显。

考虑到1985年～2014年长达30年的期间内，我国经济发展经历了多个阶段，中国经济与国际经济逐步接轨，国际经济波动对中国经济的影响越来越大，特别是2001年加入WTO和2008年的金融危机，对我国经济发展冲击较大。因此，本文将1985年以来的发展阶段分为2001年及之前、2001年以来和2008年以来三个时间段，分别回归分析影响经济增长的主要因素。

从表2可以看出，三个阶段中影响经济增长的因素变化较大，从2001年前后比较来看，劳动力的影响因素在下降，投资、技术进步、人力资本、信息化水平的影响因素都明显增大，影响经济增长的因素逐渐从要素投入向要素升级转变。2008年以来，要素投入影响经济增长的程度仍在不断下降，要素升级的影响力不断提升，特别是人力资本的影响能力不断增强。但是，2001年以来信息化水平的影响能力有所下降。制度变量中，城市化的和市场化的作用仍然较大，对外开放度的作用相对较为稳定。总体来看，要素投入在经济增长中仍然占有较为重要的影响，要素升级的重要性也在不断加大，制度变量则一直处在相对重要的位置。但是2008年的经济危机以来，要素投入的重要性有所增加，而要素升级的影响力在下降。

同时，我国地区之间经济发展差距仍然较大，影响各地经济增长的主要因素存在一定差异。按照通常的做法，将我国划分为4大区域。

从表3可以看出，影响各地区经济增长的主要因素各不相同，但是劳动力和信息化水平仍然在各地区之间都有较为显著的影响。东部地区的主要影响因素是劳动力、投资、信息化水平，中部地区则为劳动力、技术水平、信息化水平，西部地区则包含了所有5个影响因素，东北地区则包括除技术进步外的其他4个影响因素。要素投入仍然是中部、西部和东北地区经济增长的主要影响因素。在制度变量中，城市化对中部、西部地区经济增长具有重要影响，而对东北地区则有一定的负面影响，对东部地区影响并不明确，市场化水平对东部和中部地区影响较大，对外开放度则仅在东部地区有较为明显的影响。总体来看，各地区的经济增长仍然是以要素投入为主，但是与经济发展水平相关，东部地区要素升级对经济增长的影响要大于其他地区，而制度变量在中部、西部和东北地区仍然有较大的影响。

四、 推进要素升级，促进供给侧改革

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关键词：全要素生产率；经济增长；Cobb―Douglas生产函数

中图分类号：F211 文献标识码：A doi:10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2011.04.07 文章编号：1672-3309（2011）04-14-02

经济发展是一个国家追求的根本目标，而经济增长是经济发展的必要前提。全要素生产率是分析经济增长源泉的重要工具,尤其是政府制定长期可持续增长政策的重要依据。估算全要素生产率有助于进行经济增长源泉分析,即分析各种因素(投入要素增长、技术进步和能力实现等)对经济增长的贡献,识别经济是投入型增长还是效率型增长,确定经济增长的可持续性。另外,估算全要素生产率也是制定和评价长期可持续增长政策的基础，具体来说,通过全要素生产率增长对经济增长贡献与要素投入贡献的比较,就可以确定经济政策是应以增加总需求为主还是应以调整经济结构、促进技术进步为主。近年来，全要素生产率TFP逐渐成为众多国内外学者研究的热点问题。

本文采用索罗残差法,对江苏省1985―2009年间全要素生产率增长率进行了估算,并依据估算结果对此间江苏省全要素生产率增长和经济增长源泉做简要分析,试图对上述疑问作出解答，并对江苏省的经济发展提出相关的政策建议。

一、国内外相关研究综述

自内生经济增长理论产生以来，许多学者通过实证分析探讨了世界各国及地区间经济增长过程中的生产率变动状况。在研究方法上，过去十多年的实证分析主要集中在3个方面：一是通过建立线性回归方程，估计要素投入与技术进步对经济增长的贡献，由此探讨经济增长的源泉问题；二是进一步分析和发展估计全要素生产率（即广义技术进步）增长的理论和方法；三是解释单位资本产出和人均产出的动态分布规律。

王小鲁（2000）选择1953-1999年数据，利用生产函数法对我国全要素生产率的增长率进行估计，认为我国在1953-1978年全要素生产率的增长率为0.17%，1979-1999年为1.46％。张军（2003）认为中国在改革开放前TFP对中国经济增长的贡献甚微，改革开放后有了显著提高。王传久（2007）基于1999-2005年中国采矿业统计数据，运用面板数据固定效应模型，估计了我国采矿业生产函数，计算了中国采矿业全要素生产(TFP)率指数、增长率，以及全要素生产率增长对产出增长的贡献。李小平（2005）认为对大部分行业而言，TFP并不是产出增长的主要来源。杨向阳、徐翔（2004）采用非参数Malmquist指数方法，实证分析了中国服务业增长过程中全要素生产率变动状况，将其分解为技术效率和技术进步。结果表明，1990-2003年中国服务业全要素生产率平均增长率为0.12%，原因是技术进步水平提高，但技术效率下降的负面影响不可忽视，且在不同时期技术效率和技术进步对中国服务业全要素生产率增长的贡献存在差异。辛永容等（2009）对中国1986-2006年制造业分时期的TFP进行了测算，认为中国制造业TFP小于50%，经济增长主要是靠增加要素投入驱动，属于粗放型增长方式。还有学者研究了特定地区TFP与其经济增长的关系。张小蒂（2005）对我国长三角地区全要素生产率进行了测算。王文博（2007）对陕西省TFP进行了测算，认为TFP对陕西省经济增长作用重要，陕西省经济增长属于资本和技术双推动型模式。为此，本文运用Cobb―Douglas生产函数模型，对江苏省1985-2009年TFP进行测算和分析，并对江苏省全要素生产率增长和经济增长源泉做一简要分析，据此对江苏省经济发展提出相关建议。

二、实证分析

1、方法与模型

全要素生产率(TFP)是衡量一个地区经济运行状况、反映该地区技术进步或技术效率等方面水平的综合指标，反映在对经济增长的贡献上，表现为不能由要素投入增长来解释的产出增长部分。索洛将技术进步因素纳入经济增长模型，把经济增长的因素分为三项：劳动力数量的增长、固定资本存量的增长和广义的技术进步。其中广义的技术进步对经济增长的贡献，既包括生产中使用的硬技术对经济增长的贡献，也包括生产中使用的软技术如要素配置效率、规模经济、组织管理及经济机制等因素对经济增长的贡献。人均产出增长扣除资本集约增长后的未被解释部分归为技术进步的结果即“索洛余值”，后来称之为全要素生产率的增长率。本文即采用索洛经济增长模型来测算江苏省的全要素生产率。

本文选用广义的Cobb―Douglas生产函数，投入要素只考虑劳动力和资本投入，另外将时间T引入到其中，建立如下形式的生产函数：Y=A0erTKαLβeu。其中：Y表示地区总产值，A0为基期技术水平，T为时间序列；K、L分别为资本和劳动投入；α、β分别为资本和劳动投入弹性系数；由于中性技术进步要求规模报酬不变，即α+β=1，所以将模型变型为人均的形式，取对数后得：

ln（Y/L）=ln（A0）+rT+αln（K/L）+u （1）

索洛经济增长模型为：

y=αk+βl+r（2）

其中：y为地区总产值平均增长率，k、l分别为资本和劳动年均增长率，r为索洛余值，即全要素生产率的增长率。进一步可以测算各投入要素对经济增长贡献率，用Ek、El、EA分别表示资本投入、劳动投入及TFP对总产出增长贡献率，则：

Ek=αk/yEl=βl/y EA=r/y（3）

2、模型的估计

本文选取江苏省地区生产总值GDP作为总产出量指标Y，各年度资本存量作为资本投入量指标K，劳动力年末从业人数作为劳动投入量指标L。因为GDP和固定资本投资额都是按照当年价格核算的，做模型前先除以各年份以1985年为基期的消费者物价指数，剔除价格因素影响，得到这两个指标的实际值。原始数据来自历年江苏省统计年鉴。对方程（1）回归分析得到生产函数的最终估计模型为：

ln(Y/L)=-0.2768+0.0672*T+0.4587*ln(K/L)+1.0866AR(1)-0.5075AR(2)+u

（-0.6440）（2.7349） （3.435103） （5.379232）（-2.550130）

R2=99.767%F=1927.092

此时生产函数也可以表示为：

Y=0.758e0.0672TK0.4587L0.5413

可见，Y变化的99.767%可以由K和L及T的变化解释，该模型拟合情况很好。江苏省在1985-2009年资本投入产出弹性为α=0.4587，表示江苏省固定资本投入增长1%可以带来地区生产总值0.4587%的增长，劳动力产出弹性分为β=0.5413，说明劳动投入增长1%可以带来地区生产总值0.5413的增长。

三、全要素生产率的计算与分析

基于模型Y=0.758e0.0672TK0.4587L0.5413，进一步对江苏省经济增长因素及全要素生产率进行分析和测算。根据方程（3）计算出“七五”至“十五”期间各要素生产率对经济增长的贡献，计算结果如下表所示。

可以看出，在1985-2009年资本对江苏省经济增长的贡献最大，为55.87%；其次为全要素生产率，为39.58%；劳动投入的贡献最小，只有4.55%。资本对经济增长的贡献率在“八五”时期以后一度保持了50%以上的贡献率，在“十五”期间甚至高达68.58%。另一方面，资本的增长速度除“八五”期间增长较快外，其余年份保持在相对较低的水平。“九五”期间平均增长率仅为11.34%，说明资本在江苏省是比较稀缺的，特别是苏北由于缺乏有力的投资环境，不能吸引较多的外资投入，导致苏北对资本需求具有较大缺口，成为苏北经济进一步发展的障碍。随着改革开放的不断推进，经济增长对资本的依赖程度仍在提高。劳动投入在“八五”时期以后一直保持着相对稳定的状况，对江苏省经济增长贡献率较低，总体贡献率只有4.55%，1990年以后年增长率不足1%，“九五”期间甚至低至0.18%。这是由于产业结构的升级和技术进步，对低素质人才需求逐渐降低。从全要素生产率对江苏经济增长的贡献率来看，1985-2009年其对经济增长的贡献呈下降趋势，但基本上超过了30%，广义技术进步在江苏省经济增长中的作用还未成为主要动力。

四、结论与建议

劳动力对江苏省经济增长的贡献较小，主要是依靠资本的大量投入，其依赖程度呈现上升趋势，资本存量的增长是推动江苏省经济增长的主要动力。全要素生产率对江苏省经济增长的贡献位于第2位，也有着较大贡献，其中技术进步的力量不可忽视。江苏省经济增长的实现方式基本上是以资本投资为主的粗放型增长，结论与克鲁格曼的研究结论一致。

为了加快实现江苏省经济增长方式，本文提出以下建议：

1、进一步加大资本存量的增加，注意提高资本利用率；

2、加大技术开发尤其是对产业技术进步有重要影响的关键性技术开发的投入力度。

3、注重人力资本的提升。加大教育投入，从整体上提高劳动者素质，积极引进高科技人才，贯彻“科教兴省”战略，从根本上解决江苏科技进步动力问题。大力促使产学研相结合，实现科技成果向现实生产力的转化。

参考文献：

［1］ 王传久.中国采矿业全要素生产率分析[J].矿业快报，2007，（10）.

［2］ 辛永容、陈圻、肖俊哲.要素产出弹性与技术进步贡献率的测算[J].管理科学，2009，（11）：113-120.

［3］ 张小蒂.对我国长三角地区全要素生产率的估算及分析[J].管理世界，2005，（11）.

［4］ 保罗・克鲁格曼著.萧条经济学的回归[M].北京：中国人民大学出版社，1999.

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［6］ 徐瑛、陈秀山、刘凤良.中国技术进步贡献率的度量与分解[J].经济研究，2006，（08）：93-103.

［7］ 王文博、刘惠民.技术进步对陕西省经济增长贡献的实证研究[J].统计与信息论坛，2007，（22）：60-64.

［8］ 李小平、朱钟棣.中国工业行业的全要素生产率测算[J].管理世界，2005，（04）.

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关键词：劳动力；资本要素；河南经济；贡献

一、引言

（一）研究的目的和意义

河南市中原经济区建设的核心组成部分，经过改革开放30年的发展，河南经济不仅基本完成了由计划经济体制向市场经济体制的转变，而且正在实习由以传统农业为经济主体向以新兴工业为经济主体的重大转变。河南已成为中国经济的第五大经济体。

近年来，河南经济处于快速增长、总量快速扩张的阶段和工业化加速发展时期，经济增长主要由二三产业拉动。受经济发展阶段、产业结构、劳动力素质较低的制约和制度约束相对缺失的影响，经济发展过程中能源消耗大，经济效益低，资源消耗利用率低，浪费严重，废弃物排放量大，污染严重等粗放型特征比较明显，所以对生产要素的高投入和资源高消耗的依赖性还比较大。本文用实证研究的方法对各要素对河南经济增长的贡献进行分析，目的是分析河南在投资政策上应对措施，为正确处理投资与经济增长的关系、高效运用投资资金提供理论支持。

（二）相关理论和文献综述

经济增长是经济学领域中最核心的问题之一。索洛（1956）提出新古典增长模型。该模型认为在人均资本存量与技术外生条件下，经济将以固定速度均衡增长。根据索洛模型，储蓄率的提高在短期内能提高经济增长率，而无法提高长期的均衡增长率。查理―柯布和保罗―道格拉斯在20世纪30年代提出著名的柯布―道格拉斯生产函数。该函数说明了资本、劳动、技术以及管理与经济增长的关系。袁靖在《中国能源消费与经济增长关系的实证研究》中运用柯布―道格拉斯模型对经济增长的因素进行了分析，并着重研究了能源消费与经济增长的关系，从而可知节能减排并不会对中国经济增长造成负面影响，进而基于能源视角对经济发展提出建议。石贤光在《基于柯布―道格拉斯生产函数的河南省经济增长影响要素分析》中运用柯布―道格拉斯生产函数对影响河南经济增长的三个主要因素――劳动力、资本和能源进行了回归分析，从而表面河南省的经济增长主要依赖于劳动、资本和能源的投入。

二、生产函数模型的构建

（一）经济理论基础

经济增长是多因素综合作用的结果。考虑促成经济增长的原因，我们不可能穷尽其全部要素。为了研究的方便，本文从宏观总量出发，做定量分析。因此只考虑最具影响力的三个因素：资金投入、劳动力投入和科技进步。

柯布―道格拉斯生产函数的基本形式为：Y=A（t）LαKβμ.式中Y是工业总值，At是综合技术水平，L是投入的劳动力数（单位是万人或人），K是投入的资本，一般指固定资产投入净值（单位是亿元或万元，但必须与劳动力数的单位相对应，如劳动力用万人做单位，固定资产净值就用亿元做单位），α是劳动力产出的弹性系数，β是资本产出的弹性系数，μ表示随机干扰的影响，μ≤1。

从这个模型看出，决定工业系统发展水平的主要因素是投入的劳动力数、固定资产和综合技术水平（包括经济管理水平、劳动力素质、引进先进技术等）。根据α和β的组合情况，它有三种类型：

①αβ>1，称为递增报酬型，表明按技术用扩大生产规模来增加产出是有力的。②αβ

（三）模型的构建

本文利用柯布―道格拉斯生产函数对河南省固定资产投资对经济增长的贡献进行测算。为了数据出了力的方便，首先将原模型线性化，两边取对数：

lnY=lnA0+λt+αlnK+βlnL+μ

其次两边关于t求导数得：

1YdYdt=λ+α1KdKdt+β1LdLdt+dμdt

其中，1YdYdt=ΔYY=y 1KdKdt=ΔKK=k

1LdLdt=ΔLL=l dμdt=μ*

其中，y、k、l分别表示各变量的年增长率，μ*表示随机干扰项，从而将最终的理论模型确定为：y=λ+αk+βl+μ*

这样就能通过资本产出弹性、劳动力产出弹性，将产出增长率与资金投入增长率、劳动力投入增长率联系起来，并且产出增长率是资金投入增长率和劳动力投入增长率的线性函数。本文通过参数估计确定α和β的值，进而求固定资产投资对经济增长的贡献，进而求出各要素的贡献率。具体的测算公式为：

固定资产投资贡献率：Ek=aky×100%

劳动投入贡献率：El=βly×100%

三、河南省历年来固定资产投入对经济增长的贡献

（一）数据的收集

在建立回归模型之前，要取得各要素数据。用GDP来测度经济发展情况。其中产出增长率按照可比价格计算的GDP指数计算、劳动投入增长率按照现成的从业人数统计资料计算、固定资本投资增长率，采用价格指数将其调整为1990年不变价格的固定资本的投资额，然后计算增长率。具体数据如下表：

（二）参数估计与模型检验

根据表1的数据利用最小二乘法对模型进行回归分析，得到如下结果：

（1）F检验：F=11.41，相伴概率为0.000495，所以认为F检验是通过的，经济增长对劳动力投入和固定资本投入有着显著的线性关系，所有通过F检验。

（2）t检验：对于常数项、α和β的t统计量的相伴概率分别为0.0000、0.0005、0.6759，在显著性水平为0.05下，说明技术进步和投资增长率对经济增长的影响显著，劳动增长率的变动对经济增长率的影响不太显著。

根据以上检验可知模型估计合理，得出的回归方程为：

y=8.198+0.138k+0.286l

在资本投入保持不变的条件下，劳动投入每增加一个百分点，平均产出将增长0.286%；在劳动投入保持不变的条件下，资本投入每增加一个百分点，产出将平均增加0.138%。河南省的经济增长主要依赖于劳动和资本的投入，劳动和资本的投入对经济增长的贡献都是显著的。因此，为加快经济发展、提高国民福利，要注重节约资源，提高生产效率。

（三）要素投入对经济增长贡献的测度

根据上文介绍的对经济增长的贡献测度公式，可以估算历年来河南省要素投入对经济增长的贡献，结果见下表：

从表2可以看出，资本投入要素贡献率长期以来处于较高值，而劳动力要素的贡献率有逐步递减的趋势。劳动力要素弹性下降的主要原因是市场化程度不断提高，资源配置更加合理，从而生产同样产品需要的劳动力减少的结果。

四、政策建议

通过以上分析并结合有关学者的研究成果，提出以下政策建议：优化投资结构，提高投资质量并保证正常的投资秩序，同时积极拓宽筹资渠道，努力推进投资主体的多元化，推进科技进步和创新。保持固定资产投资额的增长是促进河南省GDP增长的主要方式。（作者单位：河南财经政法大学）

参考文献：

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[2] 袁靖，中国能源消费与经济增长关系的实证研究[J]，广西经济管理干部学院学报，2010（1）：56-60.

[3] 石贤光，基于柯布道格拉斯生产函数的河南省经济增长影响要素分析[J]，科技和产业，2011（4）：76-78.

篇6

关键词：制度变迁；市场化；经济增长；要素效率

中图分类号：F120.2文献标志码：A文章编号：1673-291X（2010）34-0004-04

引言

经济增长一直是各国政府和学者关注的关键问题之一。专家学者们在不同的理论框架下作了大量的研究，并得出了有益的结论。制度变迁理论对经济增长的源泉及内生机制进行了分析并对经济增长提出了全新的视角，认为资本积累、技术进步等本身就是经济增长的结果，经济增长的根本原因在于制度变迁。制度变迁比技术进步对经济增长起着更为重要的作用，通过制度创新能促进生产率的提高。因此，国家有效地推行制度上的改革，是实现经济增长的有效途径。

中国的市场化改革是人类历史上一次最大规模的制度变迁（罗兰，2004），这种制度变迁能够促进经济增长（诺思，1994）。Chow（2002）、Wang和Yao（2003）、洪名勇（2004）、王立平、龙志和（2004）、王文举、范合君（2007）、江峰等（2008）等利用中国实际数据对市场化与经济增长的关系进行分析，结论一致表明中国的市场化改革是经济高速增长的主要动力。然而，这些已有研究都并没有讨论市场化是如何作用于经济增长。因此，本文的目的是：一要考察中国市场化进程的宏观经济增长效应；二要考察中国市场化对于微观意义上的生产要素效率提升的作用以及这种作用的特点。本文对于正确评价中国的市场化改革有着重要的理论意义，而且可以为更进一步推进改革提供实证方面的支持。

一、研究模型与数据

（一） 模型

一个地区的技术水平、资本存量和劳动力是决定其生产能力的主要要素。本文通过Cobb-Douglas生产函数来表示这种关系，具体形式为：

Y=AKαLβeμ（1）

其中，Y表示国内产出；A为技术水平；K为资本存量；L为劳动量；α和β分别表示资本和劳动的产出弹性。该模型的特点是假定一个地区的资本、劳动的产出弹性不变，这种弹性度量了要素的生产率；随机扰动项用于反映除技术、资本与劳动之外其他生产因素对生产的影响。

在完全竞争的前提下，经济的市场化可以通过市场来对资源进行最优配置，但完全竞争包含着很丰富的内容，如公平竞争、制度合理（交易成本为零）、信息完全、分工理想等。然而，即便是西方发达的市场经济，也没有达到完全的市场化，政府对市场的干预也不少见。经济的市场化本身就是一个发展进程，因此，它对资源的优化配置作用也在不断地改变，从而要素的生产效率也将不断变化。因此可以将式（1）演化为：

Y=AbA0+bA1MKbk0+bk1MLbL0+bL1Meμ （2）

其中，M表示市场化程度；bA0+bA1M、bk0+bk1M和bL0+bL1M分别反映随市场化程度而变化的技术、资本和劳动要素的产出弹性；bA1、bk1和bL1描述了完全不存在市场化这一极端经济下技术、资本和劳动要素的产出弹性；bA0、bk0和bL0为市场化对技术、资本、劳动和人力资本要素效率的边际影响参数，即市场化对要素产出弹性的边际影响参数。

因此，在对式（2）取对数并引入下标i与t，i表示第i个地区，t表示第t时期，得到如下的基本计量模型式（3）：

lnYit=bA0lnAit+bA1MlnAit+bk0lnKit+bk1MlnKit+bL0lnLit+

bL1MlnLit+δi+εit （3）

此时，δi为个体非观测效应；模型中的εit为随机误差项。

考虑到产出可能会依赖过去水平，为了防止基本计量模型的设定偏误，本文通过引入因变量的滞后项而将其扩展为一个动态模型。同时，本文还在动态模型的基础上引入人力资本（E）及其二次项（E2）来考察人力资本与地区产出的非线性关系。动态模型的好处还在于，当模型中一些解释变量存在内生性时，可以通过动态面板数据的计量方法消除模型的内生性偏误，从而获得这些解释变量系数的一致性估计（Brackman et al， 2004）。因而最终得到如下的计量模型：

lnYit=ρlnYit-1+bA0lnAit+bA1MlnAit+bk0lnKit+bk1MlnKit+

bL0lnLit+bL1MlnLit+Eit+E2it+δi+εit（4）

式（4）中的反映了滞后一期产出对本期产出的影响弹性；其他符号如前所示。

本文将通过计量模型式（4）来研究中国市场化程度对地区生产力的影响及其影响机制。

（二）数据

本文以地区国内生产总值（GDP）、发明专利授权量、就业人数分别作为各地区产出（Y）、技术水平（A）、劳动（L）的观测数据，这些数据均来自2001―2006年的《中国统计年鉴》；地区资本存量数据来自于单豪杰（2008）对1952―2006年中国各地区资本存量估计的数据；市场化数据来自中国经济改革基金会国民经济研究所（2007）在《中国市场化指数――各省区市场化相对进程：2006年报告》中公布的市场化指数；人力资本数据用2001―2006年的《中国统计年鉴》数据计算的人均受教育年限反映，在计算过程中小学以6年、初中9年、高中12年、中专12年、大学专科15年、大学本科16年、研究生以20年赋值，若是以大专及以上则赋值15.4年。①由于缺乏香港、澳门、台湾、四川和重庆的资本存量数据，因此，本文数据由不包括以上五个地区在内的29个省域，2001―2005年共五年的面板数据构成。

二、变量描述及相关分析

（一）各变量的基本描述

在表1中给出了变量的简单统计描述。表1显示中国各省区产出、技术、资本存量、劳动人数、人力资本及市场化程度大致呈上升趋势。市场化指数从2001年的平均水平4.61上升到2005年的6.49，年平均增长量为0.47，约为0.5，年均增幅达10.2%；但从市场化指数的标准差来看，随着时间的推移，地区间的市场化进程差异越来越大，这可能会成为影响到区域经济增长差异的重要因素。

（二）市场化程度与产出的相关分析

在表2中给出了市场化指数与产出对数的简单相关系数和控制了技术对数、资本对数、劳动对数和人力资本后的偏相关系数。从这些相关系数来看，市场化指数与产出对数均呈显著相关，这表明中国各省域的市场化程度与其产出之间均同向变动趋势。

三、模型估计及结果分析

在计量模型（4）中，即使假定εit不存在序列相关，方程中因变量的一阶滞后项lnYit-1与复合误差项中的非观测效应δi也会存在相关性，从而导致混合OLS估计和组内估计的结果都是有偏的，一般而言，因变量滞后项系数（ρ）的混合OLS估计量会因非观测个体固定效应的存在而发生向上偏误（Hisao，1986），因变量滞后项系数（ρ）的组内估计量在短时间面板数据中则会产生向下偏误（Nickell，1981）。因此，为了获得各解释变量系数的一致性估计，本文采用两步系统GMM法对计量模型式（4）进行估计。估计结果（如表3所示）。根据表3中的估计结果1，在5%的水平下，汉森检验和差分汉森检验均表明矩条件是有效的，但残差差分项无法拒绝一阶与二阶无自相关，这表明系统广义矩估计可能无效。在估计结果2中，在5%的水平下，残差差分项无一阶自相关，而二阶自相关存在，同时汉森检验和差分汉森检均不拒绝原假设，因此估计结果2的两步广义矩估计有效。

根据回归系数的估计结果，不管是估计结果1还是估计结果2，市场化指数（m）与技术水平对数、资本存量对数及劳动人数对数的交互项均为正，且在5%的水平下显著，这表明在2001―2005年间，市场化程度的提升有利于区域经济发展。在技术水平、资本存量、劳动人数及人力资本处于这一时期的平均水平时，以各地区市场化程度每年平均变化0.5的幅度计算，将会使GDP增长：

GDP增长百分数=（bA1lnAit+bk1lnKit+bL1lnKit）×ΔM

=（0.0077×5.0775+0.0280×7.3159+0.0237×7.2783）×0.5≈0.2082

也就是说，在2001―2005年间，若其他条件处于此期间的平均水平上不变，以各地区市场化程度每年平均变化0.5的幅度计算，平均而言，就可以使GDP每年以高出0.2082%的增长速度发展。

以上的分析表明，市场化程度对区域经济增长的刺激作用是巨大的。它的作用机制是通过对区域技术、资本与劳动要素的配置而影响技术、资本及劳动的产出弹性，进而影响区域经济增长。

仍以市场化程度每年平均变化0.5的幅度计算，将使技术产出弹性E（A）、资本产出弹性E（K）和劳动产出弹性E（L）分别变化：

ΔE（A）=bA1ΔM=0.0077×0.5≈0.0039

ΔE（K）=bK1ΔM=0.0280×0.5≈0.0140

ΔE（L）=bL1ΔM=0.0237×0.5≈0.0119

计算说明，若各地区市场化程度每年以0.5的幅度增加，资本产出弹性E（K）上升最快，达0.0140，劳动产出弹性E （L）次之，为0.0119，技术产出弹性E（A）最小，为0.0039。由此看出，市场化进程通过资本对经济增长的影响程度最大，以样本期间资本存量的平均水平计算，市场化程度每增加0.5个单位，使资本产出弹性增加0.0140个单位，进而使经济增长0.1024%；使劳动产出弹性增加0.0119个单位，进而使经济增长0.0866%；使技术产出弹性增加0.0039个单位，进而使经济增长0.0198%；在三个方面的共同作用下，市场化程度每增加0.5个单位，将使经济增长高出0.2082%。

由此可知，在样本期间及以后一段时间内，推进中国的市场化改革，增加资本投资及扩大劳动就业是保证中国区域经济快速发展的主要动力。根据前文的分析发现――中国各地区市场化进程差异不断变大的事实，以及市场化程度对经济增长具有显著作用可知，市场化进程的差异是中国省域经济增长差异的一个重要因素。

结论

改革以来，中国制度变迁的一个显著特征――市场化进程的不断加深，市场化对中国区域经济增长的作用日趋显著。本文利用2001―2005年间中国的省域数据，分析了市场化对中国省域经济增长及对要素效率的影响，研究结果发现，在此样本期间，各省域的市场化程度通过对提升技术、资本和劳动的产出弹性，而对经济增长具有显著的促进作用；其中市场化程度对资本产出弹性的影响程度最大，对劳动产出弹性和技术产出弹性依次减小。

由以上结论可知，在样本期间及以后一段时间内，推进中国的市场化改革，增加资本投资及扩大劳动就业是保证中国区域经济快速发展的主要动力。

参考文献：

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[2]江峰，康继军，张宗益.企业市场化、对外开放与中国经济增长――基于非平稳面板时间序列数据的经验分析[J].管理工程学报，2008，(4).

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[12]Chow.G，Lin.An-loh.“Accounting for Economic Growth in Taiwan and Mainland China:A Comparative Analysis”.Journal of Compara-tive Economics，2002，(3).

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［关键词］经济增长 要素投入 新古典经济增长模型

一、理论框架

经济增长的要素投入问题一直被学者们认为是解开增长之谜的重要突破口之一，长期以来，国内外众多研究经济增长问题的专家学者都在努力寻求中国三十几年来保持高位增长速度的合理解释。笔者试图根据简单明了的新古典经济增长模型，即索洛-米德模型，将经济增长率大致看成资本增长率，劳动增长率和全要素生产率（索洛余项）三者的函数。关于全要素生产率，学术界有不同的定义标准，笔者将全要素生产率理解为除资本和劳动两要素之外的其他诸多影响经济增长的要素集合体，包括人力资本，结构优化，制度创新，技术演进，规模经济等等。

二、资本要素投入分析

国内外大量的实证研究和测算结果表明，改革开放以来，中国经济增长至关重要的引擎是资本要素（这里指物质资本）投入。援引李京文等（1993）的测算结果，1978到1990年期间，经济平均增长率是8.35%。其中，资本对经济增长的贡献率为50.9%；陈琳（2008）在对中国经济增长因素的测算分析结果中显示，1978到2004年间，资本存量年平均增长率为10.1%，资本对经济增长的贡献率为56.2%。可见，资本要素投入对GDP增长率的贡献超过一半。这样的结果如果用哈罗德-多马模型，“贫困恶性循环理论”等来解释的话，应该是基本符合发展中国家工业化初期阶段的一种增长方式。

然而，以克鲁格曼为代表的国外经济学家和大批的国内学者都对中国这样的增长方式感到忧虑，认为这样的增长不具有可持续性。应该看到，高水平的资本投入，特别是政府主导的固定资产投资，首先，是造成了经济结构，特别是供求结构的失衡。持续不断地资本刺激已经造成了某些行业相当程度上的产能过剩，而国内消费又不能完全吸收，这样就造成大量资源浪费和结构失衡。其次，产能过剩需要有一个释放的渠道，这样就可能引致对外出口路径依赖的强化，使金融危机以来日益激烈的贸易摩擦更加白热化。再次，大量以货币或者信贷形式投入到实体经济中的物质资本，很可能成为通货膨胀的诱因之一，加剧物价上涨的压力。最后，高水平，强力度的资本要素投入，也会使得国家宏观调控经济的调控范围逐渐缩小，力度逐渐减弱，最后使政策失效的可能性加大。因为当大量的基础设施建设和其他大型投资趋于饱和时，政府的投资渠道就会锐减，此时利用投资拉动的政策效应就受到限制。

三、劳动力要素投入分析

以林毅夫为代表的学者提出经济增长的比较优势理论，认为要素投入要充分利用要素禀赋本身的比较优势。中国是一个劳动力相对过剩的国家，相对低廉的劳动力价格相对资本和其他要素来说是一大优势，大力发展劳动密集型产业，不仅可以有效推动经济增长，而且也可以吸纳剩余劳动力，促进充分就业，维护社会稳定。

事实上，根据马克思剩余价值论，劳动力作为一种特殊的商品，在增加产出方面的作用当然不可小视。综合多位学者的测算结果，改革开放以来，劳动力要素对经济增长的贡献率在18-20%左右，仅次于资本要素，是第二大贡献主体。 当然，若以劳动力要素的投入为主，这种增长也是不可持续的。

其一是劳动力成本在近年来有逐渐提高的趋势，人口红利趋于消失。这主要源于中国老龄化加剧和人口出生率持续处在较低水平，使劳动力供给出现缺口。

其二，以劳动力要素投入为主的一个基本前提是必须有源源不断的劳动力供给，但是刘易斯关于发展中国家劳动力无限供给的假定在当前的中国开始受到质疑。

四、全要素生产率与经济增长

由索洛-米德模型可知，全要素生产率实际上是产出增长率扣除资本和劳动要素增长率之后的余项，是要素投入所不能解释的部分。在中国，这一部分对产出增长率的贡献相对要素投入贡献要小得多。大量实证研究表明，改革开放以来，中国全要素生产率对经济增长的贡献率大约在30-34%之间，与发达国家40-50%的水平相比，还有比较大的差距。

全要素生产率对产出增长的重要性不言而喻。21世纪国与国之间的竞争是科技的竞争，人才的竞争，要素优化配置能力的竞争。而这些因素，正是全要素生产率的重要组成部分。只有通过大幅度提高全要素生产率的贡献力，才能是经济增长保持持续性和高增长。而提高全要素生产率，必须促进经济发展方式的转型。

具体措施如下：

第一，坚持科教兴国和人才强国的战略，大力发展科技，教育，提高劳动者的素质和技能。由于技术和人力资本都具有外部性和溢出效应，引进先进技术有利于提高本国的总体科技水平，一个较高素质的群体会带动整个社会的进步。

第二，必须深化经济体制改革，为经济增长提供一个良好的制度环境。中国改革开放以来的巨大变化无疑用事实证明了制度变革和制度优化的重要作用，也坚定了我们变革宏观、微观经济体制的决心。一个较优的制度会使推动经济增长各因素的潜能得到尽可能的释放，从而是各要素得到更有效率的配置。

第三，由政府主导型经济向市场主导型经济转变。实现经济增长方式的转型首先要从政府职能和角色的重新定位开始。改变政府主导投资拉动的增长方式，由市场力量来配置各类资源，这样才能实现加快转型的目标。

参考文献：

[1]张培刚、张建华，《发展经济学》[M]北京：北京大学出版社，2009,4

[2]马春文、张东辉，《发展经济学》（第二版）[M]北京：高等教育出版社，2005.8

篇8

>> 全要素生产率文献综述 金融抑制与全要素生产率增长 集聚经济与绿色全要素生产率 省际全要素生产率的测算与分解 中国农垦全要素生产率的估算 中国全要素生产率的估计与分解 关于全要素生产率的认识 基于DEA的产业全要素生产率研究 中国保险业全要素生产率研究 我国小麦全要素生产率分析 政府资助、研发投入与全要素生产率 金融发展与全要素生产率 我国省际全要素生产率测算 全要素生产率影响因素实证分析 全国及区域全要素生产率变动分析 新疆农业全要素生产率实证分析 需提高全要素生产率创新 OFDI、出口和全要素生产率 物流业全要素生产率研究综述 全要素生产率与汇率走势 常见问题解答 当前所在位置：.

⑤格罗宁根大学增长与发展中心数据库，http：///pwt.

参考文献：

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篇9

关键词：金融发展 经济增长 资本积累 全要素成产率动态面板GMM

一、前言

众所周知，世界各国间经济增长速度存在显著差异。以往文献已对这一现象从生产要素积累、资源禀赋、宏观经济稳定、人力资本、法律制度以及国际贸易等角度进行了分析和解释。此外，金融发展程度这一变量也受到广泛关注。

Schumpeter （1934） 提出银行可以通过选择出具有创新优势的企业来促进整个国家的技术创新。Levine （1997）认为金融中介可以通过分散风险，促进资源有效分配，提高企业管理效率，促进资金转移，及降低交易成本等途径促进国内资本积累和技术创新，进而促进经济增长。

尽管众多实证文献都证明了金融中介发展与经济增长之间存在显著正相关关系，但仅有少数文章分析了金融发展与经济增长两个部分，即资本积累和技术创新，之间的关系。此外，在一国金融发展的衡量上，以往文献多集中考虑金融中介，特别是银行，对经济增长的影响，而较少考虑资本市场发展对经济增长的影响。虽然，后来也有文献研究股市的发展对经济增长的影响，但他们并没有详细研究股市的发展对资本积累和技术创新两个部分的影响。因此，本文从改善金融发展衡量和细分经济增长两个方面做出改进，较为全面地研究金融发展对一国经济增长的影响。具体而言，本文利用2000年至2007年欧洲、亚洲和北美50个国家的数据，借助动态面板技术，探讨了金融中介和股市的发展对资本积累增长，全要素生产率增长和经济增长之间的关系。根据本文的样本数据，我们发现，1）金融中介对经济增长具有显著促进作用，但股市对总体经济增长不具有显著作用；2）金融中介和股市在促进资本积累方面均起到重要的作用；3）金融中介和股市对全要素生产均不具有显著促进作用。

二、指标衡量

（一）经济增长、资本积累和全要素生产率

下面式子描述了产出与生产要素之间的关系

在经济达到稳态前，我们可将人均GDP的增长分为两部分考虑：资本积累的增长和技术的进步。

在现实中，资本积累和技术创新不能完全解释一国经济增长。因此，本文将经济增长分解成资本积累和全要素生产率两部分。全要素生产率是考虑实际人均资本积累率后，残余的实际人均GDP增长。它受许多因素的影响，如技术的发展，人力资本积累等等。本文用实际人均国内生产总值增长代表经济增长。资本积累用实际人均资本存量的增长来衡量。根据Beck （2000）全要素生产率由实际人均GPD增长率减去0.3倍人均实际资本存量增长率。

（二）金融发展指标

本文将同时考虑金融中介和资本市场发展对经济增长的影响。本文选用私人信贷与国内生产总值的比率来衡量金融中介的发展，选用股票市值与国内生产总值的比率来衡量股市的发展。

三、数据

本文的数据样本包括50个国家2000年至2007年的数据 。资本存量增长率和政府消费与GDP比率的数据来自EIUCountrydata数据库。人均GDP，人均GDP增长率，通胀率，人口增长率，进出口总和占GDP比重等数据均来自世界银行世界发展指标数据库。存款性银行及其他金融机构对私营部门的信贷占GDP比例及股市市值占GDP比率等数据来自世界银行金融结构数据库。平均受教育年数数据来自2010年联合国开发计划署的人类发展报告。

四、实证模型与方法

（一）模型设定

本文选取的基本模型如下：

x是金融发展的衡量指标。本文首先将私人贷款与股市市值之和（金融系统发展程度）加入模型，考察金融系统发展对三个因变量的影响；然后将私人贷款和股市市值同时加入模型，分别考察金融中介和股市对三个因变量的影响。Xi，t是控制变量，根据Beck （2000）选取初始人均实际GDP，平均受教育年限，政府规模，贸易开放程度，通货膨胀等变量为控制变量。根据经济增长理论，初始人均GDP水平较低的国家通常会有更高的经济增长率。加入平均受教育年限可以控制人力资本对经济增长的影响。更高的人力资本一般意味着更高的生产率和个人收入，因此该国将有更高的经济增长和储蓄。政府规模，即政府消费与GDP的比率，可以衡量不直接促进经济增长的公共消费。贸易开放度，即进出口总和与GDP的比率，可以用来衡量对外开放对经济增长的影响。加入通货膨胀率这一变量可以控制一国宏观经济稳定与否对该国经济增长的影响。

（二）计量方法

为了控制潜在的内生性问题造成的估计结果的偏误，本文使用动态面板GMM计量方法。由于本文使用的数据时间序列较短（8年），而截面单位数量较大（50个国家），因此适用于该动态面板数据分析方法。此外，考虑到GMM模型估计的一致性取决于工具变量的选择和无序列自相关的假设，本文也对回归模型进行了Sargan检验和序列相关性检验，以确保GMM模型的适用性。

五、回归结果及解释

回归结果与本文的预期一致，金融中介和股市均能促进资本存量增长。金融中介的发展能够帮助企业募集更多闲置资金，用以扩大生产，并获得更高的利润，从而累积更多资本。因此，资本存量的增加与金融的发展有显著正相关的关系。股票市值也对人均实际资本存量增长率有着显著的积极影响。从企业的角度来说，股市为流动性不足的项目的融资提供了更多机会，而从投资者的角度来说，股市为他们提供了对冲和分散风险的机会，从而促进更多资金进入股市。因此随着供给和需求的增加，投入的资金量和交易量随之上升。

我们发现金融发展对于全要素生产率的增长并无显著的影响。这可能是由于全要素生产率是除资本积累增长之外残余的经济增长率，影响其变动的因素极为复杂，在学术界的研究中一直未得到很好的解释。虽然有些学者的研究认为金融发展会促进全要素生产率增长，但JamesB.Ang（2011）认为随着金融业的发展，金融业的高薪会使得人力资本将从创新部门转移到金融部门，从而导致技术创新降低。

六、结论

本文重点从实证上研究了金融中介和金融市场发展对资本积累、全要素生产率和经济总量增长的影响。运用动态面板GMM分析方法，本文得到以下结论：第一，金融中介的发展对于人均实际GDP的增长有着显著的积极影响，但股市的发展对人均GDP的增长不具有显著影响。第二，金融中介和金融市场均会对人均实际资本存量的增长有显著正影响。第三，金融发展，无论是金融中介的发展还是金融市场的发展对全要素生产率都没有显著的影响。

参考文献：

篇10

关键词：CO2排放；经济增长；能源消费；全要素生产率

基金项目：新疆师范大学新疆城镇化发展研究中心招标课题（XJCSFZ201202）；教育部一般基金青年项目（11YJC790148）。

作者简介：郭辉（1978-），女，江苏丰县人，新疆大学经济与管理学院博士研究生，主要从事技术创新与可持续发展研究；董晔（1974-），女，蒙古族，内蒙古呼和浩特人，新疆师范大学地理科学与旅游学院讲师，主要从事区域经济与可持续发展研究。

中图分类号：F061.2；F062.2文献标识码：A文章编号：1006-1096（2012）06-0077-05收稿日期：2011-11-22

引言

伴随着中国GDP的增长，以煤为主的能源消耗数量增多且增速加快，导致CO2排放不断增加。能源消耗增大、环境质量持续下降约束了中国经济增长的持续性。2008年世界环境绩效指数（EPI，Environmental Performance Index）报告指出，中国的EPI指数从2006年的94名下降到105名；2010年中国得到了49分，在所有163个国家和地区中排第121名，环境情况不容乐观。作为世界上第二大能源消费国和CO2排放国，中国面临着经济发展和CO2排放之间的两难选择。如何降低经济快速发展对能源消耗的高度依赖、减少污染排放的负向影响已成为中国面临的主要难题。本文主要分析中国经济自1978年以来的快速增长究竟源于资本和劳动力，还是能源或技术进步；在考虑能源消费和CO2排放的情形下，各要素贡献率如何；CO2排放对经济增长的影响有多大；特别要考察中国自2003年将节能降耗作为约束性指标以来CO2排放对经济增长的影响程度及全要素生产率（TFP）的变化形势；同时对索洛模型进行扩展，来考察能源消费、CO2排放和技术进步对经济增长的作用及大小。这些问题的解答对中国制定更加有效的节能政策、发展低碳经济有一定意义。

一、文献综述

对有关能源消费、污染排放与经济增长关系问题的研究文献，陈诗一（2009）做了归纳，将其分为两大类。一类是在经济增长过程中考察能源消耗或环境污染变化的驱动原因。这类文献利用分解技术，将导致能源消耗或者污染排放变化的因素拆分成几种不同的影响因子，最终确定主要的影响原因。另一类文献则研究能源消耗或污染排放对产出的影响，如揭示经济增长与污染排放之间是否存在EKC曲线，或将能源消费或污染排放纳入增长理论模型等。这些文献大多集中对这3个经济变量中两两之间的关系展开研究。近年来，一些学者在同一框架下考察经济增长、能源消费与污染排放（尤其是CO2排放）三者之间的关系，进一步推动了该领域的研究。Ang（2007）、Apergis等（2009）、Ghosh（2010）、Soytas等（2009）、任力等（2010）采用Granger因果检验、预测方差分解或面板向量误差修正模型等方法进行研究。也有少数文献根据研究目的，进一步拓展了研究方法，如Lozano等（2008）利用非参数的数据包络方法（DEA）、杨子晖（2011）采用有向无环图技术方法等进行研究。

纵观国内外该领域的研究，学术界就这3个经济变量间的相互影响关系及作用方向尚未达成一致结论（Ozturk，2010）。因此，对这三者之间关系展开深入研究十分必要。本文与其他文献的不同之处在于：一是对索洛模型进行扩展，得到能源消费和CO2排放约束下经济体的均衡增长率；二是把能源消耗和CO2排放与资本和劳动力等传统要素一起作为投入要素引入生产函数，估算中国的绿色全要素生产率。将CO2排放作为投入要素而非产出的主要原因有两个：第一，在没有环境管制的情形下，污染排放物作为投入要素会通过两种方式对产出起促进或抑制作用。第一种方式是在给定其他投入要素的前提下，经济体利用对自然环境的污染来增加产出。起初，经济体把污染排放物通过生态环境系统的吸纳和沉积作用作为一种投入要素来增加各自的产出水平，此时污染排放物对经济增长有促进作用；第二种方式是当逐渐累积的排放物最终导致生态环境质量下降并降低经济体的期望产出时，此时污染排放物对经济增长出现抑制作用。总体来看，污染排放物对经济增长的促进或抑制作用取决于上述两种方式下排放水平相对变化的情况。如果存在环境规制，污染排放物的负外部性会挤占部分本来用于生产产出的要素投入，从而降低期望产出的数量。第二，在投入-产出活动中，无论采用何种技术，CO2排放都是不可避免的。将CO2排放看成投入要素是不受约束的，但如果将其作为非期望产出，则要进行弱处理（Zhou et al，2008） 。

二、方法与模型

（一）模型

本文设定生产函数为

Y（t）=F（A（t），K（t），L（t），E（t），C（t），t） （1）

其中，Y为GDP；K、L、E、C分别代表资本、劳动力、能源消耗和CO2排放4个投入要素，t为时间趋势变量。为简化形式，下文将t省略。

对模型的基本假设如下

f′K（·）>0， f′L（·）>0， f′E（·）>0， f′C（·）

f″K（·）

f（·）符合稻田条件（Inada condition），同时满足上述假设的模型有柯布-道格拉斯（CD）生产函数和超越对数生产函数。为了估算投入要素随时期而变化的产出弹性系数，本文采用CD形式

Y=AKαLβEγCτ， α，β，γ>0， τ

α、β、γ、τ代表4种要素的产出弹性，A代表希克斯中性技术进步系数。根据Solow（1957）的经典方法，对（3）式两端同时微分并除以Y，可以得到全要素生产率（TFP）。

TF·P=Y·-αK·-βL·-γE·-τC· （4）

其中，变量标注上端点表示其增长率。在新古典假定下，α、β、γ、τ的产出弹性就等于各自的产出份额，全要素生产率的增长率则近似于技术进步率。式（4）同时也可以用来进行本文所需的绿色增长核算分析。

将能源看做一次能源和可再生能源的单一混合体，其消耗率为b，再生率为c。能源E随着时间t的变化率为

E·=-（b-c）R，c，b>0 （5）

根据经济增长模型的基本假设，对式（4）取对数得到

lnY=αlnK+βlnL+γlnE+τlnC+gt， α，β，γ，g>0，τ

对（6）两边对t取导数后，根据Solow（1957）的基本假设得

g*=[γ（g+n）-β（b-c）-τm]/（1-a） （7）

g*是经济体存在能源消耗和CO2排放的均衡增长率，其中n和g分别代表劳动力和技术进步的增长率。对经济增长而言，不可再生能源对其存在阻碍，其大小为bβ/（1-α）。这意味着在给定情况下，不可再生能源消耗率越高，它对经济增长的约束越大；更说明经济增长对不可再生能源的依赖程度越高。可再生能源对经济增长存在促进作用，其大小为cβ/（1-α）。从总体来看，能源对经济增长的作用为（c-b）β/（1-α），其大小取决于b和c的相对大小。换言之，能源消费结构对经济增长起决定作用，即可再生能源的占比越高，能源消费对经济体的促进作用就越大。技术进步对经济增长起推动作用，其力量为γg/（1-α）。CO2排放对经济增长存在大小为τm/（1-α）的阻碍作用。

（二）数据与变量测量

由于各类统计年鉴公布数据的时间不同，因此我们将样本区间设为1978年～2008年。数据来源为《中国统计年鉴》、《中国能源统计年鉴》和《中国劳动统计年鉴》。其中GDP数据为1978年不变价格的实际GDP，其他数据间接利用年鉴估算。本文主要以煤炭、石油和天然气这3种一次能源为基准来核算中国的CO2排放量。公式为

CO2=∑31CO2，i=∑31Ei×NCVi×CEFi×COFi×（44/12） （8）

其中，CO2代表估算的CO2排放量，i代表煤炭、石油和天然气，E为消耗量。NCV为2007年《中国能源统计年鉴》附录4提供的中国3种一次能源的平均低位发热量；CEF为2006年IPCC提供的碳排放系数；COF是碳氧化因子（煤炭设定为0.99，原油和天然气为1，参考陈诗一（2009））。44和12分别为二氧化碳和碳的分子量。各种能源折算标准煤系数由2007年《中国能源统计年鉴》提供。

资本存量的测算公式为：Kt=（1-δt）Kt-1+It/Pt。其中Kt、Kt-1分别为t年、t-1年的实际资本存量，Pt为固定资产投资价格指数，It为t年的名义投资，δt为t年固定资产折旧率。本文选择王小鲁等（2009）假定的固定资产折旧率5%，直接采用Chow（1993）核算的1978年年末中国的初始资本值为14112亿元。本文根据张军等（2003）所估算的全国固定资产投资价格指数，折算出1978年～1991年（1978年为基期）的固定资产投资价格指数，并与1991年国家统计局正式编制的1992年～2008年价格指数合并。

传统的劳动力总量不能反映劳动力素质的变化。劳动力接受不同水平的学校教育，其边际产量也不同。因此，本文根据劳动者接受学校教育的年限来测量劳动力素质变量，即人力资本存量。其计算公式为：Ht=Lt*∑（Ei，t*Yi）。其中H为人力资本，E为各学历占比，i为各学历，Lt为t年就业人口总数，Yi为各学历所需教育年限，文盲半文盲、小学、初中、高中、专科、本科、研究生受教育年限分别取2年、6年、9年、12年、15年、16年和20年。1978年～2000年受教育情况数据来自于张保法（2007），2001年～2010年受教育情况数据来自2002年～2011年《中国劳动统计年鉴》。

三、实证分析

本研究全部检验的计算过程通过Eviews 6.0完成。

（一）单位根检验

GDP、资本存量、人力资本、能源消费和CO2排放为典型的时间序列，具有显著的趋势和非平稳特征。根据式（4），分别将上述变量取对数，记为Ly、Lk、Lh、Le和Lc。为避免伪回归，对各变量做ADF单位根检验，根据AIC选取最优滞后期。结果表明，所有变量一阶差分后都通过了单位根检验，均为I（1）平稳过程，符合协整检验的前提条件，结果见表1。

表1各变量的ADF单位根检验

变量名称变量符号检验形式（C，T，L）ADF实际GDPLy（C，0，5）-4.14**资本Lk（C，T，2）-4.68***人力资本Lh（C，T，0）-5.26***能源消费Le（C，0，4）-2.96*CO2排放Lc（C，T，4）-3.36*注：（C，T，L）中的C、T、L分别表示截距项、时间趋势和滞后项；*、**、***分别表示在10%、5%、1%显著性水平下拒绝存在单位根的原假设。

（二）协整分析

为进行协整分析，需建立由Ly、Lk、Lh、Le和Lc构成的VAR模型。VAR滞后阶数根据各种准则选定。LR、FPE都选定滞后阶数为4，而AIC、SC以及HQ选择滞后阶数为5。为避免估计模型的过度参数，选择VAR的滞后阶数为2。

协整估计中假定在VAR（2）模型中含有无约束截距和无约束趋势项。迹检验说明在显著水平为5%时存在2个协整方程，显著水平为1%时存在1个协整方程；极大特征根检验说明显著水平为5%时存在1个协整方程。综合来看，接受有一个协整向量的备择假设（见表2）。

表2Johansen and Juselius迹和最大特征根检验

假定协整数量特征值迹统计量5%临界值P值最大特征值统计量5%临界值P值无*0.89119.9079.340.0063.5637.160.00最多1个*0.5956.3255.250.0425.57630.820.19最多2个0.5330.7635.010.13注：*表示以5%的显著水平拒绝原假设。

据此，建立VECM（2）模型，并得到各变量长期协整关系。

Ly=-3.04+0.33Lk+0.77Lh+1.89Le

（3.36）（6.74）（2.79）

-1.87Lc+0.04Trend（78）

（-3.00）

上式括号内为t统计量，协整向量中各变量前的系数反映了变量之间的长期关系。资本对经济增长的弹性系数较低（0.33），人力资本对经济增长的弹性系数较为显著（0.77），能源消费对经济增长的弹性系数非常显著（1.89），CO2作为“负投入”对经济增长的弹性显著为负（-1.87）。

从直观上看，CO2排放是能源消费的增函数，它对GDP的影响似乎应与能源消费对经济增长的作用相同。应用EG两步法对CO2和GDP的检验结果为Ly=-13.82+1.86Lc，似乎证实了这一点。但应用Johansen协整检验发现，AIC和SC都明确指明两者存在唯一协整关系且方程包含截距和趋势。再应用VECM（2）得到Ly=8.99-0.08Lc+0.10t，表明两者为负向关系。一般而言，Johansen协整检验的准确率高于EG两步法，而且多变量综合分析也优于两变量，再次证实CO2排放对经济增长存在显著的负向影响。

（三）VECM分析

在检验协整关系的基础上，我们进一步建立将短期波动与长期均衡联系起来的向量误差修正模型。由于本文重点关注实际GDP的方程，所以只列出ΔLy。

ΔLy=-0.91ECM（-1）+0.91ΔLy（-1）-0.3ΔLy（-2）+0.21ΔLk（-1）+2.34ΔLk（-2）-0.22ΔLh（-1）-0.05ΔLh（-2）-2.08ΔLe（-1）-0.21ΔLe（-2）+1.75ΔLc（-1）+0.34ΔLc（-2）-0.01-0.01Trend（78）

Adj.R2=0.79， F=4.80， LogL=85.17， AIC= -5.16

在实际产出的短期动态方程中，可决系数是0.79。这表明短期实际GDP增长率的波动可由5个变量的短期变动以及它们之间的长期关系解释79%。VECM说明短期内如果对能源消费和CO2排放作出调控，将会显著引起经济增长的波动，除非对资本和人力资本作出相适应的调整以抵消其冲击，从而保证经济的平稳。

（四）绿色增长核算

表3报告了中国经济改革开放至今的绿色增长核算和要素贡献的结果。要素投入的贡献率为要素增长率和所估计的该要素的产出弹性之积，它们与TFP加总就等于GDP增长率。因此，该表格隐含了技术进步和4种要素对产出的贡献份额，由此可以判断在能源消耗和CO2排放的约束条件下驱动中国经济增长的真实源泉。鉴于篇幅原因，只列出部分年份数据。

表3绿色全要素生产率及各要素贡献率（%）

年份GDPTFPKHECO219797.602.501.033.934.77-4.6419807.811.721.274.625.44-5.23198513.477.222.573.8415.39-15.5619903.84-11.811.4913.863.45-3.14199510.934.973.471.5012.99-12.0020008.431.873.221.696.66-5.0120018.30-0.813.273.096.33-3.5820029.084.273.511.3311.34-11.37200310.036.483.952.1428.86-31.41200410.092.704.122.2430.48-29.45200510.438.134.35-1.7919.94-20.20200611.655.704.451.2418.15-17.89200713.046.444.401.6614.81-14.2820088.95-2.644.223.8613.81-10.29

测算出的K、H、E、C分别为资本、人力资本、能源消费和CO2对GDP的贡献份额。可见能源消费对GDP的贡献作用最大，其次是资本投入，最后是人力资本要素。同时，CO2对经济增长的负向影响较显著，而且能源消费对GDP的贡献份额愈大，CO2对GDP的抑制作用愈明显。假设b、c已知，根据上表和协整关系系数可以测算出式（7）中能源消费、技术进步对经济增长的推动大小和CO2排放对经济增长的阻碍大小。

四、 结论

1978年～2008年间中国绿色全要素生产率平均增长率为3.664%，远低于经济增长的9.785%，平均贡献率较低，可见全要素生产率对经济增长贡献较低的原因在于技术进步率偏低。中国经济增长主要依赖资本投入和能源消耗，其代价是CO2高排放。CO2作为环境成本对中国经济增长的负向影响较为显著，而且CO2排放对经济增长的抵消作用与能源消费的贡献大小具有显著的正向关系。但有一点必须证实，中国从2003年提出在“十一五”规划纲要中列出节能减排约束性目标以来，CO2排放对经济增长的负向抵消作用呈逐年下降趋势，可见节能减排政策或者技术进步等外部冲击在一定程度上有效地降低了CO2排放对经济增长的影响作用。

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（编校：沈育）

A Study on the Green Total Factor Productivity and Economic Growth of

China Constrained by Carbon Emissions and Energy Consumption

——Analysis Based on an Expanded Solow Model

GUO Hui1， DONG Ye2

（1.College of Economic and Management， Xinjiang University， Urumqi 830014；

2.College of Geography Science and Tourism， Xinjiang Normal University， Urumqi 830054， China）

篇11

关键词可持续；包容度；环境全要素生产率；系统广义矩估计

中图分类号F061.2文献标识码A文章编号1002-2104(2012)07-0101-08doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2012.07.016

改革开放以来，中国经济经历了长达30多年的持续高速增长。但是高投入、高污染、低效率的经济发展方式，使得经济高速增长的同时，面临着资源耗竭与环境恶化并存的局面，技术进步、人力资本等要素对经济增长的贡献率偏低，从而制约经济的长期增长。中国政府也充分认识到粗放型经济增长方式存在的显著弊端，在“十二五”规划中提出加快转变经济发展方式是实现包容性增长的前提条件。因此，要体现出经济增长的包容性，必须既要提高技术进步、人力资本对经济增长的贡献度，实现经济的长期增长，又要满足经济可持续发展的要求，达到经济发展与资源利用、环境保护相协调。

1文献回顾

如何判断经济增长对可持续的包容，投入要素和全要素生产率对产出增长贡献的此消彼长成为判断经济发展方式转变的主要标准［1］，也是衡量经济增长可持续性的关键指标。随着资源与环境逐渐成为中国经济可持续增长的制约因素，一部分文献将资源与环境因素纳入到中国全要素生产率研究［2-5］。这些研究虽然考虑了资源与环境因素对中国经济增长的影响，但忽视了人力资本在经济可持续增长中的决定作用，显然无法全面解释经济如何实现对可持续的包容。

另一部分文献则从人力资本、技术进步在经济增长中的贡献角度分析如何实现经济增长的可持续性。蔡昉、王德文［6］通过对中国改革以来经济增长的因素进行分解，发现虽然20世纪80年代以来的经济增长中，传统要素投入的贡献大于人力资本和生产率的贡献，但从弹性系数来看，人力资本的增长贡献在未来有巨大潜力。经济增长前沿课题组［7］通过论证高投资、高污染、高能耗的增长模式给政府带来的宏观成本来说明要保持经济增长的可持续性，必须转变增长模式，指出只有采取促进技术进步的政策措施，提高TFP和企业竞争力，才能实现经济的可持续增长。王小鲁、樊纲、刘鹏［8］通过构建包括人力资本贡献的生产函数，实证检验说明，经济增长中劳动力数量简单扩张正在被人力资本提高的依赖取代，这反映了增长方式的转换。这些文献虽然都论证了技术进步、人力资本对于中国经济可持续增长的影响，但是没有考虑到资源与环境因素对经济可持续增长的硬性约束，因而对于解释中国经济增长的可持续性不具有很强的说服力。

综上可以看出，无论是沿着资源利用、环境保护的角度研究中国经济的全要素生产率增长，还是从内生增长理论的角度分析人力资本、技术进步对中国经济增长可持续性的贡献。都只是从一个侧面反映经济增长模式的状态及其转变。本文试图将资源与环境约束，人力资本投入纳入到包容性增长的统一框架中，测算经济增长对可持续的包容程度，并实证分析影响经济增长包容性的决定因素，从中找到实现经济可持续的路径。

本文的余下部分结构如下：第二节介绍经济增长对可持续包容的理论解释；第三节介绍全要素生产率指数计算方法及使用的数据；第四节测算出全要素生产率变动及经济增长对可持续的包容程度；第五节是结论和政策建议。

2经济增长对可持续性包容的理论解释与评价方法2.1经济增长对可持续包容的理论界定

关于包容性增长的内涵虽然没有统一的认识，但从经济增长的结果来看，包容性增长意味着经济在保持持续、稳定、快速的增长过程中技术进步、人力资本等投入要素对经济增长的贡献占主导地位，同时资源节约利用、环境污染治理在可控范围。现有文献研究经济增长的可持续性主要是指环境与资源可持续性问题，而本文中对可持续性的界定包括：发展方式的可持续性、资源环境的可持续性。据此可以看出，要实现经济增长对可持续的包容，必须包含以下两个方面：

2.1.1经济增长对发展方式的可持续性的包容

经济发展方式从要素的使用来讲，是生产要素的分配、投入、组合和使用的方式。因此，按照经济增长的投入要素，可以分为粗放型发展方式或集约型发展方式。发展中国家在发动经济增长的初期因为生产要素的成本较低，在实施赶超战略，试图在较短时期赶上发达国家的过程中，表现为传统型、粗放型特征。但是，随着经济发展水平的不断提高，资源环境对经济增长的刚性约束以及居民消费需求的升级，片面追求数量、速度的粗放型发展方式难以为继，相应的发展方式也必须转变为质量、效益型的发展方式，即在适当的生产要素投入的基础上，技术进步与人力资本的贡献更大，从而实现经济增长对可持续性的包容。

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[关键词]经济增长 生产要素 劳动力质量

〔中图分类号〕F241 〔文献标识码〕A 〔文章编号〕 1000-7326（2007）06-0051-05

经历了近30年的高速发展，我国也面临着经济社会持续发展的诸多制约因素和约束条件。根据中国人口与发展研究中心最新预测，本世纪中叶之前的我国人口动态有三个转折点：一是劳动年龄人口占总人口的比率从2006年开始进入稳定期，从2010年起趋于下降；二是劳动年龄人口的绝对数量从2011年即趋于稳定，2022年以后则大幅度减少；三是总人口在2030年前后达到峰值，预测达14.39亿，随后绝对减少。[1] 这个预测和现实也表明，“人口红利”给我国经济社会发展带来的劳动力比较成本优势已经开始出现转折点，有利的“人口红利”决定劳动力结构将会提前发生变化，劳动力供给高峰即将结束。因此，与推动经济增长的资本、劳动与要素生产率的三大动因相关联的“劳动力与经济增长”等问题值得特别关注。

一、 资本、劳动、要素生产率的贡献分析

一国或地区经济增长主要依靠土地（或自然资源）、物质资本和劳动力等生产要素。土地（或自然资源）是进行任何生产所必需的；劳动力是进行生产的载体，是体现劳动者本身的资本；资本是用于投入生产或经营、用货币表示体现在物质方面上的财富。但是，在经济增长的因素分析中，经济学家认为，除了常规的生产要素投入增加导致国民生产总值增长外，往往还有一部分增长不能由这种要素来解释。也就是说，除了增加资本和劳动对经济增长的贡献外，国民产值函数的“残差”(residual）因素也在起作用。实际上，这是一系列技术效率和配置效率的综合表现，人们称其为“全要素生产率”(Total Factor Productivity, 简称TFP)。

经济发展实践证明，单纯依赖生产要素投入实现经济扩张，全要素生产率没有实质性提高的国家，尽管在一定时期也可能实现高速增长，但最终都被证明是不具有可持续性的。如，前苏联曾经一段时期实现了高速的经济增长；但是，由于其经济增长是依靠生产要素增加投入而在外延上实现的，全要素生产率对增长的贡献微小并呈现日益降低的趋势，导致经济增长不能持续。在20世纪50-70年代，我国计划经济体制下年平均经济增长率为3.9%。在这个增长率中，生产率提高的贡献份额为负数。资本和劳动力对增长率的贡献中，有大约13%被生产率水平低下而产生高投入低效率。改革开放后，我国年均经济增长速度提高到8-9%左右，全要素生产率的贡献也大大提高。在这一期间，我国逐渐步入世界市场资源配置轨道，扩大对外开放和提高贸易依存度。如，从1978年贸易依存度为9.8%，提高到1985年的23.1%，1995年的40.2%，以至2006年的70.8%。在1979-1984年期间，全部实际利用外商直接投资额只有41.04亿美元，2006年则达到735.23亿美元，增加了18倍。由于大量物质资本投入和贸易扩大，逐渐提高技术层次，以及计划生育政策的成功实施所造成的人口红利，我国经济保持了长达1/4世纪的高速增长。

《世界银行报告》（1999）对1978-1998年期间中国经济增长的因素进行分析认为，在此期间我国国内生产总值年平均9.5%的增长率中，物质资本对此期间经济增长的贡献率为37%，劳动力数量的贡献份额为17%，劳动力转移贡献为16%，全要素生产率为30%。10年后，国内学者李善同等在《中国经济增长潜力与增长前景分析》[2] 中的分析较为客观，认为在我国经济高速增长的25年，资本积累、劳动力投入的增长以及全要素生产率的提高是经济增长的三大动因。按照索洛“全要素生产率增长的核算”分析方法，① 测算出我国1978年以来三大要素对经济增长贡献的结果如下。

过去25年中，我国经济增长最大的推动力是资本投入与资本积聚。1978-2003年资本平均增长速度为9.9％，对经济增长的贡献达到63.2％，导致GDP年均增长9.3%中近6个百分点。相对于资本来说，劳动力数量和质量增长对经济增长的贡献是逐渐减弱的。20世纪90年代以后，劳动力的增速明显放慢，对经济增长的贡献开始下降到10％以下。全要素生产率的增长成为继资本之后对经济增长贡献最大的因素，虽然部分时期较低，但整体来看全要素生产率增长对经济增长的贡献仍基本接近30％，始终保持了较高的水平。过去20多年，导致我国全要素生产率快速增长的因素是多方面的，如要素（包括土地、资本和劳动力）在不同生产率产业之间和不同所有制之间的重新配置，促进了整体生产效率的改进；市场经济体制改革释放了经济增长的潜力，促进了效率的提高；对外开放、吸引外资以及自身的技术创新加快了技术进步的速度；教育水平改善了劳动力要素的质量等等。

目前最为关注的问题是，在我国转变经济增长方式进程中，资本对经济增长的贡献存在边际效率逐步递减的趋势，提升空间有限；面临“人口红利劳动力结构即将结束”以及资源与环境等约束条件下，劳动与全要素生产率中的劳动力质量提高具有发展潜力空间。由此，我国转变经济增长的方式中“从技术层面上加大自主创新、从劳动力层面上提高劳动力质量”成为现实的必要。

二、 GDP产值与劳动力结构的非均衡分析

据资料，2006年我国GDP增长10.7%，达到20.9407万亿元。从总量上看，这是我国GDP首次突破20万亿元；从经济增速上看，10.7%创下了自1995年以来的新高。但是，三次产业产值与劳动者结构存在着“非均衡”，以及呈现经济增长率高、劳动弹性低的反向变化是未来可持续发展面临的现实。

（一）三产产值与劳动力构成比重的“非均衡”

GDP产值与劳动力就业结构在发达国家基本上是均衡的，三次产业的GDP比重与劳动力就业结构基本趋于一致。从GDP分布结构来看，大多数发达国家第一产业比重均在3%-5%以内；第二产业比重一般为30%左右；第三产业比重多为65%以上。相应地，劳动力结构在三次产业之间的分布与产值结构基本相似，GDP产值与劳动力就业结构呈现均衡的、先进的结构水平。目前，我国约有近一半的劳动力还在从事传统而低产值的农业生产。一方面，尽管50%劳动力所创造的产值仅占GDP的15%左右，却为中国13亿人口的“温饱”问题作出巨大贡献；另一方面，50%的劳动力仅创造了15%左右的GDP，低水平的劳动生产率是不可忽视的现实。与此同时，第二产业产值略超过50%，但它所吸纳的劳动力却仅占22%左右，即“22%劳动力创造50%GDP产值”。这既不是我国工业总产值虚高，也不是工业生产效率和运行质量提高的结果，是资本要素推动经济增长和GDP增加的原因所在。我国三产产值与劳动力就业结构的“非均衡”（见表2）。

有关专家称这种现象为“产值工业化”。[3]“产值工业化”最现实的注释为，工业经济增长中数量扩张大于质量提升，主要为资本要素的增加而带来的GDP增加；GDP产值结构与劳动力结构的先进性没有凸现和劳动力质量需大大提高；在推进工业化、城市化进程中第二产业与第三产业没有形成良性互动；在“产值工业化”的背后劳动效率、节约能耗、环境保护等方面均存在有待大力改善的问题。产值工业化是我国转变经济增长方式前的准备阶段，直接关系到技术层次升级、劳动力质量与经济增长可持续性的问题，劳动力从数量到质量的转变，成为转变经济增长方式的关键。

（二）经济增长率与劳动弹性的反向变化

在技术与资本不足的前提下，增加劳动力数量可以成为推动经济增长的主要因素；随着要素生产率的贡献增加，劳动力质量将成为推动经济增长的主要因素。目前，我国经济增长率与劳动弹性呈反向变化趋势，即经济增长率高，劳动弹性低，对劳动力质量的需求逐渐扩大。经济增长的劳动弹性系数是可以测量劳动力增加对经济增长的贡献度，是衡量经济增长和劳动力增长关系最常用的指标。它是指劳动增长速度与经济增长速度的比值，即经济增长1个百分点，带动劳动增长的百分点。用公式表示为:E=L′/G′，其中E为劳动弹性，L′、G′分别为就业增长率和经济增长率。人们可以用劳动弹性来衡量经济增长对就业的拉动效果，间接反映劳动力质量对经济增长的影响。据《中国劳动统计年鉴》（2005）、《中国统计年鉴》（2005）数据计算：

据统计资料，我国劳动力占总人口比重从1978年的41.7%上升到2004年的57.9%，“人口红利”直接的反映是大大增加了劳动力数量。1953-1957年是我国第一个五年计划时期，劳动弹性系数达到0.397的数值，技术与资本的投入有限，劳动力增长贡献大。到20世纪60年代后半期，进一步增大到0.541的水平,其后逐渐减低；90年代后减低趋势明显，减低到0.108的水平。2001-2005年，经济增长速度年均为9.58%，但劳动弹性系数仍在减低，达到0.078的水平。上述数据说明，我国在技术装备陈旧落后和资本缺口大的情况下，劳动增长率增加成为推动经济增长的主要因素；而随着改革开放后的技术装备的进步、资本集约度的提高，提高劳动力质量逐渐成为经济增长的主要因素，尤其在我国转变经济增长方式的关键时期。

三、 经济增长与劳动力质量的均衡关系

经济增长方式所决定的，劳动力质量的需求是不同的。粗放型或集约型的经济增长方式对劳动力质量以及技术应用存在差异。劳动力质量对经济增长存在反作用，存在着高劳动力质量与高经济增长质量均衡与递进关系，如出现GDP产值与劳动力就业结构、GDP增长率与劳动弹性的相对“均衡”，三大产业产值与劳动者就业结构一致；经济增长率高，劳动弹性和劳动力质量也相应提高，进而提高劳动和全要素生产率的贡献。

（一）资本投入与技术水平层次的变化

在我国经济高速增长的同时，产业结构和资本投入导致技术水平层次也发生了巨大的变化，工业结构内部呈现出明显的技术升级特征。这些技术升级和技术层次的变迁，由物资资本投入完成和可以直观看到发生的变化。从不同技术水平工业部门所占产出份额来看，高技术产业由1993年的不到10％增加到2005年的超过20％，增幅达到14.9个百分点。而以资源为基础的产业和低技术产业的份额则有大幅的下降，以资源为基础的产业从28.7％下降到23.1％，下降5.6个百分点；低技术产业从17.7％下降到9.2％，下降了8.5个百分点；中技术产业的份额则变化不大，略微下降1个百分点。① 见表5。

表5说明，资本投入不同，技术层次的变化趋势是高技术与低技术比重的变化，低技术资本投入持续降低，高技术资本投入持续提高，中技术资本投入基本维持不变。与此相关联的，以物质资本投入的变化带动技术层次的升级，带动对人力资本以及劳动力质量的市场需求。

（二）资本投入与劳动力质量的提高

与上述同理，一般低技术产业工人的人力资本成本不高，投入不大；拥有中技术产业工人的人力资本需要继续维持投入，因为它涉及面广，这是提高劳动力质量的关键；同时需要不断加大对高端技术蓝领产业工人的人力资本投入，适应高新技术产业发展的需要。一般而言，物质资本投入与产出是直接的关系；人力资本投入与产出是间接关系。

转变经济增长方式，从进程看物质资本的投入要先于人力资本的投入；从效果看物质资本投入的“政绩”要直观于人力资本的投入；但从社会效益看人力资本提高是转变经济增长的关键。舒尔茨是人力资本理论的创立者和荣获诺贝尔经济学奖的美国学者。他认为，人力资本就是人口质量投资，是一种能力资本、人力素质资本。人力资本的积累是经济经济增长的源泉。其主要原因有三： 其一，人力资本投资收益率超过物力资本投资的收益率；其二，人力资本在各个生产要素之间发挥着相互替代和补充作用；其三，“经济增长余数分析法”证明人力资本是经济增长的源泉，人力资本可以提高经济增长的质量。

经济社会的发展与增长主要取决于人的素质而不是自然资源的丰瘠或资本存量的多少，人力资本的作用远比物质资本重要得多。在经济社会中，劳动力质量具体表现为劳动者的素质、态度和技能应用等。无论是社会或个人加大人力资本的投入，既体现劳动者本身的资本，也体现社会发展水平的提高，人力资本发挥着比物质资本更为重要的作用。加大人力资本投资，如系统接受教育、岗位与技术培训、继续教育和企业文化的认同等等，其目的就是要通过人力资本去获得更大的经济效益和提高经济质量。

在对深圳人口总量与经济增长均衡关系的问题上，实证分析的结果是深圳常住人口数量增速与经济总量、工业总产值的增速相比呈逐渐下降趋势，表现为对数曲线。1978-1989年深圳经济总量每增加1万元，就要增加1.41劳动力；1989-1994年为0.288劳动力；1995-2003年为0.175劳动力。1979-1993年深圳工业总产值每增加1万元，就要增加1.07劳动力；1994-1999年为0.233劳动力；2000-2003年为0.140劳动力。从总体上看，深圳经济社会发展对劳动力的吸纳能力是逐渐下降的，这是深圳经济社会发展中有机资本与技术提高、经济增长质量发生变化的表现。否则，深圳GDP总量的增加与劳动力数量的同步增加，将是深圳各项资源条件难以承受的。[4] （P164-165） 上述说明，人口、劳动力数量与国民经济产值呈现对数曲线，是转变经济增长方式的现实反映，是提高经济增长质量所要求的，也是经济增长的动因中变劳动力数量为劳动力质量的转折点。

[参考文献]

[1]蔡P. 21世纪中国经济增长如何持续[Z]. 中国经济报告，2006-11.

[2]李善同，侯永志等. 中国经济增长潜力与增长前景分析[J]. 管理世界，2007，（2）.

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关键词：要素积累；结构变动；经济增长

中图分类号：F12　文献标识码：A　文章编号：1006－1096(2009)06－0017－04　收稿日期：2009－05－11

一、引言

建国特别是改革开放以来，中国的经济建设取得了令人瞩目的成绩。统计数据显示，中国的GDP增长率由改革前(1953～1978)的6.1％提高到9.8％(1978～2007)，远高于同期世界平均水平3.3％。是什么支撑了中国经济的长期、高速增长?这种高增长是否有可持续性?对这些问题，结构主义和古典主义观点给出了不同的解释。结构主义观点从产业结构转移、资本和劳动力要素流动等方面追寻中国经济增长的源泉，而古典主义(还包括新古典主义和内生经济增长理论。以下省略)观点认为要素积累增长在中国经济增长过程中扮演着最重要的角色。

结构主义观点认为生产要素从生产率较低的部门向生产率较高的部门转移能够促进生产率增长，从而带动经济增长，因而增长是结构转变的一个结果。吕铁(2002)采用1980年～1997年全国及各地区的制造业样本数据经转移一份额法计算得出的结论是，由于劳动投入并没有明显地向生产率高增长的行业转移，中国制造业的结构变化对劳动生产率增长的影响尽管存在但并不明显。王德文、王美艳、陈兰(2004)以辽宁省560家工业企业1991年～2001年的调查数据为样本，来观察中国工业结构调整对工业企业效率和劳动配置的影响，其结论表明，中国工业结构越来越符合我们的资源状况和要素禀赋，劳动力成本低廉的比较优势得到不断发挥，即结构变动促进了生产率增长。李小平、卢现祥(2007)通过扩展的shin-share方法检验了中国制造业在1985年～2003年间的结构转移与生产率增长变动的关系，结果表明，南于在制造业部门之间的资源配置中劳动和资本要素并没有向高生产率的行业流动，因而在此期间，中国制造业结构变动并没有导致显著的“结构红利假说”现象。李小平、陈勇(2007)实证检验了1998年-2004年间中国省际工业间的劳动力流动和资本转移对生产率增长的影响，发现劳动力流动对生产率增长的促进作用不显著，资本转移对生产率增长具有一定的促进作用；考虑Verdoorn效应后，劳动力和资本转移对中国工业TFP增长的总贡献较小。干春晖、郑若谷(2009)在估算三次产业资本存量的基础上，分析了中国1978年～2007年期间产业结构的生产率增长效应，结果表明，劳动力和资本的结构变动在此期间日趋加快，而产业结构的变化则比较平缓，中国生产率的增长主要来自第二产业内部的要素流动产生的进步效应。

与结构主义观点不同，关于经济增长的古典主义理论假设经济活动在竞争均衡的条件下发生，部门间要素的边际收益相同，因此部门间生产要素的转移不能够增加总产出，资源的重新配置仅仅发生在经济扩张时期。据此，古典主义经济增长理论认为经济增长是要素积累和技术进步长期作用的结果，部门间的要素流动被认为相对不重要。郭庆旺和贾俊雪(2005)利用索洛残差法、隐性变量法和潜在产出法估算出我国1979年～2004年间全要素生产率增长率，结果表明全要素生产率增长对我国1979年～2004年间经济增长的平均贡献率较低，仅为9.46％，而要素投入增长的平均贡献率高达90.54％。汤向俊(2006)首先在生产函数中不考虑人力资本因素，计算表明中国物质资本的产出弹性为0.83；引人人力资本存量和人力资本外部性后分析表明，物质资本的产出弹性仍高达0.67。郑京海、胡鞍钢(2008)对中国1978年～2005年改革开放时期的经济增长进行了研究，观察到了在此期间全要素生产率增长的总体下降趋势，资本的平均增长率超过GDP增长率3.13个百分点，资本投入贡献了中国经济增长的67％。

实际上，对经济增长动因的古典主义、结构主义二分法显得过于绝对。其中。古典主义理论所忽略的结构变动对经济增长的巨大促进作用在发达国家的工业化过程中确实发生了；而结构主义观点忽视要素积累在经济增长过程中的作用也与经济增长和发展的历史相悖，如对日本战后高速增长成因的分析就认为资本(特别是垄断资本)积累和适龄劳动力人口的快速增长是最重要的两个原因之一(林直道，1995)。实际上，推动经济增长的真实原因可能涵括了古典主义和结构主义的全部主要要素，即要素积累和要素转移推动的结构转变均是影响经济增长的重要方面，只不过在经济发展的不同阶段，这两类因素对产出增长的影响力有所不同。对中国经济增长的具体案例而言，要素积累、结构变动在产出增长的过程中发挥了怎样的作用，本文将通过实证来分析。

二、要素积累、结构变动与中国经济增长

1　数据选择与处理

实证分析的样本区间为1979年～2007年，共28个样本，数据见表1。应变量为当年GDP(y)，选择物质资本存量(k)、就业人数(f)、劳动力流动(cf)、物质资本流动(ck)和对外贸易出口年增量(e)为解释变量来分析各因素对中国经济增长的影响。其中，物质资本存量的计算过程为，将基年定为1978年，选用徐现祥等(2007)的估算结果即6054亿元，以当年资本形成总额为当年资本积累增量；以当年资本增量与上年资本存量之和为当年资本存量，不考虑折旧；以当年年底就业人数为劳动力变量；劳动力流动变量为当年由第一产业转移出去的就业人数，即当年在非第一产业就业的农村人口，计算方法为农村经济活动人口剔除第一产业从业人员数，而农村经济活动人口数为农村总人口乘以全国经济活动人口占全国总人口的比重；由于第二产业的迅猛发展是工业化阶段最主要的特征，因此反映资本结构变动的变量选择为第二产业当年新增资本积累，数据选自干春晖(2009)计算的中国第二产业资本存量；考虑到改革开放以来对外贸易出口在中国经济增长过程中扮演的重要角色，将当年出口变量也纳入模型，所有变量值均剔除了价格因素。为按1978年可比价格计算，除特殊说明外，各相关基础数据均来源于各年《中国统计年鉴》。考虑建立模型时数据稳定性的要求，对所有变量作了取对数处理，分别得到ly、ly、ll、lcl、lck、le。

2　参数估计

(1)增长回归分析

为了考察要素积累和结构变动对经济增长的不同影响，我们采取了逐步回归的策略，即将要素积累变量和结构变动

变量逐步纳入回归模型。以上述策略先后得到4个回归方程，见表2。从表2可以看出。在只包含要素积累变量的基础上，每一次纳入新的结构变量均较显著地提高了模型的拟合优度，这表明要素结构变动因素在中国的经济增长过程中已经发挥了一定的作用。在要素积累因素回归方程中，物质资本积累和劳动力投入表现出对产出增长的很大影响作用，回归方程1表明物质资本积累和劳动力投入每增长1个百分点。能够分别拉动产出增长O，73和0，57个百分点；纳入结构变量后，回归方程3、4均表明物质资本对产出增长的弹性下降至0，47，劳动力投入的弹性更大幅下降至0，04～0，06。回归方程3显示劳动力结构变动因素对产出增长有一定的促进作用，第一产业劳动力转出每增长1个百分点，能够拉动产出增长0，28个百分点，这个影响力在所有影响产出增长的因素中仅次于物质资本积累的影响力，远远超过劳动力投入增长的影响。值得注意的是，回归方程4显示资本积累结构变动因素对产出增长的弹性为0，015。

回归分析表明，在综合考虑要素积累、结构变动和外部需求因素的情况下。要素积累贡献了中国经济增长的63％。特别是物质资本积累贡献了产出增长的61％，是改革开放以来推动中国经济增长的主要动力。其次，外部需求拉动成为中国经济增长的第二位重要因素。当前来看，结构变动因素对产出增长的贡献还较小，不过劳动力结构变动因素对产出增长的弹性略小于物质资本积累而稍大于对外贸易出口对产出增长的弹性，已经成为影响中国经济增长的重要因素；物质资本结构变动对产出增长的弹性为负，成为制约产出增长的因素；计算期内，劳动力转移对产出增长的贡献份额为12％，资本结构变动对产出增长的贡献为－2％，因此综合来看，要素结构变动因素对产出增长的贡献为10％。

(2)状态空间模型分析

通过回归分析虽然能够在总体上了解各因素在中国经济增长中发挥着何种影响，但由于回归分析得来的参数是静态的值，因而不能反映各因素发挥影响作用的动态过程。为了理解这一动态过程，需要得到动态的参数，因此需要建立状态空间模型。

三、结论及建议

本文在逐步回归法和状态空间模型方法的基础上分析了改革开放以来中国要素积累、结构变动对经济增长的影响，得到以下几个结论：第一，要素积累特别是物质资本积累是推动中国过去30年经济增长的主要动力，要素结构变动对产出增长的影响存在但不显著；第二，劳动力投入对产出增长的弹性在过去30年中变化很大，由改革开放前期的显著影响转变至近期几乎为零，这表明所谓中国的劳动密集型优势可能即将不复存在，中国经济增长的模式必须作出改变；第三，劳动力结构变动对产出增长的拉动作用比较显著，但近期其影响力增长开始趋缓，这显示了当前因劳动力结构变动产生的效率改进已经达到一个极限，劳动力结构变动有待进一步优化；第四，资本结构变动对产出增长的弹性为负，究其原因是，自上世纪90年代以来的长期中资本积累过度扩张且过于集中在第二产业特别是制造业内部的某些部门，而没有流向生产率更高的行业和部门。

对发达国家的一些实证研究表明，在这些经济体工业化的过程中，资本积累因素对增长的贡献约为30％～40％，资了改革开放以来要素积累、结构变动因素对产出增长的动态影响，其中svl、sv2、sv3、sv4分别为资本积累、劳动力投入、资本流动和劳动力转移变量对产}H的弹性。从图1可以看出，资本积累对产flJ增长的拉动作用呈现出逐期增长之势，但自从2000年以来增长的势头已趋缓，不过仍是影响产出增长的最重要因素。劳动力投入对产出增长的促进作用在改革开放初期较显著，进入20世纪90年代后有明显的下降，长期来看影n向力呈下降趋势，至近期已接近为零。资本结构变动在改革开放的头10年中表现出促进产出增长的作用，但从上世纪90年代初期开始资本结构变动的影响发生转变，不仅促进产出增长的力度迅速下降，而且转变至制约产出增长。相反，劳动力结构变动在上世纪90年代以前对产出增长的拉动作用不显著，但1992年之后表现出较快的增长，直至近年转为相对平稳，因而长期来看呈现为上升势态。本、劳动力转移因素对经济增长的平均贡献为20％(Chenery et al，1968；Chenery，1970；Robinson，1971)。但本文对中国经济增长的检验表明，改革开放30年来，要素积累特别是资本积累是推动中国经济增长的主要动力，要素的结构变动对产出增长的贡献很小，因为资本对产出增长的贡献高达60％以上，而要素结构变动因素对产出增长的贡献合计仅为10％，特别是资本结构变动因素对产出增长的弹性甚至为负数。这确实表明当今发达经济体工业化过程中曾经一再演示的社会经济结构上的转折在中国迄今远未完成，中国经济建设取得的巨大成就主要还是通过粗放型增长方式得以实现的，不具有可持续性。这也意味着未来推动中国经济增长的动力将由要素积累方面转向要素结构变动方面，结构变动因素将成为拉动中国经济增长的另一个重要方面(要索积累因素仍是重要的一方面)。不过，为了这一增长途径的顺利实现，推动资本、劳动力结构变动的优化为当务之急。

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经济增长是世界各国经济发展的重要内容，经济学界如古典经济增长理论、新古典经济增长理论、新剑桥经济增长理论和内生经济增长理论都对经济增长的内涵及内生机制进行了系统的分析，经济增长是指一个国家或地区的经济所生产的物质产品和劳务在一个相当长的时期内的持续增长，也即实际总产出的持续增长［3］。林业作为国民经济的重要部门，其经济增长与其它产业相比，表现为一定的独特性。因此，林业经济增长是指组成林业产业的全部企业的发展与森林资源的增长，即林业行业产品和劳务数量的增加或按人口平均的实际产出的增加，可用林业总产出或林业总产值来衡量［4］。但是在现阶段研究中对于林业总产值的界定，社会普遍承认森林资源的生态效益，但由于目前森林资源的生态效益难以计量，故不计入林业总产值之中［5］。赵铁珍等进一步又把中国的林业总产值分为营林产值和木材采运产值两部分，森林的种植和培育等的产值计入农业总产值，而森林采伐、运输则计入工业总产值。这种划分对于今后的林业经济增长的研究，提供了更加具体的参考方向［5］。作为国民经济的基础产业，林业经济增长对促进经济增长、扩大就业、保障生态安全，发挥了重要作用［6］。经济增长和社会发展是制度绩效评价中的核心内容［7］，自集体林权制度改革以来，不少研究者从林业经济增长的角度来评价产权改革的制度绩效。同时，林业经济增长对于促进农村经济发展、农民就业增收乃至整个社会的发展都具有极其重要的意义［8－9］。

2林业经济增长问题研究回顾与分析

2.1林业经济增长的影响因素

经济增长因素分析中首先就是经济增长因素的分析，丹尼森把经济增长因素分为两大类:生产要素投入量和生产要素生产率。生产要素投入量是劳动、资本和土地投入的结果;要素生产率主要取决于资源配置状况、规模经济和知识进展［10］。总结近期的研究文献，众多学者对林业经济增长的影响因素的研究分两个层面，一是单独研究某一因素影响对林业经济增长的影响，二是综合考虑多个因素对林业经济增长的影响。

2.1.1林业经济增长的单因素影响分析

单个生产要素对林业经济增长影响，主要投资、科技投入、劳动力、森林资源、林产品进口贸易等因素。林业投资可以推动林业经济增长［11］，其中科技投入与林业经济增长间存在协整关系，且格兰杰因果关系检验结果还证实了两变量间的双向互动关系;林业经济增长短期变动受财政科技投入短期变动的影响不明显，而短期内财政科技投入变动受林业经济增长短期变动的影响则较大，长期来看，财政科技投入与林业经济增长相互间有显著促进作用［12］。劳动力数量、劳动者素质、劳动者劳动行为、劳动力资源配置方式等都是影响林业经济增长方式［13］。另外，国内林产品进口贸易与林业经济增长之间存在长期的均衡关系，林产品进口对林业经济增长具有正向的促进作用;林产品进口与林业经济增长之间仅存在单向的因果关系，林产品进口是林业经济增长的Granger原因，但反向则不成立，主要源于从长期来看，国内短缺的生产要素通过进口能够提高全要素的生产率，促进经济增长。如中国原木、锯材等初级林产品的大量进口，不仅没有对国内生产形成替代，反而释放了国内的产能，有效地刺激了林业经济规模的扩张，有利于林业实现良性经济增长［14］。

2.1.2林业经济增长的多因素影响分析

经济增长主要为多个因素贡献的结果。经济增长理论研究认为，生产要素主要由劳动力、资本和技术构成，三大要素的投入水平和配置方式影响经济增长水平和质量。林业经济增长也不例外，资本、劳动力投入和技术在林业经济增长过程中具有重要作用，但是由于营林生产以培育森林资源为主，受林木生长缓慢、林地数量有限等因素的限制，营林产值很难快速提高，因此，劳动力要素的投入比资金要素的投入对于营林生产的贡献率更大［15］，资金投入应以国家投资为支撑力量，主要因为林业投入要素中相当部分的生态资产化，发挥了公益作用，从而降低了林业产出［16］。除上述资本、劳动力、技术的生产要素投入影响之外，经济增长还会受制度、市场、政策的影响。高岚、张自强系统地研究了产权管制和要素投入对林业经济增长的贡献率，利用1996～2007年间广东省林业相关数据运用主成分分析法验证了林业产权管制的放松对于林业产出具有重要贡献的假设，由于外部性等因素的影响，林业产权管制的放松对于林业产出的贡献有限，提出现阶段中国仍需不断完善林业产权制度，同时需要考虑到各地区的森林资源特征与农户经营行为的差异。突破了前人研究的“制度和政策变量难以量化”保守结论［17］。李微等针对国有林区比较多的伊春地区，从公共理论角度出发，将影响经济增长的因素概括为4个方面:供给因素(资源、劳动力、资本、科学技术)，需求因素(消费需求、投资需求)，产业结构因素，政策及制度因素，亦认为产业结构、森林资源，消费需求，资本和劳动力对伊春林区林业经济增长有重要影响，并认为科学技术及第三产业并没有对林业经济的增长起到主导作用［18］。而李平、张俊飚持不同观点，认为科技投入为林业经济增长的核心要素［12］。从不同角度的研究结果来看，学者的观点均认为经济增长是各种要素综合作用的结果，而不是某个单一因素的作用，但也不排除在某个地区的某个因素起主导作用。结合中国林业经济增长的模式，要从系统论的角度出发，中国林业经济发展是以政府为主导，决定了林业制度变迁作为林业经济的重要制度因素，辅助生产要素(资金、人才、技术)进行动态优化配置，协调好四者之间的动态关系，产生一种合理的林业产业结构，从而为林业经济的发展形成一种合理的经济增长整合模式［19］。

2.2林业经济增长方式的转变及其转变分析

2.2.1林业经济增长方式转变方向及其转变方向

从经济增长方式的一般涵义出发，以要素数量提高为主所获得的经济增长定义为粗放型的增长，而把以要素效率提高为主所获得的经济增长定义为集约型的增长。中国林业经济增长方式仍属粗放型，其基本特征为:一是经济增长主要依靠扩大投资规模和增加新建项目，二是林业经济增长靠多占用资源和高消耗来实现，三是产出变化与质量、效益变化不尽协调［20］。在中国目前林业资源紧缺、林业资源质量日益下降的条件下，这种粗放型的林业经济增长方式将遭遇“极限”，当增长趋于“极限”或人们意识到这种“极限”的存在时，要使经济增长突破这种“极限”，就必然要改变这种增长的方式，转而着眼于提高要素生产率来获得有效增长。中国林业经济增长方式的转变从过去的主要依靠增加大量的要素投入，转变到主要依靠提高现有生产要素的质量和使用效率，提高综合要素生产率(全要素生产率)对林业经济增长的贡献率的过程这个过程是循序渐近的［21］。在20世纪九十年代，学者廖雅萍主张不能将全部的林业资源都要集约化经营管理和发展，他针对当时的林业资源现状以及经营管理现状，认为林业应该分类经营，即以生态效益最大化的森林应该按社会公益事业进行经营，实行事业化管理，由政府和社会负责建设，而以经济效益最大化为目标的森林则应该实行企业化管理，面对市场，参与竞争，进而在经营措施、运行机制以及补偿机制等各个方面对生态公益林和商品林施以不同管理方式［22］。后来，张孟德和孙秀娟均从循环经济角度出发，认为林业是与自然生态环境紧密相连、密不可分的，林业在化解经济增长与生态环境保护二者之间的矛盾上起到的调节中枢的作用，在林业产业建立循环经济发展模式是至关重要且理所当然的。在林业参与市场经济活动的过程中，应该以经济利益为纽带，使循环经济具体模式中，各种资源优化配置，实现林业乃至社会的可持续发展。这种观点实质与林业经济增长集约化转变方式的观点一致［23－24］。

2.2.2林业经济增长方式的制约因素分析

虽然，目前的林业资源现状、林业发展现状、当前面临日益恶化的生态现状、激烈的林业市场竞争等各种制约因素的影响，迫切需要中国的林业经济增长方式的转变，但这不是一个自发就能自动完成的过程，需要政府、企业以及农户等各个社会主体的支持和参与。刘勇、马平从客观和主观两方面分析了林业经济增长方式转变的“瓶颈”制约因素:主观上，中国市场经济观念不强，一定程度上受传统计划经济体制的影响，改革和科技的观念也不强，林业尤其突出。客观方面因素主要有:一是当前中国林业企业自我发展机制不健全，虽然在积极稳步推进集体林权制度改革，但进程缓慢，产权制度仍然不够明晰;二是林业产业的资金投入严重不足且投资结构不合理，林业投入占国民生产总值的比例还不到1%，资金投入重“森工”轻“营林”，必定造成森林资源的不断减少;三是政府宏观调控不利，主要表现在林业企业的发展规模、分布区域和宏观生产力布局、环境保护以及科技兴企等之间的不合理［20］。总之，迫于当前林业经济发展面临的任务、形势和客观规律迫切要求转变经济增长方式，并且转变经济增长方式的条件已初步形成并正在趋向成熟，主要表现在林业初步形成了综合性的产业体系，科技成果在林业产业中的转化效率越来越高，林业的地位也逐步提高，因此中国林业经济增长方式的转变仍然是现实的、可能的［25］。

2.2.3林业经济增长方式转变的动力机制

在林业经济增长方式转变的领域中，劳动力要素、科技创新、资金投入等均是林业经济增长方式转变的重要动力因素。首先，资本的密集程度对林业要素生产率的提高有着深远的影响，要转变中国林业经济增长方式，提高全要素生产率，就必须加大资金的投入，强化和改进林业企业物质要素效率提高的基础条件，为林业技术进步和效率的提高提供载体和制度保证。因此，资金投入是林业经济增长的内在动力，是林业经济增长方式实现转变的第一启动力。再次，林业科技创新对于林业的贡献有巨大的潜力，是林业经济增长方式转变的第一推动力。但是，当前的中国林业科技与经济脱节严重，形成“两张皮”的状况，科技成果转化无法到位，林业科技含量低下。最后，劳动力要素包括劳动力数量、劳动者素质、劳动者劳动行为、劳动力资源配置方式等都几个方面成为转变中国林业经济增长方式的先决条件，要转变中国林业经济增长方式，就必须提高劳动者素质、规范劳动者劳动行为、优化劳动力资源配置［26］。魏远竹从林业企业角度出发，认为林业企业是林业经济的细胞组织，是林业经济增长方式转变的主体，而企业规模是否经济，又是能否实现林业经济增长方式转变的必要条件。对林业企业来说，除了应注重科技和体制的双重创新及提高劳动者素质之外，还必须加快结构调整步伐，迅速形成有效率的规模经济效益，有效地提高要素生产率，推进林业经济增长方式转变［27］。

2.3调整林业产业结构促进林业经济增长

在现代经济增长中，产业结构变动成为一国或一部门经济增长的重要因素，国内学者几乎一致认为产业结构变动有助于经济增长［28］。合理的林业产业结构是林业经济增长的基础，也是林业投入要素在合理的林业制度指导下相互作用的结果，因为林业经济增长必须以一定量的生产要素投入为基础，而其要素投入的产出效率在很大程度上取决于林业产业结构状况［19］。据目前情况来看，中国大部分省区的林业产业结构不尽合理，对经济增长造成负面影响，林业产业结构调整对林业经济增长的正向拉动作用仍不明显。因此，加快林业产业结构优化升级是改变目前中国粗放型林业经济增长方式的关键。从现有文献来看，多数研究以整个国民经济系统作为研究对象、分析产业结构的变动对总体经济增长的影响，而以某一部门内部的产业结构变动为研究对象、分析其对此部门经济增长影响的研究则不多见，在为数不多的文献中，对林业产业结构变动的研究有一个共同点就是基于多部门经济模型的研究。虽然林业产业结构因素在林业经济增长中的重要性已得到了普遍认可，但由于林业产业是一个由自然—经济—社会组成的复杂系统，这就决定了各地区的林业资源禀赋、经济发展水平、区位条件、林业产业政策等条件都存在着很大差异，各个地区林业产业结构调整的方向和重点也不尽相同［29］。因此，选择个别典型省份或区域的林业发展做深入探讨更具有现实意义。黄烈亚、翟印礼等选取全国26个省、市、区为研究样本，利用多部门经济模型和各地区1997～2006年10年相关统计数据，就各地区林业经济系统产业结构变动对区域林业经济增长的贡献及其空间差异进行分析，结论表明林业产业结构的变动对林业经济具有正向的拉动作用，但对林业经济增长的影响存在空间差异，其M值(林业产业结构变动对林业经济增长的贡献)与林业经济增长负相关。而产业结构调整对林业经济增长的影响作用处于次要地位［30］。

肖泽军、铉珺玮概括湖北的林业总产值主要来源于营林、林产品和竹木采伐三部分，通过对营林、林产品、竹木采伐和林业总产值四个变量的相关分析发现，林业总产值与林产品产值变动具有高度相关性，但林产品产值增加值对林业产值增加的贡献却并不是最大;竹木采伐产值增加值对林业总产值增加的贡献最大，但与林业总产值相关性却不高，这主要源于林业内部产业结构不太合理［31］。肖敏静和赵璟选取江西省数据为样本，研究江西省林业三大产业对江西林业经济的贡献率，三次产业的依次贡献率为49.8%、37%、11.8%，表明目前林业第一产业的发展对江西经济的增长是有比较大的贡献的，这也与江西省的省情是相符的。目前江西省林业经济的发展还主要是以营林业等基础林业为主，林产工业及林业服务业相对还比较薄弱，林产品的加工及林产品附加值的延伸相比之下还不够发达。与此同时，林业第二产业和第三产业在未来的发展过程中对江西经济的发展将会有巨大的潜力和作用［32］。在对比发达国家的林业产业结构中，中国的林业三次产业比例为70:26:4，而林业发达国家的林业工业产值多数达到林业总产值的70%以上，有的已占到了90%以上，由此可见，中国林业的第二产业比重严重低下，没有发挥好林业经济增长主体的角色，并且在当前林业二次产业内部，仍然是以初级产业为主，即以消耗森林资源的木竹采运业为主，资源的综合利用为辅，属于低级的资源推动型经济增长。因此，在改变粗放型林业增长方式的发展环境下，林业除了在林业三次产业结构上需要优化升级，在林业第二产业的内部也需要调整，重点是培育林产加工业这一林业主导产业［27］。综合以上的观点可以发现，从全国角度和省域实证研究均表明，林业产业结构变动都是需要提升第二三次产业的结构比重，重点是林产品加工业，并将之培养成林业主导产业［27］。总之，经济增长依赖于资源要素的大量投入与有效配置为基础，林业产业结构的状态在一定程度上影响林业经济增长，进而影响林业要素预期投入产出效益。均衡的产业结构，适应于技术的发展，并且对经济增长贡献率最高的，反之则不能实现资源的合理配置，必然导致经济增长缓慢和不稳定，该理论同样适于林业产业。因此，新时期林业的重点任务除了一味的追求经济增长外，还应该注重林业产业结构的优化升级，实现林业资源的高效配置，全面推进集约化发展。

3评述与展望