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导语：在经济增长的要素的撰写旅程中，学习并吸收他人佳作的精髓是一条宝贵的路径，好期刊汇集了九篇优秀范文，愿这些内容能够启发您的创作灵感，引领您探索更多的创作可能。
内容摘要：本文以新古典经济增长理论为基础，采用索洛增长方程，通过实证检验来分析我国东、中、西部三大地区经济增长受资本、劳动、制度和要素集聚四个因素影响的差异情况，特别是研究要素集聚对不同区域经济增长贡献程度的差异性，以期对区域经济发展有所启示。
关键词：要素集聚 区域经济 经济增长 影响差异
研究理论框架
新古典经济增长理论认为，经济增长取决于要素投入，从而认为资本、劳动、技术进步是经济增长的主要源泉，它对经济增长的研究是基于制度给定的理论假设来分析经济增长。但是对于制度转型和市场化进程中的中国经济增长而言，制度因素始终是一个无法忽视的重要因素。
研究区域经济发展，离不开区域生产要素，而区域生产要素始终处于不断的流动之中，不断流动的生产要素总会在某个地区汇集形成要素集聚，或者说集聚意味着生产要素在一定空间上随着时间的推移不断集中。要素集聚就是各生产要素通过人类的经济活动集聚在某一特定区域，从而产生集聚效应，促进地区经济发展，是推动区域经济增长的重要条件。
集聚经济不仅是发达国家和先进地区竞争优势的重要源泉，更是欠发达区域实现跨越式发展，追赶先进国家和地区的有效战略工具。由此看来，区域要素集聚已经成为影响区域经济增长差异的一个重要因素。
由此，本文把中国区域经济增长影响因素概括为资本、劳动、制度和综合要素集聚水平。
模型设定与数据说明
经济增长因素的分析方法一般采用索洛增长方程。它的基本原理是从柯布-道格拉斯生产函数出发，建立经济增长与各因素增长之间的数量关系。即：
Y = A (t) Kα LβIγG δ （1）
其中，Y代表总产出；K代表资本存量，指数α代表资本的产出弹性；L 代表劳动投入，指数β代表劳动的产出弹性；I代表制度要素主成分，γ代表制度要素的产出弹性；G代表综合要素集聚水平，δ代表要素集聚的产出弹性；A代表技术进步，也称效率系数，衡量现有技术的生产率，是一个大于0 的参数。
对（1）式取对数，转化成多元线性回归形式来求解，见下式：
如果指数α+β=1，则上式可简化为以下形式：
将相应数据代入，可得到各要素的产出弹性系数，再利用索洛剩余法进行因素分析，从各个变量的相对变化来观察经济增长与资本存量、劳动投入、制度要素和要素集聚以及技术进步之间的关系。
（1）式中各项指标的内涵与数据来源说明如下：
Y为总产出，即按可比价格计算的GDP；K为资本存量，即将各省资本形成总额按照其资本形成总额指数进行价格换算（以1990年不变价格计算），然后将其按区域加总；L为劳动投入，即历年从业人员数。
I为制度要素。本文以非国有化率、市场化程度、市场化收入分配占GDP的比重和对外开放程度四个指标的主成分作为制度要素。其中非国有化率主要体现在工业领域，即非国有工业的总产值（或增加值）与全部工业总产值（或增加值）的比值；市场化程度是全社会固定资产投资中利用外资、自筹投资和其他投资三项指标的比重；市场化收入分配占GDP的比重，反映经济利益分配市场化份额的大小；对外开放程度用进出口贸易总额与国内生产总值的比值来度量。这些制度要素指标的原始数据取自全国和各地区的统计年鉴和经济年鉴，然后根据各指标的含义分别计算出各地区的数值，再利用SAS统计分析软件分别求出各地区四个要素指标的主成分，并将其作为各地区的制度要素。
G为综合要素集聚水平，是在分别计算各地区资本要素集聚度、劳动要素集聚度、技术要素集聚度和制度要素集聚度的基础上，采用主成分分析法，利用SAS统计分析软件，分别将各地区四个要素集聚度指标换算为各地区的综合要素集聚指标。其中资本要素集聚度是根据资本存量指标的业绩指数（业绩指数是某地区单位GDP所需要使用的资本量）、人均资本、地均资本三项指标计算的主成分指标；劳动要素集聚度就是就业人口密度；技术要素集聚度是在将各地区科技活动人员数、R&D经费支出、专利授权（公开）数三项指标作为技术要素代表性指标的基础上，先分别计算三项指标人均数的主成分和地均数的主成分，再用两个主成分的几何平均数作为该地区的技术要素集聚指标；制度要素集聚度是在计算出各地区非国有化率、市场化程度、市场化收入分配占GDP的比重和对外开放程度的四个要素的人均主成分和地均主成分的基础上，再用两个主成分的几何平均数作为该地区的制度要素集聚指标。
本文对东中西部地区的划分方法以“七五”计划报告对中国大陆国土所作的战略性划分为根据，其中东部地区包括辽宁、河北、天津、北京、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东、海南11个省和直辖市；中部地区包括黑龙江、吉林、山西、安徽、江西、湖南、湖北、河南8个省；西部地区包括新疆、、宁夏、陕西、甘肃、贵州、青海、云南、四川、重庆、内蒙古、广西12个省、直辖市、自治区。
计量检验与结果分析
根据三个地区的划分，文章采用1990-2009年的面板数据，分别研究各地区资本存量、劳动力变化、制度因素和要素集聚对GDP增长的影响，特别对要素集聚对GDP的影响程度和贡献度在地区上的差异性进行深入解析。
在各地区面板数据的分析中，以LnGDP为被解释变量，LnK、LnL、LnI、LnG为解释变量，首先进行Granger因果关系检验，以说明各变量与GDP之间的可解释性，然后进行加权最小二乘法估计，以得到各地区的回归方程。
各地区的Granger因果关系检验结果如表1所示。
由表1检验结果可看出，各地区的资本存量、劳动力因素、制度因素和要素集聚都是GDP的解释变量。
利用Eviews 3.1对回归方程（3）进行回归计算，分别得到东中西部各地区的回归方程。
东部地区回归方程为：
根据上述回归方程的计算结果可看出，要素集聚对各地区经济增长的影响程度是不同的。首先从产出弹性来看：东部地区最大，达到0.1864；而西部地区最小，只有0.0568，东部地区是西部地区的3.3倍，表明东、西部地区的要素集聚水平和集聚能力差距很大。其次从对经济增长的贡献度来看：各区域要素集聚对经济增长贡献度情况，见表2。
从表2中的数据可直观判断，东部地区的要素集聚贡献度明显高于中西部地区，而中部地区又高于西部地区。
第一，三个地区的要素集聚贡献度都呈不断上升态势，其中东部年均增长2.8%，中部年均增长3.2%，西部年均增长4.5%。西部地区的增长程度最大，这主要是因为西部地区在国家实施西部大开发战略以后，生产要素投入迅速增加，要素集聚水平快速提高，从而使近年的要素集聚贡献度迅速增长，说明要素集聚对该区域经济增长的影响越来越重要。
第二，东部地区要素集聚对区域经济增长的影响大于中西部地区，1990-1999年间，东部地区分别高于中西部3.82个百分点和7.45个百分点；从2000-2009年水平来看，东部地区分别高于中西部4.95个百分点和6.39个百分点。说明东部地区凭借其优越的地理位置和更加开放的市场环境集聚了更多先进的生产要素，而且与中部地区要素集聚水平的差距越来越大，但与西部地区要素集聚水平的差距有缩小趋势。
第三，中部地区要素集聚贡献度大于西部地区，但西部地区要素集聚贡献度的增长速度快于中部地区。在1990-1999年，中部地区的贡献度高于西部3.63个百分点；但在2000-2009年，中部地区的贡献度只略高于西部地区1.44个百分点。说明西部地区的要素集聚水平正在迅速提高，其对该地区经济增长的贡献度也在不断提高。
结论
本文以新古典经济增长理论为基础，采用索洛增长方程，通过实证检验来分析我国东、中、西部三大地区经济增长受资本、劳动、制度和要素集聚四个因素影响的差异情况，特别是研究要素集聚对不同区域经济增长贡献程度的差异性。从分析结果不难看出，要素集聚对各地区经济增长都产生重要影响，尤其是在东部地区，要素集聚的作用更加明显，要素集聚对该地区经济增长的贡献已经超过20%。即便是在中、西部地区，要素集聚的贡献程度也已达到15%左右，这充分说明要素集聚已经成为影响地区经济增长的重要因素。从各地区的要素集聚对地区经济增长的影响程度来看，东部地区远大于中、西部地区，说明东部地区凭借其优越的地理位置、良好的发展基础和更加开放的市场环境集聚了更多先进的生产要素，这也是东部地区获得快速增长和发展的关键所在。
参考文献：
1.黄晖等.技术要素集聚对我国区域经济增长差异影响[J].经济地理，2011（8）
2.章元等.聚集经济与经济增长：来自中国的经验证据[J].世界经济，2008（3）
3.米娟.中国区域经济增长差异性与要素集聚[M].中国统计出版社，2009
［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
关键词：辽吉黑经济圈；Malmquist指数；全要素生产率；技术效率；规模效率
一、 引言
随着经济全球化和世界经济一体化的发展，物流业已经成为联系生产和消费的中心枢纽，在我国社会经济发展中发挥着越来越重要的作用，物流业能够吸纳就业、促进生产、拉动消费，并能够促进产业结构调整，加快经济增长方式转变，进而增强国民经济竞争力。为此，学术界展开了物流业全要素生产率相关问题的研究。自1953年瑞典经济学家和统计学家StenMalmquist率先提出了Malmquist生产率指数以来该指数得到了广泛的应用。在我国谷彬（2008）将全要素生产率增长分解为技术进步、技术效率改进、配置效率改进和规模效率改进四个方面，测算了服务业全要素生产率的增长构成，认为技术效率改进是主导全要素生产率变化的核心因素。庄玉良等（2009）通过对我国物流业跨期动态效率变化的Malmquist指数分析，认为技术进步与创新是物流业全要素生产率提升的主要原因。本文利用Malmquist指数对我国区域物流业全要素生产率进行测算与分解，进而对辽吉黑经济圈物流业全要素生产率的“追赶效应”与“增长效应”与全国进行对比分析。
二、 Malmquist生产率指数模型原理与变量选取
Caves等（1982）将Malmquist指数与DEA理论相结合，利用Malmquist投入和产出距离函数定义了全要素生产率人，本文使用的Malmquist指数公式为：
Mt（xt，yt，xt+1，yt+1）=■
式中x和y分别表示投入和产出，这里测度了以t期为基期从t时期到t+1时期的全要素生产率的变化。也可以定义以t+1期为基期的条件下，从t时期到t+1时期的Malmquist生产率指数。由于两种方式测算的Malmquist生产率值不一定相等，计算二者的几何平均值来衡量两时期间的生产率变化。该指数大于1表明从t时期到t+1时期全要素生产率是增长的；反之，表明生产率下降。全要素生产率可以分解为技术效率变化EFFCH（Technical Efficiency Change）和技术进步TECHCH（Technical Change）。Mt（xt，yt，xt+1，yt+1）=EFFCH×TECHCH。技术效率的变化可以进一步分解为纯技术效率变化（PEFFCH，Pure Technical Efficiency Change）和规模效率变化（SECH，Scale Efficiency Change），即EFFCHCH=PEFFCH×SECH，其中PEFFCH>1表示纯技术效率改善；反之，则表示纯技术效率不存在改善。SECH>1表示决策单位的规模效率提高，趋向于最佳规模，反之，表示规模报酬下降。也即Malmquist指数可以分解为M=EFFCH×TECHCH=PEFFCH×SECH×TECHCH，式中 EFFCH是规模报酬不变（CRS）且要素可自由处置条件下的效率变化指数，它测度了从t时期到t+1时期的决策评价单元到最佳生产可能性边界的追赶程度，称为“追赶效应”。EFFCH大于1表明决策评价单元更接近生产前沿，相对技术效率有所提升；TECHCH为技术进步变化指数，测度了技术边界从t时期到t+1时期的移动，称为“增长效应”，TECHCH大于1说明出现了技术进步或技术创新，生产前沿面向上移动。
本文选取我国30个省市（鉴于早期重庆数据不完整，将其并入四川省来考虑）1991~2010年的物流业数据，选取固定资产投资和物流业的从业人数两个投入要素变量，采用物流业的增加值作为产出指标，主要衡量物流业产出的总量规模。具体数据来源于各年的《中国统计年鉴》。为了将辽吉黑物流业与区物流业的发展变化进行比较，本文将分1991年~2000年和2000年~2010年两阶段对我国区域物流业Malmquist指数进行测算，并与1991年~2010年测算的结果进行比较。
三、 基于Malmquist指数的辽吉黑物流业全要素生产率的追赶效应与增长效应分析
应用软件Deaper2.1可以将全要素生产率（TFPCH） 分解为技术效率变化指数（EFFCH）和技术进步指数 （TECHCH），其中前者衡量决策单位生产靠近当期生产前沿边界的程度，称为“追赶效应”；后者衡量生产前沿边界的移动程度，称为“增长效应”；并将技术效率变化指数 （EFFCH）分解为纯技术效率变动（PECH）和规模效率变动 （SECH）。为便于对比分析，本文将1991年~2010年物流业数据划分为1991年~2010年、1991年~2000年和2000年~2010年三个区段进行测算分析，计算结果如表1所示。
表1给出了1991~2010年我国区及全国物流业全要素生产率指数的均值，这一阶段全国物流业的全要素生产率均值略小于1，技术效率增长率为-0.8%，技术进步增长率为0.4%，负向的“追赶效应”大于正向的“增长效应”，导致全要素生产率呈负向增长。在区中东部沿海、北部沿海、西北地区和南部沿海四个区域物流业的全要素生产率呈正向增长，其他区域呈负向增长。东北地区物流业全要素生产率均值低于全国平均水平，且在区中效率水平最低。在技术效率方面，东北地区技术效率变化的均值在区位于下游水平，略高于南部沿海和西南地区，其中纯技术效率变化均值略高于南部沿海和西南地区，排在区的第六位；规模效率变动均值与西南地区相同，在区中位列第五位，纯技术效率和规模效率均值均小于1，并且小于全国均值，这说明东北地区的物流业内部管理水平和产业发展规模都相对有限，有待于进一步提高。从技术进步方面看，东北地区的技术进步增长率为负值，且远低于全国平均水平，技术进步的严重滞后是阻碍东北地区物流业全要素生产率提高的关键因素。从东北地区内部情况来看，黑龙江省物流业的全要素生产率、技术效率和纯技术效率三项效率值均高于辽宁省和吉林省；辽宁省物流业的技术进步变化指数和规模效率指数均高于黑龙江省和吉林省。除辽宁省的规模效率变化指数实现正向增长外，其他效率值都小于1，处于负向增长状态，而且技术效率变化指数均高于技术进步变化指数。这说明辽吉黑经济圈物流业整体发展水平较低，而且技术进步水平较低是阻碍东北三省物流业发展的瓶颈因素。
由表1测算结果还可以看出，1991年~2000年全国物流业全要素生产率整体水平呈下滑状态，而且辽吉黑经济圈全要素生产率下降幅度明显大于全国平均水平。具体来说，全国全要素生产率平均增长率为-7.7%，技术效率平均增长率为-3.2%，技术进步平均增长率为-4.7%，这表明技术效率和技术进步分别具有负向的“追赶效应”和“增长效应”，两者共同作用导致全要素生产率出现负向增长。技术效率变动亦可分解为纯技术效率变动和规模效率变动，全国物流业的纯技术效率和规模效率平均增长率分别为-2.1%和-1.1%，两者都对技术效率水平造成负向影响。与此同时，东北地区物流业全要素生产率平均增长率为-9.7%，低于全国相应水平，技术效率变化均值为1.006，高于全国平均水平。其中纯技术效率和规模效率平均增长率分别为-0.2%和0.8%，负向的纯技术效率和正向的规模效率共同作用导致物流业技术效率增长率实现正向增长。技术进步变化均值为0.898，低于全国平均水平。这说明与全国物流业发展状况相同，辽吉黑经济圈物流业全要素生产率水平的障碍主要是技术进步水平较低。
在区中除南部沿海地区外，包括东北地区在内的其他七个区域物流业均处于负向增长状态，其中东北地区物流业全要素生产率均值在区中处于第六位，高于黄河中游地区和西南地区。从技术进步变化指数来看，我国物流业“增长效应”表现最为显著的是南部沿海地区，技术进步变化指数为1.090，其他地区均小于1，东北地区和黄河中游表现最差，均为0.898。从技术效率变化指数来看，东北地区的“追赶效应”较为显著，技术效率变化指数大于1，位于区之首。从东北地区内部情况来看，辽吉黑三省全要素生产率和技术进步变化指数均呈负向增长，吉林省和黑龙江省物流业技术效率实现了正向增长，辽宁省技术效率呈负向增长，其中吉林省的纯技术效率增长率为0.8%，规模效率值为1，黑龙江省的纯技术效率和规模效率的增长率分别为2.5%和0.8%，辽宁省纯技术效率和规模效率的增长率分别为-3.8%和1.5%，这说明辽宁省物流业内部管理水平有待提高。从以上分析可以看出，1991年~2000年技术进步水平滞后是阻碍辽吉黑经济圈整体及各省物流业全要素生产率水平提升的主要因素，为此，在今后物流业的发展应加大物流业技术研发投入力度，逐步提高东北地区物流业的技术进步水平。
对比表1中1991年~2010年和1991年~2000两时间区间东北地区和全国的物流业全要素生产率均表现为负向增长，与1991年~2010年物流业整体发展情况相比，1991年~2000年全国和东北地区的全要素生产率均值相对较低，这说明1991年~2010年全国和东北地区物流业发展水平始终不高，而且2000年~2010年全国和东北地区物流业发展水平要高于1991年~2010年。
由表1的测算结果可知，2000年~2010年全国物流业呈现较快的发展，全要素生产率呈正向增长状态，但辽吉黑经济圈的全要素生产率仍呈负向增长态势。具体地讲，全国全要素生产率平均增长率为6.7%，技术效率增长率为1.4%，技术进步增长率为5.2%，其中纯技术效率和规模效率的增长率分别为-0.2%和1.6%，正向的规模效应大于负向纯技术效率作用，在二者共同作用下技术效率水平呈现上升趋势。可见，在全国物流业正向的“追赶效应”和“增长效应”共同作用下，全国物流业全要素生产率实现了正向增长。与此同时，东北地区物流业全要素生产率增长率为-6.9%，技术效率增长率和技术进步增长率分别为-4.2% 和-2.9%，其中纯技术效率变动增长率为-4.5%，规模效率变动增长率为0.4%，负向的“追赶效应”和“增长效应”共同作用导致辽吉黑经济圈物流业呈负向增长态势。
在区中仅东北地区的全要素生产率均值为0.931，其他地区的全要素生产率均呈正向增长，其中东部沿海全要素生产率水平最高，平均增长率为11.3%；东北地区的技术效率和技术进步增长率分别为-4.2%和-2.9%，其中纯技术效率和规模效率增长分别为-4.5%和0.4%。东北地区的技术效率和技术进步水平在区中均处于最低水平，负向的“追赶效应”和“增长效应”共同作用导致东北地区全要素生产率呈现负向增长。从东北地区内部情况来看，辽吉黑三省的全要素生产率、技术效率变化指数、技术进步变化指数和纯技术效率值均小于1，辽宁省和黑龙江省的规模效率水平有所提高，吉林省的规模效率水平出现下降，可见东北三省物流业发展情况都相对较差，各项效率值均低于全国平均水平。
对比表1中1991年~2000年和2000年~2010年我国物流业各项效率水平均得到大幅度提高，全要素生产率平均增长率由-7.7%增加到6.7%。相比全国总体水平，辽吉黑经济圈综合要素生产率均值增幅较小，由-0.97%增加到-0.69%，其中技术效率水平出现下降，技术进步水平有所提高，但三项效率值均小于1，即处于负向增长状态。
从表1中可以看出，与1991年~2010年全国物流业总体发展水平相比，2000年~2010年间全国物流业的全要素生产率均值相对较高，其中全要素生产率增加0.071，技术效率变化均值增加0.022，技术进步变化均值增加0.048。可见全国物流业全要素生产率水平在逐步提升。与全国物流业效率水平的变动情况相比，东北地区2000年~2010年与1991年~2010年两个时间区间各项效率均值变动较少，这表明辽吉黑经济圈物流业相比全国总体水平发展比较缓慢，效率水平相对较低，应当通过提高技术效率形成的追赶效应和技术进步引发的增长效应共同加速全要素生产率水平的提升。
四、 结论
本文分别对1991年~2010年间以及1991年~2000年和2000年~2010年两个阶段我国区物流业的Malmquist指数进行了测算和分解，并将辽吉黑经济圈物流业全要素生产率与其他区域进行了对比分析。结果表明：（1）1991年~2010年全国全要素生产率呈负向增长态势，负向的“追赶效应”大于正向的“增长效应”，从而导致全要素生产率出现负向增长。辽吉黑经济圈物流业各项效率均值均低于全国平均水平，由于负向的“追赶效应”和“增长效应”共同导致全要素生产率呈现负向增长，而且技术进步的严重滞后是阻碍东北地区物流业全要素生产率提高的主要因素。这说明辽吉黑经济圈物流业整体发展水平较低，提升技术进步水平是促进辽吉黑经济圈物流业发展的关键。（2）1991年~2000年全国物流业总体发展比较缓慢，仅南部沿海实现了物流业全要素生产率的正向增长。辽吉黑经济圈物流业全要素生产增长率低于全国平均水平，技术进步水平滞后是阻碍辽吉黑经济圈整体及各省物流业全要素生产率水平提升的关键因素，因此，应不断加大物流业技术研发力度，使得技术进步形成的“增长效率”由负向影响转变为正向影响，从而有效提高全要素生产率水平。（3）2000年~2010年我国物流业得到较快发展，正向的“增长效应”与“追赶效应”共同促进了全国物流业全要素生产率水平的快速提高。辽吉黑经济圈物流业全要素生产率仍然小于1，而其他七大区域物流业全要素生产率均实现正向增长。负向的“追赶效应”和“增长效应”共同导致2000年~2010年东北地区物流业全要素生产率出现负向增长。可见2000年~2010年阻碍东北地区物流业发展的要素同时包括技术效率和技术进步，因此，应当在继续推进产业技术进步基础上，通过提高物流业内部管理水平和产业发展规模促进物流业生产效率的进步。
综合以上分析可以看出，1991年~2010年辽吉黑经济圈物流业发展水平在区中始终处于中下游，低于全国总体水平且进步较慢。在1991年~2000年间技术进步水平低下是阻碍物流业发展的关键因素；在2000年~2010年间技术效率水平低下和技术进步滞后是物流业全要素生产率水平不断下滑的决定因素，因此，大力推进物流业技术研发与创新从而提高“增长效应”是提高东北地区物流业发展水平的主要措施，同时，应该调整物流业投资的行业分布，优化整合物流业内部结构，加大“追赶”力度，从提升运营管理水平和规模报酬两方面入手提高物流业综合技术效率水平。
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基金项目：国家社科基金项目资助（项目号：10BJL041）；教育部人文社会科学研究规划基金项目资助（项目号： 08JA790054）。
关键词：制度变迁经济增长人工神经网络全要素生产率
1引言
经济增长理论是宏观经济学的重要组成部分，经济增长的源泉一直是宏观经济学研究的核心问题。新古典增长理论认为经济增长的核心因素是物质资本、人力资本、劳动力和技术。而制度-经济增长理论认为物质资本、人力资本、劳动力和技术的增长本身就是经济增长的一部分，而不是引起经济增长的根本原因。有效率的制度和经济组织才是各种生产要素投入增长以及总体经济产出增长的关键。因为有效率的组织和制度可以确立和界定人们的权利，以形成合理的激励与约束机制，使经济主体的利益目标与与社会目标接近，从而使各种资源得到有效率的配置，使人们努力地进行创新、资本积累、教育投入以促进规模经济的形成，最后表现为经济的增长。在转轨过程中，制度变迁和制度建设对经济增长显得尤为重要。
自1978年改革开放以来，中国经济已经历了二十多年的高速增长。这种持续高速增长的一个核心因素就是改革开放导致的中国制度变革。然而，中国的制度变革如何及在何种程度上引起经济的增长？中国经济的这种增长能否持续下去？经济增长的潜力何在？这些都成为近年来经济学研究的热门问题。对这些问题的研究是中国进一步推进改革开放和制定宏观经济政策的基础。
目前关于制度变迁与经济增长关系的研究方法可归结为几类：一是用一定的指标体系对制度变迁进行量化，建立多变量线性回归相关模型进行研究；二是将制度变量作为虚拟变量加入到生产函数模型中；三是利用生产函数估计出索洛残差，进而探讨制度变量与索洛残差的关系。这些方法都有其不足之处：回归分析可以反映制度变量与经济增长的共同变化趋势，并不能揭示出制度变量对经济增长的影响，而且这种变化趋势可能是非线性的；制度的变化对经济增长的影响往往是渐进的，因而将制度变量作为虚拟变量是不合适的；制度变迁对经济增长的影响部分地反映在资本和劳动的增长中，索洛残差中仅包含制度变迁对经济增长的部分影响。
本文将按照第一类和第三类方法的思路对中国的制度变迁和经济增长进行实证分析研究。论文第二部分尝试运用人工神经网络的方法研究制度变迁和经济增长的关系，并与回归分析结果进行比较；论文第三部分运用索洛残差法估计出全要素生产率的增长率（1979-2004），并对全要素生产率增长率的波动和经济增长的波动进行比较研究与分析，探索制度变迁对经济增长的影响。论文第四部分是分析的结论和建议。
2制度变迁和经济增长关系分析
中国经济制度的变革表现在多个方面，主要有：配置资源的方式由过去的计划体制改为市场体制；进行经济主体产权制度变革，发展壮大非公有制经济；实施对外开放，发展外向型经济等等。本文选用以下几个指标反映制度变迁：（1）市场化程度（SCH），用投资的市场化指数表示，即全社会固定资产投资中“外资、自筹资金和其他投资”占总投资的比重。（2）非国有化水平(FGY)，用非国有经济的增加值占国内生产总值的比重表示，由于资料限制，这里用工业总产值中的比重表示。（3）开放程度(KFC)，用对外贸易依存度表示，即进出口总额与国内生产总值的比率。（4）工业化水平(GYH)，用工业总产值占国内生产总值的比重表示。（5）非农化水平(FNH)，用第二和第三产业就业人数占总就业人数的比重表示。经济增长用GDP可比价格定比增长指数表示（以1978年为100）。具体数据见表1，数据来源于文献[1]和《中国统计年鉴》（2004）。由于种种原因，这些指标也只能是中国经济制度的变革的一定程度的量化。
考虑到利用时间序列建立多元线性回归模型残差序列的自相关性，这里建立以GDP为因变量，以制度变迁指标为自变量的带有自相关误差校正的多元线性回归模型，对参数进行最大似然估计，得到如下结果(括号中为参数的t检验值，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)
由于存在多重共线性，有的参数的符号和我们的预期相反。这里我们着重于这些制度变量对经济增长的解释能力，从可以看出这些制度变量对经济增长有很强的解释能力。
为了考察制度变量对经济增长的非线性影响，下面用人工神经网络模型研究经济增长与制度变量的关系。人工神经网络是一种大规模并行分布处理的非线性系统，具有很强的非线性映射能力。误差反向传播神经网络（BP网络）是一种使用最广泛的神经网络，BP网络由输入层、若干隐含层和输出层组成，层与层之间采用全互连方式，同层单元之间无相互连接。目前已经证明3层BP网络可以以任意精度逼近函数。其原理主要是根据所提供的数据，通过学习和训练，找出输入和输出之间的内在联系，从而得到问题的解答。经济的发展是一个复杂的系统工程，我们可以把制度变量当作系统的输入因素，把经济的增长当作系统的输出结果。输入因素通过一系列较复杂的交互过程影响输出，这种影响往往并非简单的线性形式，因此可以尝试用BP网络研究输入与输出的关系。
考虑包含5个输入（SCH，KFC，GYH，FNH，FGY）一个输出（GDP）一个隐含层（包括10个单元）的BP网络，以20组样本数据(1981-2000)作为训练样本对网络进行训练，并用训练好的网络进行仿真，利用Matlab5.5人工神经网络工具箱可以得到该网络的仿真结果，如表1所示。与各年实际的GDP相比，网络仿真结果的最大相对误差3.33%，平均仅为1.13%。带有自相关误差校正的多元线性回归模型拟合结果的最大相对误差17.29%，平均为5.59%。显然，BP网络比回归模型能更好地描述经济增长与制度变量的关系。
通过以上两种方法的实证分析，可以看出制度变迁对经济增长有显著的影响，这种影响并非简单的线性关系，而是一种交互复杂的非线性关系。
3全要素生产率和经济增长的波动分析
研究制度变迁与经济增长关系的另一类方法是通过估计总量生产函数运用索洛残差法估算出全要素生产率的增长率。该方法认为全要素生产率反映了制度变迁对资源配置效率作用的大小，制度变迁通过提高资源配置效率而促进经济增长。
设总量生产函数为C-D生产函数：
（3）
其中为产出，为劳动投入，为资本存量，、分别为平均资本产出份额和平均劳动力产出份额。在规模收益不变和中性技术假设下，全要素生产率的增长率为：
（4）
为估计出平均资本产出份额和平均劳动力产出份额，对（3）两边同时取自然对数有：
（5）
在规模收益不变的约束条件下有：
（6）
由表2中我国1978-2004年的实际产出、就业人数和资本存量数据对方程（6）进行最小二乘估计，结果如下：
（-3.876）（1.431）（3.062）
AdjR-square=0.990
由此得到，，再分别计算出实际产出、就业人数和资本存量的逐年增长率，一并代入（4）式，可以得到我国1979-2004年的全要素生产率增长率，结果见表2。实际产出增长率和全要素生产率增长率如图1所示。
图1实际产出增长率和全要素生产率增长率波动
注：实际GDP和资本存量数据来自文献[2]，就业人数数据来自中国统计年鉴（2004）。
从图1可以看出我国1979-2004年全要素生产率增长率的波动与实际产出增长率的波动惊人的相似，1993年以前波动频繁且波幅较大，随后逐年下降，直到1999年开始缓慢攀升。这种波动特征与我国改革开放以来制度变迁的过程是吻合的。1978年到1993年是我国经济制度和市场条件发生巨变的时期，与国有企业放权让利等制度变迁，使生产力得到极大解放从而促进全要素生产率的增长，随着改革开放的进一步深入，一些制度上的深层次矛盾逐渐显现，从而制约了全要素生产率的增长。1993年以来随着宏观经济逐步降温并于1998年出现通货紧缩，我国经济出现生产能力全面过剩情形，国有企业减员和资本过度深化进一步加剧了劳动力低水平利用，长期低水平的公共教育支出与科学研究支出以及一些社会矛盾的进一步加剧，这些都不可避免的导致全要素生产率的持续下降。1999年以来，随着积极财政政策的实施尤其是基础设施建设与公共教育支出经济效应的逐步显现，宏观经济形势逐渐好转，全要素生产率随之出现逐年攀升的势头。由此可见，制度变迁是影响全要素生产率波动变化的主要因素，也是影响我国经济增长波动的主要因素。
由表2数据可算得1978-2004年我国经济年平均增长率为9.39%，资本和劳动年平均增长率分别为13.17%和2.45%，由上面估计出的平均资本产出份额和平均劳动力产出份额可进一步算得由劳动和资本增长引起的经济增长分别为1.16%和6.91%，全要素生产率增长引起的经济增长为1.32%，劳动和资本增长对经济增长的贡献分别为12.35%和73.59，全要素生产率增长对经济增长的贡献为14.06%。这表明我国经济的增长主要依赖于资本要素投入的增长。虽然全要素生产率增长对经济增长的贡献较低，但这并不完全代表制度变迁对经济增长的贡献。制度变迁对经济增长的影响除了通过影响全要素生产率增长以外，还表现在对劳动和资本（尤其是资本）增长的影响上，因此，制度变迁对经济增长的贡献隐含在以上各项贡献之中。全要素生产率增长对经济增长的贡献较低恰恰说明制度变迁通过全要素生产率增长对经济增长贡献的潜力和空间是很大的。
4结论与建议
本文首先运用人工神经网络和回归的方法对我国制度变迁与经济增长进行了实证分析，结果表明制度变迁对经济增长有显著的影响，而且这种影响并非简单的线性关系，而是一种交互复杂的非线性关系。其次，运用总量C-D生产函数估算了1979-2004年全要素生产率增长率，并对全要素生产率增长率的波动与实际产出增长率的波动进行了比较分析，结果表明两个波动非常相似，并且这种波动特征与我国改革开放以来制度变迁的过程是吻合的。这说明制度变迁是影响全要素生产率波动变化的主要因素，也是影响我国经济增长波动的主要因素。最后，计算了全要素生产率增长对经济增长的贡献。全要素生产率增长对经济增长的贡献较低恰恰说明制度变迁通过全要素生产率增长对经济增长贡献的潜力和空间是很大的。
制度变迁会导致资本、劳动和全要素生产率的增长，进而促使经济的增长。改革开放以来我国经济的增长主要依赖于资本要素投入的增长，从长期来看，这种情形很难维持下去。另外，劳动增长对经济增长的贡献也非常有限。因此，制度变迁通过资本、劳动增长促进济的增长的空间和潜力是有限的。而分析表明，制度变迁通过全要素生产率增长对经济增长的贡献潜力和空间是巨大的，因此今后我国经济制度的变迁应致力于提高全要素生产率，这样，才可以使我国经济增长具有持续性。
参考文献
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[5][美]斯蒂格利茨，《经济学》，中国人民大学出版社，2003。
关键词：经济增长；经济增长动力；外国直接投资；金融发展
一、关于经济增长源泉和动力的研究
改革开放以来，国内学者对我国经济增长源泉和动力因素的研究一直没有停止，其分析大多利用索洛提出的新古典经济增长模型或其改进模型，将经济增长归因为要素投入增加和全要素生产率(TFP)的提高两方面。国内多位学者的研究结果表明，要素投入是我国经济增长的主要源泉和动力，而全要素生产率对生产率增长的贡献有限。由于研究期间和数据处理方法不同，研究结论亦不尽相同。沈坤荣(1999)运用增长速度方程对1953—1997年我国经济增长源泉进行分解，结果表明经济增长主要是由生产要素投入的增量带来的。王德劲(2007)运用误差校正模型分析方法估计了我国1952～1998年期间扩展的索洛模型，得出物质资本存量是经济增长主要因素的结论。董直庆等(2007)认为，我国约70％的经济增长来自于资本和劳动投入，但物质资本、人力资本、技术进步等在经济发展不同时期或不同阶段，对经济增长有着不同影响，即要素对经济增长作用存在阶段性变化特征。种观点认为，资本投入增加是我国经济增长最主要的源泉，由于我国劳动力供给相对过剩且劳动边际效率较低，有关劳动投入增加的贡献相对较弱。一些学者认为，考虑结构调整、要素投入与技术内生情况时，要素投入对我国经济增长的贡献率大幅下降。樊胜根等(2002)进行实证研究结果表明，研究期间我国17％的经济增长来源于结构变化，TFP带来4.2％的年增长率，要素投入增加解释了41％的增长。迟巍等(2007)研究发现，在1996～2004年间，一个地区高水平的人力资本能吸引固定资产向该地区的投入，从而促进经济增长。固定资本投资为内生，对经济增长并不起决定性作用。这说明我国经济增长的质量已有很大提高，已在按照发达国家的内生性经济增长的模式发展。孙超等(2004)研究发现技术进步和人力资本的增长率对我国经济增长起决定性作用。
二、关于FDI与经济增长关系的研究
(一)通过计量模型直接检验外商直接投资(FDI)对经济增长的作用
魏巍贤(1997)应用协整检验和格兰杰因果关系检验法研究我国经济增长与FDI的关系，结果表明经济增长与FDI增长之间具有双向因果关系，但经济增长与FDI之间不存在长期稳定关系。贺红波等(2005)认为，我国FDI和经济增长之间存在单向因果关系，FDI是经济增长的单向Granger原因，且两者之间存在长期稳定的关系，这表明FDI在促进我国经济增长过程中发挥了重要作用。而经济增长不是FDI的Granger原因，表明我国经济增长不是吸引FDI的直接原因。魏后凯(2002)利用1985～1999年时间序列和横断面数据，将FDI对我国区域经济增长的影响进行实证分析。结果表明，东部发达地区与西部落后地区之间GDP增长率的差异约有90％是由FDI引起的。王成岐等(2000)运用计量模型考察了影响我国FDI与经济增长关系的诸因素，认为经济技术水平和政策因素均强烈影响FDI与经济增长的关系。萧政等(2002)从我国和其他23个发展中国家总量时间序列资料的分析中发现，稳定可靠的组织机构和城市化的发展在吸引外商直接投资方面发挥着相当重要的作用。代谦等(2006)在利用我国1979～2003年数据检验FDI对经济增长的效应时发现，国内投资和人力资本起着相当重要的作用；FDI的增长效应集中在短期，人力资本则有明显的长期效应。
(二)从不同视角研究FDI对我国经济增长的作用
首先，从需求效应和供给效应角度研究。房汉廷(1996)通过分析外商直接投资对社会总需求的拉动力和对固定资产投资的影响后认为，FDI推动了我国经济加速增长。沈坤荣(1999)认为，FDI对我国经济增长的需求效应和供给效应都十分明显。其次，从“挤出”效应角度研究。杨海燕(2005)通过对我国1998～2003年FDI与经济增长的因果关系分析后认为，由于利用FDI过程中存在外资利用结构引发的对国内投资的挤出以及国内储蓄的低效利用，削弱了FDI对GDP增长的正向效应。杨新房等(2006)对FDI对我国国内资本的“挤出”效应和“挤入”进行了研究，结果表明，FDI虽然对我国国内资本有“净挤入”的效果，但从资本形成的角度看，FDI促进了我国的经济增长。第三，从资本效应和外溢效应角度研究。胡翊竑等(2001)认为，FDI有助于改善我国资本形成质量、推动人力资源开发、提高资源配置效率、推动技术进步，进而对经济增长起到积极的作用。张海星(2005)对外商直接投资和国内投资的增长效应、资本积累效应以及技术进步效应进行了比较分析。结果表明，FDI和国内投资对经济增长都具有显著的正向推动作用，但国内投资贡献较大，且二者促进经济增长的路径亦不相同。庞英等(2008)在对转型期中国民族资本与FDI企业生产效率测度的基础上，具体研究其生产资源配置效率与技术效率。结果表明，民族资本的效率优于FDI。因此，民族资本是推动我国未来经济持续高效增长的主要动力。第四，从地理空间结构角度研究。郑月明等(2004)研究表明FDI在地理空间上的非均衡分布及其变动趋势对我国区域经济的平衡发展和持续增长产生了深远影响。陈柳等(2006)通过1987～2003年27个省份的面板数据综合分析了本土创新能力与FDI技术外溢两者对我国经济增长的作用，认为本土的技术创新能力对经济增长具有显著的正面作用；在控制本土的技术创新能力之后，FDI本身产生的技术外溢对经济增长的推动作用并不显著，但FDI与人力资本的交互作用仍能促进经济增长；创新能力在中西部地区经济增长中的作用比东部地区更强；本土创新能力的差异在某种程度上可能是区域发展不平衡的原因。第五，从传递途径和其他效应角度研究。周春应(2007)研究了FDI如何通过进出口贸易、国内资本积累、R&D、产业结构升级、就业、人力资本、市场化程度等途径影响经济增长及影响强度的大小，结果表明，FDI通过不同的传导途径对经济增长产生显著影响。赵娜等(2008)对外国直接投资影响我国经济增长的六种效应进行研究，结果显示，FDI可通过资本积累、出口促进、投资拉动、技术溢出、产业结构优化和制度变迁六种具体效应来促进我国经济增长；FDI对各种不同具体效应的时滞期各不相同。三、关于金融发展与经济增长关系的研究
(一)金融发展与经济增长存在正相关关系
殷醒民等(2001)研究表明，我国股票市场规模的扩大、交易率的提高增加了国有企业的固定资产投资，加快了企业的技术进步，推动了我国经济更快的增长，因而股票市场发展与经济增长之间有很强的正相关性。刘柯杰(2003)的研究结果表明，股票市场分散风险功能的提高能显著促进长期经济增长。范学俊(2006)运用最大似然协整分析法及1992年第一季度至2004年第三季度数据检验我国金融发展与经济增长之间的动态关系。结果表明，股票市场与银行部门在长期都对经济增长有正的影响。康继军等(2005)使用基于误差修正模型的格兰杰因果关系检验法研究我国金融发展与GDP增长的长短期因果关系。结果表明，在短期，GDP增长和股市发展之间存在双向因果关系；在长期，金融中介发展和股市发展都是GDP增长的单向动因。
(二)我国金融发展对经济增长的作用并不显著或存在负相关关系
林义相(1999)指出，我国股票市场功能由于定位在为国有企业和国有经济融资，使得股票市场对经济增长的作用相当有限。唐齐鸣等(2000)实证研究的结论是我国股市还不能充分发挥货币政策传导功能，因此股票市场对经济增长的作用不显著。赵振全等(2004)研究指出，股票市场由于融资利用效率低下和资源的逆配置，对经济增长几乎没有作用。韩廷春(2001)采用金融发展与经济增长关联机制的计量模型，运用我国经济发展过程中的有关数据进行实证分析表明，技术进步与制度创新是经济增长最为关键的因素，而金融发展对经济增长的作用极其有限。陈伟国等(2008)利用VAR因果关系检验和方差分解探索我国金融发展与经济增长之间的关系结果表明，金融发展与经济增长不存在明显的因果关系，金融发展与经济增长存在单向因果关系，属于需求追随型。
四、经济增长问题研究的不足及改进思路
(一)经济增长问题研究的不足
尽管国内学者对经济增长问题进行了深入研究，但由于理论的复杂性，许多经济增长理论方面的问题至今没有达成共识，有待进一步研究。首先，经济增长源泉和动力研究的不足。国内的研究多运用静态分析，强调静态要素贡献，而很少涉及不同发展阶段下要素贡献变化问题，即只集中于静态而非动态的分析。同时，多数文献的实证检验只关注某类样本，或不将样本进行分类对比，无法有效分离和认识不同要素贡献的差异。全要素生产率对经济增长的高贡献率只有在经济进入低速成熟阶段才会出现，简单地根据TFP对经济增长贡献的大小不能判断我国经济增长的质量。其次，FDI与经济增长研究的不足。目前国内关于FDI对经济增长的作用机制研究不全面系统，多局限于FDI对经济增长的某个或少数几个效应进行分析，计量方法和指标的选取也存在不同程度的瑕疵，而对能反映FDI真实作用机制的时滞效应研究很少涉及。再次，金融发展与经济增长问题研究的不足。一是研究方法上，对时间序列数据进行简单的回归分析时，多违背回归方法的基本原则，包括数据是非平稳的，变量之间具有相关，尤其是金融发展的各个指标之间具有高度相关，从而产生共线性问题等，因此研究结果可能是建立在伪回归的基础之上；而运用多元VAR方法研究时，一些至关重要的滞后期的选择比较简单，因此研究结论缺乏稳健性。二是关于金融发展对经济增长作用的实证研究方面，现有模型没有很好地控制对经济发展具有重要影响的其他因素，从而放大了金融发展对经济增长的影响。三是几乎所有文献都在检验金融发展与经济增长的相关关系或因果关系，其实证检验一般都选取GDP或GDP增长率的绝对值或对数值作为因变量。而事实上，经济增长并不一定意味着经济效率的提高。因此，研究结果也就无法说明金融对增长的贡献是源于金融的资本积累效应还是资本配置效应。四是没有深入分析金融发展对经济增长的作用机理，没有全面探索金融发展的内在关联机制对经济增长的影响，研究结果对金融体制改革缺乏政策操作性。
关于“粗放”、“集约”概念的使用，最早见于农业经济学中，当时称“粗放经营”和“集约经营”，后来才被引申到整个经济领域。最初，粗放经营的含义是指一定量的生产资料和劳动分散投在较多的土地上，进行粗耕简作的经营方式；集约经营则指在一定土地面积上集中投入较多的生产资料和劳动，进行精耕细作的经营方式。前者通过扩大耕地面积，广种薄收，增加总产；后者借助增大投入，精耕细作提高单产。
马克思在《资本论》的地租理论中也论及到粗放经营和集约经营的内容，他指出“可以耕作的土地面积很大……对耕作者来说不用花费什么，或者同古老国家相比，只花极少费用。”这种“只需投资很少的资本，主要的生产要素是劳动和土地”的经营方式“就是粗放经营。”（注：马克思：《资本论》，人民出版社1975年版第三卷，第756页。）“在经济学上，所谓耕作集约化，无非是指资本集中在同一土地上，而不是分散在若干毗连的土地上。”（注：马克思：《资本论》，人民出版社1975年版第三卷，第760页。）在研究级差地租时，马克思认为，粗放经营和级差地租第一形式直接联系，而集约经营则与级差地租第二形式紧密相关。级差地租的第一形式是由“两个和资本无关的一般原因造成的：1、肥力……2、土地的位置。”级差地租第二形式则是“对同一土地连续追加投资造成的不同生产率引起的。”（注：马克思：《资本论》，人民出版社1975年版第三卷，第766页。）
首次使用“粗放增长”和“集约增长”术语的是前苏联经济学家。苏联在1928年开始第一个五年计划之后，其经济增长速度直到50年代末期一直保持高于世界经济增长水平的记录，此后，经济增长率开始下降，表现出恶化趋势，令人不解的是，其经济增长的恶化是在它保持了非常高的物质资本和人力资本投资率的情况下发生的。这就不得不使苏联的经济学家对其经济“增长方式”展开了研究。当时，他们根据马克思在《资本论》中的上述提示，把增长方式分为两种基本类型，一种是依靠投入实现产出量增长的“粗放增长”，另一种是依靠提高效率实现产出量增长的“集约增长”。并且指出，苏联过去的高速度增长是粗放型经济增长方式，是倾全力动员资源和增加要素投入的结果，然而由于资源的有限性，随着可动员的资源的日益减少，在忽视提高要素生产率的情况下，必然导致经济增长水平的下滑（注：吴敬琏：《怎样才能实现增长方式的转变》，《经济研究》1995年第11期。）。
“粗放增长”和“集约增长”概念于60年代从苏联传入我国（注：吴敬琏：《怎样才能实现增长方式的转变》，《经济研究》1995年第11期。）。在此之前，我国经济学界尽管没有使用经济增长方式的概念，但对经济增长过程中出现的种种低效率，高浪费现象进行过大量的分析。此后，特别在1979—1980年我国对经济增长方式问题展开了全面深入的讨论（注：吴敬琏：《怎样才能实现增长方式的转变》，《经济研究》1995年第11期。），广泛使用经济增长方式这一概念是在党的十四届五中全会之后。
二、经济增长方式粗放度的定义
从经济增长方式概念形成的渊源看，经济增长方式是经济增长过程中对生产要素的分配和使用方式。虽然国外学者不常使用经济增长方式这一概念，但对推动经济增长的因素或原因的分析，实质上也是对经济增长方式的研究。关于这一点，匈牙利经济学家科尔内曾作过比较，就我国学者们而言，尽管对粗放和集约型增长方式概念的解释不尽相同，但经济增长方式的含义是明确的。因此，经济增长方式就是指一国总体实现经济的长期增长所依靠的因素构成，其中增长因素包括土地、劳动、资本、技术进步、经营管理、资源配置、规模经济等。通常把土地、劳动、资本的投入称为要素投入，其余因素的总和称为综合要素生产率。进一步地，根据要素投入与综合要素生产率在经济增长过程中的作用大小，把增长方式划分为粗放型经济增长和集约型经济增长，主要由要素投入增加所引起的经济增长称为粗放型经济增长，主要由综合要素生产率提高所引起的经济增长称为集约型经济增长。为了能定量反映经济增长的粗放程度或集约程度，笔者引入粗放度概念。所谓粗放度是指要素投入增长率的贡献率与经济增长率的比值（注：对于一国总体来说，土地是固定的。因此，在考虑要素投入的增长率时，舍象掉了土地要素的影响。），用公式表示为：
δ＝αL''''＋（1－α）k''''／Y''''
*式中的α表示劳动的贡献份额；
（1－α）表示资本的贡献份额；
L''''表示劳动投入增长率；
K''''表示资本投入增长率；
Y''''表示经济增长率。
当δ≥0.5或δ＜0且Y''''＜0时，增长方式为粗放型；
当0≤δ＜0.5时，增长方式为集约型。
对于粗放型增长方式又可按不同的粗放程度划分为四种类型：
第一类型：当0.5≤δ＜0.7时，为低度粗放型；
第二类型，当0.7≤δ＜0.8时，为中度粗放型；
第三类型，当0.8≤δ＜1时，为高度粗放型；
第四类型，当δ≥1或δ＜0且Y''''＜0时，为超高度粗放型。
三点说明：
1.经济增长方式、经济增长、经济发展的关系。
经济增长是指一国或一个地区在一定时期内人均实际产出量的增加和实际生产能力的增加。经济增长特指更多的产出，而经济发展不仅指更多的产出，还包括随着产出的增长而出现的经济、社会和政治结构的变化，经济增长是一个数量概念，而经济发展是一个既包含数量又包含质量的概念，所以经济发展包含经济增长。从经济增长方式的定义可知，经济增长方式是获得经济增长的手段、途径和方式。
2.经济效率与经济效益的关系。
经济效率是指资源的优化配置。具体讲包含二层含义：其一是指全社会以优化的资源配置获得较好的经济增长；其二是指生产单位如何把得到的资源在时间和空间上有效地组合起来，以最少的资源耗费创造最多的产出。经济效益的高低可以用综合要素生产率来度量。所谓经济效益，则是指在社会经济活动中由经济效率所引起的相应的收益或收入。那种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，经济效率是经济效益的实质，经济效率高意味着经济效益好；反之，经济效率低则意味着经济效益差。
3.转变经济增长方式必须明确三个层次的问题：第一，经济增长方式的内涵；第二，经济增长方式转变的标志；第三，经济增长方式转变的程度。关于第一个问题，学术界的认识比较多，而第二、三个问题则涉猎的比较少。本文旨在通过对粗放度指标的划分，拟解决第二、三个问题。
δ＝0.5作为划分粗放和集约经济增长方式的标志。当δ＜0.5时，经济增长为集约型，当δ≥0.5时，经济增长为粗放型，这与我国经济理论界对粗放与集约型经济增长的解释是一致的。把粗放型经济增长方式又细分为低度粗放型、中度粗放型、高度粗放型和超高度粗放，是为了便于研究经济增长方式转变的程度。
三、对我国经济增长方式粗放度的分析模型
1.模型。
本文测算各要素对经济增长的贡献率所采用的模型为：Y''''＝A''''＋αL''''＋（1－α）K''''，这是由道格拉斯生产函数求导后得出的，其中Y''''代表经济增长率，A''''代表综合要素生产率增长率，K''''代表资本要素投入增长率，α为劳动产出弹性系数，αL''''为劳动要素投入对经济增长的贡献率，（1－α）K''''为资本要素投入对经济增长的贡献率。因此，粗放度的公式为：
δ＝αL''''＋（1－α）K''''／Y''''
2.研究对象。
本文研究1953至1993年四十一年的经济增长方式，按三种不同的时期来测算各要素对经济增长的贡献率及粗放度：一是按一年期，二是按五年计划期，三是按改革时期。需要说明的是，改革时期从1979年算起，由于资料所限，我们仅考察到“八五”前期（1991—1993）为止。
3.对统计指标的说明。
（1）经济增长率指标Y''''。我们均采用国民收入增长率指标。
（2）劳动要素投入L。以历年全社会劳动者人数计算各时期劳动投入量增长率，而舍象掉象劳动质量、劳动强度的大小和劳动时间的变化情况。
（3）资本要素投入K。道格拉斯生产函数中的K值应为直接和间接构成生产能力的资本总存量，它包括直接生产和提供各种物质产品及劳务的各种固定资产和流动资产，也包括为生产过程服务的各种服务及福利设施的资产。关于K值，有的同志已估算出有关数据（注：参见张军扩：《“七五”期间经济效益的综合分析》，《经济研究》1991年第4期。），其具体作法是：先估算基期年1952年的资本总量；再估算各年的净投资额（以积累额代替）并扣除价格指数；然后根据投资转化为资本的时滞系数计算各年的新增资本数量；最后，用上年的资本总量加上当年新增资本，得出各年的资本总量。
（4）资本与劳动的产出弹性。所谓生产要素的产出弹性是指要素投入每增长1％所带来的产出增长的百分比。西方经济学家们认为直接估算产出弹性几乎是不可能的。他们在进行增长因素分析时，通常要作完全竞争和规模报酬不变的假定，以劳动与资本的收入份额来代表它们的产出弹性。然而既使要计算劳动与资本的收入份额也不是一件容易的事，它涉及到多方面的内容和某些比例的分割。在我国情况就更为复杂，首先，我国实行的并非市场经济，不存在完全竞争的市场条件；其次，由于缺乏必要的统计资料，要全面计算劳动和资本的收入份额几乎是不可能的。但根据我国的实际情况，长期以来经济中存在着大量潜在劳动力的过剩现象，与资本要素投入增长的贡献相比，劳动投入增长的贡献十分有限。所以，我国经济界通常把劳动的产出弹性取为0.2或0.3相应地资本的产出弹性取为0.8或0.7（注：史清琪等：《技术进步与经济增长》，科学技术文献出版社1985年版。），本文采用0.3和0.7。
表1
*注：不带括号的数字为各要素对经济增长所贡献的百分点，括号内的数字为贡献的百分点占经济增长率的百分比率。
3.对我国增长方式粗放度的分析。
我们分别计算了1953年—1993年41年的粗放度并根据粗放度的五种类型作了统计整理，整理结果如下：
表2（单位：年）
*投资，其最高值也未超过32％。而美国在固定资产投资中，更新改造投资所占比重1947—1950年为55％，1971—1978年提高到77％，其中机器设备投资中更新投资分别占51％和81％（注：参见刘国光主编：《中国经济发展战略问题研究》，上海人民出版社1984年版，第115页。）。实际上，我国还存在着以更新改造投资为名而进行的基本建设投资，如1981年以更新改造投资为名完成的二百多亿元投资中，新建项目占10.2％，扩建项目占38.5％，真正用于设备更新和技术改造的只占一半左右（注：参见刘国光主编：《中国经济发展战略问题研究》，上海人民出版社1984年版，第116页。），有的省市更新改造投资中用于新建扩建的竟达70％以上（注：参见刘国光主编：《中国经济发展战略问题研究》，上海人民出版社1984年版，第116页。）。因此，我国粗放型增长方式表现为外延式扩大再生产。
2.粗放型增长方式表现为高投入、高消耗、低产出、低效率。
表1可见，我国国民收入的增长率主要归因于要素投入的贡献率，在要素投入中又主要是资本要素起着重要作用，因此，我们用资本要素的产出系数即Y''''／K''''的比值来衡量投入与产出的效果。当资本投入的增长率K''''大于国民收入的增长率Y''''，即资本的产出系数Y''''／K''''＜1时，经济增长就表现出高度或超高度的粗放型特征，如：
*
表中反映出不同粗放度类型对应的资本产出系数值。显然，粗放程度越高，其对应的资本产出系数值越小，也就是说越粗放，资本的投入产出效果越差，效率越低。具体到我国能源与物质的消耗情况，如果仅就我国自身纵向进行对比，每万元国民收入消耗的能源以及每亿元基本建设投资平均消耗的钢材、木材、水泥量呈不断下降趋势，改革开放以来，每亿元国民生产总值主要生产资料平均消费量也呈下降态势。但与世界其它国家相比，我国在能耗与物耗上的差距是很大的。根据世界银行《1995年世界发展报告》资料：1993年，能耗产出率最高的是贝宁，每千克石油当量GDP产值为20.4美元；最低的是蒙古，只有0.2美元；我国为0.6美元，在全世界121个有资料可比的国家（地区）中居第113位。从不同收入国家看，低收入国家平均每千克石油当量GDP产值为0.9美元，中等收入国家为1.0美元，高收入国家为4.4美元，全世界平均为3.1美元。可见我国能源产出率不仅远远低于世界平均水平，而且低于低收入国家的平均水平。另据有关方面作出的比较分析，我国钢材、木材、水泥的消耗强度分别为发达国家的5—8倍，4—10倍和10—30倍。因此，我国粗放型增长方式表现为高投入、高消耗、低产出、低效率。
3.粗放型增长方式表现为经济的快速增长以及强烈波动。
关于经济高速增长的数量界定，有人把高速度与低速度的临界值定为4％（注：刘彪、王东京：《经济发展阶段论》，《经济研究》1990年第10期。），也有人把它定为6％，还有人认为3％以下为停滞，3—6％为低速增长，6—9％为中速增长，9—12％为高速增长，12％以上为超高速增长（注：赵磊：《对当前经济高速增长的若干看法》，《经济研究》1993年第1期。）。我国在1953—1993年间，国民收入的平均增长率为7.1％，改革前为6.0％，改革以来达到了9.3％。如果按4％或6％的划分标准，我国经济已属高速发展之列，即使按最后一种划分标准，我国经济增长速度也可进入中高速之列。再看实物增长情况，1993年比1952年，人均粮食增长1.34倍，人均煤炭增长8.17倍，人均钢增长32.07倍，人均发电量增长55.52倍，人均石油增长160.06倍（注：根据《中国统计年鉴》1996年第41页有关数据计算而来。）。
我国在1980—1993年的人均国民收入增长率是低收入国家平均增长率的2.9倍，中等和高收入国家的4倍，即使与发展速度比较快的韩国相比也高出0.2％，可见我国的粗放型增长是以其高速度为特征的。
如果考察不同粗放程度与国民收入增长率的关系方面，从我们分别计算的41年的粗放度可知：在超高度粗放型增长的年份中，国民收入的增长率在绝大部分年份都低于高度粗放型。同样地，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约型。如下表：
表5
*
国民收入增长率与粗放度之间存在着反向变动的关系，即粗放程度越高国民收入增长率就越低；反之，粗放程度越低则国民收入增长率就越高。由此我们可以得出：在我国长期快速增长时期集约型所表现出的是高速度，高效率，越粗放，其速度越低，效率越差。
如果更进一步地考察粗放度的波动与经济周期的波动情况，则不难看出：经济增长率周期的波峰恰好位于集约型年份或粗放度较弱的年份，而周期的波谷位置恰好处于超高度粗放型年份。改革前，我国粗放程度是两头多中间少，即超高与集约型年份多，低度、中度、高度粗放型年份少，这种粗放程度的巨大落差的反复出现必然使经济增长大起大落。改革前国民收入增长率的波动幅度为53％，五个周期的振幅平均为23.4％（注：关于经济周期的划分参见刘树成：《论中国经济周期波动的新阶段》，《经济研究》1996年第11期。）；改革以来，粗放度的稳定性增强，低度、中度、高度粗放型年份增多，超高与集约型年份明显减少，相应地，改革开放以来四个周期的平均振幅为9.9％，国民收入增长率的波动幅度也降为12.1％。因此，粗放度的稳定性是影响经济增长稳定性的重要因素之一。
4.粗放型增长表现为居民消费水平的缓慢提高。
我国经济增长速度并不低，但人民的生活水平，社会福利状况并没有因此而相应地得到快速提高。居民消费水平的平均增长速度改革前的26年内只增长了2.2％，主要食品中的粮食，食用油人均消费量不仅没有上升，而且有所下降，家禽的人均消费量基本上没有变化；改革后的15年内居民消费水平增长了7.0％，除了人均粮食消费量受粮食需求的收入弹性低的影响而增长较慢外，其他主要食品都增长得非常快，少则翻一番，多则超过了两番。这说明了经济增长越粗放，人民的生活水平提高越缓慢。关于这一点，从我们模型本身也可以得到，粗放程度越高，要素投入增加就越快，资本积累速度也越快，过度积累必然会影响居民的消费，相应地减少综合要素生产率的增长。
我国要素的过度投入通常表现为经济过热，虽然经济过热在不同经济体制下，表现形式不同，但其本质却是一致的。在计划体制下，由于价格是政府统一制定的，即使经济过热也不会使价格上升，但却会出现严重的物质短缺，这恰好说明了改革前居民消费水平的低下。改革后，随着价格放开，过去潜在的，隐蔽性的通货膨胀公开化，使物质短缺表现为价格的上升，即通货膨胀，如果工资增长率低于通货膨胀率，则通货膨胀意味着居民实际消费水平的下降。
从表2中可知：在41年里，有13个年份属超高度粗放型，8个年份属于高度粗放型，6个年份属于中度粗放型，2个年份属于低度粗放型，12个年份属集约型。粗放型增长的年份占整个年份数的70.7％，集约型年份占29.3％，表明我国从总体上看属于粗放型增长方式。由于超高度粗放型占整个年份数的31.7％，集约型占29.3％，高度、中度、低度分别只占整个年份数的19.5％、14.6％、4.9％，也说明粗放度的波动幅度比较大，集约型增长的稳定性较差。如果把改革时期与改革前作一比较，则超高度粗放型年份所占的比重由改革前的36％，降低为改革以来的25％；高度粗放型由16％上升为25％；中度粗放型由12％上升为18.8％；低度粗放型由O上升为12.5％；集约型年份由38.5％下降为13％。尽管改革以来粗放型增长的年份由改革前的64％上升为81.3％，集约型增长的年份由29.3％下降到18.7％，但改革以来的粗放度的波动幅度明显减弱稳定性增强。
由表1所示，1953—1993年间的平均粗放度为0.92，属于高度粗放型，此间国民收入的增长率达到7.1％，其中要素投入的贡献率就占了91.8％，表明41年来的增长主要是要素投入的结果。改革前的平均粗放度为1.05，属超高度粗放型；改革以来的平均粗放度为0.80，属高度粗放型。国民收入的增长率由改革前的6.0％上升到改革以来的9.3％；要素投入的贡献率由104.6％下降为80.2％；综合要素生产率的贡献率由－4.6％提高到19.8％。说明改革以来的平均粗放度减弱，要素投入的贡献率降低，综合要素生产率的贡献率提高，改革为经济注入了活力，促进了经济效率的提高。
按计划期计算的粗放度有四种类型，分别是集约型、低度粗放型、高度粗放型、超高度粗放型。恢复时期的1963—1965年的δ值在区间［0，0.5）之间，属集约型，综合要素生产率的贡献率高达68.8％，要素投入的贡献只有31.2％，经济效率高，效益比较好。“一五、三五、六五”时期的δ值在区间［0.5，0.7），属于低度粗放型，综合要素生产率的贡献率分别达到34％，36.8％，40.4％，要素投入的贡献率分别为66％，63.2％、59.6％，表明由要素投入增长所带动的增长成份比较低，由综合要素生产率提高所带动的增长成份比较高，因此，这三个时期的经济效率比较高，经济效益也比较好。“五五”、“七五”、“1991—1993”时期的δ值在区间［0.8，1）内，属于高度粗放型，综合要素生产率的贡献率分别只有2.5％，7.3％、6.0％，而要素投入的贡献率却分别高达97.5％、92.7％、94％，表明经济增长主要是要素投入的贡献，经济效率比较低，经济效益比较差。“四五”时期的δ值大于1，“二五”时期的δ值小于零且国民收入为负增长，均属于超高度粗放型，经济效率很低，经济效益最差。
综上所述，尽管我国在某些年份或某些时期表现出集约型增长方式，但从总体上看，我国属于粗放型增长，要素的投入是经济增长的主要推动力，综合要素生产率的贡献率较小，经济效率低，经济效益差。
四、对我国经济增长方式分析的结论
1.粗放型增长方式表现为外延式的扩大再生产。
通常把新建扩建项目视为外延扩大再生产，更新改造项目视为内含扩大再生产，因而我们用基本建设投资指标以及更新改造投资指标来反映外延和内涵的扩大再生产情况。表3是根据1953—1993年国有固定资产投资构成计算出的基本建设和更新改造投资占全部固定资产投资的比重。从基本建设投资在固定资产投资中所占比重看，外延式扩大再生产的趋势是不断缩小，内涵扩大再生产的比例不断增大。但从整个年份看，
表3
摘要：在经济高速增长的今天，我们不仅关注经济增长的速度，更关注经济增长的质量和效率，而全要素生产率作为测量经济增长质量和效率的最为流行的指标，在测算过程中，存在着一些不足。本文在借鉴相应学者关于全要生产率研究的基础上，总结了全要素生产率的不足，并提出了相应改进方法。
关键词：全要素生产率；经济增长；测算方法
时至今日，我们关于经济发展的认识，已不再局限于过去单纯依托经济发展的规模与数量作为衡量经济增长成果的标准的状况，而逐渐关注经济增长的效率、质量等。我们不仅希望经济能够在数量上增长，更希望通过经济增长能够提高民众的福利，改善民众的生活。自从改革开放以来，中国的经济取得了突飞猛进的发展。但是随着我国经济几十年的飞速增长，随之而来的却是越来越多的问题的产生。为此，我们不禁反思，经济增长真的只是从GDP增长总量数据就可以判断经济增长的效率与质量吗？对于衡量经济增长质量与效率的迫切需要，客观上也促进了利用全要素生产率，即TFP（Total Factor Productivity）衡量与评价经济增长质量与效率的发展，如今，利用TFP衡量经济增长已成为国内最为流行的一种测算方法之一。
1. TFP内涵
自索洛提出了规模报酬不变的生产函数以及由此推导出来的增长方程，通过将产出增长率中超出资本与劳动力生产要素投入增长率的扣除（索洛余值）形成了全要素生产率的概念，并将全要素生产率来源定义为由技术进步引起的产出增长。由索洛余值的求解可以看出，全要素生产率除了包括技术进步引起的产出增长，还包括没有识别的经济增长因素以及由此产生的误差。
它的一般含义是指一定时间内生产活动的开发利用的效率，等同于一定时间内各种生产要素与总产量之间的比值，可以衡量一个国家在一定时间经济增长的质量与效率，也是关于技术进步对经济发展作用的综合反映，但是因为TFP还包括未识别的经济增长因素以及测量误差，因此，TFP对技术进步的衡量只是一种近似测量。TFP的来源除了包括技术进步，还包括效率提升与规模效应，比如组织创新、专业化以及生产创新等。但是，在索洛模型中，假定技术进步是外生变量，并没有考虑知识进步以及人力资本提升对于经济增长的溢出效应，在没有考虑技术进步的外部性情况下，因为边际产量递减规律，最终技术进步带来的产出效应会为零。这显然与现实生活中，通过改进技术水平，从而带来边际产量递增的现象不符，这也使全要素生产率的解释能力与借鉴意义大打折扣，即全要素成产率成为“黑箱”。[1]
2. TFP测算方法的缺陷
TFP的测算方法虽然简单可行，但是其中也存在着一些问题，这些问题影响着TFP作为衡量一国经济增长质量与效率指标的有效性与代表性。
2.1 用于测算TFP的要素投入数据为存量数据
在对TFP进行测算时，必须考虑要素投入与产出之间的关系。而根据新古典生产理论，一定时期的投入带来一定时期的产出，换言之，我们所要考虑的要素投入只是某段时期的投入量，即该段时期的流量数据，而不是某一时点上的存量数据。但是，从目前关于资本的指标统计口径来看，我们将资本分为固定资本和流动资本。用固定资本的存量数据代替资本的流量数据，其中隐含了固定资本某一时点上的存量与其在此段时期内的资本流量成正比的关系，但是，在现实生活中，这种假设显然是不一定成立的。综上所述，因为，用于衡量相应变量的指标，尤其是资本，在统计口径以上存在局限，造成计算结果投入与产出的不一致，从而使TFP的测量值偏离真实结果。
2.2 TFP自身的“黑箱”使其内涵含混，需要进一步分解
TFP既包括劳动生产率，又包括资本生产率，那么如果求接触TFP，如何看出其中到底是劳动生产率的作用比较显著，还是资本生产率的作用比较显著呢？显然，并不能一概而论，并且TFP自身的“黑箱”特点还使其包括不能识别的经济增长因素与由此带来的误差，所以对TFP进一步分解，将其分解为其中影响较大的影响因素的综合作用，可以进一步分析技术进步的外部性的如何作用。技术进步自身也可以分为三种类型：中性技术进步、资本扩张型技术进步以及劳动扩张型技术进步。例如，管理方式的改进，可以促进资本生产率和劳动生产率的提高，属于中性技术进步；而机器设备的投资可以提高劳动生产率，属于资本扩张型技术进步；劳动者人力资本的提升，可以促进投资利用率的提升，属于劳动扩张型技术进步。针对不同类型的技术进步，TFP作为衡量技术进步的最佳指标，也有必要进一步分解，从而判断技术进步的类型。
2.3 TFP测算弱化一国阶段性经济增长方式特点
一个国家的经济增长必然会经历一个从粗放型经济增长再到集约型经济增长方式的过程，在经济增长的初期，由于对于资源的利用率不高，投入一单位的资源，带来的边际产出较大，因此，必然会带来要素累积，例如资本累积，当要素累积到一定阶段，就可以进行更大规模的生产，而随着要素投入的逐渐增长，要素投入的技术系数即各种生产要素的配合比例会接近一个最佳技术系数。当资源配合比例达到最佳系数，如果继续增加要素投入量，就会带来边际产出递减的结果，这个时候开始从粗放型经济增长逐渐步入集约型经济增长，边际产出会逐渐递减为零，此时达到总产出的最大值。为了发挥生产的规模效应，在集约型经济增长阶段，我们可以通过改良生产技术，提升人力资本，遏制边际产出递减的趋势，甚至到达边际产出递增的结果。因此，如果一国处于粗放型经济增长阶段，那么用于要素累积的部分必然较大，而TFP是扣除要素投入对产出影响的这一部分，所以粗放型经济增长阶段的TFP较集约型经济增长阶段TFP低。而发展中国家大部分是属于粗放型经济增长阶段，如果盲目将发展中国家的TFP与发达国家的TFP进行对比，所得出的结论必然欠妥。[4]
另外，上文中提到TFP既包括劳动生产率，又包括资本生产率，且三种不同类型的技术进步所带来的劳动生产率与资本生产率的变化是不一致，除此之外，三种不同类型的技术进步一般也在不同的经济增长阶段处于主导地位。例如，在一开始的工业经济阶段，通过增加物质的投资带来的边际产出是递增的，但是随着物质投资的增大，最终，物质投资带来的边际产出会趋于零。因此，随着知识经济的发展，对人力资本的提升将会成为主导力量，且人力资本的提升是没有上限的。而TFP的测算，显然没有考虑技术进步的类型，以及其在不同发展阶段上的特点，这也使得TFP的计算结果过于模糊。（作者单位：贵州大学经济学院）
参考文献：
[1]易纲等.关于中国经济增长与全要素生产率的理论思考[J].经济研究，2003（8）：13-20.
[关键词] 技术创新 经济增长 索洛余值法
一、技术创新对我国经济增长贡献的测度
这里用柯布―道格拉斯生产函数来估计参数和,其形式为:其中,为初始技术水平,e为自然对数的底,是综合技术进步参数, t表示时间,为综合技术进步因素。对该式两边分别取自然对数,整理后得到:
这是柯布―道格拉斯生产函数的线性形式，可利用此方程估计参数和。然后，就可以利用索洛“余值法”测算技术创新对经济增长的贡献。
本文以1995年至2006年我国的统计年鉴资料为样本，以国内生产总值（GDP）表示产出量（Y），利用全社会从业人员总数来表示劳动投入(L),利用固定资产投资额来表示资本投入(K)。利用以1978年为基期的商品零售价格指数将地区生产总值以及固定资产投资额的名义值转换为实际值。根据样本资料，利用SPSS对进行估计，结果如下：
(-13.255） (13.344) (13.812)
调整
参数都通过了t检验,回归方程对样本数据拟合程度很高,回归效果好。资本产出弹性的估计值为0.323,从而劳动产出弹性的估计值0.677。因此有
根据样本数据以及参数估计值,可以分离出技术创新、资本增长以及劳动增长对于经济增长的献率(见下表)。
技术创新、资本增长以及劳动增长对于经济增长的献率计算表
计算结果表明，1996年～2006年间，我国经济平均年增长率为10.26%,其中固定资产投资每增长1%,可带动经济增长0.323%。固定资产投资总额增长速度的年平均值为15.18%,平均每年带动经济增长5.23%,固定资产投资对经济增长的贡献率达到45.72%。劳动投入每增长1%,可使经济增长0.677%。由于就业人员增长速度比较低,平均每年为7.45%,因此劳动增长所带动的经济增长也不多,仅有5.044%,劳动增长对经济增长的贡献率平均仅为7.45%。技术进步对经济增长的贡献率平均为46.82%。
二、技术创新对我国经济增长贡献的演变
由上表可以看出1996年～2006年间,技术创新对经济增长的贡献波动很大,最高为66.48%,最低为21%,极差为43.48%，但总体呈下降趋势。运用H-P滤波得到的变动趋势如下图。
图 1996年～2006年技术创新对经济增长贡献的变动趋势
对上述趋势线用SPSS进行估计得到如下趋势方程：
(58.154) (-57.673)
方程拟合优度较高，相关检验通过，可以用来分析。可以看出，1996年～2006年我国技术创新对经济增长贡献以直线形式减小，而经济增长的稳定性在增加。
三、结论
1996年～2006年间,我国经济的快速增长的来源中,技术创新对经济增长的贡献平均为46.82%,而资本投入和劳动投入对经济增长的贡献平均为53.18%，技术创新对经济增长的贡献低于50%,要素投入对经济增长的贡献则大于50%。说明我国经济增长主要靠要素投入推动。进一步研究表明：技术创新对经济增长贡献以直线形式减小，而经济增长的稳定性在增加。新一轮技术创新对经济增长的贡献是否符合该演变规律，有待于进一步研究。
参考文献：
[1]叶飞文:要素投入与经济增长[M].北京:北京大学出版社,2004
关键词：土地要素；土地出让金；经济增长；广州
中图分类号：F301 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2017）14-0062-04
一、背景
土地作为生产要素以及社会、经济、政治、文化等各项活动的载体，是制约经济增长的关键因素，是支撑区域经济发展必不可少的自然资源。
土地出让金制度是我国经济体制改革的重要成就之一，它是通过无偿划拨获得土地使用权的方式转变为必须通过缴纳土地出让金才能获得土地使用权，来实现土地资源向土地资产的转化。这种土地使用权的市场化交易，使地方政府扩展了收入来源，也获得了大量收益。据统计，2010年全国土地出让金已达到29 397亿元，同比增长106.2%，而2010年的财政收入为8.31万亿元，土地出让金占35%。有些地方政府的土地出让金收入占到了财政收入的一半，有的作为预算外收入甚至超过了财政收入。我国各个城市和地区的实践表明，土地出让金对于城市经济增长发挥着重要作用[1]。贾奇峰等（2006）认为，土地出让金调动了地方政府的财政积极性，激发了地方政府的趋利行为。汪利娜（2009）指出，针对土地出让金建立收支专户，并将土地出让金全额纳入地方预算，从而实现透明化管理。辛波等（2010）在探讨土地财政与GDP 增长的相关性研究中，将土地出让金作为土地财政的一部分进行实证分析，认为土地财政对经济有较强的影响，经济增长过度依赖土地财政。
土地要素一直被认为是推动中国经济高速增长的重要因素。特别是2004年中央政府明确提出运用土地政策参与宏观调控以来，量化土地投入对中国经济增长的影响，已成为学者和政府部门关注的热点问题。在测度要素对经济增长的贡献率时，基于要素价值而非数量的计量模型的研究结果会更准确。而中国土地市场的出现使土地价格逐步显化，因此，直接测度土地要素对经济增长的贡献率变得可能。国内外学者对土地要素与经济增长的关系已作了许多研究。黄裕婕等（2000）对福建省各市土地生产力与土地利用关系进行了检验[2]。王爱民等（2005）用二次函数的形式研究了深圳市土地投入总量与经济总量之间的关系，发现深圳市土地对经济增长的贡献率为0.166[3]。熊鹰等（2006）对湖南省城市化中的土地问题进行了数据分析，提出了城市化与土地利用协调发展的观点[4]。李明月等（2005）研究了土地要素投入对上海市经济增长的贡献，得出土地对上海经济增长的贡献率为4.74%，与资本和劳动对上海经济增长的贡献率4.35%和3.40%基本相当[5]。
由上述可知，目前对土地出让金制度的研究大多集中于对其所引发的消极问题的分析，且多是定性研究，而缺少在土地出让和土地要素对经济增长的贡献率比较分析方面的研究。因此，有必要重点研究随着城市化进程和城市边界的扩大，在地方政府成为利益主体的背景下，分析土地出让金规模与土地要素投入力度对城市经济增长的影响，探讨处于不同发展阶段的城市的土地出让金和土地要素投入贡献率的变化规律，从而为土地出让金制度改革和土地市场化改革提供理论依据，提高实施效果。
二、理论方法
（一）理论与方法
在定量分析要素投入对于经济增长时，大多数学者都利用柯布-道格拉斯生产函数（C-D函数）构建分析模型，其基本形式为：
Y=AeλtLαRβμ （1）
式中，Y、L和R分别表示为t时间的为资本总产出、劳动力投入和资本投入，α和β表示为劳动力和资本投入要素的弹性产出，表示该生产要素的投入改变对于资本总产出的影响；A为非零常数，λ为科技贡献率，μ为随机干扰项。
传统的生产函数未考虑土地要素作为生产要素对于经济的影响，根据CD函数原理，为了测算土地要素的投入对于经济增长的影响，将土地要素加入生产函数，则其式可写为：
Y=AeλtLαRβSγμ （2）
其中，S表示土地要素的投入量，γ表示土地要素投入弹性。对于该函数两边取自然对数可得：
lnY=lnA+λt+αlnL+βlnR+γlnS （3）
为分析单位时间了总量变化，将（3）式对于时间t求导可得：
■×■=λ+α×■×■+β×■×■+γ×■×■ （4）
其中，■×■表示为单位时间t内经济增长率，α×■×■表示为单位时间t内劳动力对于经济增长的贡献，β×■×■表示为单位时间t内资本对于经济增长的贡献，γ×■×■表示为单位时间t内土地要素投入对于资本增长的贡献。
（二）计算与检验
根据以上理论分析，构建面板数据模型：
lnY=lnA+λt+αlnL+βlnR+γlnS （5）
其中，总产出 Y选用第二、三产业的GDP总和，劳动力投入量 lnL选用第二、三产业从业人口，资本投入 lnR选用第二、三产业固定Y产投资总和，而土地要素投入lnS则选用建设用地总量表示。以表1中2005―2013年广州市统计年鉴数据，结合SPSS软件作回归分析得：
lnY=+-135.977+0.404t+0.002lnL+0.138lnR+0.732lnS （6）
R2=0.999，sig=0.000
从式（6）可以看出，土地要素投入S对于第二、三产业总产值的弹性系数为0.732，表明城市建设用地每增加1%，对于第二、产业总产值可带来0.732%的增长；劳动力投入L对于第二、三总产值的弹性系数为0.002，表明劳动力投入每增加1%，第二、三产业总产值增长幅度为0.002%；资金投入R对于第二、三产业总产值的弹性系数为0.138，即资金投入每增加1%，对于第二、三产业总产值可带来0.002%的增长。其中，在资金、劳动力、土地要素三个要素中土地要素的弹性系数最大，表明增加建设用地面积对于经济增长有明显的作用。
资金投入、劳动力投入和土地要素投入三者的规模报酬总系数为α+β+γ=0.872
对于要素投入替代率■≈0.2
生产总值（GDP）是指在一定时期内一个国家或地区的经济中所生产出的全部最终产品和劳务的价值，财政收入是政府为履行其职能、实施公共政策和提供公共物品与服务需要而筹集的一切资金的总和。两者同为反映宏观经济运行状况的指标，两者也常常被用来比较。而两者也具有密切的联系性，经济发展在很大程度上决定了财政收入量；反之，财政收入是政府提供公共服务、履行职能、促进消费与投资等经济活动的基础，对于GDP的增长至关重要。因此，为分析土地出让金对于经济增长的贡献，本文将选择2005―2013年广州市土地出让金与财政收入情况进行分析。
从表中数据可以看出，土地出让金与财政收入正相关性明显，对于财政收入，土地出让金收益功不可没，2005―2013年的数据显示，土地出让金收益所占财政总收益比重均值为26.86%，超过了财政总收入的四分之一，已成为政府财政收入主要来源之一。
三、结论和建议
本文运用加入了土地要素的生产函数模型，对2005―2013年间土地要素、资本、劳动力投入对于广州市的经济发展贡献程度进行了分析，通过数据统计，证实了土地出让金对于广州市经济发展的重要影响，得出以下结论。
1.土地要素投入对于广州市经济发展具有不可替代的重要作用，对于整体边际报酬递减而言，需调整建设用地规模、资金投入与劳动力投入三者的比例，在适宜的建设用地规模上调整资本与劳动力的投入，以达到效益最经济。
2.资金投入对于广州市经济发展也十分重要，需在合理利用资源的同时，加大招商引资力度，设立发展战略专项资金，高效拉动广州市二三产业发展，促进经济增长.
3.土地出让金依旧是促进经济增长的关键，其创新机制将是各级政府推进土地出让金管理的一项重要内容，必须合理高效地对之进行管理利用。另外，土地出让收入具有不稳定与不可持续的特性，在经济形势发生变化时，土地出让收入可能发生较大波动，在统筹经济发展制定相关规划时应考虑周全。
参考文献：
[1] 张昕.土地出让金与城市经济增长关系实证研究[J].城市问题，2011，（11）：16-21.
[2] 黄裕婕，赵晓丽，香宝.福建省的土地济评价[J].资源科学，2000，（3）：66-69.
[3] 李明月，胡竹枝.土地要素对经济增长贡献的实证分析――以上海市为例[J].软科学，2005，（6）：21-23.
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