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绪论：在寻找写作灵感吗？爱发表网为您精选了8篇经济增长的要素，愿这些内容能够启迪您的思维，激发您的创作热情，欢迎您的阅读与分享！
关键词：联立方程 经济增长 2SLS
消费、投资、出口是拉动经济增长的“三驾马车”，其中消费是GDP增长的主导因素。消费占GDP的贡献率中通常占50%~60%左右，国外消费占GDP的贡献率一般高达70%~80%左右，美国、英国甚至高达85%以上。投资主要由企业及个人投资和政府投资组成，企业及个人投资仍然主要取决于销售，取决于消费。政府投资的适当增加可以促进经济增长，但依靠财政收入的政府投资毕竟是有限的，政府投资和财政收入仍然与消费密切相关。可以看出，消费的地位是如此地重要，所以有必要对经济增长的消费结构进行统计分析。
吴巧云等（2007）在《利率对我国固定资产投资的调控效果分析》一文中通过实证检验，指出利用利率对我国固定资产投资进行调控效果不理想，并进一步建立模型分析发现，调控效果不明显的原因有:央行对利率的管制，导致利率与固定资产投资的相关关系不确定;我国当前投资收益偏高，使投资主体对成本不敏感；行政控制力或货币政策对货款的直接作用，也使利率对投资的影响效果不显著。杨江娜等（2007）在《我国贷款利率对固定资产投资影响的实证分析》一文中指出，理论上贷款利率的高低对固定资产投资产生很大的影响――低利率对固定资产投资活动有刺激作用，高利率对固定资产活动有抑制作用，但是通过实证研究发现我国贷款利率对固定资产投资的影响并不显著。
本文在相关模型的构建上通过数据分析同样得出了实际贷款利率的固定资产投资的影响不显著，从而重新构建模型，最后很好地说明了经济增长的结构分析。
模型设定
反映经济增长的指标有人均国民收入、农业生产总值、国民生产总值、国内生产总值（GDP）、人均GDP等。GDP是国际公认最综合反映一个国家或地区经济现代化以及经济实力和增长的指标，它反映了一个国家或区域内一定时期经济生产过程的最终成果，能够较好地反映一个国家的生产能力。因此，本文用GDP来反映一国的经济增长，研究一个国家的经济增长就是研究GDP与消费、投资、净出口等之间的关系。
在国民经济系统中，由于人们消费心里因素等原因，最终居民消费决定于上期的产出水平，同时它又是同期产出的一个部分，因此必定受它的影响，故应将总产出滞后项列为解释变量。同时，通常情况下税收水平会间接地影响居民的最终消费，因此，考虑到相关因素，最终建立消费方程为：
其中Ct为最终消费，Yt为总产出、用GDP表示， Tt为税收水平，β0、β1、β2、为对应系数。
投资发展水平取决于上一期的经济规模和利率影响，由于经济活动中往往存在滞后性，上一期的效应往往会传递给下一期，利率相当于资本的价格，直接影响着投资。据此，建立投资函数（虽然下文我们剔除了利率这个因素，但这里为了使得问题的周全，暂时可以实际贷款利率这个因素考虑进来，这不会对本文的分析造成影响）：
式中相关系数解释同上面的消费函数。
税收水平决定于一国的经济规模，随着经济规模不断壮大，税收快速增长，因而，建立税收函数：
式中相关系数解释同上面的消费函数。
净出口受经济体整体水平的制约，同时也会受到国内消费需求的影响，因此最后确定的净出口方程为：
根据模型可识别的阶条件，构建的模型都是可以识别的，虽然阶条件只是模型识别的必要条件，但是在Andrew Harvey的《The Econometrics Analysis of Time Series》的第二版指出，阶条件通常已足以保证可识别性，虽然当心秩条件是重要的，但不去验证它，一般不会造成什么危害。综上所讨论，建立联立方程模型为：
消费函数：
投资函数：
税收函数：
净出口函数：
收入恒等式：
其中： C：消费支出，，Y：收入，I：投资，T：税收，G：政府购买，r：实际存款利率，u：干扰项，NX：净出口。
模型中的内生变量是C、I、T和Y，而前定变量是G（政府购买）、r、Yt-1 。
数据来源及处理
本文运用1990~2007年的数据进行实证研究，数据来源于国家统计局的中国统计年鉴（其中，实际存款利率的数据根据相关利率加权而得）。
样本数据是将现价数据换算成1978年可比价后的数据，其中国内生产总值、净出口用GDP缩减指数换算；居民最终消费、政府消费和税收用居民消费价格指数换算；由于1991年前的固定资产价格指数是没有的，所以固定资产投资用1991年的固定资产投资价格指数换算 （991=100），1990年的固定资产投资价格指数设为（1991=85）。处理后的样本数据如表1所示。由于利率已经是实际贷款利率了，所以本文没有对利率再进行处理，相关数据都保留了两位小数。
实证研究
运用Eviews 6.0对所构建的联立方程进行参数估计，用到的是两阶段最小二乘估计（2SLS）方法。联立方程模型的参数估计如表2所示。
由表2可以看出，不论是从参数的经济意义还是统计意义上出发，整体上除了投资方程中利率的系数不显著外，联立方程模型的构建都是合理的，进一步验证了利率对固定资产的影响不显著。因此，联立方程进一步构建成以下形式：
消费函数：
投资函数：
税收函数：
净出口函数：
收入恒等式：
投资方程剔除利率后的两阶段估计结果如表3所示。由表3可以看出，不论是从参数的经济意义还是统计意义上出发，联立方程的构建是合乎人意的，各个方程的具体形式如下：
调整R^2=0.999DW=1.42
税收系数为0.45，表明税收增加1亿元，消费将增加0.45亿元，这从另一个方面反映出税收的增加使得政府的消费支出大于居民的消费减缩，从而使得税收的增加对消费产生正的效应。
调整R^2=0.937 DW=0.19
前一期的收入对当期的投资有较大的影响，原因在于上一期的收入中很大一部分构成了当期投资的基础，对当期的投资起到了积极的作用。
调整R^2=0.953DW=0.28
该方程的各项系数均可以通过检验，说明国家可以通过调节税收反过来影响收入（二者之间存在着因果关系）。
调整R^2=0.713DW=0.54
该方程的各项系数均可以通过检验，由此可见当期消费对净出口产生显著的影响，当期消费每增加1元，会带来净出口增加0.24元。
为了进一步研究前定变量对经济增长的影响，可以估计出关于模型的简化式。本文的主要目的在于研究经济增长的拉动作用，所以构建了政府购买和经济总量滞后一期的计量模型，结果为：
调整R^2=0.999DW=0.60
由于模型的简化式参数表述的是前定变量对内生变量的直接影响和间接影响的总和，因此可由简化式模型的参数找出政府消费与经济增长之间的关系，每当期政府消费每增加1元，会带来当期的产出增加0.57元。
结论
经济增长对居民消费、投资和税收都产生直接影响，而且这种影响是正向的，即经济的增长会带来消费、投资和税收的增加；政府的税收用于购买与个人因税收而减少消费相比，政府的购买规模大大超过了个人的消费抑制。前期的经济总量对当期投资的影响具有正的作用，因此要想未来投资具有更大的规模，必须在现阶段增加经济总量；与人们观念不同的是消费反而增加了净出口，说明消费的很大一部分还是国内生产的，这使得国内的产业有条件扩大规模并间接地带动了净出口；在适当的程度上，应该加大政府的购买力，以进一步拉动经济的快速增长和发展。
参考文献：
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[关键词]索罗模型；内生增长模型；全要素生产率；实证分析
[中图分类号] F061.5 ［文献标识码］ A
[文章编号] 1673－0461（2008）12－0063－05
引 言
20世纪90年代以来，上海充分发挥区位优势，以金融市场开发、土地批租和吸引外资为三大投资动力推动了经济的高速增长，上海经济增长已连续十几年实现两位数增长，自1992年到2007年的16年中，平均增幅达到12.3％，已连续第15年保持两位数增长。2006年，在经济增长惯性推动和内生增长动力的驱动下，全年实现生产总值上海市生产总值（GDP）10,296.97亿元，按可比价格计算，比上年增长12%，2007年生产总值（GDP）12,001.16亿元，按可比价格计算，比上年增长13.3%。
顾国章等人研究了1952年到1998年技术进步对经济增长的作用得出：1992年到1998年上海市的技术进步对经济增长的贡献为39.50%，资本对经济增长的贡献仍是第一位的，但1992～1998年间的技术进步贡献率要远高于1978～1998年间的技术进步贡献率[1]。他主要运用的是索罗增长模型，不存在规模经济。陈诗一认为近十多年来上海经济的高速增长是由第二、第三产业轮流推动的[2]；石磊在“解读上海经济”系列报告找那个指出：产业结构的升级导致上海经济的高速增长[3]。周亿粟通过对上海经济增长与就业的相关分析得出：上海的经济增长已经走上了主要靠资本和技术投人带动，而不是靠劳动投人，甚至可以减少劳动投人的阶段[4]。
一个国家或地区在经历了主要依靠有形要素（资本和劳动力）的投入、结构的优化配置以及制度上的创新所实现的经济增长之后，都面临着如何能够保持经济持续稳定增长的问题。原则上讲，要实现经济的持续增长，则需要实现从外延式增长方式向内涵式增长方式的转变，即从主要依靠要素数量的扩充转向主要依靠技术进步（全要素生产率）的提高[5][6][7]。那么，上海的经济在现有的技术条件下，要素投入是否对经济增长还有拉动作用？出在何种发展阶段？上海的全要素生产率主要是由什么因素导致的？上海的研究和开发对全要素生产率贡献有多大？虽然一些学者研究了技术进步对上海经济增长的贡献，但并没有揭示出影响技术进步的要素是什么，经济处于何种发展阶段也是出于经济的直观判断。本文拟用传统的增长理论来确定上海的发展阶段和投入要素的弹性系数，用内生增长理论来研究全要素生产率的组成部分，从而回答上述问题。
本文的结构安排如下：第一部分索罗模型和内生增长模型，得出要素和研发在不同发展阶段对经济增长起不同作用的命题；第二部分为上海的实证分析；第三部分是结论。
一、经济增长模型
经济增长原因的研究，古典经济学家非常重视。亚当•斯密将经济增长的原因归于三个方面：自由市场、劳动分工和新机器形式的技术进步。随后李嘉图（DavidRicardo）、马克思(KarlMarx)、恩格斯(FriedrichEngels)等经济学家也研究了经济增长的原因。然而，在19世纪下半叶，新古典经济学派出现以后，该学派就不再把经济增长的三个方面视为重要问题，而转而去描绘亚当•斯密的第一个思想（竞争市场的作用），并选择了效用函数、无规模报酬的生产函数来得到经济增长的均衡结果。
对于斯密的第二个思想，最早作出贡献的是美国经济学家扬格，其核心思想为经济组织结构的演进和规模报酬，而新古典经济理论核心是资源配置和比较利益。舒尔茨也与扬格的思想一致（Schultz，1986），认为经济增长应源自劳动分工和递增规模报酬。卢卡斯（(Lucas)建立了一个动态模型来解释劳动分工对经济增长的影响 (Lucas，1986)，施蒂格利茨（Stiglitz）也建立了一个动态模型，解释为什么生产中的专业化和学习的专业化（教育）能促进经济的增长（Stiglitz，1986）[8]。
新古典经济学派及制度经济学派分别经济增长的原因，一为市场竞争，一为劳动分工与经济组织结构与制度的演进，却未将技术创新作为其直接推动经济增长的原因，新古典经济学派将技术进步作为外生的，制度经济学派将其掩盖在劳动分工之内，而真正将技术创新直接作为推进经济增长的原因除斯密外，最早要算马克思（马克思，1887），往后要算美籍奥地利经济学家约瑟夫•熊彼特（Joseph Schumpeter，1883－1950），他认为，技术创新就是企业家抓住市场机会重新组合生产要素的过程，一种创新通过扩散，会刺激大规模的投资，引起经济高涨；一旦投资机会消灭，便会转入经济衰退，由于创新的引进不是连续的、平稳的，而是时高时低的这就形成了经济波动周期[9]。
新古典经济学派、制度经济学派、技术创新学派分别从三个不同角度研究了经济增长的原因，但是每一个学派解释经济增长的原因不够全面。罗默于1986年提出了内生经济增长理论：经济增长不是外部力量（如外生技术变化、人口增长），而是经济体系的内部力量（如内生技术变化）的产物。先后设计了两个增长模型，第一个模型是对阿罗的“边干边学”模型的修正与扩展，第二个模型将知识赋予一个完全内生化的解释，认为，知识是经济主体利润极大化的投资决策行为的产物，资本增长和技术进步是同步的[10]。经济增长理论开始出现相互吸收、相互融合的趋势。
1.新古典模型――索洛－斯旺模型
索洛－斯旺模型包括四个变量：产量（Y），资本（K），劳动（L）和知识或劳动的有效性（A）。在任一时间里，经济中有一定量的资本、劳动和知识，而这些被结合起来生产产品。生产函数为：Y（t）=F(K(t),A(t),L(t))其中t表示时间，而且生产函数满足稻田条件 。资本、劳动和知识的初始水平被看作是既定的。劳动和知识以不变的速度增长：L(t)=L(0)ent，A(t)=A(0)ent，其中n和g为外生参数，分别表示劳动和知识的增长率。
由此变化图可得到，在0
由此模型可以得出如下这个命题：当一个国家或地区距离自己稳定状态越远时，经济增长越快，要素投入存在规模收益递增，这是表现为要素投入对经济增长的作用很大；随着接近稳定状态，要素投入递增的程度会越来越小，要素投入对经济增长率作用会逐渐下降；从长期看，经济增长会等于外生的技术进步增长率，这时实际资本存量等于长期资本存量；当实际资本存量大于长期均衡的资本存量时，经济增长率会小于技术技术进步增长率，这时就应该减少资本存量。
2.内生增长模型
本论文使用的内生模型是在罗默、格罗斯曼、赫尔普曼、阿吉翁和豪伊特提出的研究和开发模型和宇泽弘文与卢卡斯人力资本模型的整合，并且借用学者韩廷春所构造的增长模型，以消除 “阿罗―罗默”模型中当时的知识水平直接将技术进步内生化却忽视了人力资本所体现的技术进步，和沿着“宇泽―卢卡斯”模型中强调人力资本要素对技术进步的作用却忽视了知识的增加 所体现的技术进步。本模型经济分成三个部门，即最终产品部门、人力资本部门及R&D部门。最终产品部门生产出用于消费的消费品（C）及用于生产的投资品（I）；人力资本部门生产出用于人力资本部门、R&D 部门及最终产品部门所使用的人力资本（H）；R&D 部门生产出用于最终产品部门及R&D 部门所使用的新技术、新发明和新设计，即R&D资本（R）[11]。最终的模型可用以下方程描述：
此式表明，经济的均衡增长率依赖于人力资本部门的生产效率(θ1)与R&D 部门的生产效率(θ2)的大小以及时间贴现率(ρ)的大小，与人力资本部门的生产效率及R&D 部门的生产效率成同方向变化，与时间贴现率成反方向变化。因此人力资本部门的生产效率及R&D 部门的生产效率越高，则经济增长率越高；现时的储蓄率越高（即人们推迟消费的耐心程度越大），则经济增长率越高。这里，尽管均衡增长率与人口或劳动力的增长率有关，但即使人口增长率(n)等于零或小于零，经济的持续增长仍是可能的。
通过内生增长理论的动态分析可得出这个命题：技术进步使生产曲线外移，长期均衡所需的资本存量就增大，这时实际资本存量要达到均衡所需的资本存量，就必须增大要素投入，那么在一段时间内要素投入对经济增长还会有一定的作用；即使实际资本存量达到均衡所需的资本存量，由于人力资本与R&D资本水平的不断提高，一个国家或地区也能够实现持续的经济增长。
二、上海经济增长的实证分析
1.数据来源及指标的选定
计算全要素生产率即对其进行分解所需要的数据是产出、资本投入、劳动投入、人力资本、技术交易额和R&D支出的时间序列数据，但上海人力资本的数据无法获得。所选用的数据为1990年到2007年，均来源于历年《上海统计年鉴统计年鉴》和《中国科技统计年鉴》，并且按1990年不变价格进行换算。
资本投入量应为直接或间接构成生产能力的资本总存量(或简称资本存量)，它既包括直接生产和提供各种物质产品和劳务的各种固定资产和流动资产，也包括为生活过程服务的各种服务及福利设施的资产，如住房等。在众多估算中国资本存量的研究中，贺菊煌(1992)的成果比较具有代表性，但由于资料的缺乏，本文拟从折旧总额中反推资产总额。一般说来，资产越多，折旧额与大，如为正比例关系，只要选定折旧率就可以推出资产总额。由于研究中最关心的是资本的弹性系数，只要折旧额和资产满足正比例关系，在作回归分析中，不同的折旧率对弹性系数是没有影响的。所以，在此不仿取折旧率为5％。就劳动投入指标而言，是指生产过程中实际投入的劳动量，用标准劳动强度的劳动时间来衡量。而在中国，由于正处于由计划经济体制向市场经济体制的过渡时期，收入分配体制不尽合理和市场调节机制不够完善，而且我国目前尚缺乏必要的统计资料。因此，本文采用上海历年社会劳动者人数作为历年劳动投入量指标。其余的指标按对应统计年鉴指标的数据按1990年不变价格进行换算得到。
2.用索罗模型对上海经济增长的实证分析
采用的基本模型为对数线性生产函数（即Cobb―Douglas生产函数）：
Ln(Yt)=γt+αLn(Kt)+βLn(Lt)+ut
其中，α,β分别是资本和劳动力的产出弹性，γ为外生的技术进步率，ut为随机变量。 在此基础上，做了四个回归，其中回归（1）包含资本、劳动和时间三个变量，回归（2）包含资本和时间两个变量，回归（3）包含劳动和时间两个变量，这三个模型均采用普通最小二乘法；回归（4）为广义最小二乘法。所的结果如表1所示。
注：表中第一括号里的数字是对应系数的标准差，第二括号里的数字是对应系数t统计量的值。
由模型（1）可得出，资本不能通过t检验，而劳动通过了t检验，说明有可能资本和劳动存在着共线性。在模型（2）去掉劳动这个变量所的分析结果都通过了t检验，模型（3）去掉资本这个变量所的结果也通过了t检验，并且拟合优度都不错，从而说明资本和劳动确实存在着非常强的共线性。在运用索罗模型分析上海经济增长中，资本和劳动两个变量只能选择其一。由于在此分析中，劳动指标所用的数据是上海历年劳动力人数，而应该选用的是实际劳动的投入量，所以劳动这个指标含有较大的主观取舍，而资本的数据相对要客观得多，因此选用资本作为模型的变量。在前三个模型中，D-W没有通过统计检验，说明存在着序列相关。为消除序列相关，模型（4）采用广义最小二乘法。
从模型（4）得出，资本弹性系数为0.8891，说明要素投入的弹性系数没有大于1也没有等于1，考虑模型（1）将资本和劳动力系数相加所得为0.97，接近1。运用传统的增长理论可知，此时的实际资本存量略大于长期均衡的资本存量，如果资源属于有效配置，经济是不会处于这个阶段，因为如果经济短期处于这个阶段，要素投入会停止甚至减少，使要素的投入的弹性系数达到1。说明上海的资源配置比较合理，市场比较完善。
在模型（4）中，全要素生产率为0.0111，对上海经济增长的贡献不到10％，就是用模型（2）所得的全要素生产率，对上海经济增长的贡献也只有15％，和一些学者所得出的近40％，有非常大的差异。考察所运用的模型的差异可发现，这些学者都假定要素投入的弹性系数和为1，实际上这是一个很严格的假定，现实中一般不会是这种情况。而本文所作实证分析中没有这个假定，所以可认为本文的结果相对可靠些。当然所选用的数据年限、数据处理不同，也会导致的结果的不同，但这些不是主要因素。从分析结果可看出，上海的经济增长主要是靠要素投入带动的。
3.用内生增长理论对上海经济增长的实证分析
在内生增长理论中，将技术进步内生化。技术进步来源有两种：一是人力资本的提高，二是知识存量的增加。知识存量的增加是通过技术交易从外部获得和自身的研发而得到的。本文模型主要研究知识存量的增加所导致技术进步的相关因素，所运用的回归方程的基本模式如下：
Ln(Yt)=γt+αLn(Kt)+βLn(Lt)+ηLnR&Dt+ξLnTTt
+θLnR&Dt*LnTTt+ut
式中、α、β、η、ξ分别对应表示资本、劳动、技术交易额、研究和开发的弹性系数，γ反映制度等外部因素随时间变化对GDP的影响，θ反映了技术交易额与研究和开发的交互作用对GDP的影响，ut为随机变量[12]。在实际分析中，上述模型中的有些变量或存在共线性或不能通过t检验等一些问题，所以首先要做的是对上述模型变量的筛选。为此，作了（5）、（6）、（7）和（8）模型，如表2所示。
注：表中第一括号里的数字是对应系数的标准差，第二括号里的数字是对应系数t统计量的值。
模型（5）包含了所有的变量，可看出R&D和技术交易额的交互作用项系数非常小，t检验值也非常小。消去这个变量，就得到模型（6）的回归。从这个回归可看出，资本和劳动存在着共线性，两个变量只能选择其一。在这里选择资本变量，理由如前所述。在模型（7）就是消去资本这个变量所作的回归，时间变量的系数很小，t检验也很小。在本文的内生增长模型中，时间变量t 的系数所反映的是制度变化的等因素的量，不包含技术进步，也就是说此项系数是索罗模型中全要素生产率除去技术进步的剩余项。从回归结果可得出，上个世纪90年代以后，上海的制度等因素的变化很小，靠制度变迁对经济增长的拉动作用不大。除去时间和劳动变量，就得到回归（8）。模型（8）共包含四个变量：资本、R&D、技术交易额和研发与技术交易额的交互项，这些变量都能通过t检验。
为了更深入地研究研发与技术引进的关系，作了回归模型（9）和（10）。模型（9）中研发是滞后项，而模型（10）技术引进是滞后项。模型（11）是为了消除回归（9）中的自相关性，而采用的广义最小二乘法。所的结果如表3。
从（8）、（9）、（10）的模型可看出，无论研发和技术引进是否采取了滞后，还是谁先采取了滞后，研发和技术引进的交互相都为负值。这说明上海的研发和技术引进相互之间有挤出效应，也就是说自主研发就不会引进，同时技术引进就不再研发，没有形成良性互动关系。我们知道，相对全国来说虽然上海的经济技术水平属较高层次，但相对发达国家，经济技术水平属于落后的，所以对于落后的国家和地区，企业技术能力发展战略为：技术引进到消化吸收，再改进和创新。上海毫无疑问也应该采取如此战略，这个发展战略被日本和韩国等一些国家所采用，取得了非常好的经济效果。从这个发展战略来看，技术引进和研发是相辅相成，先技术引进，然后在此基础上进行研发，是提高当地技术水平，从而促进经济增长的捷径。而从上海的实证分析中，却没有体现这种发展战略。
通过（11）式可得出，上海的技术进步对经济增长的贡献为21.3%，要素投入对经济增长的贡献为78.7%。在技术进步中，研发对技术进步的贡献率为72.7%，技术引进的贡献率为52.5%，两者的交互项为－25.2%。上海的经济增长主要是靠要素的投入带动的，技术进步对经济增长的贡献不大，这和用索罗模型所作的结果是一致的。有前面的理论分析可知，一个国家或地区在经过要素投入的增长阶段之后，必须靠技术进步来维持长期的经济增长。上海已经持续20多年的高速经济增长，必须提高技术进步在经济增长的作用，才能避免重捣东南亚国家的覆辙。不少专家考察后发现，美国这些年来经济快速发展，是与美国从80年代开始的以发展高新技术为主的创新战略密切相关的；而东南亚金融危机的爆发，其根源之一也在于其经济发展依靠生产要素的大量投入而非依靠技术创新来实现。最为关键的是技术进步的来源模式。有理论分析可知，技术进步主要来源于技术引进和研究开发，对于后进国家和地区来说，缩短差距的捷径就是先引进再研发，形成技术引进和研发互相促进的关系。[13]但对上海的经济增长的实证分析，所得的结果却是背道而驰的。所以，无论对政府和企业来说，都必须找到相应的措施来解决这个问题。
三、结 论
从运用传统增长理论和内生经济增长量理论对上海经济增长的分析可得出如下结论：一是上海的经济增长是外延式的经济增长，是靠要素的投入得到的，技术进步对上海的经济增长的贡献较低，在现阶段还没有出现内涵式经济增长的拐点。二是在现阶段制度变迁对上海的经济增长的作用已微乎其微，也就是说在上海市场对要素资源配置比较完善。三是技术进步来源中的技术引进和研究开发相互脱节，没有达到相互促进的良性循环。
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Factors, Technological Advancing and Resource of Shanghai′s Economic Growth
Ruan Min
(Center for Regulation & Competition, Jiangxi University of Finance & Economics, Nanchang 330013,China)
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
关键词： 技术进步；索洛模型；贡献度；柯布―道格拉斯生产函数；要素
中图分类号：F012/F127 文献标识码：A DOI：10.13677/65-1285/c.2016.02.03
欢迎按以下方式引用：王珏.技术进步对克拉玛依经济增长的要素贡献度实证分析[J].克拉玛依学刊，2016（2）17-23.
改革开放以来，中国通过高投入、高能耗以及人口红利获得经济的快速增长，但随着环境污染、劳动成本加大、资源瓶颈问题的出现，传统的经济增长方式正迫切需要转变为集约式的经济增长，技术进步作为主要动力，其贡献率大小已成为地区可持续发展模式成功与否的衡量标准，当前经济增长研究也多倾向于技术进步贡献率分析。
一、模型的选择
索洛模型作为技术进步增长理论的先驱，首先提出技术进步的概念，即除了资本和劳动以外的各要素之和为技术进步，又称为全要素生产率（TFP）。虽然这种说法与内生经济增长理论相比仍显粗犷，但其简便的计算方式仍是衡量技术进步贡献度的最优途径。根据1992年国家计委、国家统计局联合下发的《关于开展经济增长中科技进步作用测算工作的通知》中使用增长速度方程的建议，考虑到充分利用现行统计体系（指标、采集口径、加工方法等），本文确定采用“柯布-道格拉斯（CD）生产函数”结合“索洛增长速度模型”对经济增长中技术进步作用进行测度。
1.柯布-道格拉斯（CD）生产函数表示如下：
Y=AKaLb
其中Y代表生产总值，K代表资本投入，L代表劳动力，A表示外生的技术进步因素，a、b为假定规模报酬不变情况下的弹性系数。在CD生产函数计算时，由于部分年份投入要素资本和劳动力变量之间常常相关程度很高，因而参数估计时会遇到多重共线性问题，系数矩阵将是奇异的或接近奇异的，其逆矩阵或者不存在，或者存在但极不稳定。因而，当二元回归式不能直接应用时，可将生产函数做如下变换取对数得：
In Y=In A+alnK+b In L
由于假定规模报酬不变，即a+b=1，则上式可变换为：
InY/L=In A+a InK/ L
采用这种方法，需要较多年份的历史数据，样本过少会使回归结果缺乏代表性。同时，对回归结果必须进行统计检验，只有当检验获得通过，并且经济意义合理时，才能用回归出来的参数评价技术进步。衡量技术进步对经济增长作用的参数时，回归方法和模型密切相关，模型不同，回归估计的参数可能差别很大。
2.通过步骤1得到资本弹性系数a后，根据规模报酬不变得到劳动的弹性系数b，然后依据索洛增长速度模型如下：
Y/Y=aK/K+（1-a）L/L+A/A
其中Y、K、L、A分别表示产出、资本、劳动、技术进步的增量，Y/Y则代表产出的增长速度，进一步可以推出：
A/A =Y/Y -aK/K-（1-a）L/L
从而得到技术进步增长率，其中A/A解释作为新的要素，当资本和劳动要素出现边际收益递减时，长期经济增长是依靠技术进步推动的。
二、克拉玛依市技术进步增长模型的建立
（一）克拉玛依市概况
克拉玛依市是新疆仅有的3个地级市之一，以石油石化工业为支柱产业，2014年，全市实现地区生产总值847.5亿元，第一产业增加值5.6亿元，第二产业增加值719.8亿元，第三产业增加值122.1亿元。“十二五”初步估算年均经济增长率为8.3%，三次产业结构比例为：0.66∶84.93∶14.41，处于工业化后期前半阶段，是典型的资源型城市。[1]
（二）指标数据的采集
合理的指标是开展实证分析的前提，全面而翔实的数据是模型得以成功运用的基础。选取指标时，首先要求指标要具有现实意义；二是指标应为增长要素或关键要素，剔除异常数据；三是确保投入指标与产出指标具有相关性，对各指标进行关联度检验，关联性较大的予以保留。本文选取克拉玛依市1978―2014年度数据，原始数据来源于克拉玛依市宏观经济数据库系统。[2]资本量K投入指经济系统运行中所使用的资本量，可用固定资产投资额来表示，劳动力L投入体现可用在岗职工人数表示，产出Y用生产总值表示。
三、克拉玛依技术进步增长模型推算
（一）克拉玛依1978―2014年技术进步增长率推算
将克拉玛依1978―2014年数据标准化处理后代入IBM SPSS19分析软件，设定因变量为InY/L，自变量为lnK/L，结果如表1、表2。
从回归结果可以看出，系数通过t检验，R2拟合程度很高，F值符合要求，自变量和因变量直接的相关关系是成立的。从而得出a=1.326，根据假设规模报酬不变，b=-0.326，资本、劳动力与GDP的关系可以用下面的线性方程表示：
Ln （Y/L） =-3.058+1.326ln （K/L）
但问题在于测算的劳动贡献系数为负，与传统经济理论相违背，需要进一步展开定量及定性分析，从定量角度将劳动、资本与产出进行相关性分析，得出：
在岗人数与产出相关性不大，固定资产投资与产出高度相关。进一步展开定性分析，1999年前，克拉玛依市是新疆石油管理局一家企业独大并由它承担教育、医疗、广电、物业等各项企业办社会职能，职工人数在全市就业人口中占绝大多数；1999年后，随着中石油全面深化改革，新疆石油管理局职工大量买断下岗和改制分流，3年间职工人数下降近26%，同时驻市央企一分为五，在实行现代企业制度管理后的3年间，总产值上升63%，可以解释为原有劳动力冗余，减员增效效果明显。为了剔除这一劳动量异常因素，以1999年为节点分为两个阶段，从央企改革前和改革后再次进行检验分析。
（二）分阶段回归分析
首先，对1999年克拉玛依经济数据进行相关性分析，结果符合要求，K、L与Y均高度相关，劳动投入数据可以保留，然后进行回归分析。
将2000年之后数据进行同样相关性分析，K、L与Y均高度相关，进行回归分析。
从回归结果可以看出系数仍然通过t检验，R2拟合程度很高，F值符合要求，自变量和因变量直接的相关关系是成立的。从而得出：
央企重组前 a=1.119，b=-0.119
央企重组后 a=1.13，b=-0.13
对比表1全阶段时期的K和L弹性系数，可以作出判断，央企重组对克拉玛依经济影响是巨大的，结合表3、表4，说明在不同阶段克拉玛依劳动力的增长对经济增长贡献很小，说明劳动效率仍然存在巨大的提升空间。
（三）分阶段贡献率分析
1.前阶段要素贡献度分析
利用以上表3数据代入索洛增长速度函数，计算出不同阶段产出要素投入的增长率以及要素对产出增长的贡献度，计算结果如下：
为了更加清晰地展示经济增长要素作用，将表5中各要素用下列各图对比。
从表5、图1、图2、图3、图4可以看出，1978―1999年克拉玛依经济规模受新疆石油管理局一家企业独大的影响，城市经济体系基本依赖石油勘探开发及矿区建设，而油田发展又受集团公司计划经济体制的制约。在经济增长中资本投入贡献额度最大，但资本投入方式仍是粗放式，其作用受油田开采难易影响，忽上忽下、波幅巨大，比如1978年固定资产投资较上年增长一倍，但产出仅增加6%。本阶段劳动贡献度围绕轴线不明显，表现为劳动力贡献副作用明显，这与在该阶段管理局对油田职工子女包分配，导致劳动力冗余、生产效率低下、新增就业对经济增长拉动作用很小的实际情况是吻合的。技术进步贡献度则围绕轴线上下波动，波幅相对较窄。通过比较，技术进步与资本贡献存在一定程度的负相关性，表明克拉玛依技术进步要素对经济发展发挥了稳定剂的作用，能够在一定程度缓冲资本负增长带来的副作用。这一时期资本投入决定性大而效率低，平均资本投入增长为12.05%，但带动的产出为9.21%，多数年份投资决定经济增长幅度，部分年份技术进步决定经济增长幅度。
2.后阶段要素贡献度分析
将央企重组后阶段表4的弹性系数代入索洛增长速度函数，形成表6。
可以发现，2011―2014年，K贡献率和技术进步全要素贡献率严重异常。分析其原因，主要是在央企投入基本不变的情况下，2011―2014年，克拉玛依市财政累计融资140亿元用于会展中心、文体中心、工程教育基地等民生工程建设，并没有产生明显的经济收益，故反映在经济指标上是K增长率40%以上，而Y增长率仅为1%～5%。因此，将异常年份数据剔除，得到新的平均增长率。
从表7和图5、图6、图7、图8可以看出，在此阶段最明显的是劳动贡献度开始上升，主因是克拉玛依第三产业得到较快发展，第三产业在经济中占比从10%上升到21.9%，第三产业吸引了大量就业人员，新增就业对经济贡献度开始显现，年均贡献率从-4.8%转为4.03%。资本贡献度有所下降，但占比仍然很大，主要是石油石化央企在克拉玛依经济中占比仍在77%以上。由于国内原油价格与国际接轨，克拉玛依经济受国际油价影响开始增大，2002―2006年国际油价从20美元起步至70美元左右，克拉玛依经济同期实现两位数的增长，而在2008年金融危机后国际油价从147美元高点跌至60美元，下降55%，克拉玛依经济应声下跌27%，其中值得欣慰的是地方经济的增长开始产生一定的缓冲效应。在此阶段，技术进步贡献度围绕轴线波动明显增大，表明技术进步在经济中的作用正在加大，其三个特点：一是在央企重组前技术进步贡献率为正的年份占全部的年份54%，央企重组后占到73%，技术进步正逐步成为推进克拉玛依经济增长的新动力；二是技术进步在经济波动中的稳定剂作用也日益明显，技术进步对资本贡献度的缓冲使得经济增速波幅收窄；三是除个别年份外，技术进步与资本贡献开始呈现正相关，说明资本投入中技术进步含量在增加，生产方式正向科技型、集约型转变。
四、结论
总体来看，改革开放后克拉玛依市的技术进步呈现了这样一些特点：波动很大，作用增强，有效缓冲。首先，相对于绝大多数的城市技术进步贡献度分析，我们发现技术进步贡献度在克拉玛依市波动幅度很大。这是因为克拉玛依市的经济目前是特例，不仅对一般城市，就是相对东营、库尔勒等石油城市，克拉玛依也缺乏其他规模支柱产业弥补石油产业，导致单一资本投入占比高，在规模收益不变的情况下，必然造成技术进步贡献率波动大。其次，技术进步是一个宽泛的概念，它既包括可以量化的科学技术进步作用，也包括政策、制度、创新等不能量化预测的部分，站在这个角度看待克拉玛依的技术进步作用日益增强，无疑证明克拉玛依的科技发展、技术创新以及科技、经济政策是有效的、成功的。最后，从克拉玛依近40年的经济增长来看，虽然有波动但日益稳定，在劳动力贡献不明显、资本贡献波动大的情况下，技术进步起到非常重要的缓冲稳定作用，对城市经济、社会民生的稳定发挥重要作用，随着第三产业的发展，促使劳动贡献度逐步趋稳，技术进步贡献度更呈现逐步走好的态势。
五、发展建议
1.以技术进步推动主导产业升级
石油工业今后一段时期仍是克拉玛依的主导产业，它既有成本高、投入大、远离市场的劣势，也有资源独特、产品特殊、区域核心的优势，这种优势资源的稀缺性在过去是克拉玛依科技进步的基石，抓好稀缺性开发就能使产业具有市场活力，而稀缺性开发的关键就是技术进步。因此，克拉玛依要更加注重技术进步的力量，通过不断提升石油产业中技术进步要素含量，保持并促进石油工业的进一步发展，保障城市经济的持续增长。
2.以技术进步发展新兴替代产业
产业替代是最彻底的集约发展模式，它可以摆脱原有产业的束缚。[3]46在资源型产业稳产期积极推进产业替代是资源型城市经济转型的关键点。克拉玛依在新疆已经具有比较高的技术积累，也具有发展替代产业的物质基础，发展3大新兴产业，充分利用已有的技术、资金和人才优势，借助中国石油大学克拉玛依校区、工程教育基地建设东风，完全有可能形成新疆科技创新高地，形成独具特色的产业创新体系，实现新兴产业的蓬勃发展。
3.以技术进步作为经济发展衡量标准
在经济新常态下，从国家到地方已逐步放弃单纯GDP考核经济发展的做法，克拉玛依无论经济规模还是产业结构都不应再维持单一的GDP考核机制，应纳入以新加坡经验的技术进步要素生产率改善做相应评价，特别是把经济分解为3个产业，进行技术进步要素生产率的统计和核算，克拉玛依正在申报的“创新驱动发展试验区”建设就可以将其作为试点，当然，这需要一系列制度、机制、资本、人力等环境要素改革的相应科学研究。
参考文献：
[1]宋岭，秦放鸣，孙庆刚.大力推进新疆跨越式发展研究[M].北京：中国经济出版社.2013.
关键词：林业经济；要素投入；效应
中图分类号：[S7-9] 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2014）04-0-01
近几十年来，随着社会经济建设的不断加快，林业作为我国的基础性产业，在国家的经济发展，实现农村奔小康以及保护生态环境方面，发挥了显著的作用。特别是随着市场经济的不断发展，林业经济的增长水平也有了明显的提高。研究数据表明，我国的林业产业结构从1994年的58.4∶34.4∶7.1，增长到2009年代的45.3∶48.9∶9.1，如此明显的经济增长数据表明，我国的林业的产业结构得到优化。我国一些林业专家经过研究后表明，要素投入在林业经济增长的效应上贡献度上占有很大的比重。本文在一些已有的研究结果的基础上，对我国的林业经济增长效应情况进行分析，以期探讨要素投入对林业经济增长的效应程度。
一、理论基础和模型设置
经济的快速增长是全世界各国争相追求的目的，从经济学开始被研究以来，对于经济的增长的分析和研究一直没有间歇。从上个世纪以来，以哈多和索洛模型为代表的经济增长理论风靡一时，哈多模型主要强调投资的关键性，这种理论认为投资影响了经济增长的速率；而索洛模型主要采用的是将资本和劳动，融入外部的技术因素。这样经济的增长就可以归结成为资本，劳动力以及技术创新的增长效率之总。在上个世纪二十年代，美国一位著名的数学家和经济学家共同提出了所谓的柯布道格拉斯生产函数，被广泛利用于分析经济增长过程中资源“投入”和“产出”之间的数量关系。其本质模型表现为Y=ax1b1x2b2.在模型中a，b1，b2都是固定的参数，而且参数估计和其他代数方程相比，计算更为方便，由于数据的特性，计算分析结论更为准确。一般来说，若总和小于1的话，说明规模报酬递减，生产规模扩大的边际报酬也相应递减，如若总和大于1，结果则相反。但是因为林业作为我国的公益事业同时也是产业支柱之一，林业的经济增长的效应与政府政策的扶持和资金的注入有很大的关系[1]。
二、数据的收集和统计学的分析
1.数据的收集和整理。在以前林业经济增长的研究基础上，分析数据的特点，选择一些数据指标作为研究的变量条件。选择林业系统的岁末从业人员作为劳动因素投入指标；选择林业总产值成为林业经济快速增长产能指标；选择林业系统的资产总额和工资总值作为资本因素的参考，选择森林造林面积作为土地因素的投入参考指标，所有的数据选取的年限从1979-2006年之间。
由于数据的收集工作异常艰难，所以岁末林业从业人员总数主要包括林业系统中的国有和行政单位工作人员，此参考指标是优先指标，在这，做一个假设，假如林业系统的全部从业人员总数和所选择的参考指标有同比例关系，用资产投资和工资总数上资本投入参考指标也不详尽，在此基础上，假设替代指标与整体的林业资本投入却呈正比关系。由于数据的期限比较长，因此文章利用商品零售价格指数，分别对林业的资金投入参考指标和林业总产值进行价格不变的处理[2]。
2.林业总产值增长近况。一些研究数据表明，我国的林业总产值在研究期限内出现一种迅猛增长的节奏。从增长率来看，林业经济的增长速度跟我国的国民经济保持一种并肩起步性，但是其上下振动的程度要强于GDP，而在剔除价格因素中，2005年的林业总产值下滑至低于往年的年平均增长率，这一点与我国国民经济增长变化相同，从而说明我国的林业经济的增长很大程度上要看全国的经济发展背景。
3.林业要素投入情况
3.1人工造林面积的变化。总体来说，我国的人工造林面积并没有出现非常突出的增减形势，年均造林面积约为370.88万平方千米，但是我国的人工造林面积也经过了几次比较明显的改变。第一次在1981-1983年，造林面积差不多出现有超过25%的变化，从历史上我们了解，这是因为受到上个世纪80年代所进行的林业政策的积极推动影响，导致人工造林面积出现一个比较迅猛的增长。另外一次是在2000-2003年之间，为响应我国实行退耕还林政策，人工造林面积出现进一步的扩大。
3.2劳动力的数量起伏。在1985年到90世纪后期，林业经济的从业人员数量总和呈现一个稳定增长的态势， 但是自此以后，林业经济的从业人员数量出现了一个下滑递减的阶段，从2003年之后才开始回升，并逐渐稳定。这一变化与我国林业系统创新设备技术和公司进行改革，兼并重组等等有关，从另外一个方面来说，我国的林业技术水平出现很大程度上的提高。
3.3资本总量和结构的变化。林业资本投入主要出现两个迅猛增长的阶段，一个是在1999-2003年的迅猛增长阶段，另外一个是从2005年以后开始呈现的爆发式的增长，从数据来看，二者有点类似。但是从结构上来分析，主要是国家政策对于林业经济不同阶段的支持所导致的结果。综上所述，要素投入表现出我国林业经济发展的环境和政府政策的支持力度，同时也是林业经济增长的动力，我国林业的快速发展与要素投入及外部经济环境影响和国家政策的扶持有着相当密切的关系。
三、对策和建议
1.加强林业经济领域的科学技术投入。充分发挥科学技术的创新性，加大对专业林业学校等科研组织的扶持力度，让林业技术不断得到发展和创新，增加对林业紧急增长的贡献率。
2.做好扩大人工造林面积工作。建立合理有效的林业系统，将造林的生态利益转化为经济利益，充分发挥科学技术水平，更加让林业的产出值得以提升。
3.增加对林业产业的资金投入力度。在坚持生态环保的林业政策基础上，积极引领社会金融资本进入林业经济发展圈里边，提高林业投资的全面水平[3]。
4.提高林业系统从业人员的工资水平。保障林业基层工作人员的基本利益，吸纳更多优良人才的加入林业经济建设中来。
四、结语
因此，通过上文的数据研究分析，要素投入对林业经济的发展的影响是不可估量的，必须坚持要素投入在林业经济发展历程中的作用，加大资本，劳动力等等因素的投入，可以使经济增长朝着更好、更快的方向发展进步。
参考文献：
[1]石风光，李总植.要素投入，全要素生产率与地区经济差距-基于中国省区数据的实证分析[J].数量经济技术经济研究，2009，12（5）：20-26.
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。
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关键词：增长模式；要素积累；技术进步
在很多西方经济学家大力推崇东亚经济的“神话”时，美国的克鲁格曼教授于1994 年底在《外交季刊》上发表了《东亚“奇迹”的神话》，这篇篇幅不是很长的文章，颠覆了当时许多人对于东亚经济的看法。他认为，东亚经济的高速增长主要是依靠不断扩大“有形资本”，如固定资产、劳动力、自然资源的投入，而不是像西方老牌发达国家一样是靠“无形资本”—技术进步带来的全要素生产率的持续增长。如此一来，投入过多导致的资本的不断积累，必然出现边际收益递减，而不能带来人均收入的可持续增长，这种增长方式实际上只是“纸老虎”，是不可持续的。对于这个问题，国际上一直持有不同的观点以及看法。而我们所知道的是，东亚的中国，在举世瞩目的改革开放之后经历了经济高速的增长，那么，它的增长模式是要素积累呢，还是技术进步呢？中国的经济增长到底是不是可持续的呢？
1经济增长的源泉分析
哈罗德.多马提出：g=s/v，其中g代表产出增长率，v为资本产出比，因为这里v为常数，所以这里的资本产出比也即增量的资本产出比。这个方程式表示：厂房和设备投资所创造的资本，是增长的决定因素，而个人与公司的储蓄，则使投资成为可能，这代表的是以重化工业为主导产业的早期增长理论；后来，新古典经济学家索洛在哈罗德-多马的基础上强调了技术的重要性，认为资本收益存在递减，技术进步才是经济持续增长的源泉；后来的新经济增长理论则提出了技术的内生性。索洛还率先提出一个建立在实际数据基础上的会计分析框架，企图解决经济增长有多大部分可以归因于资本存量、劳动力的增长以及总体效率的变化，这种做法也即增长的源泉分析，推导后的方程为：gY=a+WK*gk+WL*gL
上式中，gY，gk， gL分别为，Y、K、L的增长率，WK， WL用于衡量资本，劳动占国民收入的比重，这样可以计算出全要素生产率的变化率a相对应的值。这个公式可以推算要素积累以及全要素生产率对经济增长的贡献程度。
如果一国强调增加投入，主要通过增加生产要素的数量来实现经济增长，那么这种靠投入驱动的增长类似于一种“粗放型”增长。这种增长方式主要依靠增加生产要素的投入，通过外延扩大再生产来实现经济的增长，片面追求产值和产量，不注意节约资源、降低成本、提高产品质量、开发新产品，不注意提高资本使用效率，不注意保护环境， 因而也被称为数量型、速度型、外延型的增长方式；而可持续的增长方式类似于一种“集约型”的增长，即强调改善投入产出关系，主要通过提高效率和效益来实现经济增长，它的增长动力主要依靠科技进步和技术创新、劳动力素质的改善， 通过内涵扩大再生产，提高综合生产率来实现经济的增长，被称为质量型、效益型、内涵型的增长方式。这种增长方式与“粗放型”增长方式相比，伴随着比较高的全要素生产率的增长。
2要素积累是主要贡献力量
中国改革开放以来经历了经济上的高速增长，其增长率几乎达10%，远远高于美国、日本等其他发达国家同期的增长水平。而Young 在对我国的官方统计数字做了详尽的调整和修正后，在测算了我国1978- 1998 年间的经济增长率和要素生产率后，他的主要结论是：我国经济的快速增长主要得益于实物投资的增加、劳动力投入的增加、教育水平的提高、以及劳动力的跨部门流动(这主要得益于我国的农村经济改革)；Chow和Lin的研究也认为，在1978-1998年间我国GDP增长中，物质资本、劳动力和TFP的贡献率分别为62%，10%，和28%左右。世界银行得出的结果也是资本与劳动力的贡献达到将近2/3。这说明，虽然教育普及程度的改善，劳动力从农业向外的转移都对全要素生产率的增长有所贡献，但是全要素生产率的相对增长并不快。从一系列数据的统计中可以看出，要素积累是中国改革开放后经济增长的主要贡献力量，这种增长方式势必会引发一系列问题。
①无效的资本积累。我国改革后，虽然在消除先行工业化国家早期增长模式和社会主义传统工业化道路影响的工作方面，取得了一些成绩，但是还是存在很大的不足。
由于要素价格严重扭曲的情况依然存在，基础产业供应不足，能源、原材料、运输服务的供给缺乏市场价格这种筛选机制，有没有竞争力并不是企业能否取得这些资源与服务的条件，由此形成了基础条件与运行不佳的高速度，造成了投资过热，这种粗放型的靠投资驱动的高速增长往往并没有伴随着效益的提高，实际上是以对效率的损害为代价的。
②“流汗而非灵感”的增长。我国人口基数大，并拥有丰富的人才资源，可以在可能的范围内实现技术升级与产品升级，例如，在制造业中尽量向自主研发、品牌营销等具有较高附加值的上下游延伸。但是，正如上文所说，许多地方政府看重的还是短期效益，由于高技术产业很难在短期内有回报，投入不能立即收回，所以他们宁愿依靠投入廉价的劳动力、资本和自然资源生产技术含量不高的产品，以数量扩张取胜，而不愿在人力资本积累和自主技术开发上做出更大的努力并取得较大进展。
所以，由于出口企业产品附加值和盈利率过低，我国许多出口加工企业只能以量取胜，靠增加出口数量来维持。这种出口战略导致贸易摩擦、倾销诉讼的增多，据江苏省外贸厅统计，单江苏省今年1月至九月的贸易摩擦案件就达31起。
3技术进步的作用不容忽视
虽然中国改革开放后的集约程度还是不高，但是快速增长的中国，资本积累在GNP的比例减小，劳动力人数也开始减少，而GNP的增长率从1979年以前的4.5%增至9%，由此数据可知相比世界上其他地区的发展中国家，中国还是存有较快的全要素增长率。实际上，在1973-1994年间，非洲、拉美和中东的平均要素生产率增长全部为负值。全要素生产率的提高在中国大陆地位明显。因此，即使全要素生产率不是中国增长的主要推动者，但它确实为增长做出了重要贡献。
①农业生产率的提高。生产率提高最显著的一个部门是农业。国家对农业的投资比例虽然不高（通常低于10%），但从1978到1984，农业部门年增长率达到7.3%。这一期间地方农产品市场开放，实行自由贸易，以比国家收购价格更高的市场价格直接向消费者出售。同时集体化生产体制解体，到1983年新的以家庭为中心的农业生产体制就建立起来了，也就是农民从市场得到了生产动机，能自由地采取相应的措施。由集体耕作到的改革，以及一些农产品价格的上调，极大地激发了农民的生产积极性，释放了大量生产潜能，导致了农业生产率和产出在数年内的快速上升。②非国有企业尤其是乡镇企业生产率的提高。国家通过对微观经营机制进行改革，放松了管理机制，为非国有企业，包括城镇集体经济、农村乡镇企业和城乡私人企业的发展创造了条件，虽然这些企业得不到政府提供的优惠，职工得不到政府发放的各种补贴，必须在市场的竞争中维持生存与发展，然而，也正是因为市场竞争的压力，使这些企业产生优化资源配置的动力，而职工报酬与他做出的实际贡献相对应的分配制度，也极大地激励着每一个劳动者的积极性。优胜劣汰的市场竞争机制和按付出的有效劳动进行分配的激励机制，使非国有企业迅速地发展起来了。③FDI对技术进步的贡献。FDI不仅为我国带来先进技术，更为重要的是还具有技术扩散与外溢效应。由于FDI的进入，导致我国企业采取相应措施，从而以间接的方式获得技术。技术外溢是通过示范和竞争及人才流动过程实现的。外企会为潜在的供应商提供生产设备，向供应商提供技术支持和信息以提高供应产品的质量，在质量管理和组织方面给予培训帮助，在供应商购买原材料和零部件时给予技术和信息支持等，随着外企与本地企业建立起越来越多的联系，技术扩散会越来越普遍。技术转移、技术外溢和技术扩散促进了我国产业的技术进步。
4怎样实现增长方式的转变
中国改革三十年来的高速增长依靠的主要是要素的积累，但是全要素生产率的增长渐渐成为我国经济增长的潜在动力，因此，要实现我国增长方式的转变，就必须对旧式增长方式中潜在的问题予以改进，同时努力提高经济增长中全要素生产率的份额，逐渐地使我国走上依靠“灵感”持续发展的现代化增长道路。
①确保国民经济适度稳定的增长。适度增长是可持续的，是动态有效率的，《国民经济和社会发展十年规划和第八个五年计划纲要》指出：建设不能急于求成，对速度要求过高，往往导致经济不稳定。在改革中的急于求成，会使得高速增长没有伴随着效率的提高，形成“活—乱”循环，经济出现过热，进而速度与“瓶颈”相互制约。②健全适合新增长模式的制度环境。竞争性的市场经济体制是技术创新基础性的条件，要使得每一个企业，每一个产业都力争技术进步，这些不能依靠政府的指令，也不是靠政府的政策，而需要市场竞争环境和盈利的激励，让每个企业根据价格信号来选取最适当的技术，改革后乡镇企业等非国有企业的发展正说明了这一点，但是国有企业因为负有一定的政策性任务，改革还未完全奏效，其生存尤其是发展要靠制度的改进，此时，政府要灵活地进行调控。③加大教育投入，推动学校改革。仅仅增加资金投入是不够的，目前我国的教育机制存在问题，学生无法好好发挥自己的爱好和特长，“死读书，读死书”的现象十分普遍，所以，要对现有教育制度进行改革，为广大学生提供良好的学习环境，关心学生的身心健康，使他们全面发展。
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关键词:印度经济增长; 要素投入; 制度红利
中图分类号:F112.1文献标识码:A文章编号:1000-176X(2012)09-0117-06
印度自1947年独立,到20世纪80年代初,其间经济发展缓慢,年均增长率约为3.5%,被嘲笑为“印度速度”。自80年代开始经济改革,年均经济增长率达到5%。1991年遭遇严重的国际收支危机,经济改革加速,90年代年均经济增长率达到5.7%。21世纪的前十年,经济继续快速增长,年均增长率在7.7%以上,特别是从2003—2008年,年均增长率达到9%。受全球金融危机的影响,2008年增长率下降为6.8%,但2009年,迅速恢复为8.0%,2010年达到8.6%[1]。
然而,辉煌的过去并不必然预示光明的未来。在一段时期的高速增长之后,减速甚至停滞的例子,在世界经济发展史上并不鲜见。巴西在20世纪60—70年代,年均增长率达到9%,但到80—90年代,却陡降为2%。进入21世纪以来,其经济增长略有起色,但年均增速也只有3%多一点。另一个类似的例子是东南亚国家,这些国家在1997年金融危机之后,一直没有恢复到金融危机之前的高速增长。
那么,印度经济的增长前景如何呢?在21世纪的第二个十年里,印度经济的增长势头能否继续保持呢?
一、要素投入:资本与劳动力
经济增长离不开资本和劳动力等要素投入的增加。以下依次分析未来十年印度的资本和劳动力的增长情况。
首先是资本。资本的增长依赖于投资,而投资依赖于投资环境和储蓄率。在印度,有一个生机勃勃的本土企业家阶层,面对经济快速增长带来的巨大投资机会,这个阶层显示出强大的投资意愿和卓越的投资能力。因此,只要有便利的融资,就会有投资。而印度政府也确认了未来的经济增长以私人部门为主导,并承诺创造有利于投资的环境。
20世纪90年代初,印度国内储蓄率是23.7%,伴随经济改革带来的经济增长、收入增加以及人口的变化,2007年国内储蓄率急剧上升为36.4%。其后,由于2008年金融危机的影响,国内储蓄率有所下降,但2010年恢复至35%。到2020年左右国内储蓄率有望增加到37%—38%。2000年印度平均国内储蓄率约为31%。
除了国内储蓄之外,投资还可以由国外资本流入予以补充。印度的外国投资从2001年的40亿美元增加到2009年的370亿美元。伴随印度经济的进一步开放和全球投资者对印度投资的增加,未来印度有望吸引更多的全球投资。
更高的国内储蓄率和更多的国外资本流入,将使2010—2020年投资占GDP的比重比2000—2010年提高6.5—7个百分点,这对于获得更高的GDP增长率十分有利。
其次是劳动力。由于人口的变化趋势,未来三十年里,印度的劳动年龄人口数量将持续增加,而同时其他工业国以及中国的劳动年龄人口数量都将下降。预计到2028年,印度劳动年龄人口总数达到9.71亿,超过中国的9.56亿。而且,印度劳动年龄人口的年龄比中国的年轻,35—64岁(尤其是50—64岁)的人口,印度比中国少。印度的人口总抚养比从1970年的79下降到2005年的60,预计2025年将下降到48。目前印度被抚养人口中超过85%是幼龄人口(中国是67%)。到2035年,印度的幼龄被抚养人口依然是老龄被抚养人口的两倍(而届时中国每100个劳动年龄人口所抚养的老龄人口比幼龄人口多出10.8个)。2000年,1/3的印度人口低于15岁。到2020年,印度人口的平均年龄为29岁,而同期中国和美国为37岁,西欧为45岁,日本为48岁[2]。简而言之,在未来十年里,随着大批青壮劳动力进入劳动市场,印度将有机会收获“人口红利”,这对于经济增长十分有利。
但是,仅仅是劳动力数量上的增加,并不足以形成“人口红利”及经济增长的优势。而必须辅以优良的教育和技能训练、良好的健康状况以及足够的就业机会。在这方面,印度显然还有很大的不足,需要切实改善。
二、制度红利:经济改革与全要素生产率的提高
毋庸置疑,资本和劳动力等要素的投入,对经济增长至关重要,但是全要素的生产率也不可忽视。在20世纪60—70年代,资本和劳动力的加大投入,并没有给印度带来相应的经济增长,其原因就在于僵化的经济体制制约了全要素生产率的提高。
高盛的研究显示,1960—2000年,印度全要素生产率年均增长率仅为0.25%,实施经济改革以来,这一数字增加到1.6%。而全要素生产率的提高对经济增长贡献率在20世纪80—90年代大约为25%。2003年以来,这一数字提高到近50%。这表明,近三十年以来的市场化改革显著地促进了全要素生产率的提高和经济的持续增长[3]。其他研究也有类似的结论[4]。
目前,印度的经济改革尚在半途,未来必须继续深化改革才能进一步释放制度红利。
第一,贸易和投资自由化。当前,印度积极实施“东向政策”,以实现与东亚经济更加紧密的整合。作为东向政策的一部分,印度先后与新加坡、马来西亚、泰国、东盟及韩国签订了“全面经济合作协定”(其效果与自由贸易协定类似)。与日本的谈判已经结束。这些协议将保障关税在未来5—7年内稳步下降。
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