NoC2003001经济发展战略对劳均资本积累和技术进步的.docx

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1、经济发展战略对劳均资本积累和技术进步的影响基于中国经验的实证研究林毅夫 刘培林No. C2003001 2003年2月25日经济发展战略对劳均资本积累和技术进步的影响基于中国经验的实证研究林毅夫 刘培林一 导 言劳均产出增长的两个源泉是劳均资本积累和技术进步。在假定各经济体技术进步步伐一样的条件下，新古典经济增长理论得出的推论是，由于资本边际报酬递减，所以初始劳均资本量较少的经济体的劳均资本积累速度，会相对快于初始劳均资本量较多的经济体，进而劳均资本量和劳均收入水平最终收敛。Barro等（Barro and Sala-i-Martin 1997）进一步的研究认为，初始技术水平落后的经济体，在未

2、来的技术进步速度要比初始技术水平先进的经济体快。但是，新古典理论对劳均资本积累和技术进步收敛机制的分析，抽象掉了政府长期经济发展战略以及发展战略所决定的经济结构的影响。如果说新古典理论在分析发达的成熟市场经济国家情形时，这种抽象还不至于影响其解释力的话，那么在分析广大发展中国家经济增长的实际情况时，则决不可忽视发展战略的影响。经济发展战略以及由此决定的经济结构是否顺应比较优势，在很大程度上决定着劳均资本积累和技术进步的步伐。林毅夫（2002）总结上个世纪，尤其是二战以来的经济史，归纳出发展战略对经济发展影响的若干理论假说。本文将运用19782000年期间中国大陆30个省区市的经验资料，对林毅夫

3、（2002）归纳的关于发展战略对技术进步和劳均资本积累两个假说进行经验检验。本文后面部分的结构安排如下：第二部分综述有关经济增长实证检验的文献；第三部分介绍为获取本文计量检验的有关变量而构造的经济增长分解核算方法；之后的第四部分按照本文构造的经济增长分解核算框架，对中国29个省区市在19782000年期间的劳均GDP的增长进行分解；第五部分报告了计量检验方程的设定；第六部分报告检验的结果；最后是结论。二 文 献 综 述无论是Mankiw等（Mankiw, et al. 1992）、Barro等（1991，1992）对国际经验和发达国家经验的检验，还是蔡昉等（蔡昉，都洋 2000）、蔡昉等（蔡昉

4、，王德文，都洋 2001）、Jian等（Jian et al. 1996）、Tusi（1996）、魏后凯（1997）、宋学明（1996）、申海（1999）、沈坤荣等（沈坤荣，马俊 2002）、Cheng(2002)对中国经验的检验，均没有考虑发展战略对经济增长的影响。刘明兴（2001）和林毅夫（2002）的经验实证工作中，分别分析了发展战略对中国各个省区市和国别之间的经济增长绩效的影响。但是这些文献和上面提到的其他经济增长的实证检验文献，均有一个共同的特点，即假定技术进步在各个经济体之间是相同的。假定技术进步速度相同的前提下进行的经济增长收敛实证检验，在一定程度上是误导的。正因为如此，新近的一

5、些文献（Kumar et al. 2002，Henderson et al. 2001，Maudos et al. 2000，Gumbau-Albert 2000）通过数据包络分析的经济增长分解核算框架，将经济增长分解为技术进步 技术进步的直观含义是技术前沿的外推；而技术前沿指的是给定投入水平对应的潜在产出。对于技术前沿和技术进步的严格定义，将在后文给出。和要素积累的贡献，在此基础上，进一步分析要素积累和技术进步各自的收敛效应。但是，Kumar等（Kumar et al. 2002）、Maudos等（Maudos et al. 2000）以及Gumbau-Albert等（Gumbau-Albe

6、rt 2000）文献所使用的数据数据包络分析框架面临一个难以解释的结果：“技术有可能退步”。这个结果意味着，在当前时期复制过去时期的生产要素投入结构之后，当前时期的产出水平有可能低于过去时期的产出水平。对这样分析结果，显然难以从经济学上给出合理可信的解释。正因为如此，Henderson等（Henderson et al. 2001）的论文中，通过对现有数据包络分析框架的改进，避免了“技术有可能退步”的尴尬结果。但无论是Kumar等（Kumar et al. 2002）、Maudos等（Maudos et al. 2000）以及Gumbau-Albert等（Gumbau-Albert 2000）

7、，还是Henderson等（Henderson et al. 2001）的论文，都基于一个共同的假定：“在同一时点上，各经济体面对的技术前沿是相同的”。这个假定事实上是数据包络分析方法一开始赖以发展的基石，但也正是这个暗含的假定导致了两方面的不利后果：（1）限制了该方法在生产率分析方面的运用；（2）测度给定经济体技术效率 本文使用的技术效率，含义是给定投入水平下，实际产出和潜在的最大产出之比，严格的定义将在后文给出。当然，技术效率还可以用给定产出之下，实际投入和潜在的最小投入之比来衡量。和技术进步时，存在偏差。下面依次分析这两方面的局限性。首先，这个暗含的假定限制了数据包络分析方法的运用范围。

8、如果能够收集到的经验资料不是各经济体在同一个时间截面上的生产行为点，而是同一个经济体生产行为的时间序列点，那么前述的暗含假定就意味着无从构造技术前沿，也无从进行其他分析。其次，“所有经济体面对同一个技术前沿”的假定，也必然导致这样一个尴尬的事实：在截面数据分析中不能准确测度各个经济体的技术效率；在Panel数据分析中不能准确测度各经济体技术前沿的变化。下面详细阐述。如果要研究的对象是技术同质性比较强的微观企业，比如研究一个四位码行业当中各个企业的技术效率，那么“所有经济体面对同一个技术前沿”假定就是无可厚非的。但是一旦研究对象是大的经济体，比如一个国家内部的各个行政区的对比，或者各个国家之间的

9、对比，那么，这些大经济体之间技术同质性的假定就比较难于成立。如果说发达市场经济国家内部，比如美国的各州，或者各个发达国家之间，如OECD国家之间，技术同质性假定还能够在一定程度上被接受的话，那么在发展中国家，在转型国家内部以及这些国家之间，技术同质性假定就是一个非常强的假定。严格来讲，在短期之内，一旦投资决策付诸实施之后，各经济体的技术就是里昂惕夫型的，要素之间完全不可替代。从这个意义上讲，无论是同一个企业在不同时期之间，还是同一时期的各个企业之间，同质技术都是一个强假定。但在较长时期里生产要素之间可以替代。所以，通常研究中所使用的生产要素可以相互替代的技术，实际上都是众多里昂惕夫型技术的外包

10、络线。进而言之，一个大经济体的技术前沿，实际上是其内部各小经济体技术前沿的外包络线。这个原理类似于U型成本曲线中，长期成本是短期成本外包络线的原理。如果各经济体事实上面对的技术前沿之间存在较大差别，而在分析时无视这种差别，那么会带来两方面的后果：不能准确评价各个经济主体的技术效率；不能准确测度各个经济主体技术前沿的变化。这些后果有时是比较严重的。我们以图1说明之。从这个图中我们看到，全国的技术前沿是A省和B省以及其他省区技术前沿的外包络线。当A省和B省的实际生产行为点分别处于A1和B1图1 所有经济体面对共同技术前沿的假定导致的后果时，它们同时处于A和B自身的技术前沿和全国的技术前沿上。此时基

11、于A省技术前沿和基于全国技术前沿测度得到的A1点的技术效率均为1。同理，基于B省技术前沿和基于全国技术前沿测度得到的B1点的技术效率也均为1。但是，对A2和B2点而言，则情形就大不一样。不难理解，以A省自己的技术前沿测度的A2点的技术效率为1，但是以全国的技术前沿测度的A2点的技术前沿则小于1。同理，以B省自己的技术前沿测度的B2点的技术效率为1，但是以全国的技术前沿测度的B2点的技术前沿也小于1。假定全部经济体面对着同样的技术前沿，还将导致另外一个后果。倘若图1中B省的技术前沿发生了变化，由图中的“B省的技术前沿”的位置变化为图中“A省的技术前沿”的位置，而全国的技术前沿没有变化，那么，如果

12、按照“各经济体在给定时期技术前沿相同”的假定，则测度不到B省的技术前沿变化。要测度到这种技术前沿的变化，必须放弃“各经济体在给定时期技术前沿相同”的假定。出于这些考虑，本文放松“各经济体在给定时期技术前沿相同”的假定，构造相应的分析框架。三 改进的经济增长分解核算框架本文将基于“各经济体在同一时期面对着不同的技术前沿”的假定，以及Henderson等（Henderson et al. 2001）的论文中暗含的“过去掌握的技术不会遗忘”的假定，构造如下的经济增长分解核算框架。设对某个经济体而言，N种要素投入经由生产技术转化为M种产出。对时期t1，2，T而言，有T个生产行为观察点：(x1,y1),

13、 (x2,y2), (xT,yT)。基于此，定义时期t的技术为：中性规模报酬条件下，定义（1）的具体含义是：这个定义的思想与Fre等（Fre, et al. 1994，p.71）中的思想基本上是一致的。所不同的是这里的定义明确了这样一点：t时期的技术必须使得t以及t以前所有时期的生产行为点可行。显而易见，按照这个定义，即使仅仅有单个经济体时间序列资料的情况下，也可以构造其技术前沿。在这样拟合得到的技术前沿之下，定义该经济体在各时期的技术效率为：另外，可以给出判断从时期t到时期t+i技术前沿是否上升的标准是：进一步定义4个指标：在技术之下，和的投入水平对应的最大产出 这里的最大产出，实际上是绩效

14、最好的经济体在给定投入之下的产出水平，也就是我们前面所指的技术前沿对应的产量。分别为：和在技术之下，和的投入水平对应的最大产出分别为：和基于这些定义，可以将经济体k在时期t+i的产量相对于在时期t的产量的增长，分解为三个源泉：上面的（5）式将/分解为三个因子的乘积，其中前两个因子分别为技术效率变化带来的增长效应（EC）和技术进步带来的增长效应（TP），第三个因子刻画了从时期t到时期t+i之间，投入水平变化带来的产出增长效应（INC）。而前两个因子EC和TP的乘积就是Malmquist生产率。（5）式中的4个产出距离函数、和分别通过求解下面的线性规划问题而得到：求取的线性规划问题为：求取的线性规

15、划和（6）类似，不过需要将（6）当中涉及到的t置换为t+i。求取的线性规划问题为：求取的线性规划和（7）类似，不过需要将（7）当中涉及到的t和t+i分别置换为t+i和t。四 对中国29个省区经济增长的分解基于（1）（7）式构造的方法，我们首先对1978-2000年期间中国大陆29个省区市劳均GDP的增长的源泉进行了分解。在展开分析之前，首先说明一个问题。我们在第三部分介绍的数据包络分析方法，是在中性规模报酬假定之下，针对总量的生产函数而构造的。我们这里使用的总量生产函数对应的生产要素包括从业人数、固定资本存量和存货资本存量等三种。但是我们将要进行分解分析的是劳均产出的增长。这样，集约形式的生产

16、函数对应的生产要素为劳均固定资本和劳均存货资本两种。在总量生产函数满足规模报酬中性的条件下，集约生产函数则呈现规模报酬非递增的特征。在单一产出品的情况下，也即在本文这里分析的情形下，经由总量生产函数分解得到的技术效率和技术前沿提升对总量GDP增长贡献的测度结果，和经由集约生产函数得到的技术效率和技术前沿进步对劳均GDP增长贡献的测度结果是一致的。所以我们可以运用第三部分的分析框架进行劳均GDP增长的分解核算。1 数据来源及处理从新中国五十年统计资料汇编（国家统计局国民经济综合统计司，1999）可以得到1978-1998年当年价格总量GDP和不变价格GDP指数。从各省区市的统计年鉴中可以得到19

17、99-2000年当年价格总量GDP和不变价格GDP指数。由此可以推算出按照1978年价格衡量的不变价格总量GDP时间序列。本文使用从业人数作为劳动力衡量指标。数据来源也是新中国五十年统计资料汇编（国家统计局国民经济综合统计司，1999）和各省区市的统计年鉴。固定资本和存货资本的存量序列，经由下面的程序得来。首先，从中国国内生产总值核算历史资料1952-1995和各省区市1996-2001年统计年鉴中，查得1978-2000年历年的固定资本投资和存货资本投资流量数据，以及按照不变价格计算的固定资本和存货资本投资指数序列；其次，运用Harberger（1978）的方法估算1978年固定和存货资本存

18、量。Harberger(1978)基于“稳态时物质资本增长速度等于总产出增长速度”的假定，推导出起点时刻（即1978年）物质资本存量的估算公式。再次，运用永续盘存法估算出各省区市的固定和存货资本存量序列。2 基于改进的数据包络分析方法的分解结果 这里的分析将各个省区市的所有产业作为一个整体，考察GDP的变化。但是如果将研究的视角改变为某个产业，比如各个省区市工业部门的增加值，可能就会得到不同的结果。比如四川的农业人口占其从业人数的比例较大，而农业部门的生产率比较低，所以将四川的总从业人数和上海的总从业人数放在同一个意义上考察，难免会得到扭曲的结果。基于前述介绍过的（5）式，本文用Coelli（

19、1996）给出的数据包络分析专用程序DEAP，对29个省区市 由于无法将重庆成立直辖市之前的数据从原来的四川省中分离出来，所以我们这里只有将重庆成立直辖市之后的数据和现在的四川省的数据合并起来，作为一个整体。的增长情况进行了分析。分析结果见表1。表1的第2列报告了各省区市2000年劳均GDP水平与1978年水平的比值。根据前面的（5）式，该比值可以被分解为三个因子的乘积：（i）即技术效率提高的效应；（ii）技术进步（技术效应提高）的效应；（iii）劳均生产要素积累的效应。三种效应的结果依次报告于表1的第3至第5列。上述的分析结果中与直观的印象相违背的是两个西部省区的情形：在本文得到的结果中，青

20、海的技术进步步伐甚至快于山东，而新疆则仅次于山东。青海和新疆的技术进步位于海南和几个直辖市之前。对于这个结果，本文从两方面进行解释。首先，本文测度的技术进步，是各经济体在一定时期的末端年份和起点年份技术前沿的对比，它是各经济体自身时间序列上纵向比较的结果。由于青海和新疆在改革开放之初技术水平就比较低，所以，尽管技术前沿可以迅速提高，但是，其提高之后的技术前沿，仍然要低于其他相对发达的省区市。其次，在概念上要将技术前沿和要素投入水平两者区别开来。一个技术前沿快速提升的经济主体，其实际要素总量和劳均要素总量有可能处于比较低的水平上。其综合作用的结果是，尽管技术前沿快速提升，但是最终的劳均GDP水平

21、也还是比较低。在将劳均GDP增长分解为技术前沿提升的效应和劳均资本量增长的效应之后，就可以以两种效应的测度结果作为因变量，对两个假说进行检验。 严格地讲，发展战略的特征还将影响到技术效率的水平。不过在我们得到的分解结果中，只有湖北一个省的技术效率下降。因而这里仅仅针对技术前言的提升（即技术进步）进行检验，而不虑及发展战略对技术效率的影响。表1 1978-2000年期间29个省区市总量和劳均GDP增长及其源泉省 份2000年劳均GDP/1978年劳均 GDP技术效率提高 的效应技术前沿提高 的效应劳均要素增加 的效应(1)(2)(3)(4)(5)安 徽4.97951.00002.32522.14

22、15北 京5.66941.00002.64182.1460福 建8.64711.00003.44162.5125甘 肃2.95231.00001.83501.6089广 东9.37901.00003.43962.7268广 西3.87181.00002.04221.8959贵 州3.73121.00002.26561.6469河 北5.57531.00002.57772.1629河 南4.70301.00002.40221.9578黑 龙 江3.10311.00001.79631.7275湖 北5.11400.91862.53712.1943湖 南4.22241.00002.23471.889

23、5吉 林4.15281.00002.27921.8221江 苏10.35451.00003.33453.1053江 西5.18631.00002.51082.0656辽 宁3.83611.00002.14671.7870内 蒙 古4.80771.00002.31332.0783宁 夏3.23391.00002.11671.5278青 海2.62461.00002.86160.9172山 东6.28941.00002.75432.2835山 西4.38551.00002.33881.8751陕 西4.24121.00002.25021.8848上 海6.29811.00002.59642.425

24、7天 津5.45101.00002.44112.2330新 疆6.16421.00002.72732.2602云 南4.29721.00002.55621.6811浙 江10.03431.00003.48532.8790重庆四川3.63081.00002.05471.7670资料来源：根据作者收集的数据集计算得到。五 计量方程设定和数据集在给出检验的计量方程式设定之前，首先介绍待检验的假说。1 两个待检验的假说假说I：经济发展战略对劳均资本积累的影响当各个经济体按照比较优势战略发展经济时，由于资本的边际报酬递减，各经济体之间劳均资本积累符合新古典经济增长理论所刻画的收敛机制；但如果一个经济体优

25、先发展资本密集度超越其所处发展阶段要素禀赋结构决定的最优产业、产品和技术结构，则该经济体劳均要素积累的实际速度会慢于古典收敛机制决定的潜在速度。假说II：经济发展战略对技术进步的影响技术落后的经济体如果顺应比较优势发展战略，根据自身要素禀赋结构的动态变化，从先进经济体的技术中选择适合落后经济体自身发展阶段的适用的目标技术进行模仿，则所花费的成本小于落后经济体自己研发同样技术的成本；而处于技术前沿的经济体研发未知新技术的活动内在地具有高资本密集度和高风险的特征。所以，在顺应比较优势发展战略的情况下，初始时刻技术落后的经济体通过从先进经济体那里选择适合自身发展阶段比较优势的目标技术进行模仿，可以在

26、未来获得比先进经济体更快的潜在技术进步速度。但如果一个经济体奉行赶超战略的条件下，该经济体选定的目标技术超前于自身发展阶段的比较优势，技术模仿的成本就高，技术进步的实际速度就会低于潜在速度；该赶超经济体内部各个地区的技术进步速度，也将因为受赶超战略影响的大小而程度不同地减缓，承担越重赶超任务的地区，技术进步速度越慢。2 发展战略特征的度量指标为检验上述两个假说，需要度量发展战略的特征。作者之一（林毅夫2002）构造了一个技术选择指数（TCI）来度量发展战略的特征。其原理如下：一个经济体在顺应比较优势的条件下，其制造业最优的资本投入量和劳动投入量结构，内生决定于整个经济体的资本禀赋量和劳动禀赋量

27、结构。亦即，一个经济体的制造业的最优资本密集度水平，是该经济体当中资本和劳动禀赋结构的函数。上式左边的项代表制造业的最优资本劳动投入比例；代表整个经济体的资本劳动禀赋相对结构。为度量一个经济体的发展战略对比较优势战略的偏离程度，首先定义制造业实际的技术选择指数TCI，该指数的具体含义是一个经济体的制造业的实际资本/劳动比率，除以整个经济体的资本/劳动禀赋量比率。即：政府的发展战略决策会影响到该经济体的TCI指数的大小。接下来定义制造业最优的技术选择指数。一个显然成立的原理是，资本相对丰富的经济体当中制造业的最优资本密集度，高于资本相对稀缺的经济体的水平。换言之，资本/劳动禀赋比例越高的经济，其

28、制造业的最优资本/劳动投入量之比也越高。我们假定（8）式中的函数关系是如下的线性形式 现实当中，制造业最优资本劳动投入比例和整个经济体的资本劳动相对禀赋结构之间的实际函数关系可能非常复杂，不过难以通过建立理论模型推导出其精确形式。所以经验研究中只能简化处理。：上式中的是一个正的常数。基于上述，定义最优技术选择指数为：就是给定一个经济体的要素禀赋结构条件下的最优。 TCI* 除决定于要素禀赋结构之外，还受到发展阶段和自然资源丰裕程度的影响。我们这里不考虑这些因素。可以采取如下的定义，间接地度量政府的实际发展战略对于比较优势战略的偏离：如果一个经济体的决策当局推行顺应比较优势的发展战略，则DS=0

29、。如果优先发展资本密集度超越于所处发展阶段要素禀赋结构所决定的具有比较优势的产业，则DS0。进一步，DS的实际取值越是大于0，则表明赶超力度越大。反之，如果为维持就业而保护资本密集度落后于所处发展阶段要素禀赋结构的传统产业，则DS0。DS的实际取值越是大于0，则表明赶超力度越大，或者赶超的特征越强。进而言之，给定之后，越大则赶超的特征越强。众所周知，新中国长期以来推行重工业优先发展的赶超战略。赶超的经济制度和经济结构体现在所有的省区。然而具体到各个省区而言，所承担的赶超任务则轻重有别。在改革开放之前，出于国防安全和备战考虑，国家运用行政力量动员了大量资本投向中西部地区，特别是大三线地区。从短期

30、来看这些地区的劳均资本装备水平有了比较快的提升。但是这些赶超的产业违背当地比较优势，其产品和技术在竞争性市场中没有自生能力。当开始推行改革开放之后，这些承担了较重赶超任务的地区矫正产业、产品和技术结构的任务也就比其他承担较轻赶超任务的地区来得艰巨，步伐也要慢。改革以来的较长时期之内，从中央到地方各级政府的主观决策思想，并没有彻底转向依照比较优势原则调整产业、产品和技术结构上来。但是，各种非公有制经济从一开始产生就没有受到政府的保护，一直在市场竞争中优胜劣汰，由此决定了这些企业一直按照市场价格信号的引导决定产业、产品和技术选择。非公有制企业的产生和壮大，在一定程度上矫正了赶超战略形成的产业、产品

31、和技术结构。经济增长快的地区，得益于较快的结构转换；而经济增长慢的地区，则受累于较慢的结构转换。基于这里介绍的发展战略特征的度量指标，下面介绍计量检验的方程设定。3 检验假说I的方程式设定和数据针对假说I的计量方程式，设定为如下形式：上面（13）式中，下脚标i代表省区。、以及X是各个解释变量；这些解释变量之前的系数，就是待估计的参数；是方程的随机扰动项 这两个随机扰动项的分布，我们后面再交待。下面介绍方程涉及到的变量的含义。首先介绍因变量的含义。表1的第（5）列报告了劳均固定资本和劳均存货资本增长对劳均GDP增长的贡献。这个指标是一个无量纲的标量。我们按照标准增长收敛的方程中线性近似结果，将该

32、结果取自然对数之后得到的值再除以分析时期（1978-2000年）的长度22年，所得到的最终指标就是，其含义是：1978-2000年期间，劳均固定资本和劳均存货资本积累引致的劳均GDP的年平均增长率。 在常规的增长收敛估计方程中，因变量是末端年份劳均GDP（或者劳均GDP）的自然对数减去初始年份劳均GDP（或者劳均GDP）的自然对数的差值，再除以所涉及时期的年数。这等于将末端年份劳均GDP（或者劳均GDP）除以初始年份劳均GDP（或者劳均GDP）得到的商，再取自然对数，并再除以所涉及时期的年数。不难理解我们这里定义的因变量和标准做法的定义是类似的，只不过我们定义的因变量中，不包含技术进步对劳均G

33、DP（或者劳均GDP）增长的贡献；而常规做法定义的因变量中包含技术进步对于劳均GDP（或者劳均GDP）增长的贡献。 为检验假说I当中的收敛机制，需要在（13）式的解释变量中加入初始条件变量。按照Kumar等（Kumar et al. 2002）、Maudos等（Maudos et al. 2000）和Gumbau-Albert（2000）的做法，在我们这里的情形下，应该用各省区1978年的劳均GDP本身作为初始条件变量的替代变量。但是假说I要检验的收敛机制仅仅是资本边际报酬递减规律作用下，劳均资本拥有量积累带来的收敛效应。而Kumar等（Kumar et al. 2002）、Maudos等（M

34、audos et al. 2000）和Gumbau-Albert（2000）定义的初始条件变量，则暗含了一个假定：即各个经济体在初始年份的劳均GDP差别，全部来源于劳均资本拥有量之间的差别。显而易见的是，初始时刻劳均GDP差别的原因，除了劳均固定资本和劳均存货资本拥有量的差别之外，还有技术水平（即技术前沿）和技术效率的差别。因此，将技术水平差距和技术效率差距导致的劳均GDP水平差距剔除出来之后，才能更加准确地测度初始时刻劳均固定资本和存货资本拥有量差异引致的劳均GDP水平差异。为此我们尝试在数据包络分析方法的框架之下，将初始年份（1978年）各个省区劳均GDP差异分解为技术前沿差异（）、技术效

35、率差异，以及劳均固定资本和劳均存货资本差异（）等三个方面的原因。我们以分解测度得到的初始劳均固定资本和劳均存货资本差异作为初始条件变量。分解技术方法的具体原理请参见附录。发展战略特征由（13）式中的刻画。按照理论预期，如果假说I成立，那么初始条件变量和发展战略变量在方程（13）中系数的符号应该显著为负。由于最优的是不可观察的，所以我们无法直接计算出的取值。但是，注意到是一个正的常数。所以，在回归分析时，可以将（13）式最终展开为(13)式。在(13)式中，。如果假说I成立，那么在(13)式中的符号应该为负。在标准的经济增长收敛计量方程设定形式中（Barro et al. 1991,1992），

36、常数项是两个因素的和：（1）技术进步因子；（2）稳态劳均收入乘以初始条件变量系数的绝对值得到的乘积。我们这里的函数形式中，常数项的含义发生了变化。我们通过数据包络分析方法将Barro回归中的技术进步因子剔除出来 在Barro回归方程式的推导中，为了使得稳态增长路径存在，要求技术进步是Harrod中性的。我们运用数据包络分析方法分解出来的技术进步，未必满足这个条件。；同时加入了。如果新古典模型的收敛机制成立，而且我们这里的假说I成立，则常数项在方程(13)中的估计结果应该为正。关于的具体测算办法，请参见中国经济研究中心发展战略研究组（2002） 需要说明的是，由于国家推行的资本密集重工业优先发展

37、战略只能吸收少量劳动力，出于社会稳定等考虑，往往还赋予企业吸收超过必要量的劳动力的社会性政策负担。从而出现一个人的工作三个人干的局面。这和追求资本相对密集产业优先发展的技术赶超是两个概念，两者并不矛盾。因为雇佣同样劳动力数量之下，实际的劳动力利用效率可以大不一样。高就业表象背后实际上是大量的隐性失业。我们这里计算TCI指数所依据的劳动力数量，实际上就高于真实（或者说有效）的劳动力雇佣量。这样一来，就会低估劳均资本装备水平。也就是说，我们得到的TCI指数高估了实际情况。不过这个事实只会加强我们的结论。实际上是刻画各个省区的产业、产品和技术结构特征的变量。我们得到的原始数据是各个省区的时间序列数据

38、。因为要刻画1978-2000年整个22年时期里各经济体的发展战略特征，所以比较理想的选择就是将1978-1999年各年份的求算术平均。所以我们首先引入了这样定义的TCI7899。但是，由于TCI7899的分母实际上就是各省区各年度的资本存量除以劳动力存量的比值，所以该指标可能招致这样的误解：TCI7899越高说明其分母项越小，也即该省区总体上的劳均资本越少；而被解释变量正是各个省区的资本积累对经济增长的贡献，理论预期的TCI7899系数的符号为负，自变量和因变量几乎就是同义反复。需要指出的是TCI7899是一个结构变量，TCI7899的分母的确和被解释变量是确定的正向关系，但是TCI7899

39、真正要反映的是给定其分母之后，由于其分子项取值的大小而对资本积累带来的影响。考虑到这个因素，为了使检验更加稳定（Robust），我们还引入了另外两个定义的发展战略指标：TCI_5_A和TCI7885。前一个指标的定义是1978、1980、1985、1990和1995年各个省区TCI的算术平均值；后一个指标的含义是1978-1985年各个省区TCI的算术平均值 之所以用1978-1985年TCI指数的平均值，是因为以城市经济体制为重点的改革从1985年开始。显然TCI7885的外生性更强。如果说围绕TCI7899指数上述误解还在一定程度上值得考虑的话，那么就没有任何理由认为TCI7885和被解释

40、变量存在同义反复的问题。(13)式涉及到的其他解释变量X视具体情况而不同。按照新古典增长理论，储蓄倾向越高的经济体，其稳态劳均产出就越高。这样，如果各经济体之间储蓄倾向不同就会影响到收敛速度。具体来讲，储蓄倾向越高的经济体，经济增长速度就越高。因为其他条件相同的情况下，高储蓄倾向导致高稳态收入水平，进而意味着给定的初始劳均收入和稳态收入之间存在更大的差距，从而就有更快的劳均收入增长速度。所以，我们引入了储蓄倾向（以代表）指标。按照新古典增长理论的预期，这个解释变量的系数符号应该显著为正。在具体进行计量估计时，我们模仿Mankiw等（Mankiw et al. 1992）的做法，定义各个省区储蓄

41、倾向为：其中分子代表固定资本和存货资本投资 我们这里没有考虑政府财政盈余和净出口对于储蓄的影响。毕竟这两者与生产性资本的意义要远一些。； 这里的储蓄指标的定义，事实上不是特别理想。在新古典模型中运用的是自愿的储蓄倾向，同时暗含了市场出清的条件，从而储蓄自动地全部转化为投资。而我们这里的指标还可以被解释为投资率。而一旦从投资率角度理解这个变量，那么得出的政策含义就应该谨慎对待。毕竟，Solow模型中暗含的自愿储蓄和储蓄自动全部转化为投资的机制，和政府进行赤字政策扩大投资的机制，包含着迥然二致的含义。，分母代表当年的GDP。两者均为当年价格。另外，在新古典增长模型中，劳动力平均增长率越高的经济体，

42、稳态劳均收入就越低。为此我们引入了各个省区劳动力平均增长率（以来代表）作为解释变量。按照新古典增长模型的推断，这个解释变量的系数符号应该为负。实际进行计量估计时采用的劳动力平均增长率是各个省区从业人数的年均复合趋势增长率。大量的经济增长收敛回归都将人力资本作为一个解释变量。不过各个研究者实际使用的定义不一样。我们在这里也将各个省区起点时刻的人力资本存量作为解释变量（以代表）。具体定义是各个省区1982年具有小学文化程度的人口占总人口的比例。(13)式就是我们最终用来进行计量估计的方程式。方程式中的随机扰动项我们假定存在异方差问题，即：4 检验假说II的方程式设定和数据针对技术进步的假说II的计

43、量方程式，设定为如下形式：上式中，因变量的含义是技术前沿提高引致的劳均GDP年均增长效应 在古典的Solow模型中，稳态路径的存在要求技术进步为Harrod中性的。数据包络分析方法测定技术进步时，并不要求生产函数呈现某个具体形式。这样，我们测定的技术进步未必就符合Harrod中性的要求。在其他类似的文献中，也没有什么办法处理这个问题。具体来说就是表1报告的第（4）列数据取自然对数之后，除以22年。方程（14）中刻画起始时刻技术水平的变量是。如果假说II成立，那么初始时刻技术水平越高的经济体，在未来的技术进步越慢。所以预期在方程（14）中的系数符号为负。Kumar等（Kumar et al. 2

44、002）、Maudos等（Maudos et al. 2000）和Gumbau-Albert（2000）检验技术进步的收敛效应时，用初始劳均GDP本身作为初始技术水平变量的替代变量。正如前面指出的那样，初始劳均GDP的差距当中，事实上还包含初始劳均资本拥有量差异的影响。所以我们还是沿用数据包络分析方法将初始劳均GDP差距进行分解，以分解之后得到的单纯的初始技术水平差距作为方程（14）的初始条件变量。上面方程涉及的发展战略特征变量，同样经过和假说I的检验方程类似的代数变换，最终得到可以用于估计的计量方程式为：在(14)式中，。如果假说II成立，那么在(14)式中的符号应该为负。上面两个方程中涉及

45、的其他解释变量Y，包括人力资本和外国直接投资。人力资本的定义和假说I的计量方程中的定义完全一样，不再赘述。外国直接投资（以FDIi表示），往往意味着先进的管理经验和技术诀窍，所以外国投资越多的省区，则技术进步方面的优势就越大。我们在计量分析中实际使用的外国直接投资指标的定义是：1978-2000年期间外国直接投资累计额的自然对数 严格地说，外国直接投资的具体投入形式可能是多种多样的，有现金，有技术股权，有实物作价的资本品等等。国民经济核算角度的总投资定义和外国直接投资的含义不是完全吻合的。从这个角度考虑，通常研究中采用FDI除以投资总额的比例来刻画外资对于经济增长影响的做法，未必妥当。我们认为

46、，从我们主要关注的技术进步角度而言，外资的绝对量要比前述的比例指标的含义更加合适。当然采用这样的定义也暗含地假定，所有来自FDI的技术进步优势，是最初投资时候的一次性贡献。事实上，或许外商投资企业在未来能够分享母公司R&D的进一步信息。也就是说一次FDI带来了持续的技术进步优势。对此我们无法刻画。我们预期人力资本和外国直接投资两个解释变量的系数符号应该为正。在(14)式中的随机扰动项,我们假定存在异方差问题，即：用于估计方程(13)、(14)的数据，列示于表2中。表2 检验假说I和假说II的数据集地区被解释变量初始条件变量各种定义的发展战略特征变量其他解释变量KPLGTECHGKPL0TECH

47、0TCI7899TCI7885TCI_5_ASAVLABGHUMK82FDI安 徽0.03460.0384-1.0528-0.80706.170410.50707.35140.38150.02940.483412.627北 京0.0347 0.0442 -0.0621 -0.4040 2.5433 3.8859 3.2392 0.4032 0.0148 0.7780 14.164 福 建0.0419 0.0562 -0.6996 -0.9944 3.8099 6.4157 5.1145 0.3957 0.0297 0.5525 15.024 甘 肃0.0216 0.0276 -0.7426 -0.6831