国内经济增长范文

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可以说，只要13亿人口的消费水平达到香港当前消费水平一半，或只要当前农村居民的消费水平达到国内城市居民的消费水平，无论是哪种情况，中国的GDP至少要翻一倍以上。可见，中国居民消费潜力究竟有多大。

不过，就目前的情况来说，为何会出现国内民众消费水平远远低于发达国家居民的消费水平，或农村居民的消费水平远远低于城市居民的消费水平，这里既有历史上的原因，也有制度安排的原因。而后者更为重要。比如教育制度、户口制度、收入分配制度等都需要进行重大的改革。不进行这些制度重大改革，要真正实现让国内居民的潜在消费力转化为现实的消费力是不容易的。因此，政府把扩大内需作为经济的增长点，并与民生结合起来，这是正确的经济战略选择。不过，作为经济战略是一种长期行为，扩大内需只能是一种经济持续增长的长期战略。

那么推动2012年国内经济增长的动力是什么呢?从表面看，现在的货币政策及房地产政策不会过多放松，但这些政策细微的调整是一种趋势。特别是早几年货币政策所导致的畸形现象将在这种细微的调整中回归常态。比如存款准备金率，早几年的货币政策价格机制不动用，老是在数量工具打转，从而导致国内银行存款准备金率上升到不可思议的地步。因此，2012年存款准备金率的下调会比较频繁。更何况，市场上认为2011年十分紧缩的银行信贷增长仍然与2010年相差不多，因此，在此基础上2012年的银行信贷增长会远远高于2011年，市场的流动性会比较多。

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二、中国经济可持续增长的约束条件

从经济学角度讲，对经济增长的约束条件包括资源与环境方面的因素及社会方面的因素，前者主要是自然方面的因素与地理环境方面的因素，而后者主要指人口、文化传统与制度等方面的因素。这些约束条件主要表现：(1)资源；(2)环境；(3)人力资本；(4)经济增长方式；(5)自主创新能力；(6)现存的世界经济规则及世界列强对中国崛起的态度等等。

三、中国经济可持续增长的发展对策

1、切实转变经济增长方式

在制约中国经济可持续发展的诸多因素中，落后的经济增长方式是最为突出的。

发展方式问题，说到底是与生产什么、怎样生产、为谁生产等基本问题联系在一起的。党的十七大提出，要加快转变经济发展方式，使经济增长由主要依靠投资、出口拉动向依靠消费、投资、出口协调拉动转变，由主要依靠第二产业带动向依靠第一、第二、第三产业协同带动转变，由主要依靠增加物质资源消耗向主要依靠科技进步、劳动者素质提高、管理创新转变。

2、强调发展循环经济

资源与环境是中国经济可持续发展的两大制约条件。而发展循环经济是破解这些制约的良策。循环经济要求把经济活动组成一个“资源——产品——再生资源”的反馈式流程；其特征是低开采，高利用，低排放。著名经济学家厉以宁提出循环经济应该包括四个要点。第一，资源的高效利用。也就是说，要节约资源，综合利用；要延长产品的寿命；尽可能不要使用一次性产品。第二，减少废物的排放。生产、消费过程中会有废水、废气、废渣的产生，首先要通过技术革新、生产进步尽量减少废物的排放。第三，把废物最大限度的转化为资源。对不得不排放的废水、废气、废渣等要进行必要的处理，对其中可以利用的东西要尽量提炼、回收加以利用。第四，对实在不能再用、再回收的废水、废气、废渣等，应该做无害化的处理，以减少对环境的破坏。要大力发展循环经济，就要在这四个方面做出不懈的努力。

发展循环经济，需要制度建设加以保证。发展循环经济，还要大力发展新经济。例如，包括太阳能、风能、潮汐能等的新能源开发，包括物资回收、租赁业务、修补行业等在内的现代服务业的发展。

3、提高自主创新能力

自主创新是可持续发展中又一个极其重要的问题。提高国民的自主创新能力也是提升我国人力资本内在价值的重要体现。党的十七大报告把“提高自主创新能力，建设创新型国家”作为贯彻落实科学发展观和全面建设小康社会的一项重大任务，提出“要把增强自主创新能力贯彻到现代化建设各个方面”，这是关于我国增强自主创新能力的具体方针和要求，表明中央对自主创新问题的高度重视。

4、加强和谐社会建设

中国经济要可持续发展，还需要一个和谐的社会环境，也就是说要做好适应经济可持续发展的社会配套建设。

首先必须将就业问题放在最重要的地位；就业是社会稳定的基础，社会稳定才能保证经济的可持续发展。同时，政府应该努力保持物价的基本稳定；一个社会要实现可持续发展，应该保持物价的基本稳定，因为物价的基本稳定关系到千家万户，特别是对于低收入者，因为他们是经不起物价上涨冲击的。另外，政府还要在教育上有突破性的举措；教育不仅是缩短贫富差距最有效的手段，更是确保经济可持续增长所需要的高素质人力资本的主要推动力；未来的产业大军的受教育水平某种程度上直接关系到中国经济能否真正可持续地发展；另一方面，亟需加大对职业教育与培训的投入，这方面，西方发达国家如德国的经验值得借鉴。经济可持续发展的另一个配套支持条件是实现社会保障的真正全覆盖，为广大百姓提供底线经济安全感；政府应该加大在健康医疗和失业保障等方面的投入。

5、提升中国经济的世界影响力

现存世界经济规则及世界列强对中国崛起的态度也是制约中国经济可持续发展的因素之一。如何提升中国经济的世界影响力，从而达到反制约的目的是我们应该考虑的对策之一。

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一、经济结构失衡，国内产能过剩

长期以来，我国的经济增长主要是依靠投资和外需拉动。不可否认，投资和出口对于我国的经济增长作出了重要的贡献，但是，我们也应该看到这种经济增长方式是不可持续的，而且蕴藏了一些隐患。

首先，依赖投资拉动经济，引起消费与投资失衡，国内产能过剩。目前国内产能过剩是传统产业产能过剩和新兴产业产能过剩并存。一方面是大量社会资金不断流入房地产业、钢铁、水泥、汽车和能源等传统产业，导致产能过度扩张；另一方面是一些新兴产业的备受追捧，大批企业缺乏有序规划和论证设计就纷纷上马，如风电、太阳能发电、多晶硅等新兴行业不断出现重复建设的问题。这些超级产能背后的产业很多都涉及到社会经济的各个核心部门。因此，投资结构的不合理引发的产能过剩，将对宏观经济的平稳运行产生不利影响。

其次，经济增长高度依赖于外需拉动，国内经济增长易受国际市场影响。近年来，我国外贸依存度节节攀高，但是我国出口的依然主要是附加值较低的劳动密集型产品，为了稳定外部需求促进内部增长，实际上我国一直是以低估人民币币值、压低劳动力价格为代价的。因此，虽然出口企业，特别是一些劳动密集型的中小型企业，吸纳劳动力多、就业面广，但是利润利润空间小、抗风险能力较弱、经营面临较大压力，很容易出现“国际市场一咳嗽，国内经济就感冒”的状况。

最后，产能过剩与外贸依存度过高的问题交织在一起困扰着中国经济。我们寄经济增长之希望于出口和投资拉动，使得政府的投资行为在促进经济增长的过程中显得尤为重要，特别是当国外经济动荡、出口环境恶化时，便形成了中国独特现象：危机前用外贸，危机来用宏调。但是，针对国外经济危机，政府每一次“救急”都会一方面阻碍落后产能的淘汰，另一方面导致国有经济的非理性介入，进一步形成过剩产能。

二、转变经济增长方式是我国持续发展必由之路

消费作为最终需求，在社会经济生活中的地位是决定性的。生产的产品只有最终被消费，实现了“惊险的跳跃”，整个生产过程才算完成，社会再生产也才能顺利进行。投资消费是对中间产品的消费，虽然在短期内能形成需求刺激经济，但是，投资也是整个社会生产过程的启动环节，最终还是需要通过消费的检验。如果投资与消费不能协调发展，那么投资形成的产品将不能被消费环节所接受，就会出现所谓的重复建设、产能过剩。

不仅投资与消费要相匹配，而且消费也应该内外需协调。强调外需固然可以弥补内需不足的问题，但过度依赖外需会使国内经济受制于国际市场。一旦出口受到影响，则对国内经济的冲击就会一波接一波地接踵而来。而且，过度依赖外需不利于提高国内人民生活水平、让广大人民群众共享经济发展成果。

要实现社会再生产的顺畅进行和经济的可持续协调发展，就必须投资增长与消费增长相匹配、国内消费与国外需求相协调。因此，转变经济增长方式是我国实现经济长期稳定增长的必由之路。

三、国际经济危机倒逼我国经济增长方式转型

国际金融危机的爆发后，世界经济增长动力不足，特别是欧洲经济目前尚处于衰退边缘，加之人民币兑美元和欧元的汇率不断升值，使得国际市场需求持续疲软。虽然目前国内经济企稳向好，但这主要是由政府投资拉动的。政府投资固然可救一时之急，但也是造成中国产能过剩问题难以根治的直接原因。自2008年美国次贷危机爆发以来，中国的产能过剩高峰已渐次出现。而且，这次经济危机引起的外部市场的萎缩不仅是短期的，更有可能是中长期的，因此，我们要清醒认识当前经济形势的严峻性和复杂性，经济能否持续回升不能依靠政府的持续投入。

事实上，欧美债务危机为中国加速经济转型提供了倒逼的压力：欧美的债务动荡促使中国经济加速扩大内需。内忧外患之下，扩大内需势必成为我国经济又好又快发展的战略性问题。虽然解决内需不足非一日之功，但是我们必须以这次国际经济危机为契机，采取措施促进经济增长方式根本转变。

四、经济结构调整是重点

针对当前严峻复杂的国内外环境，中国必须将经济结构调整作为加快经济发展方式转变的重要途径和主要内容。首先，加快产业结构优化升级步伐。当前，欧美等发达国家债务问题严重，经济前景黯淡，使其输出技术设备的内在要求趋于加大，我国应抓住机遇，促进装备制造业为主的重加工业转型升级。其次，拉动经济增长要以内需为主，内外结合。我国应着力调整内需外需结构，加快形成内需为主和积极利用外需共同拉动经济增长的格局，使中国经济向更加均衡的发展方式转变。最后，扩大内需要更多的依靠消费拉动。国内需求是拉动一国经济增长的根本动力，但是我们应看到目前我国国内投资增长较快、产能相对过剩的问题。所以，今后扩大内需主要是更多的依靠消费拉动。

五、优化收入分配是出路

内需不足，根本原因在于收入分配的两极分化。目前，中国的基尼系数已经高达0.45以上，分配严重不均等。因而，要扩大内需，促进居民消费增长就要优化收入分配，解决居民无钱可花和有钱不敢花的困境。

首先，我国收入差距的大部分形成于初次分配领域，因此，要优化收入分配就必须深化收入分配制度改革，整顿和规范初次分配秩序。逐步提高居民收入在国民收入中的比重，提高劳动者报酬在初次分配中的比重，缩小城乡、地区间的收入差距。

其次，完善收入再分配机制。目前，普通居民的消费预期过于沉重，无论是生老病死、房屋购置、孩子教育等，都对其他的消费产生了巨大的挤出效应。社保体系尚未完善，教育、住房、医疗等缺乏充分保障，这些都成为老百姓不敢花钱的关键原因。因此，扩大内需还需要我们进一步完善再分配机制，加强社会保障，让居民有钱敢花。

参考文献：

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从1981年到2009年加工贸易进出口总额在我国贸易进出口总额中所占的比重超过50%，整体呈上升趋势;加工贸易净出口呈剧烈上升趋势。而其他贸易净出口则呈现递减趋势。据《中国对外贸易战略性进展研究》统计，截至2009年年底我国从事加工贸易的企业共计12.6万家，直接从业人员达3000余万人，约占我国第二产业就业人数的20%。由此可见，加工贸易已经成为我国对外贸易的主要力量，对全国经济增长的贡献功不可没，在我国国民经济体系中占据举足轻重的地位(见下页表1、图1)。自2001年至今，我国贸易顺差逐步递增，至2008年达到2954.6亿美元，2009年金融危机让顺差有所调整。

从贸易结构看，形成顺差的主要有三大块:加工贸易、一般贸易、其他贸易。近10年的数据显示，加工贸易顺差基本逐年提高，而一般贸易和其他贸易几乎均为逆差，这意味着顺差来自于加工贸易，特别是进料加工占比重的96%，增长速度远远高于一般贸易(见下页图2，JG代表加工贸易，YB代表一般贸易)。20世纪90年代以来。加工贸易发展迅速，加工贸易进出口额持续稳定增长，且在对外贸易进出口额中占有相当大的比重。与其他贸易方式相比，加工贸易增长速度快，加工贸易进出口总额从1990年的441.8亿美元增长到2008年的10534.91亿美元，加工贸易进出口对外贸易中的比重由1990年的29.2%上升到57.6%。同时，加工贸易出口增长速度明显快于进口的增长，并且出口长期大于进口，净出口大幅提高(见下页图3)。

2加工贸易对我国经济增长影响的理论分析

根据亚当•斯密的“剩余产品出路”学说，假定一国在开展国际贸易之前，存在着闲置的土地和劳动力，这些多余的资源用来生产产品以供出口，就为本国的剩余产品提供了“出路”。这种剩余产品的生产不需要从其他部门转移资源，也不必减少其他国内经济活动，这样这个国家可以很小的代价，根据国际市场的需求而不需按照国内资源的供给优势或比较成本来安排出口生产，从而打破国际专业分工限制，利用闲置能力来促进经济增长。

在一国存在闲置资源的情况下，加工贸易净出口增加会导致国民收入成倍地增加。当利用剩余的资源生产加工贸易产品并出口时，获得货币收入，这会使生产加工贸易产品的劳动者的收入增加，从而刺激消费和投资。根据凯恩斯的对外贸易乘数理论，最终使得由一次性的静态贸易利益增加的国民收入总量会等于最初增量的若干倍。若再考虑由于生产的扩大产生的规模经济效应时，加工贸易对经济增长的作用会进一步扩大。与此同时，加工贸易缓解了中国劳动力有余而原材料不足的矛盾。中国的工业化进程受到生产要素不均衡的严重束缚，加工贸易是全球化条件下一国参与国际分工的重要途径，是推进工业化的一条新道路。据统计，目前中国加工贸易企业直接就业人员在3000万以上，加上依托贸易从事配套产业和服务业的就业人员总计达4000万以上。另外，加工贸易带来许多具有竞争优势的新产业，这无疑增加了中国国内的就业岗位，缓解了就业压力，促进了社会的安定与和谐［3］。

此外，从近几年来加工贸易和直接投资的关系来看，直接投资有一定加工贸易倾向，同时加工贸易的迅速发展，又促进了外商直接投资的增加，从而为国民经济的发展提供了资本积累。我国引进外资、发展加工贸易，有可能带来先进技术，产生技术外溢，进而带动东道国产业的技术进步。由于加工贸易“两头在外”与其投资主体大多是先进技术的携带者等特点，它为发展中国家提供了一个从其他国家学习的渠道。通过加工贸易的技术扩散，能够减少学习成本，提高学习效率，在技术发展和技术升级的阶梯上得以提升。

3加工贸易对我国经济增长影响的实证分析

以上理论分析了加工贸易对我国经济增长的影响，那么加工贸易对我国经济增长的影响程度有多大?下面就用Eviews3.1软件进行实证分析。

3.1经济指标数据的选取

加工贸易影响经济增长的方式主要有两条:一是与加工贸易进出口总额有关;二是与加工贸易净出口有关。因此，从这两个方面来实证分析加工贸易对经济增长的影响，即加工贸易出口与进口总额对经济增长的影响，和加工贸易净出口对经济增长的影响。为实证分析浙江加工贸易对经济增长的影响，将选取的变量为国内生产总值(GDP)、加工贸易进口额(IM)、加工贸易出口额(EX)，且都以亿美元为单位［4］。用于分析的数据全部来自《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》、中国统计局网站和中国加工贸易指南网，样本数据为1989年至2009年的年度数据(见表1)。模型中各变量的含义是:IM代表加工贸易进口额，EX代表加工贸易的出口额，ALL代表加工贸易总额，NET代表加工贸易的加工贸易净出口额。

通过对以上数据的观察，发现GDP分别与加工贸易进出口总额、加工贸易净出口之间呈非线性关系。通过散点图(见图4、图5)比较分析，趋势线最接近于对数形式，所以对原变量取对数，并通过Eviews3.1用最小二乘法运算，建立对数模型:lnGDP=3.819575+0.722307lnALL(1)lnGDP=6.147649+0.546882lnNEX(2)通过回归方程(1)、(2)中GDP总额对加工贸易进出口总额、加工贸易净出口的简单回归模型，自变量(GDP)和常数项的回归系数t都小于0.05，表明加工贸易出口GDP的影响是显著的。GDP与加工贸易出口总额的复相关系数为0.954246，与加工贸易净出口的复相关系数为6.147649。回归方程的F也都小于0.05，也达到了较高的显著性水平．以上分析表明:我国的加工贸易进出口总额、净出口额与GDP总额之间都具有很密切的正相关性，而且拟和优度很好，说明加工贸易出口规模的扩大对经济增长具有促进作用，对我国GDP具有较强的推动作用。又由于加工贸易的发展对我国国民经济的体现主要在出口创汇方面，所以在此选取加工贸易净出口额作为加工贸易的数据，GDP作为经济增长的指标作如下计量分析。

3.2净出口额和我国GDP的计量分析

3.2.1平稳性及协整分析

为消除异方差，对各变量取自然对数，分别记为lnGDP、lnIM、lnEX，lnNEX，其中，GDP为国内生产总值，IM为加工贸易进口，EX为加工贸易出口，lnNEX为加工贸易净出口。

(1)单位根检验。

在进行经典的回归分析时，要求所用的时间序列数据必须是平稳的，以避免由于“变化趋势”存在而导致的“伪回归问题”。但大多数情况下，时间序列都是非平稳的，不满足经典回归分析中对数据平稳性的假定。计量分析时，首先要对时间序列数据进行平稳性检验。本文采用ADF方法进行检验，检验结果见表2。从检验结果看，原始序列、一阶差分序列ADF的值大于临界值(10%)，说明原始序列及一阶差分序列都是非平稳的二阶差分序列，ADF的值小于临界值，可以认为经过两次差分后序列达到平稳，即lnGDP、lnEX、lnIM都是二阶单整序列，它们之间可能存在协整关系。

(2)协整检验。

单位根检验表明，加工的净出口及GDP的对数序列数据都是二阶单整的，所以它们存在一个平稳的线性组合，即加工的净出口及GDP之间应该存在长期的稳定关系，做出其趋势线，如图6所示。可见加工贸易净出口的对数和我国GDP的对数有相同的趋势，所以有理由相信它们之间存在长期的协整关系，下面通过对式(2):lnGDP=6.147649+0.546882lnNEX的残差做单位根检验，看是否平稳。如果平稳，即两者之间具有长期的关系。协整检验的结果见表3。

由表3可知，ADF值通过10%临界值，所以可以近似看成它是平稳的。协整方程如下:lnGDP=6.147651+0.54688lnNEX从协整方程可看出，经济增长与加工净出口呈正相关关系，且经济增长的弹性为0.54，即加工贸易净出口增长1%将导致经济增长0.54%。3.2.2误差修正模型的建立由上可知，存在协整关系的非平稳变量的非均衡误差是平稳的。根据格兰杰定理:如果若干个非平稳变量存在协整关系，那么这些变量必有误差修正模型表达式存在。因为本文的两个变量都是二阶单整，所以，设误差修正模型(errorcorrectionmodel)如下:D2(lnGDP)=β0+β1D2(lnNEX)+β2ECM－1+u根据式(2)可求出ECM的值，再代入上式用最小二乘法即可求得，该方程为:D2(lnGDP)=0.0036+0.1069D2(lnNEX)+－0.2713ECM－13.2.3格兰杰因果关系检验协整检验结果只告诉我们变量之间是否存在长期的均衡关系，但是这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证。格兰杰因果关系检验可以解决此类问题。对各变量的因果关系检验结果如表4所示。

格兰杰检验结果表明，加工贸易净出口是GDP增长的格兰杰原因;GDP增长不是加工贸易净出口的格兰杰原因。综合以上所有的实证部分，可以看出，加工贸易顺差额与代表经济增长的GDP都是不平稳的经济变量，但从单位根检验中得出，其都符合二阶单整，且残差平稳，所以加工贸易顺差额和GDP存在长期的协整关系，并通过误差修正模型说明也具有短期的平稳关系，最终加工贸易顺差额还是GDP的格兰杰原因，说明两者之间的正相关性是存在的。

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中图分类号：F12 文献标识码：A

原标题：内生增长理论的发展及其对我国经济增长的启示

收录日期：2014年4月9日

一、内生增长理论的演变过程

20世纪四十年代末期，哈罗德和多马分别根据凯恩斯的思想提出了经济增长模型，对发展中国家产生了很大影响，标志着现代经济增长理论的产生。这一模型假定，一个经济只生产一种产品，而资本-产出比保持不变，同时，储蓄率、人口增长率保持不变，并且不存在技术进步和资本折旧。基本形式为G=s/v。式中，v为资本-产出比；s为储蓄率。模型表示，经济增长率与储蓄率成正比，与资本-产出成反比。哈罗德-多马模型得出的结论是，当实际经济增长等于资本家愿意的经济增长率并且等于人口增长率时，经济才能处于稳定增长状态，但同时认为，这一增长路径是一“刀锋”。新古典增长理论假设各要素边际报酬递减、规模报酬不变，认为经济是稳定增长的，而且这种稳态增长率是外生的，独立于储蓄率。索洛模型通过引入市场机制和改变资本-产出比率为常数的假定，发展了哈罗德-多马模型，但索洛仍然没将技术进步作为重要因素纳入模型，这是一个重大缺陷，因为技术进步在促进经济增长中的重要作用是现实中一个明显的事实。1960年，索洛和米德对该模型进行补充，在原有模型中引入了技术进步和时间因素。修正后的模型被称为“索洛-米德模型”，其基本公式为：

G=aK/K+（1-a）L/L+T/T

上式中T/T代表技术进步。索洛模型和之后的索洛-米德模型不仅体现了凯恩斯主义，而且体现了新古典学派的经济思想，常被称为新古典增长模型，该模型所阐述的增长理论被称为新古典增长理论。新古典增长理论的技术进步率外生的假定不符合现实，储蓄率外生化且与稳态增长率无关结论受到质疑，这些与人们对经济增长问题的实证研究经验存在很大差距，因此在新古典增长理论的基础上，产生内生增长理论，弥补上述的三个缺陷。

20世纪九十年代初期形成的新经济学认为，长期增长率是由内生因素解释的。在劳动投入过程中包含着因正规教育、培训等而形成的人力资本，在物质资本积累过程中包含着因研究与开发、发明、创新等活动而形成的技术进步，从而把技术进步等要素内生化，得到因技术进步的存在要素收益会递增而长期增长率是正的结论。以罗默、卢卡斯等为代表的一批经济学家，在新古典增长理论的基础上，提出了内生增长理论，弥补了新增长理论的缺陷。

二、内生增长理论的主要内容

内生增长理论是产生于20世纪八十年代中期的一个西方宏观经济理论分支，其核心思想是认为经济能够不依赖外力推动实现持续增长，内生的技术进步是保证经济持续增长的决定因素。新古典经济增长理论在解释经济的持续增长时导入了外生的技术进步，但是外生的技术进步率并没有能够从理论上说明持续经济增长的问题。内生增长理论认为经济的长期增长率是正的，这种正的经济增长率能够解释为什么收益是递增的。内生增长理论的观点是把知识和人力资本引入到经济增长模型中，认为是由于知识和专业化的人力资本引起收益递增，强调了人力资本是经济增长的最主要动力。罗默在阿罗的“干中学”基础上，提出了知识溢出模型，这种模型以知识生产和知识溢出为基础的。罗默假定代表性厂商的产出是该厂商的知识水平、其他有形投入（物质资本和原始劳动等）和总知识存量K的函数，而对于个别厂商的投入该生产函数表现出规模收益不变。但如果考虑K，这一生产函数对于代表性厂商和整个经济会产生不同的含义。对于代表性厂商，它将总知识水平K看作给定的变量，所以生产函数才表现为规模收益不变，但对于整个经济，假定整个经济是由N个同质的厂商组成的，生产函数表现为规模收益递增。在此，把总知识水平K作为外部性的来源。除此之外，罗默还假定了k的增长率取决于k水平和投资数额。因此，罗默模型和“干中学”模型都是通过知识积累产生收益的性质和知识存量产生的外部性得到了内生的经济增长。卢卡斯认为，技术变化是由于教育部门引起的，如果社会能向教育部门配置一定的资源，就能形成新知识或人力资本，形成的新知识能够提高生产率，并且能够被其他部门免费获得，从而提高了产出。所以，根本不需要外在的增长发动机，仅仅依靠人力资本的积累就能够带来人均收入的持续增长。

新古典增长理论是把技术看成是外生的，而内生增长理论把知识或技术看作是一种生产要素，是与传统的生产要素劳动和资本是一样的，而且还是内生的，是由厂商的知识积累推动产生的。一国的经济要实现长期增长，主要是靠内生化的知识积累和人力资本水平来决定的。此外，知识和人力资本还具有外部效应，可以把投资与资本收益率作为知识存量和资本存量的增函数。由此得出这样的结论：如果一个国家当前的知识存量越大，那么其投资与资本收益率越高，这个国家的经济增长率也就越高。

三、内生增长理论对我国经济增长的启示

20世纪八十年代以来，由于知识经济的兴起，各国的经济增长模式发生了很大变化，一国经济能否实现持续稳定的增长主要取决于知识的发展。内生增长理论把知识和专业化的人力资本看作是经济增长的决定因素，强调了知识在经济发展中发挥的重要作用。因此，我们应逐步完善促进经济长期增长的政策措施。

（一）增加人力资本投资的政策措施。现在中国一般劳动力并不缺乏，特别是在农村还存在大量剩余劳动力，但缺乏较高素质的劳动力，只有通过发展教育来加快人力资本的形成，促进劳动力素质的提高。改革开放以来，尽管我国教育投入不断增长，但总体投入水平仍然不足。因此，应进一步完善我国教育财政支持政策，加快人力资本的开发与积累。首先，政府应直接增加人力资本投资，使财政在教育发展中发挥主导作用；其次，政府应该提供税收刺激或财政补贴鼓励企业增加人力资本投资；最后，要优化教育资金的分配结构，促进各级各类教育的协调发展。

（二）增加研究与开发投资的政策措施。在新知识和新技术的创新过程中，由于知识积累和技术创新具有正的外部性，私人成本会大于社会成本或者私人收益小于社会收益，从而使创新活动难以继续维持下去。因此，政府应该制定促进技术创新、弥补私人收益的激励措施。这种措施可以通过产权保护、政府补助、政府和企业签订协议来实现。对于产权保护，内生增长理论认为，由于知识具有很强的正外部性特征，其他厂商只需花很少成本就能从别人的知识中获得利益。比如，当某人完成了一个新的发现，并由此产生更大的经济生产力时，其他的人（或公司）会从中获利。虽然发明者能通过价格收费，但他得到的仅仅是社会从这项发明中得到的全部利益中的一部分，其他厂商会模仿学习他。在个人研究者承担完成发明时，社会得到正的外部利益。如果从发明中得利的每个人都必须向发明者付费，那么将产生远比现在更为强烈的发明动机。因此，当新技术出现时，应通过专利和政府法律保护开发者的产权，增加其收益，提高创新的积极性。对于政府补助，内生增长理论认为企业在知识积累和技术进步中发挥着非常重要的作用，是推动经济增长的重要载体。企业对人力资本的投资具有外溢效应，能够促进技术的扩散和发展。因此，政府应制定相关的税收优惠政策，比如免除其应缴的全部或部分税款，或者按照其缴纳税款的一定比例给予返还等。这些税收优惠能够降低企业技术创新的私人成本，从而能够抵消由于知识和技术外溢带来的收益减少，能够激励企业加大人力资本的投资。企业在技术的创新和研发过程中，新产品由于具有“投入大、周期长、风险大”的特点，因此研发创新就成为一种持续过程，产品回报期较长，容易面临资金短缺困境。所以，政府应通过直接向企业提供税收优惠或者通过财政补贴，减缓企业开发新技术过程中面临的资金短缺的困境，提高企业增加研究与开发投资的积极性。通过政府与私人企业签订协约，积极引导和推动技术创新活动。对一些基础设施等社会收益率较高的产业或项目，由于其回收期长，前期回收率低，流动性差，又缺乏一定的盈利模式，很难吸引企业去投资，对这些项目应由政府直接投资研究与开发。同时，知识、技术的内生积累与外生扩散是相互促进的，因此政府不仅要对基础研究予以资助，还要对企业的应用研究和技术改造提供财税方面的优惠，从而推动新技术的广泛扩散。

（三）坚持长期实行对外开放的政策。随着中国对外开放程度的进一步加深，不仅能通过自主研发实现技术创新，并且能够从国外引进先进技术，利用技术的后发优势获得和接触新技术。卢卡斯认为，各国的经济增长是由于产业革命科技扩散引起的。通过引进技术，并在本国积极传播，能大幅度地节约成本尤其是减少时间成本。自主创新是必要的，但是如果我们能够合理利用引进的大量技术资源，会大大提高我国的生产力水平，缩短与发达国家之间的差距。当然，我们在引进技术时，要进行科学的选择，避免重复引进，经过对引进技术的消化、吸收和有效扩散，提升产品的竞争力。为了能更有效地引进技术，政府应制定相关的贸易和税收政策，为对外技术交流和合作提供广阔的平台。然而，从引进技术到在经济中扩散、使用，并不是一个简单重复的过程，必须要有制度作保证。因此，政府要构建一个吸收、使用、消化新技术的制度环境。比如，对高等院校和科研机构加大资助，提供诸如技术信息、技术培训等公共服务，促进新技术的广泛传播和使用；在人才队伍结构方面，既需要高层次的创新人才，更需要大批有文化、有知识并能够将先进科技转化为现实生产力的职业技术人才和高素质的劳动者。因此，除了要发展普通高等教育外，大力发展职业教育，也成为提高劳动者知识水平和技术素养的重要途径。这对于引进和学习国外先进技术、开发本国技术都发挥着至关重要的作用。

（四）制定和运用有效的宏观经济政策。内生增长理论认为宏观经济政策应该侧重于推动技术进步，政策不能把注意力都集中在经济周期的治理上，而忽视促进发展新技术的各种政策。随着知识经济的兴起，我国经济增长的格局将会发生变化，会由物质资本主导逐步转变为由人力资本和技术进步主导。与此相适应，国家应积极调整包括财政政策、产业政策在内的经济增长政策，构建促进技术进步与人力资本投资的激励机制。但研究表明，我国目前经济增长技术进步的贡献率非常低，经济增长主要还是由资本和劳动投入决定的。因此，在制定经济政策时，既要能够刺激资本积累的形成，又能增加人力资本投资和促进技术进步，就是把促进二者共同发展经济政策结合起来。宏观经济政策应同时关注短期和长期经济增长，凯恩斯的经济理论主要关注的是短期的经济增长，而内生增长理论更加关注的是长期经济增长以及相关的因素，内生增长理论认为经济增长不是由外生因素决定的，而是由内生的技术进步决定的，同时强调政府的宏观政策在促进人力资本积累和技术进步中发挥的积极作用。

主要参考文献：

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一、我国经济制度变迁概述

自经济学诞生以来，破解经济增长之谜一直是众多经济学家们不断研究的重点。而改革开放以来，我国经济高速增长，其根本原因在于“改革开放”。而改革开放意味着制度的变迁。从计划经济到市场经济，经过近半个世纪的努力，我国在建设具有社会主义特色市场经济体制上取得了巨大成就，在党的正确领到下，我国经济建设硕果累累。回顾我国经济体制的改革历程，我们发现经济制度在经济中的作用不可小视。

以诺思为代表的新制度经济学把制度因素引入到经济增长理论之中，认为制度安排的发展才是主要的改善经济效率和要素市场的历史原因。更为有效的经济组织的发展，其作用如同技术发展对西方世界所起的作用那样同等重要。德姆塞茨指出，制度引起了经济绩效的改变，并且这一判断受到历史事实的支持。

中国的制度变迁过程就是中国的工业化过程,是围绕着中国工业化过程中的资本积累进行的,可以分为两大阶段:第一阶段是从多元化经济向一元化经济的变迁,形成了计划经济体制及其原始积累,这是一个从分散到集中、从市场化到计划化的过程,包括原始积累体制的形成(1953—1956)与运行(1956—1978)两大时期;第二阶段是从1978年底开始的计划体制向市场体制的变迁。这是一个从集中到分散、从计划化到市场化的过程,它标志着传统原始积累体制的终结。如表所示：

表1：中国制度变迁过程

年份

制度变迁

1949-1952

新民主主义制度

1953-1956

社会主义改造及其过渡制度

1957-1977

中央集权及计划经济缺席

1978-1992

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一、引言

随着经济全球化的不断推进，全球经济飞速增长，各国各经济体之间的联系日益密切，人们也逐渐了解到和平发展的重要性。经济增长为国防开支提供了来源，而一些国家国防开支的飞速增加也惹来争议，一方面，国防开支的增加对国内来说抵御侵略的能力增加了，安全因素增加了，另一方面，对于其他国家来说，不安全的威胁增加了，也可能导致他国国防开支也相应增加，而国防开支本身是没有生产效应的，可能会导致一场恶性循环。基于这些，对于国防开支与经济增长关系的研究由来已久，研究的方法各异，也没有达成一致的结论。

二、理论回顾

1973年著名经济学家benoit在研究44个欠发达国家1950-1965年的经济数据样本时发现，“国防负担重的国家通常具有最快的经济增长率，而那些国防负担最轻的国家经济增长率却往往是最低的”。从此以后国外学者对于此问题的研究进入新阶段，在实证层面主要通过三种模型：凯恩斯模型，两部门模型和公共产品模型。防务经济学家faini，annez&taylor（1984）运用凯恩斯模型和基本的结构主义原理分别研究了军费开支对于投资、进口、工业生产和税收的影响，得出国防对农业所产生的负效应会妨碍经济的发展；stewart（1991）用凯恩斯的需求效应理论研究了军费开支对非洲和拉丁美洲国家经济的影响，结果表明，军费开支对经济增长的净效应为正。Biswas&ram（1986）首次采用两部门模型，用20世纪60-70年间58个发展中国家的横截面数据对发展中国家进行了研究，但并未发现国防开支对经济增长有明显的影响。Deger（1986）在公共产品投资的基础上，使用非线性关系，提出了若干经验分析方法；landau（1993）以1969-1989年人口在200万以上的非社会主义的71个发展中国家为样本，发现在一定范围内，增加军费开支将会有利于经济增长。

我国自20世纪80年代以后，对国防费用与经济发展的关系研究取得了不少成就，对国防费用的认识在广度和深度上都取得了进步，形成了以陈明志为代表的国防费用相关论、以姜鲁鸣为代表的国防费制约因素论、以库桂生为代表的国防调控论等。

在研究方法上，大多使用国外的三种经典理论模型，再利用数据进行实证，同时也有一些创新。陈波（2005）在凯恩斯模型结构分析方法的基础上利用一个包含经济增长、储蓄、贸易平衡与国防负担在内的联立方程模型，研究了我国国防支出与经济增长之间的关系，发现中国国防支出对经济增长有促进作用；李双杰、陈渤（2002）利用私人部门、非国防公共部门和国防部门的三部门的费德尔-拉姆模型，对中国1980-2000年的国防支出与经济增长的相关性进行了实证分析，得出适度增加国防支出对经济增长有一定的促进作用；刘涛雄、胡鞍钢（2005）采用两部门外部性模型，将中国国防开支对经济增长的影响分解为规模效应和外部性效应两部分，利用中国1960-2000年时间序列数据进行检验，得出国防开支的规模效应为正，外部性为负。

也有不用理论模型只从计量的实证角度研究国防开支与经济增长之间关系的。陈波（2006）通过对国国防开支与GDP时间序列进行了协整分析和格兰杰因果检验，对国防支出和经济增长之间的长期均衡做了研究，认为在1954-2000年样本区间内国防支出与经济增长之间没有长期的均衡关系，1980-2000年样本区间内则存在这种长期的均衡关系，在这一区间内，经济增长是国防支出的格兰杰原因，而国防支出并不是经济增长的格兰杰原因；魏华等（2007）以我国1952-2004年的数据为基础，采用向量自回归模型的脉冲响应函数对我国国防支出和GDP的动态影响进行了分析。

三、模型、变量和数据

本文拟采用尚发光（2009）采用的内生增长模型进行估计，模型的公式为：y=α+β0x0t+β1x1t+β2x2t+μt，其中y为实际产出增长率，x0t为t时期的税率，用财政支出与国内生产总值的比率来表示，x1t为t国防支出份额，即国防支出占财政支出的比重，x2t为非国防支出份额。由于x1t+x2t=1，从而模型存在多重共线性，改进后的模型为：y=α+β0x0t+（β1-β2）x1t+μt。

数据全部来源于中国统计年鉴，所收集到的数据主要包括从1952年到2013年的国民生产总值、国防开支、税收。经计算可得财政支出与国内生产总值的比率、国防开支与财政支出的比率、产出的实际增长率等。

四、实证检验

对模型进行最小二乘估计：

检验结果为：y=3.56-0.35x0+10.13x1

0.83 2.17 2.13

可知变量的T统计量均大于2，F统计量也很大，表示模型显著。根据检验结果，我们可知税率的增加对经济增长有负面影响，而国防开支的增加则会对经济增长有很大的促进作用，这可能是由于我国特殊的国情决定的。

参考文献：

[1]陈波.国防经济学前言专题[M]，北京：经济科学出版社，2010.

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一、经济原理分析

根据柯布-道格拉斯生产函数理论，产出的增长主要取决于资本和劳动力的投入，以及技术的进步。其原型为Y=AKL，其中A为一定技术条件下的参数，、表示资本投入和劳动力投入的产出弹性，也表现了对产出的贡献率。最早的柯布-道格拉斯生产函数认为生产规模报酬不变，即+=1，这表示没有技术进步的显著影响。但是随着经济发展技术进步，生产规模报酬一般都会变化。对于N个要素的投入，相应的柯布-道格拉斯生产函数变为多个要素的指数形式相乘。本文中，我们为了研究因素对农业经济增长影响程度，选取了农业从业人口数，农业总耕地面积数，农业机械总动力。其中农业总耕地面积表示了影响农业总产出的土地影响因素，农业机械总动力在一定程度上反映了农业总产出中资本的投入状况。

二、农业经济增长的模型设定

根据经济学原理，我国农业生产函数的数学模型设定为：Y=AX1X2X3其中，Y表示农业总产值，A代表规模参数，X1代表从业劳动人口数（万人），X2代表农业机械总动力（万千瓦），X3有效耕地面积（千公顷）。数据来源于中华人民共和国国家统计局的统计年鉴。为了方便对上述参数模型的估计，我们对上述模型进行变换。首先对该公式两边取对数，得到如下结果：lgY=lgA+lgX1+lgX2+lgX3然后，对所取得的数据按照上式进行回归。

三、回归结果的检验与分析

对所取得的数据进行回归的结果如下：在给定显著性水平为0.05的情况下，整个模型调整后的拟合优度R2为0.953715。F值检验也很小，通过了检验。由于A的检验的P值为0.153022，因此A的值没有通过检验；农业总耕地面积的P检验值为0.088705，也没有通过检验，可能是因为我国土地管理的特殊性以及获取数据的可用性的问题。其他各参数的P值均通过检验。因此，依据结果我们得到的回归函数为：Y=X17.2107X23.9634X3-6.3916

四、结果分析及结论

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目前，有两种方法可以处理变量内生性带来的估计偏差问题:一是利用联立方程组分别估计以水资源利用与农业经济增长为因变量的两个方程;二是运用向量自回归(VectorAuto-regression，VAR)模型分析水资源和农业经济增长的双向动态作用机制。彭水军的研究指出，相比于联立方程方法，VAR模型可以较少地受既有理论的约束，同时也可以较为方便地分析系统中各个变量之间的动态影响［8］。鉴于此，本文利用1998－2009年中国省级面板数据，建立水资源与农业经济增长的面板VAR模型，并采用新近发展起来的基于面板数据的单位根检验、协整检验、因果检验和面板VAR方法，分析水资源与农业经济增长之间的内在依存和因果关系，从而得出比较可靠的结论，为相关研究和有关决策部门提供参考。

1研究方法和数据

1．1研究方法

本文采用面板VAR方法分析水资源和农业经济增长的关系，该方法最早见于Holtz-Eakin的研究，由于其放松了传统VAR模型需要较大样本观测值的要求，目前在相关问题的分析中得到了广泛应用［9］。本研究构建的面板VAR模型如下:yi，t=α0+∑kj=1αjyi，t－j+ηi+i+εi，t(1)上式中，i代表省份，t代表年份，yi，t包含两个向量，分别是水资源(waterit)和农业经济增长(gdpit)。同时考虑到水资源和农业经济增长的区域异质性，本文在模型的设定中引入了代表地区固定效应的变量ηi，表示可能遗漏的和地区特征相关的因素(例如区位、自然条件以及经济发展不平衡等)。i表征时间效应，用来解释变量的时间趋势特征。εi，t为随机扰动项。

1．2数据说明

鉴于数据的可获得性，本文选取除中国台湾、香港、澳门以外的31个地区1998－2009年的数据实证分析水资源与农业经济发展的相互影响关系。借鉴王学渊等以及刘瑜等的研究，本文以农业用水总量表征水资源，其中1998－2001年的农业水资源数据来自于《中国水资源公报》，2002－2009年的数据取自《中国统计年鉴》;在农业经济增长指标的选取上，本研究用农林牧渔业总产值表示。同时为了消除物价波动的影响，将各年度农林牧渔业总产值折算为1998年可比价，数据来源于历年《中国统计年鉴》。最后，对农林牧渔业总产值和农业用水总量进行对数化处理，以消除异方差和数据的剧烈波动。考虑到中国经济发展的区域差异显著，各区域农业经济增长和水资源演化的关系未必会遵循同一经验规律，因此，本文将中国分为东部、中部和西部地区分别进行考察。其中，东部地区包括辽宁、河北、北京、天津、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东、海南11个省(市、自治区)，中部地区包括吉林、黑龙江、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个省(自治区)，西部地区包括内蒙古、陕西、重庆、青海、宁夏、新疆、甘肃、四川、贵州、云南、、广西12个省(市、自治区)。

2实证结果与分析

实证分析的思路主要包括四步:①进行单位根检验，以检验面板数据的稳定性，为协整分析奠定基础;②进行协整分析，以检验水资源是否与农业经济增长存在长期均衡关系;③如果确立了水资源和农业经济增长的长期均衡关系，应用误差修正模型进行短期和长期的因果关系检验;④对变量进行面板VAR分析，以考察水资源和农业经济增长的双向动态影响关系。

2．1面板单位根检验

面板数据的单位根检验主要包括LLC检验、Breitung检验、IPS检验、ADF-Fisher检验和PP-Fisher检验等五种方法。考虑到各检验方法本身的局限性，为了保证结论的稳健性，本文同时采用这五种方法进行检验，结果见表1。由表1可知，当对东部、中部和西部地区的农业经济增长(lngdp)和水资源(lnwater)的水平值进行检验时，检验结果表明不能完全拒绝“存在单位根”的原假设，变量是非平稳的(尽管有些检验方法的结果并不理想，但并不影响总体效果)，而当对这两个变量的一阶差分值进行检验时，均显著地拒绝“存在单位根”的原假设。由此可以认为，东部、中部和西部地区的lngdp和lnwater都是一阶单整序列。

2．2面板协整检验

在面板单位根检验的基础上，本文接着进行面板协整检验，以检验水资源与农业经济增长之间是否存在长期均衡关系。根据Pedroni提出的异质面板数据的协整检验方法，以回归残差为基础构造出7个统计量进行面板协整检验，结果如表2所示［10］。从表2中可以看出，东部地区的所有统计量均通过显著性检验，所以，东部地区的lngdp和lnwater存在面板协整关系。中部和西部地区分别有Panelv统计量和Panelrho统计量没有通过显著性检验。但是，Pedroni的MonteCarlo模拟实验结果表明，在小样本条件下，PanelADF和GroupADF统计量较其他统计量有着更好的性质，PanelPP和GroupPP统计量次之，其他则最差，所以Panelv和Panelrho统计量没有通过显著性检验对中部和西部地区的lngdp和lnwater存在面板协整关系的结论没有影响。因此，东部、中部和西部地区的lngdp和lnwater之间存在长期协整关系。这说明，在长期内，水资源对农业经济增长有促进作用，并且可以通过误差纠正机制，保持水资源与农业经济增长间的长期协整关系。

2．3面板误差修正模型检验

协整关系只反映变量之间在长期内存在因果关系，并不能明确两者间因果关系的具体方向。因此，本文运用Engle和Granger提出的EG两步法，建立基于面板的误差修正模型，以分析水资源和农业经济增长间具体的因果关系方向。本文构建的面板误差修正模型如下:Δlngdpit=β1+∑kj=1θ1jΔlngdpi，t－j+∑kj=1γ1jΔlnwateri，t－j+λ1ECMi，t－j+μ1it(2)Δlnwaterit=β2+∑kj=1θ2jΔlnwateri，t－j+∑kj=1γ2jΔlngdpi，t－j+λ2ECMi，t－j+μ2it(3)(2)式和(3)式中，Δ表示一阶差分运算，ECMi，t－j表示长期均衡误差。如果对于所有的i，λ1、λ2为零的原假设被拒绝，说明水资源和农业经济增长之间存在着长期的因果关系，反之则不存在;如果γ1j、γ2j为零的原假设被拒绝，说明水资源和农业经济增长之间的短期因果关系成立，反之则不成立。表3报告了面板误差修正模型的检验结果。从表中可知，对东部地区而言，模型(2)的ECM项系数在1%水平上显著为负，这说明反向误差修正机制成立，水资源是农业经济增长的长期原因;模型(3)的ECM项系数尽管为正，但未能通过显著性检验，这表明农业经济增长并不是水资源变化的长期原因。因此，在长期内，东部地区仅存在从水资源到农业经济增长的单向因果关系。考察其他变量的符号和显著性，可以发现，在短期内，东部地区水资源和农业经济增长之间存在着双向因果关系。同理，在中部地区，短期内存在从水资源到农业经济增长的单向因果关系，长期内存在水资源与农业经济增长之间的双向因果关系;在西部地区，无论在短期内，还是在长期内，均只存在从水资源到农业经济增长的单向因果关系。

2．4面板VAR估计

面板VAR主要由三个部分组成:第一是面板矩估计(GMM)，说明变量之间的回归关系;第二是误差项的方差分析，说明误差项的影响因素大小;第三是冲击反应图，观察变量对冲击的反应情况［11］。由于本文重点在于定量把握水资源和农业经济增长的相互关系，因此，着重分析前两个部分。

(1)面板矩估计。面板矩估计系数的有效性要求去除面板VAR模型中的地区固定效应和时间效应。本研究采用横截面上的均值差分法去除时间效应，前向均值差分法去除地区固定效应。估计结果如表4所示。从以上回归结果可以看出:①无论是东部地区，还是中部地区，抑或是西部地区，滞后一期和滞后二期的水资源系数均高于0，且通过了5%的显著性检验，这说明水资源对农业经济增长有显著的正向影响。同时，比较滞后一期和滞后二期的水资源系数大小，可以发现水资源系数随着滞后期的推移而不断增大，这表明我国水资源对农业经济增长的影响是一个逐步加强的过程;②农业经济增长对水资源的影响存在明显的区域差异。在东部地区，滞后一期的农业经济增长对水资源的影响显著为正，滞后二期的影响不显著;在中部地区，滞后一期和滞后二期的农业经济增长均表现出对水资源的显著影响，并且在滞后一期的影响为正，滞后二期的影响为负，这说明中部地区在经济发展初期会带来水资源的大量消耗，但随着农业经济增长方式的转变以及技术进步和产业结构的优化，中部地区的水资源耗费量将逐步得到控制;在西部地区，农业经济增长对水资源无显著影响。

(2)面板方差分解。为了更清楚地刻画和度量水资源与农业经济增长的相互影响程度，本文进一步采用方差分解的方法，获得不同方程的冲击反应对各个变量波动的方差贡献率构成。表5给出了第10个预测期和第20个预测期的方差分解结果。综合方差分解的结果可以发现:①10个预测期与20个预测期对方程分析的结果影响变化不大，说明经过10个预测期以后，系统已基本稳定;②水资源与农业经济增长的波动均主要来自于自身，两者对自身波动的贡献比率均在70%以上;③水资源对农业经济增长的影响在20%－30%之间，其中西部地区所受影响最大，其次为中部，再次为东部;④农业经济增长对水资源的影响在12%－20%之间，其中中部地区所受影响最大，东部次之，西部相对较小。

3结论与启示

本文通过建立水资源与农业经济增长的面板VAR模型，在省级层面检验与分析了中国水资源与农业经济增长之间的相互影响关系。研究发现:

(1)东部、中部和西部地区的水资源和农业经济增长之间存在长期协整关系。这说明在长期内，水资源对农业经济增长有促进作用，并且可以通过误差纠正机制，保持水资源与农业经济增长间的长期协整关系。

(2)中国不同区域水资源与农业经济增长之间的关系具有明显差异。在东部地区，短期内水资源和农业经济增长之间存在双向因果关系，长期内存在从水资源到农业经济增长的单向因果关系;在中部地区，短期内存在从水资源到农业经济增长的单向因果关系，长期内水资源与农业经济增长之间存在着双向因果关系;在西部地区，无论在短期内，还是在长期内，均只存在从水资源到农业经济增长的单向因果关系。

篇10

改革开放以来,中国邮政一直致力于经济增长方式由以粗放型为主向集约型为主的转变,以实现经济的可持续发展。然而90年代以来,随着通信服务市场化的逐步推进和国家宏观经济的波动,中国邮政出现了严重的亏损问题。在市场竞争、内部变革等方面其集约型的经济增长方式并不见有多少功效。本文试探从衡量经济可持续发展水平的重要指标———全要素生产率角度着手,定量地研究近年来中国邮政经济增长集约度,并针对问题给出初步的应对方案。

2增长核算的模型框架

2.1全要素生产率的内涵经济增长的源泉从投入和产出的角度来研究,可分为生产要素投入增长(指有形要素投入增长)和全要素生产率增长两大部分。全要素生产率虽包含的内容众多,很难加以准确定义与说明,但它的综合品质给划分粗放型经济增长与集约型经济增长提供了可靠依据。较高的全要素生产率对经济增长的贡献率,说明经济增长的取得主要依靠了技术进步、资源配置的改善,制度、管理、组织等方面的改进,从而是典型的集约型经济增长。全要素生产率作为经济组织增长方式转变的指标,同时也是作为分析经济增长的决定因素的工具,因而对它的研究是很有意义的。在现有的全要素生产率计量研究中,同一问题的结论大多是不一致的。这是因为各项研究采用的模型,选取的数据,数据处理的方法有异。这一问题的另一方面是:对经济增长贡献率要素分解的模型很多,但在具体应用时,一要考虑分析问题的要素,二要考虑是否有可靠的数据支持,而不能片面追求精确的数学推导和完整的经济解释。关于全要素生产率的定义从它的提出者索洛到现在这一领域有突出成就的丹尼森、乔根森,再到国内的李京文、曾力生等,各有其独特的看法。但可以确定的是,全要素生产率理论发展至今,已存在广义与狭义之分。在经济学理论中,称之为“外生性”与“内在化”。“外生性”全要素生产率包括可现的生产率增长与不可现(“内生化”)的生产率增长。应该说,在追求问题的精确上,“内生化”是有优势的。但经济运作本是一个有着极强内在关联性的大系统,内在的生产率增长依附于强大的要素投入,脱离了要素投入纯粹地分解出的生产率是没有意义的。因此,一定程度上的“外生性”更科学一些。本文将以索洛余值法为模型基础,在此之上做适当改进。譬如,在索洛余值中将人力资本独立出来,摒弃其规模报酬不变的假设等。

2.2数据处理在确定了基本的分析方法后,就涉及到基础数据的采集问题。进行经济增长因素分析,最主要的变量是产出、资本投入和劳动投入。在研究中国邮政经济增长因素时,由于其经济核算体系还处于不断完善过程之中,不仅与西方的SNA体系有一定差距,与我国国民经济核算体系也存在一定的差异。因此,为了分析结果的可靠性与国际可比性,有必要对有关变量的指标选择进行分析和调整。(1)产出增长指标。本文采用产业生产总值作为衡量产出增长的基本指标,基础数据取自《邮电统计资料汇编1991—1997》,并按1990年不变价格进行换算。(2)资本投入增长指标。资本存量的估算是一项艰巨繁琐的工作,目前国际上通行的估算方法是永续盘存法。国内已有部分学者开始尝试,在估算资本存储量的数据方面作出了一些基础性工作,但至今尚未取得获得一致公认的权威性的结论。关于资本存量所应包括的范畴在理论上也存在着分歧,李京文的研究中资本存量由固定资产净值和流动资金两部分组成,而Chen等认为,资本存量不应包括定额流动资金。国外还有一些学者突出的强调不同年代的投资积累体现了技术的进步过程,因此要考虑资本存量的制造年代等等。本文将使用永续盘存法对中国邮政资本投入进行估量。《邮电统计资料汇编》中与资本存量相近的是基建投入、技术改造措施投入、邮电共用投入,三者之和基本上涵盖了当年新增资本存量。由于永续盘存法与邮电财务会计在统计上有一定的区别,因而《邮电统计资料汇编》上的数据需经过处理才能在我们的测算中使用。测算1991年—1997年邮政全要素生产率时需要的1990年的资本存量数据,并非由《邮电统计资料汇编》给出,而是根据1989年数据估计而来。往年余额取1989年邮电固定资产净值(我们的测算指标之一为固定资本折旧,则选用固定资产净值;倘若为固定资本重置成本,则须选用固定资本原值),并按邮电分营固定资本分离时邮政所占12%的份额划分。由于邮电经营中,流动资产所占份额较少且仅在当年有效,而在试算期间,有一半以上的年份包含流动资金与否对产出的贡献率的差别不大。故本文估算中暂不考虑定额流动资金。我们使用以下公式来计算资本存量:（式略）资本分离时邮政所占12%的份额划分)。δ是固定资产折旧率。根据《中国统计年鉴》中对固定资本投入按用途分为房屋及建筑物、设备、其它3类,综合《中国邮电百科全书•综合卷》中关于邮政运营中各要素的折旧年限后,我们定房屋及建筑物投入的折旧年限为30年,设备投入为8年,其他投入为7年。由固定资本投入Kt1、Kt2、Kt3在这3部分所占的份额分别加权计算出各自的折旧年限,然后再按各种投入在本年总投入Kt中所在份额加权求出的固定资本综合折旧年限。(3)劳动投入增长指标。在经济增长因素分析中,如果严格按照理论的要求,应当是一定时期内要素提供的“服务流量”,它不仅仅取决于要素投入量,而且还与要素的利用效率、要素的质量等因素有关。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。在市场经济国家,劳动的质量、时间、强度一般是与收入水平相联系的,在市场机制的调节下,劳动报酬能够比较合理地反映劳动投入量的变化。而在中国,由于正处于由计划经济体制向市场经济体制过渡时期,收入分配体制不尽合理和市场调节机制不够完善,而且我们目前尚缺乏必要的统计资料。因此,本文采用历年年平均职工数(因农民工使用的不确定性,此处暂不考虑农民工使用量)作为劳动力投入量指标。同时,将人力资本从其中独立出来测算与分析。人力资本的计算由于1995年以前的数据缺少各不同职称级别的科技人员具体数目,故只能按照当年邮电系统总的科技人员数变动计算人力资本增长率。

3增长核算的结论

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一、模型的建立

本文拟建立的内生经济增长模型，将索洛经济增长模型中的劳动力和资本两个生产要素做了进一步的细分，根据内生经济增长理论，又分出了劳动力质量要素和资本质量要素。

(一)劳动力质量要素

阿罗(allow)最早用边干边学模型(learning-ly-doing)来解释劳动力质量的提高。他利用飞机制造的生产率改进的例子来分析，认为技术和知识都是在生产过程中积累下来的，是传统经济活动的副产品。罗默借用了阿罗的分析框架建立模型，假设知识的创造就是投资的副产品，而技术是由知识积累决定的。所以在罗默的模型中，技术是由经济体内生得到的，它，与资本和劳动力共同促进了经济的增长。罗默认为，企业在增加投资的同时也学会了如何更有效率地生产，而且由于知识溢出效应的存在，可以克服资本要素边际报酬递减，推动经济的长期增长。

本文沿袭了阿罗和罗默的建模思路，并假设在生产过程中劳动力质量得到了提高，而这个过程的实现需要企业的投资。在企业增加其资本存量的过程中，也同时增加了知识的存量。本文还假设每个企业的知识都是公共品，任何其他企业都可以无偿获得，这就是说一个企业的投资会带来整个社会劳动力质量的提高。所以，劳动力质量要素的增长率与总的资本存量的增长率成比例。根据上面的两个假设，可以得到劳动力质量(lq)与资本存量(k)的函数关系，即：

lq＝kφ

(1)

式中，φ为资本对劳动力质量的影响系数，在资本存量中，投入到教育和研发等方面的资本比重越高，φ越大。

(二)资本质量要素

在内生经济增长理论中，人们的研究普遍集中在劳动力质量上，关于资本质量的研究文献相对较少。内尔森(nelson)在他的经济增长模型中首先提到了资本质量的概念，他认为新资本投资促进的技术改进将增加经济增长率对于资本要素增长的弹性。内尔森在他的模型中假设不同时间投入的资本对经济增长的贡献是不同的。他还提出了质量权数的概念，认为新投入资本在经济增长中的贡献要大于以前投入的资本，其质量权数较大。资本的使用时间越长，它对于经济增长贡献的权数就越小。最后，内尔森通过推导得出结论，由于存在资本质量的提高，所以资本对于经济增长的弹性要超过其收入在国民收入中所占的份额。”但是，内尔森只是在理论上推导出这一结论，并没有在他的论文中通过实际的数据拟合得到确切的资本对产出的弹性系数。

本文建立的内生经济增长模型参考了内尔森的建模思路，在模型中加入了资本质量要素。模型假设新投入的资本要比以前投入的资本有更高的质量，资本的质量与资本存量的平均使用时间成反比。根据推导可以证明(限于篇幅，推导过程略)，资本存量的平均使用时间与资本存量的增长率成反比例关系。所以，在本文的模型中用资本存量的增长率(k／k)来表示资本质量(kq)。

(三)内生经济增长模型的建立

综合上面的两个假设，本文在索洛的新古典经济增长模型中加入了劳动力质量要素和资本质量要素，所构建的柯布-道格拉斯生产函数模型的表达式为：

式中，y表示总产出；a表示中性技术变化；kq表示资本质量；k表示资本数量；lq表示劳动力质量。l表示劳动力数量；α表示劳动力收入在国民收入中所占的相对份额；β表示资本质量对产出的影响系数；φ为资本存量对劳动力质量的影响系数。

不同于原有的索洛模型，本文的模型把索洛模型中的技术分解为中性技术变化(a)、资本质量（kq)和劳动力质量(lq)等三个生产要素的乘积，而其中的资本质量(kq)和劳动力质量(lq)是由经济体自身内生出来的，所以本文建立的模型是一个内生经济增长模型。

二、模型的估计

(一)数据来源及处理

本文选取中、美、日三国1994年第1季度-2004年第1季度的宏观经济季度数据，分别估计各国的内生经济增长模型的参数。此外，资本存量的数据根据式(3)累积计算得到。

式中，kt表示当期资本存量；kt-1表示前一期资本存量；δ表示固定资本折旧率；it表示当期投资。本文设定三个国家的年固定资本折旧率为5%。

在进行模型估计之前，首先对总产出、资本存量和劳动力进行标准化，没定2000年平均值为100，以统一各变量的量纲。

(二)模型估计

首先，对式(2)的左右两边取对数，得到：

由于是已知的，所以可以将式(4)右边αlog(l)移项到等号左边，并令k／k≈log(kt)-log(kt-1)。这样我们分别用中、美、日三国的数据对{log(y)-αlog(l)}、{log[log(kt)-log(kt-1)]}和{log(k)}三个变量做回归，由于中国和日本的部分数据没有进行季节性调整，所以在回归过程中分别加入了季节性哑变量seasona11，seasona12，seasona13来加以调整。

中国的内生经济增长模型为：

估计方程的标准误差为：0.0403864；

拟合优度r2为：0.985833；

f统计量为：f(5，38)＝528.9[0.000]；

对数似然估计统计量为：81.9995。

美国的内生经济增长模型为：

估计方程的标准误差为：0.00447219；

拟合优度r2为：0.996404；

f统计量为：f(2，41)＝5680[0.000]；

对数似然估计统计量为：177.155。

日本的内生经济增长模型为：

估计方程的标准误差为：0.0138921；

拟合优度r2为：0.849841；

f统计量为：f(3，40)＝75.46[0.000]

对数似然估计统计量为：127.827。

上面的结果显示，本文建立的内生经济增长模型在代入中、美、日三国的实际数据进行分析后，都得到了较好的拟合，估计出来的各参数都处在模型所规定的范围内。

三、比较分析中美日三国生产要素对经济增长的贡献

根据方程估计得到的结果，我们可以把产出按要素性质的不同进行分解，以观测各生产；要素对各国经济增长的贡献。

从资本质量要素的变化看，如图1左上图所示，中国在2000年以前资本质量持续降低，而与此同时，美国的资本质量在持续提高。但从2001年开始，这个趋势呈完全反向变化，中国的资本质量在不断提高，而美国的资本质量却有所下降，直到2003年下半年美国的资本质量才有小幅的改善。但从总体来说，在观察期的11年里，美国的资本质量小幅提高，中国则略有下降。而在这11年期间，日本的资本质量却是持续地下降。

从资本数量要素的变化看，如图1右上图所示，中国的资本数量要素在观察期有显著的增幅，而美国和日本的资本数量要素变化则相对平缓。

从劳动力质量要素的变化看，如图1左下图所示，中国的增幅仍然是最明显的，但其增长幅度明显落后于资本数量要素。而美国和日本两国的劳动力质量要素提高要略大于资本数量的提高。这一结论从式(5)、式(6)、式(7)式的系数上可以得到证明，三个国家劳动力质量的指数αφ，只有中国小于资本数量的指数，而美日两国则明显要高于本国资本数量的指数。

从劳动力数量要素的变化看，如图1右下图所示，三个国家的波动都很平稳，日本的劳动力数量要素略有厂降。

如表1所示，1994-2004年，中、美、日三国的年平均同比增长率分别为10.03%，3.12%和1.23%。在各国的产出份额中劳动力数量要素的比例都是最高的，分别为52.40%，74.02%和79.17%，但是劳动力数量要素对经济增长的贡献率却远远低于它在产出中所占的份额，美国劳动力数量要素对经济增长的贡献率最高为27.65%，中国为6.18%。尽管日本的劳动力数量要素在产出中的份额是三个国家中最高的，但它对日本经济增长的贡献率却为-0.26%。从这组数据显示，日本的人口老龄化在1994-2004年成为抑制日本经济增长的主要因素之一。在三个国家中，美国的人口结构是最好的，所以对经济增长的贡献率也是最高的；中国也正在面临人口老龄化的趋势，劳动力数量对经济增长的贡献率已经很小并呈下降趋势，如表2所示，1994-1999年的平均贡献率为7.33%，2000-2004年的平均贡献率就已经下降到5.18%。

从表1可以看出，对中国经济增长贡献率最高的是资本数量要素，它的平均贡献率为64.58%，远远高于美国的29.77%和日本的38.07%。但是，如表2所示，我国在1994-1999年资本数量要素对经济增长的平均贡献率为79.05%，而进入21世纪以后该要素对经济增长的平均贡献率已下降到52.02%。

与中国不同，发达国家美国和日本的经济增长主要来自于劳动力质量要素的贡献。如表1所示，美国的劳动力质量要素对经济增长的贡献率为33.5%，日本高达67.95%，中国为27.66%。但中国劳动力质量要素的实际增长率为2.77%，要高于日本的0.84%和美国的1.04%，劳动力质量的提高也是促进我国现今经济快速增长的主要因素之一，其贡献率仅次于资本数量要素。

从表1还可以看出，资本质量要素对中美两国经济增长的作用并不明显，其贡献率分别为-2.28%和7.72%；但对日本经济增长的影响却很显著，在观察期内资本质量要素对经济增长的贡献率为-22.63%，这是造成日本20世纪90年代以来经济萧条的最主要原因。

如果把资本质量要素、资本数量要素、劳动力质量要素和劳动力数量要素对经济增长的贡献率加总起来，中国达到了96.13%，美国达到了98.64%，日本达到了83.2%。可见本文建立的内生经济增长模型解释了中、美、日三国大部分的经济增长，只有日本还有大约16.8%的经济增长没有在模型中得到反映，这需要在今后作更进一步的研究。

四、结论及政策建议

根据前面的分析，中国在1994-2004年经济的快速增长主要来自于资本数量的提高和劳动力质量的改善。受我国人口逐渐老龄化趋势的影响，劳动力数量要素对经济增长的贡献已经相对减弱，并呈现逐年下降的趋势。20世纪90年代后期受我国持续通货紧缩的影响，资本存量的增速出现递减，从而造成我国资本存量的平均使用年限的提高和资本质量的小幅下滑，这种局面在2000年后已得到改善，但可以预见，资本质量因素在短期内仍不会成为影响我国经济增长的主要因素。

依据本文建立的内生经济增长模型，并结合美日两国经济增长的经验，要保持我国经济持续稳定增长，笔者提出以下几点建议：

首先，要保持我国投资的平稳增长。从日本的模型可以观察到，日本自20世纪90年代以来经济增长缓慢的主要原因在于，在此期间国内产业投资空洞化，新增资本在资本存量中的比例逐年递减，造成其资本存量的平均使用年限提高，国内的资本质量下降。要避免这种局面的发生就应该合理分配投资，促进产业结构调整，鼓励发展高科技产业和新兴产业，不断创造新的投资增长点。

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中图分类号：F0　文献标识码：A

地区经济增长的收敛性问题，经济学家已进行了深入的探讨。并根据实际情况提出了相关政策以促进经济发展，进而缩小与发达国家(地区)的差距。但经过几十年的发展，落后国家(地区)与发达国家(地区)间的差距仍越来越大。本文将依据经济增长收敛的最新进展，对国内外的文献进行梳理，进一步寻找缩小地区差异的突破口，为我国经济增长收敛问题的深入研究提供借鉴和参考。

一、国外收敛性研究进展

经济增长收敛研究最早始于Ramsey(1928)，其后，Abramovitz(1986)和Bau-tool(1986)等进行了创导性的探索，把经济增长收敛性的研究推向了高速发展阶段。本文将从理论和实证两个方面对已有文献进行综述。

(一)理论研究综述。从新古典增长理论建立以来，围绕经济增长收敛性的争论就一直存在。关于收敛性的论述主要有两大流派：一是新古典增长理论的论述，代表性的有：Ramsey(1928)、Solow(1956)、Swan(1956)、Cass(1965)等；二是新增长理论的论述，代表性的有Romer P.(1990)以及Barro和Sala-I-Martin(1995)等。

1、新古典增长理论的收敛论。地区经济差异的研究可追溯到经济增长理论的起源。一般认为，现代经济增长理论源于Frank Ramsey(1928)的“储蓄的数学理论”，而经济增长理论研究的第一次则反映在哈罗德(Harrod，1939)和多马(Domar，1947)的著作中，但对现代增长理论的影响不大。而新古典增长理论对地区经济差距研究的主要成果是以技术进步论为中心的索洛一斯旺增长模型(1956)，此模型突破了哈罗德一多马模型中资本产出比不变的假设。其后，Swan(1956)、Cass(1965)对新古典增长模型作了完善和扩展，并在Ramsey最优储蓄理论的基础上确立了Ramsey-Cass-Koopmans最优经济增长理论，从而完整地建立了经典的新古典增长收敛模型。此后二三十年理论界一直没有新的突破，直到Mankiw、Romer D.和Weil(1992)引入人力资本建立著名的MRW模型，新古典经济增长模型才得到显著的发展。

2、新经济增长理论的收敛论。20世纪九十年代，随着新经济增长理论对新古典经济增长理论假定的质疑，导致收敛性研究进入新的发展阶段。以保罗・罗默的“递增收益与长期增长’，和卢卡斯的“论经济发展机制”为标志的新增长理论，克服了新古典增长理论既将技术进步作为经济增长的决定因素又将其看成外生变量排斥于增长模型外的局限。

新增长理论主要存在两个分支：一是引入广义资本的模型。主要以Romer P.(1986)、Lucas(1988)为代表。Romer P.(1986)继承了Arrow(1962)的基本假设，在1986年提出新增长理论模型。认为从纵向考察各国的经济增长，一国的经济增长率存在上升趋势；从横向比较看，发达国家与发展中国家的差距是日益扩大。而Lucas(1988)引入人力资本对Uzawa(1965)的最优技术进步模型进行扩展，且假定规模报酬不变。Lucas(1988)认为经济不需要依赖外生力量，就能实现持续增长，增长的源泉是人力资本；二是引入有目的的R&D活动模型。主要以Romer P，(1990)的知识溢出模型和Barro、Sala-I-Martin(1995)的技术扩散模型为代表。Romer P.(1990)抛弃了新古典增长理论的技术外生和规模收益不变的假定，引入有目的的R&D活动构造了著名的知识溢出模型，认为内生的技术进步是经济增长的唯一源泉。Barro和Sala―I-Martin(1995)的技术扩散模型采用Spence(1976)的生产函数并假定两个国家的贸易收支平衡，最终预言了经济增长的条件收敛。

(二)实证研究综述。新古典增长理论的重要结论是不同发展水平的经济体间存在条件收敛，而新增长理论中的大多数都否认了收敛性的存在，从而导致二者关于经济增长收敛性问题的争论。

1、实证研究的开端。真正从实证角度开始探讨收敛性问题的是鲍默尔。在“生产增长，收敛和福利：长期数据显示了什么”一文中，根据7个工业化国家1870～1973年间的GDP数据，分析了这些国家的生产率情况，发现其相互之间的水平越来越接近。还采用Maddison的数据对16个工业化国家1870～1978年的人均数据加以回归分析，认为1870年以来，经济收敛现象在这些国家非常明显。同时，使用1950～1980年的人均产出数据，表明在实行计划经济的国家间存在明显的收敛，但不发达国家没有收敛趋势。但Delong(1988)通过两个疑问来证实鲍默尔研究收敛结论可能存在问题：一是模型中实证样本的时间跨度太长；二是实证检验误差太大。基于以上两个原因，认为所得出收敛现象是不准确的。同时，Delong在鲍默尔分析的基础上选择了无偏样本，在加入7个新样本(阿根廷、智利、德国、爱尔兰、葡萄牙和西班牙等)和减去日本后，收敛性几乎下降了一半。在纠正选择误差和估计误差后，Delong的计量分析认为不存在收敛现象。而Baumol承认自己样本选择的错误，但认为其结论没有错，随后进一步明确了俱乐部收敛概念，将72个国家按收入水平分组，仍得到了组内收敛的结论。

2、实证研究的发展。20世纪九十年代，随着收敛性研究的拓展，收敛性问题的实证研究就成为经济增长理论中最有魅力的一部分。取得显著成果的有Barro和Mankiw的从绝对收敛过渡到条件收敛。Barro等(1991)在对绝对收敛进行分析的过程中，通过模型的改进，发展了相对收敛的形式。在否定假设各国具有相同的经济稳态的基础上，分别考察了美国各州、西欧各地区和OECD各国的98个国家集合。结果显示：在所考察时期美国各州、西欧各地区、OECD各国分别呈现显著收敛态势，而且收敛速度均为每年2％。但没有证据表明收敛是样本数量为98的各国家集合的一种增长态势。Mankiw等(1992)认为，新古典增长理论蕴含的是有条件的收敛思想而非绝对收敛思想。在考虑对各国均衡状态产生决定性影响因素后，对三组不同国家样本集合的可能收敛

态势进行实证分析，取得了与Barro研究类似的结论：各国均衡状态的决定性因素并非一致，各国均衡状态可能存在很大差异，对于数量较大，经济收敛只能是某种有意义上的条件态势而非绝对态势。

二、国内文献综述

国内对收敛性问题的关注主要从建国后开始，但真正对收敛性问题的研究是从20世纪八十年代中后期开始的，主要采用新古典的相关理论进行分析。研究主要集中在引入经济增长收敛分析方法，对中国各地区经济增长的收敛性进行检验。

(一)建国到改革开放时期经济增长的收敛性研究。建国以来，中国区域经济增长的绝对收敛呈现明显的阶段性。由于和改革开放两大冲击对建国以来趋于收敛有重要的影响，大致以1965年和1978年为分界点，可将中国区域经济收敛格局分为两阶段：中央计划时期(1952～1965)和时期(1965～1978)。

1、中央计划时期经济增长的收敛性分析。中央计划时期区域经济呈现弱收敛性，内地、沿海及东北的区域差距有所缩小。研究者对这一时期收敛的解释是，前两个五年计划在沿海和内地较为平衡布局，对内地的工业化进程起到巨大的推进作用。但魏后凯、张胜等利用1952年以来各省份的人均GDP数据，对建国以来区域经济增长的绝对收敛性进行计量分析，结果表明中国区域经济绝对收敛经历了相当大的波动，且呈现明显的阶段性。

2、时期经济增长的收敛性分析。时期区域经济存在显著的发散，区域差距明显扩大，这一时期计划经济已达极致，要素自由流动和资源市场配置完全被阻断，代表官方资源配置的内地三线建设非但没有缩小内地与沿海的差距，而且具有相反的效果。

(二)改革开放以来经济增长的收敛性研究。改革开放以来，中国地区的经济差距很明显，大多数学者通过引入经济增长收敛性分析方法，对中国地区经济增长的收敛性进行检验，结果表明，主要存在B－收敛，B－收敛和俱乐部收敛。

1、B－收敛。魏后凯(1997)、贾成林(2004)等对我国区域经济增长的δ－收敛性进行了研究，都认为1978～1990年我国区域经济增长存在δ－收敛，而1990年以后不存在δ－收敛。而申海(1999)通过对1978～1996年中国地区间的经济增长数据进行分析认为，中国区域存在较明显的δ－收敛，且人均GDP收敛快于人均收入收敛。鉴于以上对δ－收敛的研究都是一种“绝对”的δ－收敛，没有涉及区域间经济发展的相关性，林光平(2004)通过对δ－收敛定义进行扩展，引入“条件”收敛的概念。考虑空间相关性后，林光平认为20世纪九十年代后期以前，我国省区经济间的δ－收敛状况与原始状况相比基本上没太大区别，但是标准差的绝对数值有所下降，各地区间的趋异性在下降。

2、δ－收敛。Chen、Fleisher(1996)的分析表明：1952～1978年间，我国省际人均产出呈发散状况，在投资率、FDI、沿海地区等的作用下，该时期存在绝对收敛和条件收敛，绝对收敛和条件收敛的年均速度分别为0.9％和5.7％。魏后凯(1997)认为，我国省际人均GDP、人均国民收入存在B收敛趋势，但居民人均收入不存在收敛性。而申海(1999)认为，我国区域经济在1978～1996年存在B收敛趋势，而人均收入比人均GDP收敛得快。蔡叻、都阳(2000)在考虑人力资本等影响人均收入增长率的变量之后，认为我国在改革开放以来的地区经济发展中，不存在普遍的绝对收敛，但存在着条件收敛。王志刚(2004)在重新考察中国不同地区的收入差异后，认为中国经济不存在条件收敛，但并不排除地区内部的条件收敛性。罗仁福等(2002)的研究认为，改革开放以来我国地区经济存在条件收敛趋势，收敛速度约为4.5％，东部沿海地区大部分省份已达到或接近稳定状态，而中西部地区则主要表现为一种在其均值附近波动的特征。

3、俱乐部收敛。在研究全国范围经济发展趋势的同时，学者对东、中、西部地区间俱乐部收敛现象进行了研究。蔡叻和都阳(2000)、张焕明(2004)等认为，改革开放以来，东、中、西三大地区出现了显著的“俱乐部收敛”现象。而刘夏明、魏英琪(2004)的分析认为，九十年代地区差距呈上升趋势，地区经济的总体差距主要来自沿海和内陆地区，在各地区内部不存在所谓的“俱乐部收敛”。但李国平、陈安平(2004)运用Bernard、Durlarf(1995，1996)的时间序列分析方法，通过对各省人均产出序列的协整检验，发现我国东部和西部地区的经济增长具有收敛性，而中部地区各省的经济增长没有表现出收敛趋势。

(三)经济增长收敛机制分析。区域经济增长收敛机制主要有两个：新古典增长理论的收敛机制(资本边际报酬递减导致收敛)和新经济增长理论的收敛机制(技术普及和转移导致收敛)。刘强(2001)对新古典收敛机制进行了研究，认为虽然地区间存在经济增长的收敛，但新古典收敛机制并没有起作用。夏万军在Dowrick和Rogers分析框架的基础上，构建了同时分析新古典收敛机制和新增长收敛机制的修正模型并进行实证检验。结果表明：1981～2005年期间，我国区域经济增长收敛性既有新古典收敛机制的作用，又有新增长收敛机制的作用。但在不同时期，不同的收敛机制在发挥作用。曹宇等(2006)通过对新古典收敛机制和技术扩散收敛机制的研究，认为新古典收敛机制和技术扩散机制在中国区域经济增长的现实中没有自动发挥作用。邓翔(2003)提出，国家和地区经济收敛存在四种机制：资本收益递减、技术进步、产业结构的变动和经济一体化。但并没有深入探讨这四种机制在中国地区经济增长中的作用。马瑞永(2006)对已有模型进行扩展，构建了一个包含资本积累、劳动力流动以及技术扩散三个要素的理论框架，在此框架下结合已有的经验分析探讨了经济增长收敛机制。研究表明，经济增长主要有三种收敛机制，即资本收敛机制：资本收益递减一资本收敛一经济增长收敛；技术收敛机制：技术扩散一技术收敛一经济增长收敛；劳动生产率收敛机制：要素流动一劳动生产率收敛一经济增长收敛。

三、国内外文献综述评述

以上学者的论述丰富和加深了地区经济增长差距的认识，对本文的研究有一定的参考和借鉴。但就区域经济增长收敛性的研究还有待进一步深化：

(一)已有的文献关于经济增长差距及收敛的研究主要集中在区域经济收敛省区间及东中西等层面，以都市圈为研究领域来研究城市增长收敛性的文献基本上是空白，所以都市圈内的城市经济增长差异有待深入研究。