NoC2003001经济发展战略对劳均资本积累和技术进步的3118.docx

经济发展战战略对劳均均资本积累累和技术进进步的影响响基于中中国经验的的实证研究究林毅夫 刘培林No. CC20033001 20033年2月225日经济发展战战略对劳均均资本积累累和技术进进步的影响响基于中中国经验的的实证研究究林毅夫 刘培林一 导 言劳均产出增增长的两个个源泉是劳劳均资本积积累和技术术进步。在在假定各经经济体技术术进步步伐伐一样的条条件下，新新古典经济济增长理论论得出的推推论是，由由于资本边边际报酬递递减，所以以初始劳均均资本量较较少的经济济体的劳均均资本积累累速度，会会相对快于于初始劳均均资本量较较多的经济济体，进而而劳均资本本量和劳均均收入水平平最终收敛敛。Barrro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，新古古典理论对对劳均资本本积累和技技术进步收收敛机制的的分析，抽抽象掉了政政府长期经经济发展战战略以及发发展战略所所决定的经经济结构的的影响。如如果说新古古典理论在在分析发达达的成熟市市场经济国国家情形时时，这种抽抽象还不至至于影响其其解释力的的话，那么么在分析广广大发展中中国家经济济增长的实实际情况时时，则决不不可忽视发发展战略的的影响。经经济发展战战略以及由由此决定的的经济结构构是否顺应应比较优势势，在很大大程度上决决定着劳均均资本积累累和技术进进步的步伐伐。林毅夫夫（20002）总结结上个世纪纪，尤其是是二战以来来的经济史史，归纳出出发展战略略对经济发发展影响的的若干理论论假说。本文将运用用1978820000年期间间中国大陆陆30个省省区市的经经验资料，对对林毅夫（22002）归归纳的关于于发展战略略对技术进进步和劳均均资本积累累两个假说说进行经验验检验。本本文后面部部分的结构构安排如下下：第二部部分综述有有关经济增增长实证检检验的文献献；第三部部分介绍为为获取本文文计量检验验的有关变变量而构造造的经济增增长分解核核算方法；之后的第第四部分按按照本文构构造的经济济增长分解解核算框架架，对中国国29个省省区市在1197820000年期间的的劳均GDDP的增长长进行分解解；第五部部分报告了了计量检验验方程的设设定；第六六部分报告告检验的结结果；最后后是结论。二 文 献献 综 述述无论是Maankiww等（Maankiww, ett al. 19992）、BBarroo等（19991，11992）对对国际经验验和发达国国家经验的的检验，还还是蔡昉等（蔡昉昉，都洋 20000）、蔡昉昉等（蔡昉昉，王德文文，都洋 20011）、Jiian等（Jiian eet all. 19996）、TTusi（19996）、魏魏后凯（19997）、宋宋学明（19996）、申申海（19999）、沈沈坤荣等（沈坤坤荣，马俊俊 20002）、CChengg(20002)对中中国经验的的检验，均均没有考虑虑发展战略略对经济增增长的影响响。刘明兴（20001）和林林毅夫（22002）的的经验实证证工作中，分分别分析了了发展战略略对中国各各个省区市市和国别之之间的经济济增长绩效效的影响。但但是这些文文献和上面面提到的其其他经济增增长的实证证检验文献献，均有一一个共同的的特点，即即假定技术术进步在各各个经济体体之间是相相同的。假定技术进进步速度相相同的前提提下进行的的经济增长长收敛实证证检验，在在一定程度度上是误导导的。正因因为如此，新新近的一些些文献（KKumarr et al. 20022，Henndersson eet all. 20001，MMaudoos et aal. 22000，GGumbaau-Allbertt 20000）通过过数据包络络分析的经经济增长分分解核算框框架，将经经济增长分分解为技术术进步 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。和要要素积累的的贡献，在在此基础上上，进一步步分析要素素积累和技技术进步各各自的收敛敛效应。但但是，Kuumar等等（Kummar eet all. 20002）、Maudos等（Maudos et al. 2000）以及Gumbau-Albert等（Gumbau-Albert 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KKumarr等（Kuumar et aal. 22002）、Maudos等（Maudos et al. 2000）以及Gumbau-Albert等（Gumbau-Albert 2000），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，这个个暗含的假假定限制了了数据包络络分析方法法的运用范范围。如果果能够收集集到的经验验资料不是是各经济体体在同一个个时间截面面上的生产产行为点，而而是同一个个经济体生生产行为的的时间序列列点，那么么前述的暗暗含假定就就意味着无无从构造技技术前沿，也也无从进行行其他分析析。其次，“所所有经济体体面对同一一个技术前前沿”的假定，也也必然导致致这样一个个尴尬的事事实：在截截面数据分分析中不能能准确测度度各个经济济体的技术术效率；在在Paneel数据分分析中不能能准确测度度各经济体体技术前沿沿的变化。下下面详细阐阐述。如果要研究究的对象是是技术同质质性比较强强的微观企企业，比如如研究一个个四位码行行业当中各各个企业的的技术效率率，那么“所有经济济体面对同同一个技术术前沿”假定就是是无可厚非非的。但是是一旦研究究对象是大大的经济体体，比如一一个国家内内部的各个个行政区的的对比，或或者各个国国家之间的的对比，那那么，这些些大经济体体之间技术术同质性的的假定就比比较难于成成立。如果果说发达市市场经济国国家内部，比比如美国的的各州，或或者各个发发达国家之之间，如OOECD国国家之间，技技术同质性性假定还能能够在一定定程度上被被接受的话话，那么在在发展中国国家，在转转型国家内内部以及这这些国家之之间，技术术同质性假假定就是一一个非常强强的假定。严格来讲，在在短期之内内，一旦投投资决策付付诸实施之之后，各经经济体的技技术就是里里昂惕夫型型的，要素素之间完全全不可替代代。从这个个意义上讲讲，无论是是同一个企企业在不同同时期之间间，还是同同一时期的的各个企业业之间，同同质技术都都是一个强强假定。但但在较长时时期里生产产要素之间间可以替代代。所以，通通常研究中中所使用的的生产要素素可以相互互替代的技技术，实际际上都是众众多里昂惕惕夫型技术术的外包络络线。进而而言之，一一个大经济济体的技术术前沿，实实际上是其其内部各小小经济体技技术前沿的的外包络线线。这个原原理类似于于U型成本本曲线中，长长期成本是是短期成本本外包络线线的原理。如果各经济济体事实上上面对的技技术前沿之之间存在较较大差别，而而在分析时时无视这种种差别，那那么会带来来两方面的的后果：不不能准确评评价各个经经济主体的的技术效率率；不能准准确测度各各个经济主主体技术前前沿的变化化。这些后后果有时是是比较严重重的。我们们以图1说说明之。从从这个图中中我们看到到，全国的的技术前沿沿是A省和B省以及其其他省区技技术前沿的的外包络线线。当A省和B省的实际际生产行为为点分别处处于A1和B1图1 所有有经济体面面对共同技技术前沿的的假定导致致的后果时，它们同同时处于AA和B自身的技技术前沿和和全国的技技术前沿上上。此时基基于A省技术前前沿和基于于全国技术术前沿测度度得到的AA1点的技技术效率均均为1。同同理，基于于B省技术前前沿和基于于全国技术术前沿测度度得到的BB1点的技技术效率也也均为1。但但是，对AA2和B2点而言言，则情形形就大不一一样。不难难理解，以以A省自己的的技术前沿沿测度的AA2点的技技术效率为为1，但是是以全国的的技术前沿沿测度的AA2点的技技术前沿则则小于1。同同理，以BB省自己的的技术前沿沿测度的BB2点的技技术效率为为1，但是是以全国的的技术前沿沿测度的BB2点的技技术前沿也也小于1。假定全部经经济体面对对着同样的的技术前沿沿，还将导导致另外一一个后果。倘倘若图1中中B省的技术术前沿发生生了变化，由由图中的“B省的技术术前沿”的位置变变化为图中中“A省的技术术前沿”的位置，而而全国的技技术前沿没没有变化，那那么，如果果按照“各经济体体在给定时时期技术前前沿相同”的假定，则则测度不到到B省的技术术前沿变化化。要测度度到这种技技术前沿的的变化，必必须放弃“各经济体体在给定时时期技术前前沿相同”的假定。出出于这些考考虑，本文文放松“各经济体体在给定时时期技术前前沿相同”的假定，构构造相应的的分析框架架。三 改进的的经济增长长分解核算算框架本文将基于于“各经济体体在同一时时期面对着着不同的技技术前沿”的假定，以以及Henndersson等（HHendeersonn et al. 20011）的论文文中暗含的的“过去掌握握的技术不不会遗忘”的假定，构构造如下的的经济增长长分解核算算框架。设对某个经经济体而言言，N种要要素投入经经由生产技技术转化为为M种产出出。对时期t1，22，T而言，有有T个生产行行为观察点点：(x1,y1), (x2,y2), (xT,yT)。基于此此，定义时时期t的技术为：中性规模报报酬条件下下，定义（11）的具体体含义是：这个定义的的思想与FFäre等（Färe, et aal. 11994，pp.71）中中的思想基基本上是一一致的。所所不同的是是这里的定定义明确了了这样一点点：t时期的技技术必须使使得t以及t以前所有有时期的生生产行为点点可行。显显而易见，按按照这个定定义，即使使仅仅有单单个经济体体时间序列列资料的情情况下，也也可以构造造其技术前前沿。在这这样拟合得得到的技术术前沿之下下，定义该该经济体在在各时期的的技术效率率为：另外，可以以给出判断断从时期tt到时期t+i技术前前沿是否上上升的标准准是：进一步定义义4个指标标：在技术之下下，和的投入水水平对应的的最大产出出 这里的最大产出，实际上是绩效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：和在技术之下下，和的投入水水平对应的的最大产出出分别为：和基于这些定定义，可以以将经济体体k在时期t+i的产量量相对于在在时期t的产量的增增长，分解解为三个源源泉：上面的（55）式将/分解为三三个因子的的乘积，其其中前两个个因子分别别为技术效效率变化带带来的增长长效应（EEC）和技技术进步带带来的增长长效应（TTP），第第三个因子子刻画了从从时期t到时期t+i之间，投投入水平变变化带来的的产出增长长效应（IINC）。而而前两个因因子EC和TP的乘积积就是Maalmquuist生生产率。（55）式中的的4个产出出距离函数数、和分别通过过求解下面面的线性规规划问题而而得到：求取的线性性规划问题题为：求取的线性性规划和（66）类似，不不过需要将将（6）当当中涉及到到的t置换为t+i。求取取的线性规规划问题为为：求取的线性性规划和（77）类似，不不过需要将将（7）当当中涉及到到的t和t+i分别别置换为tt+i和t。四 对中国国29个省省区经济增增长的分解解基于（1）（7）式式构造的方方法，我们们首先对11978-20000年期间中中国大陆229个省区区市劳均GGDP的增增长的源泉泉进行了分分解。在展展开分析之之前，首先先说明一个个问题。我我们在第三三部分介绍绍的数据包包络分析方方法，是在在中性规模模报酬假定定之下，针针对总量的的生产函数数而构造的的。我们这这里使用的的总量生产产函数对应应的生产要要素包括从从业人数、固固定资本存存量和存货货资本存量量等三种。但但是我们将将要进行分分解分析的的是劳均产产出的增长长。这样，集集约形式的的生产函数数对应的生生产要素为为劳均固定定资本和劳劳均存货资资本两种。在在总量生产产函数满足足规模报酬酬中性的条条件下，集集约生产函函数则呈现现规模报酬酬非递增的的特征。在在单一产出出品的情况况下，也即即在本文这这里分析的的情形下，经经由总量生生产函数分分解得到的的技术效率率和技术前前沿提升对对总量GDDP增长贡贡献的测度度结果，和和经由集约约生产函数数得到的技技术效率和和技术前沿沿进步对劳劳均GDPP增长贡献献的测度结结果是一致致的。所以以我们可以以运用第三三部分的分分析框架进进行劳均GGDP增长长的分解核核算。1 数据来来源及处理理从新中国国五十年统统计资料汇汇编（国国家统计局局国民经济济综合统计计司，19999）可可以得到11978-19988年当年价价格总量GGDP和不不变价格GGDP指数数。从各省省区市的统统计年鉴中中可以得到到19999-20000年当年年价格总量量GDP和和不变价格格GDP指指数。由此此可以推算算出按照11978年年价格衡量量的不变价价格总量GGDP时间间序列。本文使用从从业人数作作为劳动力力衡量指标标。数据来来源也是新新中国五十十年统计资资料汇编（国国家统计局局国民经济济综合统计计司，19999）和和各省区市市的统计年年鉴。固定资本和和存货资本本的存量序序列，经由由下面的程程序得来。首首先，从中中国国内生生产总值核核算历史资资料19552-19995和和各省区市市19966-20001年统计计年鉴中，查查得19778-20000年历历年的固定定资本投资资和存货资资本投资流流量数据，以以及按照不不变价格计计算的固定定资本和存存货资本投投资指数序序列；其次次，运用HHarbeergerr（19778）的方方法估算11978年年固定和存存货资本存存量。Haarberrger(19788)基于“稳态时物物质资本增增长速度等等于总产出出增长速度度”的假定，推推导出起点点时刻（即即19788年）物质质资本存量量的估算公公式。再次次，运用永永续盘存法法估算出各各省区市的的固定和存存货资本存存量序列。2 基于改改进的数据据包络分析析方法的分分解结果 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。基于前述介介绍过的（55）式，本本文用Cooellii（19996）给出出的数据包包络分析专专用程序DDEAP，对对29个省省区市 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。的增增长情况进进行了分析析。分析结结果见表11。表1的的第2列报报告了各省省区市20000年劳劳均GDPP水平与11978年年水平的比比值。根据据前面的（55）式，该该比值可以以被分解为为三个因子子的乘积：（i）即即技术效率率提高的效效应；（iii）技术术进步（技技术效应提提高）的效效应；（iiii）劳劳均生产要要素积累的的效应。三三种效应的的结果依次次报告于表表1的第33至第5列列。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水平也还是比较低。在将劳均GGDP增长长分解为技技术前沿提提升的效应应和劳均资资本量增长长的效应之之后，就可可以以两种种效应的测测度结果作作为因变量量，对两个个假说进行行检验。 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 11978-20000年期间229个省区区市总量和和劳均GDDP增长及及其源泉省 份2000年年劳均GDDP/19978年劳劳均 GDDP技术效率提提高 的效应技术前沿提提高 的效应劳均要素增增加 的效应(1)(2)(3)(4)(5)安 徽4.979951.000002.325522.14115北 京5.669941.000002.641182.14660福 建8.647711.000003.441162.51225甘 肃2.952231.000001.835501.60889广 东9.379901.000003.439962.72668广 西3.871181.000002.042221.89559贵 州3.731121.000002.265561.64669河 北5.575531.000002.577772.16229河 南4.703301.000002.402221.95778黑 龙 江江3.103311.000001.796631.72775湖 北5.114400.918862.537712.19443湖 南4.222241.000002.234471.88995吉 林4.152281.000002.279921.82221江 苏10.355451.000003.334453.10553江 西5.186631.000002.510082.06556辽 宁3.836611.000002.146671.78770内 蒙 古古4.807771.000002.313332.07883宁 夏3.233391.000002.116671.52778青 海2.624461.000002.861160.91772山 东6.289941.000002.754432.28335山 西4.385551.000002.338881.87551陕 西4.241121.000002.250021.88448上 海6.298811.000002.596642.42557天 津5.451101.000002.441112.23330新 疆6.164421.000002.727732.26002云 南4.297721.000002.556621.68111浙 江10.033431.000003.485532.87990重庆四川3.630081.000002.054471.76770资料来源：根据作者者收集的数数据集计算算得到。五 计量方方程设定和和数据集在给出检验验的计量方方程式设定定之前，首首先介绍待待检验的假假说。1 两个待待检验的假假说假说I：经经济发展战战略对劳均均资本积累累的影响当各个经济济体按照比比较优势战战略发展经经济时，由由于资本的的边际报酬酬递减，各各经济体之之间劳均资资本积累符符合新古典典经济增长长理论所刻刻画的收敛敛机制；但但如果一个个经济体优优先发展资资本密集度度超越其所所处发展阶阶段要素禀禀赋结构决决定的最优优产业、产产品和技术术结构，则则该经济体体劳均要素素积累的实实际速度会会慢于古典典收敛机制制决定的潜潜在速度。假说II：经济发展展战略对技技术进步的的影响技术落后的的经济体如如果顺应比比较优势发发展战略，根根据自身要要素禀赋结结构的动态态变化，从从先进经济济体的技术术中选择适适合落后经经济体自身身发展阶段段的适用的的目标技术术进行模仿仿，则所花花费的成本本小于落后后经济体自自己研发同同样技术的的成本；而而处于技术术前沿的经经济体研发发未知新技技术的活动动内在地具具有高资本本密集度和和高风险的的特征。所所以，在顺顺应比较优优势发展战战略的情况况下，初始始时刻技术术落后的经经济体通过过从先进经经济体那里里选择适合合自身发展展阶段比较较优势的目目标技术进进行模仿，可可以在未来来获得比先先进经济体体更快的潜潜在技术进进步速度。但如果一个个经济体奉奉行赶超战战略的条件件下，该经经济体选定定的目标技技术超前于于自身发展展阶段的比比较优势，技技术模仿的的成本就高高，技术进进步的实际际速度就会会低于潜在在速度；该该赶超经济济体内部各各个地区的的技术进步步速度，也也将因为受受赶超战略略影响的大大小而程度度不同地减减缓，承担担越重赶超超任务的地地区，技术术进步速度度越慢。2 发展战战略特征的的度量指标标为检验上述述两个假说说，需要度度量发展战战略的特征征。作者之之一（林毅毅夫20002）构造造了一个技技术选择指指数（TCCI）来度度量发展战战略的特征征。其原理理如下：一个经济体体在顺应比比较优势的的条件下，其其制造业最最优的资本本投入量和和劳动投入入量结构，内内生决定于于整个经济济体的资本本禀赋量和和劳动禀赋赋量结构。亦亦即，一个个经济体的的制造业的的最优资本本密集度水水平，是该该经济体当当中资本和和劳动禀赋赋结构的函函数。上式左边的的项代表制制造业的最最优资本劳劳动投入比比例；代表表整个经济济体的资本本劳动禀赋赋相对结构构。为度量量一个经济济体的发展展战略对比比较优势战战略的偏离离程度，首首先定义制制造业实际际的技术选选择指数TTCI，该该指数的具具体含义是是一个经济济体的制造造业的实际际资本/劳动比率率，除以整整个经济体体的资本/劳动禀赋赋量比率。即即：政府的发展展战略决策策会影响到到该经济体体的TCII指数的大大小。接下下来定义制制造业最优优的技术选选择指数。一一个显然成成立的原理理是，资本本相对丰富富的经济体体当中制造造业的最优优资本密集集度，高于于资本相对对稀缺的经经济体的水水平。换言言之，资本本/劳动禀赋赋比例越高高的经济，其其制造业的的最优资本本/劳动投入入量之比也也越高。我我们假定（88）式中的的函数关系系是如下的的线性形式式 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。：上式中的是是一个正的的常数。基基于上述，定定义最优技技术选择指指数为：就是给定一一个经济体体的要素禀禀赋结构条条件下的最最优。 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。可以采取如如下的定义义，间接地地度量政府府的实际发发展战略对对于比较优优势战略的的偏离：如果一个经经济体的决决策当局推推行顺应比比较优势的的发展战略略，则DSS=0。如果果优先发展展资本密集集度超越于于所处发展展阶段要素素禀赋结构构所决定的的具有比较较优势的产产业，则DDS>0。进进一步，DDS的实际际取值越是是大于0，则表明明赶超力度度越大。反反之，如果果为维持就就业而保护护资本密集集度落后于于所处发展展阶段要素素禀赋结构构的传统产产业，则DDS<0。DSS的实际取取值越是大大于0，则表明明赶超力度度越大，或或者赶超的的特征越强强。进而言言之，给定定之后，越大大则赶超的的特征越强强。众所周知，新新中国长期期以来推行行重工业优优先发展的的赶超战略略。赶超的的经济制度度和经济结结构体现在在所有的省省区。然而而具体到各各个省区而而言，所承承担的赶超超任务则轻轻重有别。在在改革开放放之前，出出于国防安安全和备战战考虑，国国家运用行行政力量动动员了大量量资本投向向中西部地地区，特别别是大三线线地区。从从短期来看看这些地区区的劳均资资本装备水水平有了比比较快的提提升。但是是这些赶超超的产业违违背当地比比较优势，其其产品和技技术在竞争争性市场中中没有自生生能力。当当开始推行行改革开放放之后，这这些承担了了较重赶超超任务的地地区矫正产产业、产品品和技术结结构的任务务也就比其其他承担较较轻赶超任任务的地区区来得艰巨巨，步伐也也要慢。改革以来的的较长时期期之内，从从中央到地地方各级政政府的主观观决策思想想，并没有有彻底转向向依照比较较优势原则则调整产业业、产品和和技术结构构上来。但但是，各种种非公有制制经济从一一开始产生生就没有受受到政府的的保护，一一直在市场场竞争中优优胜劣汰，由由此决定了了这些企业业一直按照照市场价格格信号的引引导决定产产业、产品品和技术选选择。非公公有制企业业的产生和和壮大，在在一定程度度上矫正了了赶超战略略形成的产产业、产品品和技术结结构。经济济增长快的的地区，得得益于较快快的结构转转换；而经经济增长慢慢的地区，则则受累于较较慢的结构构转换。基于这里介介绍的发展展战略特征征的度量指指标，下面面介绍计量量检验的方方程设定。3 检验假假说I的方方程式设定定和数据针对假说II的计量方方程式，设设定为如下下形式：上面（133）式中，下下脚标i代表省区区。、以及X是各个解解释变量；这些解释释变量之前前的系数，就就是待估计计的参数；是方程的的随机扰动动项 这两个随机扰动项的分布，我们后面再交待。下面面介绍方程程涉及到的的变量的含含义。首先介绍因因变量的含含义。表11的第（55）列报告告了劳均固固定资本和和劳均存货货资本增长长对劳均GGDP增长长的贡献。这这个指标是是一个无量量纲的标量量。我们按按照标准增增长收敛的的方程中线线性近似结结果，将该该结果取自自然对数之之后得到的的值再除以以分析时期期（19778-20000年）的的长度22年，所所得到的最最终指标就就是，其含含义是：11978-20000年期间，劳劳均固定资资本和劳均均存货资本本积累引致致的劳均GGDP的年年平均增长长率。 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GDP（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。 为检验假说说I当中的的收敛机制制，需要在在（13）式式的解释变变量中加入入初始条件件变量。按按照Kummar等（KKumarr et al. 20022）、Maaudoss等（Mauudos et aal. 22000）和和Gumbbau-AAlberrt（20000）的做做法，在我我们这里的的情形下，应应该用各省省区19778年的劳劳均GDPP本身作为为初始条件件变量的替替代变量。但但是假说II要检验的的收敛机制制仅仅是资资本边际报报酬递减规规律作用下下，劳均资资本拥有量量积累带来来的收敛效效应。而KKumarr等（Kuumar et aal. 22002）、Maudos等（Maudos 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。发展战略特特征由（113）式中中的刻画。按按照理论预预期，如果果假说I成成立，那么么初始条件件变量和发发展战略变变量在方程程（13）中中系数的符符号应该显显著为负。由于最优的的是不可观观察的，所所以我们无无法直接计计算出的取取值。但是是，注意到到是一个正正的常数。所所以，在回回归分析时时，可以将将（13）式式最终展开开为(13)式。在(13)式中，。如如果假说II成立，那那么在(13)式中的符号号应该为负负。在标准的经经济增长收收敛计量方方程设定形形式中（BBarroo et al. 19911,19992），常数数项是两个个因素的和和：（1）技技术进步因因子；（22）稳态劳劳均收入乘乘以初始条条件变量系系数的绝对对值得到的的乘积。我我们这里的的函数形式式中，常数数项的含义义发生了变变化。我们们通过数据据包络分析析方法将BBarroo回归中的的技术进步步因子剔除除出来 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。；同同时加入了了。如果新新古典模型型的收敛机机制成立，而而且我们这这里的假说说I成立，则则常数项在在方程(13)中的估计计结果应该该为正。关于的具体体测算办法法，请参见见中国经济济研究中心心发展战略略研究组（22002） 需要说明的是，由于国家推行的资本密集重工业优先发展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。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，由于于TCI77899的的分母实际际上就是各各省区各年年度的资本本存量除以以劳动力存存量的比值值，所以该该指标可能能招致这样样的误解：TCI77899越越高说明其其分母项越越小，也即即该省区总总体上的劳劳均资本越越少；而被被解释变量量正是各个个省区的资资本积累对对经济增长长的贡献，理理论预期的的TCI77899系系数的符号号为负，自自变量和因因变量几乎乎就是同义义反复。需需要指出的的是TCII78999是一个结结构变量，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。考虑到这个个因素，为为了使检验验更加稳定定（Robbust），我我们还引入入了另外两两个定义的的发展战略略指标：TTCI_55_A和TCI77885。前前一个指标标的定义是是19788、19880、19985、11990和和19955年各个省省区TCII的算术平平均值；后后一个指标标的含义是是19788-19885年各个个省区TCCI的算术术平均值 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。显显然TCII78855的外生性性更强。如如果说围绕绕TCI77899指指数上述误误解还在一一定程度上上值得考虑虑的话，那那么就没有有任何理由由认为TCCI78885和被解解释变量存存在同义反反复的问题题。(13)式涉及到到的其他解解释变量XX视具体情情况而不同同。按照新新古典增长长理论，储储蓄倾向越越高的经济济体，其稳稳态劳均产产出就越高高。这样，如如果各经济济体之间储储蓄倾向不不同就会影影响到收敛敛速度。具具体来讲，储储蓄倾向越越高的经济济体，经济济增长速度度就越高。因因为其他条条件相同的的情况下，高高储蓄倾向向导致高稳稳态收入水水平，进而而意味着给给定的初始始劳均收入入和稳态收收入之间存存在更大的的差距，从从而就有更更快的劳均均收入增长长速度。所所以，我们们引入了储储蓄倾向（以以代表）指指标。按照照新古典增增长理论的的预期，这这个解释变变量的系数数符号应该该显著为正正。在具体进行行计量估计计时，我们们模仿Maankiww等（Maankiww et al. 19922）的做法法，定义各各个省区储储蓄倾向为为：其中分子代代表固定资资本和存货货资本投资资 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