生态资本影响长期经济增长的机制研究基于外部性视角-马兆良.pdf

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1、DOI：1013796jcnki10015019201705020生态资本影响长期经济增长的机制研究：基于外部性视角马兆良，田淑英摘要：增加生态资本如何影响长期经济增长，是一重要的理论问题。基于生态资本外部性视角，运用省际面板数据，对生态资本影响中国长期经济增长的作用机制进行研究，结果表明：生态资本促进中国长期经济增长的主要潜在渠道有两个，一是生态资本有利于人力资本积累，二是生态资本能够促进技术进步。丰富的生态资本有利于促进人力资本积累，生态资本的长期经济增长效应主要通过生态资本的这一外部性特征得以实现：关键词：生态资本；人力资本；技术进步；外部性；长期经济增长中图分类号：F015 文献标识码

2、：A 文章编号：10015019f2017)05014908基金项目：安徽高校人文社会科学研究重点项目(SK2017A0011)：国家社会科学基金项目(12BJYl41)；教育部人文社科研究基金项目(“YJC79022t)作者简介：马兆良，安徽大学经济学院讲师，经济学博士；田淑英，安徽大学经济学院教授，经济学博士，博士生导师(安徽合肥230601)。生态资本又称自然资本，从生态服务提供的视角，我们认为生态资本就是能够持续产生生态产品和服务流量的可再生自然生态存量，包括陆地生态系统及海洋生态系统等(马兆良等，2017)。目前关于生态资本与经济增长的研究成果，主要集中在两个方面，一是环境质量对经济

3、增长的影响，一是对“资源诅咒”假说进行检验。有关生态资本对经济增长影响的实证研究则刚刚起步，成果屈指可数，而且关于生态资本影响长期经济增长作用机制的实证研究还不完善2)。供给侧结构性改革要求改善生态环境，改变过多依赖物质资源消耗和粗放扩张的发展模式，把发展的基点放到创新上来。投资于自然生态，增加生态资本，能否成为促进我国长期经济增长的新动能，生态资本影响我国长期经济增长的作用机制是什么?在坚持新发展理念，推进供给侧结构性改革的背景下，对这些问题展开理论分析与实证研究，不仅具有较大的理论价值，也具有很强的实践指导意义。鉴于此，我们在已有研究基础上，对狭义生态资本的经济增长效应与机制研究作进一步的

4、拓展与丰富。一、生态资本的长期经济增长效应(一)研究假说在部分新古典经济学家看来，生态资本及其产生的生态系统服务的可利用性并非增长的主要约束。在一个相对“空的世界”中，这一假定是基本合理的，但随着经济规模的持续扩大，经济系统相对于生态系统变得越来越大，“空的世界”逐渐变成“满的世界”，森林毁坏、湿地 国内外学者大都不加区分地使用“生态资本”和“自然资本”两个概念，本文统一使用“生态资本”一词详细的文献回顾可参看马兆良等(2017)：149万方数据安徽大学学报(哲学社会科学版) 2017年第5期萎缩等生态系统退化对经济增长与经济发展的制约性凸显(诸大建，2012；Guerry et al，201

5、5)。国内外许多学者，如Stiglitz(1997)、刘思华(1997)等均认为生态资本、物质资本和人力资本等要素具有一定程度的替代性；魏强等(2014)的研究也表明，通过增加生态资本，提供更多的生态系统服务有利于区域经济增长。生态资本提供的服务主要包括以下方面：一是供给服务，生态资本向社会提供各种食物、纤维、水资源、药材等物质而直接参与经济生产；二是调节服务，如气候调节、水体净化以及水土保持等服务，这一类服务多以间接的形式参与经济生产，但往往在保障正常生产方面发挥着巨大作用；三是文化服务，生态系统为人们提供教育、科研、旅游和娱乐休憩等活动的资源。生态资本的外部性特征主要表现为，生态系统服务能

6、够促进健康水平提升，有利于人力资本积累(马兆良等，2016；2017)，这一外部性特征对长期经济增长产生积极影响。据此，我们提出如下研究假设：假设1：增加生态资本存量能够促进长期经济增长，即生态资本对长期经济增长具有正效应。(二)计量模型与变量设定为检验上述假设，在理论分析基础上，并借鉴严成棵(2012)、Acemoglu等(2014)和祁毓等(2015)设定计量模型的思路，我们把基本计量模型设定如下：lnpgdp。=ae“+pX+弘i+V。+sn (1)其中，被解释变量lnpgdp，表示人均GDP的对数值，是经济增长的代理变量；i代表省际截面单元，t代表年份；解释变量e，表示生态资本；x表示

7、其他一系列影响经济增长的控制变量；u为控制个体效应，秽为控制时间效应，为随机干扰项。现实经济活动中，长期经济增长具有惯性特征，因此，我们引入经济增长的滞后期作为解释变量，采用动态面板模型分析生态资本的经济增长效应。对应的动态面板模型设定如下：150Plnpgdp。=lnpgdp。1+oe。J=l+口X+肛。+秽。+。 (2)与基本计量模型式(1)相比，动态面板模型式(2)的右边增加了被解释变量的P阶滞后值，作为新的解释变量，以控制经济增长惯性的影响。上述计量模型中各个变量的刻画及具体含义如下：经济增长(1npgdp)，本文采用人均GDP的对数值lnpgdp度量经济增长。生态资本(e)。鉴于本文

8、研究的生态资本是从生态系统服务提供视角划分的，特指生态系统，故使用森林覆盖率(forestratio)、单位林地森林蓄积(forestvolume)以及湿地率(wetlands_proportion)等指标，从不同维度刻画生态资本。控制变量(X)包括人均物质资本(k)、人力资本(h)、城镇化水平(urban)、对外开放度(open)和交通基础设施(infrastructure)。人均物质资本存量元，使用永续盘存法计算各省(自治区、直辖市)的物质资本存量，在此基础上计算出人均物质资本。参照张军等(2004)、刘生龙(2014)的研究方法，假定第一阶段的资本存量是过去所有投资之和，资本折旧率为5。

9、为使各年的人均GDP和资本存量数据具有可比性，本文均用2000年的不变价格来衡量。人力资本h，参照刘生龙(2014)、王弟海等(2016)对人力资本的度量，本文用平均受教育年限表示人力资本水平。城镇化水平urban，使用城镇化率即城镇人口占辖区总人口的比例进行度量。对外开放度open，使用外贸依存度即区域进出口总额除以其GDP的比值衡量。交通基础设施指数infrastructure，用区域内公路和铁路里程与其国土面积之比的道路密度来表示。本文研究数据为我国31个省(自治区、直辖市)2004-2013年的面板数据。其中森林覆盖率与单位林地的森林蓄积指标来源于中国林业统计年鉴，由于国家林业局每五年

10、进行一次全国森林资源清查，每两次清查数据之间的森林覆盖率指标根据每年各地造林数量进行计算。其余指标数据来源于中国统计年鉴，或根据中国统计年鉴数据计算得到。各变量的描述统计见表1。万方数据马兆良，田淑英：生态资本影响长期经济增长的机制研究：基于外部性视角表1各变量的描述统计变量 含义 观测值 均值 标准差 最小值 最大值pgdp 人均GDP(万元) 310 1509 1424 0694 2720forestratio 森林覆盖率() 3lO O300 0875 0032 0660wetlands_proportion 湿地率() 310 0081 O219 0005 0733forest_vol

11、ume 单位面积林地森林蓄积(m3hm2) 310 44854 75968 10277 128535k 人均物质资本(7yTL) 310 5186 12759 1084 26827 人力资本水平(年) 310 5655 3923 4182 9235nrban 城市化率() 310 0497 1149 0。207 0896open 外贸依存度() 310 0326 0871 0025 1668infrastructure 道路密度(kmkm2) 310 0972 0997 O057 174l(三)买证结果分析估计面板模型的一个极端策略是，把面板数据视作横截面数据进行混合回归；另一个极端策略是，为

12、每一个个体估计一个单独的回归方程。前者忽略了个体间不可观测或被遗漏的异质性，而该异质性可能与解释变量相关，导致估计不一致。后者则忽略了不同个体间的共性，并且往往样本容量也满足不了要求。实证回归方程具有形态的斜率，但可以有不同的截距，以此来捕捉异质性。常使用固定效应(FE)法进行估计。对于动态面板模型，一般采用广义矩估计方法(GMM)进行估计。广义矩估计方法主要分为差分矩估计(DIFGMM)和系统矩估计(SYsGMM)。先考察生态资本与经济增长的关系，分别使用随机效应模型(RE)与固定效应模型(FE)研究中多采用折中的估计策略，即假定个体的 进行估计，估计结果见表2。表2生态资本的经济增长效应：

13、静态分析被解释变量：lnpgdp解释变量(1)RE (2)FE (3)RE (4)FE (5)RE (6)FEO0207+ O0182+加阳毗一ratio (00118) (00147)00196 O0205wetlands_proportion(00472) (O0932)00386 00237forest_volume(00325) (00862)00331 00319+forest_ratioh(00148) (00176)00357+ 00288+wetlands_proportionh(00182) (00159)00239 00145+forest_volumeh (00158)

14、(00080)控制变量(X) 控制08847+ O7192 14973 25129 06681 一15421COnS(06014) (15842) (06186) (04895) (02417) (00885)F 16294 28378 21469 30173 18492 30142Rsquared 05927 06803 08235 07092 06324 09072观测值 310 310 310 310 310 310注：$、s t、母分别表示在1、5、10置信水平上显著，括号内数值为稳健标准误。以下表格同。15l万方数据安徽大学学报(哲学社会科学版) 2017年第5期表2第(1)、第(2

15、)列回归结果表明，森林覆盖率对lnpgdp的回归系数分别为正值，且在5、10水平上显著，森林覆盖率与人力资本交互项对经济增长的回归系数也显著为正。表2第(3)、第(4)列，湿地率对lnpgdp的回归系数为正值，但统计上不够显著。进一步考察湿地率与人力资本交互项对经济增长的影响，结果表明交互项对经济增长的作用为正值，且统计显著。表2第(5)、第(6)列，单位面积林地的森林蓄积对lnpgdp的回归系数分别为00386与00237，但显著性较低。单位面积林地的森林蓄积与人力资本的交互项对经济增长的回归系数分别为00239和00145，且分别在10、5水平上显著。静态分析结果表明，在总体上生态资本对经

16、济增长具有正向效应，这一结论与李京梅等(2012)、魏强等(2014)的研究结论一致，并且与理论预期相一致。当然，静态分析可能具有较大估计偏误，我们把它作为回归估计的基点。考虑到构建静态面板模型时，解释变量因可能具有内生性而产生估计偏误，接下来我们使用动态面板模型，对生态资本的经济增长效应作进一步检验。由于生态资本对经济活动的影响具有滞后性，在回归分析中把生态资本与人力资本交互项作滞后一期处理，同时引人被解释变量的滞后期，以提高研究结果的稳健性。为了检验动态面板模型使用矩估计方法的前提是否成立，需要通过ArellanoBond检验以保证扰动项不存在自相关，以及过度识别检验以保证所有工具变量均有

17、效。为了对照，我们分别报告使用DIFGMM与SYSGMM估计的结果(表3)。表3 生态资本的经济增长效应：动态分析被解释变量：lnpgdp解释变量 (1) (2) (3) (4) (5) (6)DIFGMM SYSGMM DIFGMM SYSGMM DIFGMM SYSGMM07736+ 08092 09076+ 10264一 06275 O8127I。1npgdp(04058) (02361) (05311) (03794) (0，2851) (O3027)02041+ 01 163 O042l+ 一02986 03108+ 00962121npgdp(O1t75) (O0487) (003

18、17) (O0826) (0，2273) (00227)00208+ 00110+Lforestralio(O0147) (00069)一00572 一00894Lwetlands_proportion (02809) (0，6295)00237+ 00193+L。forest uoluDIP(00136) (00148)0069l 00884L(forest_ratioh 1(00328) (00295)00357+ 00219+L(wetland；woportionh)(00294) (00186)00416 4 00385+L(forest_volumeh)(00370) (00624)

19、控制变量(Y) 控制一07319一 一05368+ 03258+ 一07046 04537 02769C0nS(04261) (03010) (02910) (08725) (03316) (05163)AR(1) 01395 00861 01069 01794 00745 020t8AR(2) O6642 O8217 04318 03162 05391 082625argan 03965 08095 05583 08814 04489 06447观测值 248 248 248 248 248 248152万方数据马兆良，田淑英：生态资本影响长期经济增长的机制研究：基于外部性视角表3显示，AR

20、(2)检验的伴随概率值(Pvalue)都大于01，说明扰动项的差分不存在二阶自相关，故接受“扰动项无自相关”；Sargan检验值的伴随概率值均大于01，表明在10的显著性水平上，无法拒绝“所有工具变量均有效”的原假设。可见，对动态模型进行DIFGMM及SYSGMM估计的两个前提得到满足。表3第(1)、第(2)列估计结果表明，森林覆盖率对lnpgdp的回归系数分别为正值，且在10水平上显著，森林覆盖率与人力资本交互顼对经济增长的回归系数也在1水平上显著为正值。表3第(3)、第(4)列，湿地率对lnpg-dp的回归系数为负值，但统计上不够显著。进步考察湿地率与人力资本交互项对经济增长的影响，结果表

21、明交互项对经济增长的作用为正值，且统计显著，考虑到人力资本均值大于5，湿地率对经济增长的回归净效应仍然为正值。表3第(5)、第(6)列，单位面积林地的森林蓄积对lnpg的回归系数分别为00237和00193，但显著性较低。单位面积林地的森林蓄积与人力资本的交互项对经济增长的回归系数分别为00416和00385，且分别在10、5水平上显著。动态面板模型分析的结果与静态分析结果较为一致，也与李京梅等(2012)、魏强等(2014)的研究结论相吻合。综上可见，生态资本对长期经济增长具有促进作用，验证了假设1。二、生态资本影响经济增长的机制上文实证研究表明生态资本对经济增长具有促进作用，但生态资本影响

22、经济增长的机制，或者说影响经济增长的潜在渠道，仍需要进一步研究甄别。(一)潜在渠道假设良好的生态系统，提供丰富的生态系统服务。生态系统是地球上所有生命的生存支持系统，除了给人类提供实物型生态产品外，还向人类提供更多非实物型的生态服务，这些非实物型生态服务为人类带来巨大福利，如空气和水的净化，废弃物的去毒和分解，人类审美、益智、科学研究和娱乐需求的满足等(Costanza et al，1997)。这类生态服务会促进人们健康水平的提高，而良好的健康使人们的预期寿命变长，人力资本收益变高，从而激励人们投资人力资本。此外，健康状况直接影响国民受教育的机会、效率和教育程度，从而影响教育型人力资本积累(刘

23、国恩等，2004；王弟海等，2008)。根据以上分析，本文提出如下研究假设：假设2：增加生态资本可以引致人力资本积累，这是生态资本促进长期经济增长的一个潜在渠道，也是生态资本外部性特征的反映。近年来，随着工业化和城镇化的快速发展，中国生态建设形势严峻。党的十八届三中全会提出要划定生态保护红线。划定生态保护红线，可以理顺保护与发展的关系，改善和提高生态系统服务功能，引导经济布局与资源环境承载能力相适应，促进各类资源集约节约利用，对于增强我国经济社会可持续发展的生态支持能力具有极为重要的意义。划定生态保护红线是投资生态资本的一种有效方式，这要求经济增长与生态资本占用脱钩(Decoupled)，促使

24、生产者开发并采用更多生态友好技术。同时，良好生态环境能够促进健康水平提升与人力资本积累，而人力资本积累是技术进步的重要推动力量。根据以上分析，本文提出如下研究假设：假设3：增加生态资本可以促进技术进步，这是生态资本促进长期经济增长的另一潜在渠道。(二)潜在渠道的实证检验1计量模型与变量设定借鉴Acemoglu等(2014)、祁毓等(2015)设定计量模型的思路，我们设定以下动态面板模型，用以检验生态资本影响经济增长的潜在渠道：p Pz。=de。+#3jlnpg如。1+ysz。1J=1 J=I+“。+秽。+s。， (3)上式中，三。：表示人力资本、技术创新等潜在渠道变量；e；，表示生态资本变量；

25、毛一，表示潜在渠道变量的滞后值，现实中，人力资本积累、技术进步等行为具有惯性特征，引入上述变量的j阶滞后(彳。i)作为解释变量，动态化模型除解决了经济变量的惯性特征之外，还可有效解决因引入滞后变量所产生的内生性问题；pgdp表示人均GDP的滞后值，引入该滞后值，可以有效控制经济发展水平对人力资本、技术创新1 53万方数据安徽大学学报(哲学社会科学版) 2017年第5期等各潜在渠道变量的影响；Ui为个体固定效应，让为时间固定效应，吼为随机扰动项。生态资本(e)、人力资本(h)、经济增长(1npgdp)等变量的度量与上文相同。关于技术进步(tech)变量，借鉴Pessoa(2005)、严成棵(20

26、12)的方法，使用专利申请数进行度量。2实证结果分析首先分析生态资本对人力资本积累的影响。表4生态资本影响人力资本积累的实证检验结果被解释变量：人力资本h解释变量(1)SYSGMM (2)SYSGMM (3)SYSGMMLh 06071(02849) 08105(04026) 05482(01473)L2h 01736(00642) 00743(O0235) 03681(01094)L1npgdp 02028(00974) 02864(01247) 03182(0，1195)121npgdp 03269(01153) 03016一(02077) 02853(00962)Lforest_rati

27、o 00216一(O0114)Lwetlands_proportion 00362(07948)Lforest_volume 00135+(00106)控制变量 控制ConS 07903一(02571) 17046+(09824) 08769 4(05163)AR(1) 02064 00751 03943AR(2) 06108 O3162 O8262Sargan 05572 08814 06447观测值 248 217 248表4显示，AR(2)检验的伴随概率值都大于01，说明扰动项的差分不存在二阶自相关，故接受“扰动项无自相关”；Sargan检验值的伴随概率值均大于01，表明在10的显著性水

28、平上，无法拒绝“所有工具变量均有效”的原假设。可见，对动态模型进行SYSGMM估计的两个前提得到满足。表4的估计结果显示，人力资本的滞后值对人力资本积累显著为正，表明更高的人力资本存量有助于进一步的人力资本积累，这符合理论预期。代表经济发展水平的人均GDP的滞后值也显著促进人力资本积累，表明经济发展水平越高，越有利于人力资本积累，这与经济理论相一致。表征生态资本的森林覆盖率、湿地率、单位林地森林蓄积对应的回归系数分别是00216、00318和00135，其中森林覆盖率以及单位林地森林蓄积的回归系数分别在5、10水平上显著，湿地率的回归系数则不显著。实证结果表明，增加生态资本存量将对人力资本积累

29、154及外溢产生正向效应。事实上，良好的生态环境通过提供空气净化、水质改善以及休憩娱乐等生态服务，有助于提高人们的健康水平，而健康水平的提高必然增加健康人力资本(Fogel，2004；王弟海等，2016)。健康投资和教育投资是提升人力资本水平的主要途径，健康状况直接影响国民接受教育的机会与效率，影响劳动供给，从而影响长期经济增长。关于健康对人力资本的影响，首先，幼儿时期良好的营养有利于儿童认知能力的发展和体格的生长。其次，幼儿时期良好的营养和卫生环境能够一定程度降低辍学率和缺勤率，有利于教育人力资本的积累。此外，健康水平也间接地影响教育人力资本。良好的健康水平提高人们的预期寿命，使得人力资本收

30、益水平增加，从而激励人们投资人力资本。健康资本的增加会降低人力资本折旧率，并且提高教育的投资收益率，即预期寿命的增加激励人们投资教育，进而影响劳动生产率的提高，从而促进经济增长(吕娜，2009；万方数据马兆良，田淑英：生态资本影响长期经济增长的机制研究：基于外部性视角祁毓等，2015；祁毓，2016)。已有文献基本上都得到相同的结论，即健康人力资本直接或者间接地正面影响教育人力资本的投资和积累，从而促进经济增长。实证研究与理论分析都表明，生态资本能够促进人力资本积累，是生态资本影响长期经济增长的一个重要渠道，验证了假设2。接下来考察生态资本对技术进步的影响。表5 生态资本影响技术进步的实证检验

31、结果被解释变量：tech解释变量(1)SYSGMM (2)SYSGMM (3)SYSGMMLtech 07582(03019) 05739(02681) 06042(02159)L2tech 02384(01163) 02754(01096) 03596(01685)L1npgdp 01392一(00853) 02471(01031) 03062(01405)121npgdp 02869(01007) 02814一(01746) 03571(01428)Lforest_ratio 00305+(00249)Lwetlands_proportion 00108(02179)Lforest_vol

32、ume 00286+(00194)其他控制变量 控制COnS 08892(03197) 06691 4(07863) 08002+(04973)AR(1) 0048l 01093 O3894AR(2) 05282 04007 07901Sargan 07429 02758 05584观测值 217 217 248表5估计结果显示，技术水平的滞后值对技术水平的提升影响显著为正，表明更高的技术储备有助于进一步的技术创新，这符合理论预期。代表经济发展水平的人均GDP的滞后值也显著促进技术水平提升。表明经济发展水平越高，越有利于提高技术水平，这与经济理论相一致。表5第(1)列和第(3)列实证结果表明森

33、林覆盖率、单位面积林地森林蓄积对技术进步的影响在10置信水平显著，表5第(2)列结果显示湿地率的回归系数为00108，但在10水平不显著。回归结果表明生态资本对技术进步有促进作用。生态资本的技术进步效应通过如下机制实现：第一，生态资本通过提升健康人力资本，促进技术进步的实现。以森林为主体形态的自然资本增加能够改善区域生态环境，提高人们健康水平；生态资本所具有的观光娱乐、休闲休憩等文化功能能够带给人们精神上的愉悦与满足，激发人们工作热情，提高工作效率。良好生态环境可以促进健康人力资本积累，进而通过人力资本的外部性提升创新水平。第二，良好的生态环境促使更多的人才流入，形成人才集聚。人才集聚，增加以

34、相互沟通与社会网络为主要特征的社会资本，并促进创新(Laursen etal，2012；严成棵，2012)。随着物质财富的快速增长以及生态环境恶化，生态环境质量日益成为各类人才选择工作及生活地点的重要影响因素。良好生态环境引致的人才集聚，通过信息共享与相互沟通这一渠道产生人力资本外溢性，推动整个社会创新的灵感。第三，良好生态环境能带给人们更多幸福感，提高个体在工作中的创新与创造能力(Peterson et al，2011；马兆良等，2016)。生态资本促进人力资本积累以及技术进步，是生态资本外部性的反映，生态资本的外部性是生态资本产生经济增长效应的主要原因(RosetaPalma et al，

35、2010)。至此，理论分析与实证结果都表明生态资本促进技术进步是生态资本经济增长效应的一个潜在渠道，验证了假设3。三、主要结论本文实证研究表明，生态资本对经济增长155万方数据安徽大学学报(哲学社会科学版) 2017年第5期具有正向影响，生态资本的外部性特征引致人力资本积累，并通过人力资本外溢促进技术进步。人力资本积累与技术进步是生态资本产生经济增长效应的主要潜在渠道。研究结论对我国加快推进生态文明建设及实现经济发展与生态建设相协调具有较强的启示意义。我国应坚持走绿色发展道路，树立敬畏自然、保护自然的理念，加大生态资本投资，使经济发展转变到主要依靠生态资本及人力资本推动的新模式；进一步提升人力

36、资本水平，促使生态资本通过人力资本外溢促进长期经济增长。参考文献：李京梅，张国庆，陈尚，等，2012罗源湾海洋生态资本对区域经济贡献度的实证分析J中国海洋大学学报(社会科学版)(1)：4347刘国恩，wILLIAM H D，傅正泓，等，2004中国的健康人力资本与收入增长J经济学季刊(4)：101一“8刘生龙，2 014人力资本的溢出效应分析J经济科学(2)：7990刘思华，1997对可持续发展经济的理论思考J经济研究(3)：4654吕娜，2009健康人力资本与经济增长研究文献综述J经济评论(6)：143152马兆良，田淑英，2016生态资本外部性、人力资本积累与创新J江西财经大学学报(2)：

37、3一10马兆良，田淑英，王展祥，2017生态资本与长期经济增长基于中国省际面板数据的实证研究J经济问题探索(5)：164一171祁毓，2016环境健康公平理论的内在机制与政策干预J国外理论动态(4)：7684祁毓，卢洪友，张宁川，2015环境质量、健康人力资本与经济增长J财贸经济(6)：124135王弟海，龚六堂，李宏毅，2008健康人力资本、健康投资和经济增长以中国跨省数据为例J管理世界(3)：2739王弟海，黄亮，李宏毅，2016健康投资能影响跨国人均产出差距吗?来自跨国面板数据的经验研究J经济研究(8)：129143魏强，佟连军，吕宪国，2014生态系统服务对区域经济增长的影响研究以黑龙

38、江省为例J人文地理(5)：109一112，13严成操，2012社会资本、创新与长期经济增长J经济研究(11)：4860张军，吴桂英，张吉鹏，2004中国省际物质资本存量估算：1952-2000J经济研究(10)：3544诸大建，2012绿色经济新理念及中国开展绿色经济研究的思考J中国人口-资源与环境(5)：40一47ACEMOGLU D，NAIDU S，RESTREPO P，et al，2014Democracy Does Cause GrowthRNBER Working Paper，No20004COSTANZA R，DARGE R，DE GROOT R，et al，1997The Val

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