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、经济发展展战略对对劳均资资本积累累和技术术进步的的影响基于于中国经经验的实实证研究究林毅夫 刘培培林No.CC200030001 20003年年2月225日经济发展展战略对对劳均资资本积累累和技术术进步的的影响基于于中国经经验的实实证研究究林毅夫 刘培培林一 导 言言劳均产出出增长的的两个源源泉是劳劳均资本本积累和和技术进进步。在在假定各各经济体体技术进进步步伐伐一样的的条件下下，新古古典经济济增长理理论得出出的推论论是，由由于资本本边际报报酬递减减，所以以初始劳劳均资本本量较少少的经济济体的劳劳均资本本积累速速度，会会相对快快于初始始劳均资资本量较较多的经经济体，进而劳劳均资本本量和劳劳均收

2、入入水平最最终收敛敛。Baarroo等（BBarrro aand Salla-ii-Maartiin 119977）进一一步的研研究认为为，初始始技术水水平落后后的经济济体，在在未来的的技术进进步速度度要比初初始技术术水平先先进的经经济体快快。但是，新新古典理理论对劳劳均资本本积累和和技术进进步收敛敛机制的的分析，抽象掉掉了政府府长期经经济发展展战略以以及发展展战略所所决定的的经济结结构的影影响。如如果说新新古典理理论在分分析发达达的成熟熟市场经经济国家家情形时时，这种种抽象还还不至于于影响其其解释力力的话，那么在在分析广广大发展展中国家家经济增增长的实实际情况况时，则则决不可可忽视发发展战略

3、略的影响响。经济济发展战战略以及及由此决决定的经经济结构构是否顺顺应比较较优势，在很大大程度上上决定着着劳均资资本积累累和技术术进步的的步伐。林毅夫夫（20002）总结上上个世纪纪，尤其其是二战战以来的的经济史史，归纳纳出发展展战略对对经济发发展影响响的若干干理论假假说。本文将运运用1997820000年期期间中国国大陆330个省省区市的的经验资资料，对对林毅夫夫（20002）归纳的的关于发发展战略略对技术术进步和和劳均资资本积累累两个假假说进行行经验检检验。本本文后面面部分的的结构安安排如下下：第二二部分综综述有关关经济增增长实证证检验的的文献；第三部部分介绍绍为获取取本文计计量检验验的有关

4、关变量而而构造的的经济增增长分解解核算方方法；之之后的第第四部分分按照本本文构造造的经济济增长分分解核算算框架，对中国国29个个省区市市在1997820000年期期间的劳劳均GDDP的增增长进行行分解；第五部部分报告告了计量量检验方方程的设设定；第第六部分分报告检检验的结结果；最最后是结结论。二 文 献 综综 述无论是MMankkiw等等（Maankiiw, et al. 19992）、Baarroo等（119911，19992）对国际际经验和和发达国国家经验验的检验验，还是是蔡昉等（蔡蔡昉，都都洋 220000）、蔡蔡昉等（蔡昉，王德文文，都洋洋 20001）、Jiian等（Jiaan ee

5、t aal. 19996）、Tussi（19996）、魏后后凯（19997）、宋学学明（19996）、申海海（19999）、沈坤坤荣等（沈沈坤荣，马俊 20002）、Chhengg(20002)对中国国经验的的检验，均没有有考虑发发展战略略对经济济增长的的影响。刘明兴（20001）和林毅毅夫（220022）的经经验实证证工作中中，分别别分析了了发展战战略对中中国各个个省区市市和国别别之间的的经济增增长绩效效的影响响。但是是这些文文献和上上面提到到的其他他经济增增长的实实证检验验文献，均有一一个共同同的特点点，即假假定技术术进步在在各个经经济体之之间是相相同的。假定技术术进步速速度相同同的前提提

6、下进行行的经济济增长收收敛实证证检验，在一定定程度上上是误导导的。正正因为如如此，新新近的一一些文献献（Kuumarr ett all. 220022，Heendeersoon eet aal. 20001，MMauddoset al. 20000，Gummbauu-Allberrt 20000）通过数数据包络络分析的的经济增增长分解解核算框框架，将将经济增增长分解解为技术术进步 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。和和要素积积累的贡贡献，在在此基础础上，进进一步分分析要素素积累和和技术进进步各自自的收

7、敛敛效应。但是，Kummar等等（Kuumarr ett all. 220022）、MMauddos等等（Maaudooseet aal. 20000）以以及Guumbaau-AAlbeert等等（Guumbaau-AAlbeert 220000）文献献所使用用的数据据数据包包络分析析框架面面临一个个难以解解释的结结果：“技术有有可能退退步”。这个个结果意意味着，在当前前时期复复制过去去时期的的生产要要素投入入结构之之后，当当前时期期的产出出水平有有可能低低于过去去时期的的产出水水平。对对这样分分析结果果，显然然难以从从经济学学上给出出合理可可信的解解释。正正因为如如此，HHenddersso

8、n等等（Heendeersoon eet aal. 20001）的的论文中中，通过过对现有有数据包包络分析析框架的的改进，避免了了“技术有有可能退退步”的尴尬尬结果。但无论是是Kummar等等（Kuumarr ett all. 220022）、MMauddos等等（Maaudooseet aal. 20000）以以及Guumbaau-AAlbeert等等（Guumbaau-AAlbeert 220000），还还是Heendeersoon等（Hennderrsonn ett all. 220011）的论论文，都都基于一一个共同同的假定定：“在同一一时点上上，各经经济体面面对的技技术前沿沿是相同同

9、的”。这个个假定事事实上是是数据包包络分析析方法一一开始赖赖以发展展的基石石，但也也正是这这个暗含含的假定定导致了了两方面面的不利利后果：（1）限制了了该方法法在生产产率分析析方面的的运用；（2）测度给给定经济济体技术术效率 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。和和技术进进步时，存在偏偏差。下下面依次次分析这这两方面面的局限限性。首先，这这个暗含含的假定定限制了了数据包包络分析析方法的的运用范范围。如如果能够够收集到到的经验验资料不不是各经经济体在在同一个个时间截

10、截面上的的生产行行为点，而是同同一个经经济体生生产行为为的时间间序列点点，那么么前述的的暗含假假定就意意味着无无从构造造技术前前沿，也也无从进进行其他他分析。其次，“所有经经济体面面对同一一个技术术前沿”的假定定，也必必然导致致这样一一个尴尬尬的事实实：在截截面数据据分析中中不能准准确测度度各个经经济体的的技术效效率；在在Pannel数数据分析析中不能能准确测测度各经经济体技技术前沿沿的变化化。下面面详细阐阐述。如果要研研究的对对象是技技术同质质性比较较强的微微观企业业，比如如研究一一个四位位码行业业当中各各个企业业的技术术效率，那么“所有经经济体面面对同一一个技术术前沿”假定就就是无可可厚非

11、的的。但是是一旦研研究对象象是大的的经济体体，比如如一个国国家内部部的各个个行政区区的对比比，或者者各个国国家之间间的对比比，那么么，这些些大经济济体之间间技术同同质性的的假定就就比较难难于成立立。如果果说发达达市场经经济国家家内部，比如美美国的各各州，或或者各个个发达国国家之间间，如OOECDD国家之之间，技技术同质质性假定定还能够够在一定定程度上上被接受受的话，那么在在发展中中国家，在转型型国家内内部以及及这些国国家之间间，技术术同质性性假定就就是一个个非常强强的假定定。严格来讲讲，在短短期之内内，一旦旦投资决决策付诸诸实施之之后，各各经济体体的技术术就是里里昂惕夫夫型的，要素之之间完全全

12、不可替替代。从从这个意意义上讲讲，无论论是同一一个企业业在不同同时期之之间，还还是同一一时期的的各个企企业之间间，同质质技术都都是一个个强假定定。但在在较长时时期里生生产要素素之间可可以替代代。所以以，通常常研究中中所使用用的生产产要素可可以相互互替代的的技术，实际上上都是众众多里昂昂惕夫型型技术的的外包络络线。进进而言之之，一个个大经济济体的技技术前沿沿，实际际上是其其内部各各小经济济体技术术前沿的的外包络络线。这这个原理理类似于于U型成成本曲线线中，长长期成本本是短期期成本外外包络线线的原理理。如果各经经济体事事实上面面对的技技术前沿沿之间存存在较大大差别，而在分分析时无无视这种种差别，那

13、么会会带来两两方面的的后果：不能准准确评价价各个经经济主体体的技术术效率；不能准准确测度度各个经经济主体体技术前前沿的变变化。这这些后果果有时是是比较严严重的。我们以以图1说说明之。从这个个图中我我们看到到，全国国的技术术前沿是是A省和B省以及及其他省省区技术术前沿的的外包络络线。当当A省和B省的实实际生产产行为点点分别处处于A11和B1图1 所所有经济济体面对对共同技技术前沿沿的假定定导致的的后果时，它们们同时处处于A和B自身的的技术前前沿和全全国的技技术前沿沿上。此此时基于于A省技术术前沿和和基于全全国技术术前沿测测度得到到的A11点的技技术效率率均为11。同理理，基于于B省技术术前沿和和

14、基于全全国技术术前沿测测度得到到的B11点的技技术效率率也均为为1。但但是，对对A2和B2点而而言，则则情形就就大不一一样。不不难理解解，以AA省自己己的技术术前沿测测度的AA2点的的技术效效率为11，但是是以全国国的技术术前沿测测度的AA2点的的技术前前沿则小小于1。同理，以B省自己己的技术术前沿测测度的BB2点的的技术效效率为11，但是是以全国国的技术术前沿测测度的BB2点的的技术前前沿也小小于1。假定全部部经济体体面对着着同样的的技术前前沿，还还将导致致另外一一个后果果。倘若若图1中中B省的技技术前沿沿发生了了变化，由图中中的“B省的技技术前沿沿”的位置置变化为为图中“A省的技技术前沿沿

15、”的位置置，而全全国的技技术前沿沿没有变变化，那那么，如如果按照照“各经济济体在给给定时期期技术前前沿相同同”的假定定，则测测度不到到B省的技技术前沿沿变化。要测度度到这种种技术前前沿的变变化，必必须放弃弃“各经济济体在给给定时期期技术前前沿相同同”的假定定。出于于这些考考虑，本本文放松松“各经济济体在给给定时期期技术前前沿相同同”的假定定，构造造相应的的分析框框架。三 改进进的经济济增长分分解核算算框架本文将基基于“各经济济体在同同一时期期面对着着不同的的技术前前沿”的假定定，以及及Hennderrsonn等（HHenddersson et al. 20001）的论文文中暗含含的“过去掌掌握

16、的技技术不会会遗忘”的假定定，构造造如下的的经济增增长分解解核算框框架。设对某个个经济体体而言，N种要要素投入入经由生生产技术术转化为为M种产产出。对时期期t1，2，T而言，有T个生产产行为观观察点：(x1,y1), (x2,y2), (xT,yT)。基于于此，定定义时期期t的技术术为：中性规模模报酬条条件下，定义（1）的的具体含含义是：这个定义义的思想想与Fre等（Fre, ett all. 119944，p.71）中的思思想基本本上是一一致的。所不同同的是这这里的定定义明确确了这样样一点：t时期的的技术必必须使得得t以及t以前所所有时期期的生产产行为点点可行。显而易易见，按按照这个个定义，

17、即使仅仅仅有单单个经济济体时间间序列资资料的情情况下，也可以以构造其其技术前前沿。在在这样拟拟合得到到的技术术前沿之之下，定定义该经经济体在在各时期期的技术术效率为为：另外，可可以给出出判断从从时期tt到时期期t+ii技术前前沿是否否上升的的标准是是：进一步定定义4个个指标：在技术之之下，和和的投入入水平对对应的最最大产出出 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。分别为为：和在技术之之下，和和的投入入水平对对应的最最大产出出分别为为：和基于这些些定义，可以将将经济体体k在时期期t+ii的产量量相对于于在时期期t的产量量的增长长

18、，分解解为三个个源泉：上面的（5）式式将/分解为为三个因因子的乘乘积，其其中前两两个因子子分别为为技术效效率变化化带来的的增长效效应（EEC）和和技术进进步带来来的增长长效应（TP），第三个个因子刻刻画了从从时期tt到时期期t+ii之间，投入水水平变化化带来的的产出增增长效应应（INNC）。而前两两个因子子EC和TP的乘乘积就是是Mallmquuistt生产率率。（55）式中中的4个个产出距距离函数数、和分别通通过求解解下面的的线性规规划问题题而得到到：求取的线线性规划划问题为为：求取的线线性规划划和（66）类似似，不过过需要将将（6）当中涉涉及到的的t置换为为t+ii。求取取的线性性规划问问

19、题为：求取的线线性规划划和（77）类似似，不过过需要将将（7）当中涉涉及到的的t和t+ii分别置置换为tt+i和和t。四 对中中国299个省区区经济增增长的分分解基于（11）（7）式式构造的的方法，我们首首先对119788-20000年年期间中中国大陆陆29个个省区市市劳均GGDP的的增长的的源泉进进行了分分解。在在展开分分析之前前，首先先说明一一个问题题。我们们在第三三部分介介绍的数数据包络络分析方方法，是是在中性性规模报报酬假定定之下，针对总总量的生生产函数数而构造造的。我我们这里里使用的的总量生生产函数数对应的的生产要要素包括括从业人人数、固固定资本本存量和和存货资资本存量量等三种种。但

20、是是我们将将要进行行分解分分析的是是劳均产产出的增增长。这这样，集集约形式式的生产产函数对对应的生生产要素素为劳均均固定资资本和劳劳均存货货资本两两种。在在总量生生产函数数满足规规模报酬酬中性的的条件下下，集约约生产函函数则呈呈现规模模报酬非非递增的的特征。在单一一产出品品的情况况下，也也即在本本文这里里分析的的情形下下，经由由总量生生产函数数分解得得到的技技术效率率和技术术前沿提提升对总总量GDDP增长长贡献的的测度结结果，和和经由集集约生产产函数得得到的技技术效率率和技术术前沿进进步对劳劳均GDDP增长长贡献的的测度结结果是一一致的。所以我我们可以以运用第第三部分分的分析析框架进进行劳均均

21、GDPP增长的的分解核核算。1 数据据来源及及处理从新中中国五十十年统计计资料汇汇编（国家统统计局国国民经济济综合统统计司，19999）可可以得到到19778-119988年当年年价格总总量GDDP和不不变价格格GDPP指数。从各省省区市的的统计年年鉴中可可以得到到19999-220000年当年年价格总总量GDDP和不不变价格格GDPP指数。由此可可以推算算出按照照19778年价价格衡量量的不变变价格总总量GDDP时间间序列。本文使用用从业人人数作为为劳动力力衡量指指标。数数据来源源也是新中国国五十年年统计资资料汇编编（国国家统计计局国民民经济综综合统计计司，119999）和各各省区市市的统计

22、计年鉴。固定资本本和存货货资本的的存量序序列，经经由下面面的程序序得来。首先，从中中国国内内生产总总值核算算历史资资料19952-19995和和各省区区市19996-20001年统统计年鉴鉴中，查查得19978-20000年历历年的固固定资本本投资和和存货资资本投资资流量数数据，以以及按照照不变价价格计算算的固定定资本和和存货资资本投资资指数序序列；其其次，运运用Haarbeergeer（119788）的方方法估算算19778年固固定和存存货资本本存量。Harrberrgerr(19978)基于“稳态时时物质资资本增长长速度等等于总产产出增长长速度”的假定定，推导导出起点点时刻（即19978年

23、年）物质质资本存存量的估估算公式式。再次次，运用用永续盘盘存法估估算出各各省区市市的固定定和存货货资本存存量序列列。2 基于于改进的的数据包包络分析析方法的的分解结结果 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。基于前述述介绍过过的（55）式，本文用用Coeellii（19996）给出的的数据包包络分析析专用程程序DEEAP，对29

24、9个省区区市 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。的增增长情况况进行了了分析。分析结结果见表表1。表表1的第第2列报报告了各各省区市市20000年劳劳均GDDP水平平与19978年年水平的的比值。根据前前面的（5）式式，该比比值可以以被分解解为三个个因子的的乘积：（i）即技术术效率提提高的效效应；（ii）技术进进步（技技术效应应提高）的效应应；（iiii）劳均生生产要素素积累的的效应。三种效效应的结结果依次次报告于于表1的的第3至至第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

25、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

26、沿快速提升，但是最终的劳均GDP水平也还是比较低。在将劳均均GDPP增长分分解为技技术前沿沿提升的的效应和和劳均资资本量增增长的效效应之后后，就可可以以两两种效应应的测度度结果作作为因变变量，对对两个假假说进行行检验。 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 19778-220000年期间间29个个省区市市总量和和劳均GGDP增增长及其其源泉省 份份20000年劳均均GDPP/19978年年劳均 GDPP技术效率率提高 的的效应技术前

27、沿沿提高 的的效应劳均要素素增加 的的效应(1)(2)(3)(4)(5)安徽4.977951.000002.322522.14415北京5.666941.000002.644182.14460福建8.644711.000003.444162.51125甘肃2.955231.000001.833501.60089广东9.377901.000003.433962.72268广西3.877181.000002.044221.89959贵州3.733121.000002.266561.64469河北5.577531.000002.577772.16629河南4.700301.000002.400221

28、.95578黑龙江3.100311.000001.799631.72275湖北5.111400.911862.533712.19943湖南4.222241.000002.233471.88895吉林4.155281.000002.277921.82221江苏10.3354551.000003.333453.10053江西5.188631.000002.511082.06656辽宁3.833611.000002.144671.78870内蒙古4.800771.000002.311332.07783宁夏3.233391.000002.111671.52278青海2.622461.000002.86

29、6160.91172山东6.288941.000002.755432.28835山西4.388551.000002.333881.87751陕西4.244121.000002.255021.88848上海6.299811.000002.599642.42257天津5.455101.000002.444112.23330新疆6.166421.000002.722732.26602云南4.299721.000002.555621.68811浙江10.0034331.000003.488532.87790重庆四川川3.633081.000002.055471.76670资料来源源：根据据作者收收集的

30、数数据集计计算得到到。五 计量量方程设设定和数数据集在给出检检验的计计量方程程式设定定之前，首先介介绍待检检验的假假说。1 两个个待检验验的假说说假说I：经济发发展战略略对劳均均资本积积累的影影响当各个经经济体按按照比较较优势战战略发展展经济时时，由于于资本的的边际报报酬递减减，各经经济体之之间劳均均资本积积累符合合新古典典经济增增长理论论所刻画画的收敛敛机制；但如果果一个经经济体优优先发展展资本密密集度超超越其所所处发展展阶段要要素禀赋赋结构决决定的最最优产业业、产品品和技术术结构，则该经经济体劳劳均要素素积累的的实际速速度会慢慢于古典典收敛机机制决定定的潜在在速度。假说III：经济济发展战

31、战略对技技术进步步的影响响技术落后后的经济济体如果果顺应比比较优势势发展战战略，根根据自身身要素禀禀赋结构构的动态态变化，从先进进经济体体的技术术中选择择适合落落后经济济体自身身发展阶阶段的适适用的目目标技术术进行模模仿，则则所花费费的成本本小于落落后经济济体自己己研发同同样技术术的成本本；而处处于技术术前沿的的经济体体研发未未知新技技术的活活动内在在地具有有高资本本密集度度和高风风险的特特征。所所以，在在顺应比比较优势势发展战战略的情情况下，初始时时刻技术术落后的的经济体体通过从从先进经经济体那那里选择择适合自自身发展展阶段比比较优势势的目标标技术进进行模仿仿，可以以在未来来获得比比先进经经

32、济体更更快的潜潜在技术术进步速速度。但如果一一个经济济体奉行行赶超战战略的条条件下，该经济济体选定定的目标标技术超超前于自自身发展展阶段的的比较优优势，技技术模仿仿的成本本就高，技术进进步的实实际速度度就会低低于潜在在速度；该赶超超经济体体内部各各个地区区的技术术进步速速度，也也将因为为受赶超超战略影影响的大大小而程程度不同同地减缓缓，承担担越重赶赶超任务务的地区区，技术术进步速速度越慢慢。2 发展展战略特特征的度度量指标标为检验上上述两个个假说，需要度度量发展展战略的的特征。作者之之一（林林毅夫220022）构造造了一个个技术选选择指数数（TCCI）来来度量发发展战略略的特征征。其原原理如下

33、下：一个经济济体在顺顺应比较较优势的的条件下下，其制制造业最最优的资资本投入入量和劳劳动投入入量结构构，内生生决定于于整个经经济体的的资本禀禀赋量和和劳动禀禀赋量结结构。亦亦即，一一个经济济体的制制造业的的最优资资本密集集度水平平，是该该经济体体当中资资本和劳劳动禀赋赋结构的的函数。上式左边边的项代代表制造造业的最最优资本本劳动投投入比例例；代表表整个经经济体的的资本劳劳动禀赋赋相对结结构。为为度量一一个经济济体的发发展战略略对比较较优势战战略的偏偏离程度度，首先先定义制制造业实实际的技技术选择择指数TTCI，该指数数的具体体含义是是一个经经济体的的制造业业的实际际资本/劳动比比率，除除以整个

34、个经济体体的资本本/劳动禀禀赋量比比率。即即：政府的发发展战略略决策会会影响到到该经济济体的TTCI指指数的大大小。接接下来定定义制造造业最优优的技术术选择指指数。一一个显然然成立的的原理是是，资本本相对丰丰富的经经济体当当中制造造业的最最优资本本密集度度，高于于资本相相对稀缺缺的经济济体的水水平。换换言之，资本/劳动禀禀赋比例例越高的的经济，其制造造业的最最优资本本/劳动投投入量之之比也越越高。我我们假定定（8）式中的的函数关关系是如如下的线线性形式式 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

35、式。所以经验研究中只能简化处理。：上式中的的是一个个正的常常数。基基于上述述，定义义最优技技术选择择指数为为：就是给定定一个经经济体的的要素禀禀赋结构构条件下下的最优优。 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。可以采取取如下的的定义，间接地地度量政政府的实实际发展展战略对对于比较较优势战战略的偏偏离：如果一个个经济体体的决策策当局推推行顺应应比较优优势的发发展战略略，则DDS=00。如果果优先发发展资本本密集度度超越于于所处发发展阶段段要素禀禀赋结构构所决定定的具有有比较优优势的产产业，则则DS00。进一一步，DDS的实实际取值值越

36、是大大于0，则表表明赶超超力度越越大。反反之，如如果为维维持就业业而保护护资本密密集度落落后于所所处发展展阶段要要素禀赋赋结构的的传统产产业，则则DS00。DSS的实际际取值越越是大于于0，则表表明赶超超力度越越大，或或者赶超超的特征征越强。进而言言之，给给定之后后，越大大则赶超超的特征征越强。众所周知知，新中中国长期期以来推推行重工工业优先先发展的的赶超战战略。赶赶超的经经济制度度和经济济结构体体现在所所有的省省区。然然而具体体到各个个省区而而言，所所承担的的赶超任任务则轻轻重有别别。在改改革开放放之前，出于国国防安全全和备战战考虑，国家运运用行政政力量动动员了大大量资本本投向中中西部地地区

37、，特特别是大大三线地地区。从从短期来来看这些些地区的的劳均资资本装备备水平有有了比较较快的提提升。但但是这些些赶超的的产业违违背当地地比较优优势，其其产品和和技术在在竞争性性市场中中没有自自生能力力。当开开始推行行改革开开放之后后，这些些承担了了较重赶赶超任务务的地区区矫正产产业、产产品和技技术结构构的任务务也就比比其他承承担较轻轻赶超任任务的地地区来得得艰巨，步伐也也要慢。改革以来来的较长长时期之之内，从从中央到到地方各各级政府府的主观观决策思思想，并并没有彻彻底转向向依照比比较优势势原则调调整产业业、产品品和技术术结构上上来。但但是，各各种非公公有制经经济从一一开始产产生就没没有受到到政府

38、的的保护，一直在在市场竞竞争中优优胜劣汰汰，由此此决定了了这些企企业一直直按照市市场价格格信号的的引导决决定产业业、产品品和技术术选择。非公有有制企业业的产生生和壮大大，在一一定程度度上矫正正了赶超超战略形形成的产产业、产产品和技技术结构构。经济济增长快快的地区区，得益益于较快快的结构构转换；而经济济增长慢慢的地区区，则受受累于较较慢的结结构转换换。基于这里里介绍的的发展战战略特征征的度量量指标，下面介介绍计量量检验的的方程设设定。3 检验验假说II的方程程式设定定和数据据针对假说说I的计计量方程程式，设设定为如如下形式式：上面（113）式式中，下下脚标ii代表省省区。、以及X是各个个解释变变

39、量；这这些解释释变量之之前的系系数，就就是待估估计的参参数；是是方程的的随机扰扰动项 这两个随机扰动项的分布，我们后面再交待。下面介介绍方程程涉及到到的变量量的含义义。首先介绍绍因变量量的含义义。表11的第（5）列列报告了了劳均固固定资本本和劳均均存货资资本增长长对劳均均GDPP增长的的贡献。这个指指标是一一个无量量纲的标标量。我我们按照照标准增增长收敛敛的方程程中线性性近似结结果，将将该结果果取自然然对数之之后得到到的值再再除以分分析时期期（19978-20000年）的长度度222年，所所得到的的最终指指标就是是，其含含义是：19778-220000年期间间，劳均均固定资资本和劳劳均存货货资

40、本积积累引致致的劳均均GDPP的年平平均增长长率。 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。为检验假假说I当当中的收收敛机制制

41、，需要要在（113）式式的解释释变量中中加入初初始条件件变量。按照KKumaar等（Kummar et al. 20002）、Maaudoos等等（Maaudoosett all. 220000）和GGumbbau-Albbertt（20000）的的做法，在我们们这里的的情形下下，应该该用各省省区19978年年的劳均均GDPP本身作作为初始始条件变变量的替替代变量量。但是是假说II要检验验的收敛敛机制仅仅仅是资资本边际际报酬递递减规律律作用下下，劳均均资本拥拥有量积积累带来来的收敛敛效应。而Kuumarr等（KKumaar eet aal. 20002）、Mauudoss等（Mauudosse

42、t al. 20000）和Guumbaau-AAlbeert（220000）定义义的初始始条件变变量，则则暗含了了一个假假定：即即各个经经济体在在初始年年份的劳劳均GDDP差别别，全部部来源于于劳均资资本拥有有量之间间的差别别。显而而易见的的是，初初始时刻刻劳均GGDP差差别的原原因，除除了劳均均固定资资本和劳劳均存货货资本拥拥有量的的差别之之外，还还有技术术水平（即技术术前沿）和技术术效率的的差别。因此，将技术术水平差差距和技技术效率率差距导导致的劳劳均GDDP水平平差距剔剔除出来来之后，才能更更加准确确地测度度初始时时刻劳均均固定资资本和存存货资本本拥有量量差异引引致的劳劳均GDDP水平平

43、差异。为此我我们尝试试在数据据包络分分析方法法的框架架之下，将初始始年份（19778年）各个省省区劳均均GDPP差异分分解为技技术前沿沿差异（）、技技术效率率差异，以及劳劳均固定定资本和和劳均存存货资本本差异（）等三三个方面面的原因因。我们们以分解解测度得得到的初初始劳均均固定资资本和劳劳均存货货资本差差异作为为初始条条件变量量。分解解技术方方法的具具体原理理请参见见附录。发展战略略特征由由（133）式中中的刻画画。按照照理论预预期，如如果假说说I成立立，那么么初始条条件变量量和发展展战略变变量在方方程（113）中中系数的的符号应应该显著著为负。由于最优优的是不不可观察察的，所所以我们们无法直

44、直接计算算出的取取值。但但是，注注意到是是一个正正的常数数。所以以，在回回归分析析时，可可以将（13）式最终终展开为为(13)式。在(133)式中，。如果果假说II成立，那么在在(13)式中的符符号应该该为负。在标准的的经济增增长收敛敛计量方方程设定定形式中中（Baarroo ett all. 119911,19992），常常数项是是两个因因素的和和：（11）技术术进步因因子；（2）稳稳态劳均均收入乘乘以初始始条件变变量系数数的绝对对值得到到的乘积积。我们们这里的的函数形形式中，常数项项的含义义发生了了变化。我们通通过数据据包络分分析方法法将Baarroo回归中中的技术术进步因因子剔除除出来

45、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。；同时加加入了。如果新新古典模模型的收收敛机制制成立，而且我我们这里里的假说说I成立立，则常常数项在在方程(13)中的估估计结果果应该为为正。关于的具具体测算算办法，请参见见中国经经济研究究中心发发展战略略研究组组（20002） 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

46、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。实际上上是刻画画各个省省区的产产业、产产品和技技术结构构特征的的变量。我们得得到的原原始数据据是各个个省区的的时间序序列数据据。因为为要刻画画19778-220000年整个个22年年时期里里各经济济体的发发展战略略特征，所以比比较理想想的选择择就是将将19778

47、-119999年各年年份的求求算术平平均。所所以我们们首先引引入了这这样定义义的TCCI78899。但是，由由于TCCI78899的的分母实实际上就就是各省省区各年年度的资资本存量量除以劳劳动力存存量的比比值，所所以该指指标可能能招致这这样的误误解：TTCI778999越高说说明其分分母项越越小，也也即该省省区总体体上的劳劳均资本本越少；而被解解释变量量正是各各个省区区的资本本积累对对经济增增长的贡贡献，理理论预期期的TCCI78899系系数的符符号为负负，自变变量和因因变量几几乎就是是同义反反复。需需要指出出的是TTCI778999是一个个结构变变量，TTCI778999的分母母的确和和被解释释变量是是确定的的正向关关系，但但是TCC