经济发展战略对劳均资本积累和技术进步的影响.docx

《经济发展战略对劳均资本积累和技术进步的影响.docx》由会员分享，可在线阅读，更多相关《经济发展战略对劳均资本积累和技术进步的影响.docx（31页珍藏版）》请在淘文阁 - 分享文档赚钱的网站上搜索。

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. C20030012003 年 2 月 25 日的特征。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

2、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（TC7）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上式左边的项代表制造业的最优资本劳动投入比例；用/工代表整个经济体 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该指数的具体含义是一个经济 体的制造业的实际资

3、本/劳动比率，除以整个经济体的资本/劳动禀赋量比率。即:（KJ”政府的发展战略决策会影响到该经济体的TC7指数的大小。接下来定义制造 业最优的技术选择指数TC/*。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8：/、 *Z、(10)(10)=co 上式中的口是一个正的常数。基于上述，定义最优技术选择指数TC/*为:8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

4、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。m* (Kj/ZJ*TCI = = co(11)(KJLjTC7*就是给定一个经济体的要素禀赋结构条件下的最优TC/。 TC7*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。 这两个随机扰动项的分布，我们后面再交待。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

5、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。12在Barr。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。13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

6、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。14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。15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。1

7、6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。17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Hamxl中性的要求。 在其他类似的文献中，也没

8、有什么办法处理这个问题。18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，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

9、刻画。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：DS =TCI - TCI* = TC1 一(12)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=Oo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。50。进一步，QS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Z)S 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

10、本身作为初始条件变量KPL。,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（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

11、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（TECHQ、技术效率差异，以及 劳均固定资本和劳均存货资本差异（KPL。，）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KPL。,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OS,.刻画。按照理论预期，如果假说I成立, 那么初始条件变量K7%。,.和发展战略变量在方程（13）中系数%、%的符号应该 显著为

12、负。由于最优的7C/* =/是不可观察的，所以我们无法直接计算出DS,的取值。 但是，注意到G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。KPLGi = Ck + % KPC。,. +。2 TCI j 1/ X + %.（13）在（13）式中，CK =aQ-a-co.如果假说I成立，那么在（13）式中、a? 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（BarroR. 1991,1992）,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

13、据包络分析方法将Barro回归中的技术进步因子剔除出来巴同时加入 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TC7,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） 巴TC7,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TC/,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7rz.求算术平均。所以我们首先引入了这样定义的TCI7899.但是，由于TC/7899的分母实际上就

14、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：TC/7899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TC77899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TC77899是一个结构变量，TC77899的分母的确和被解 释变量是确定的正向关系，但是兀77899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：TC7_5_A和TC/7885。前一个

15、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7C7的算术平均值I：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

16、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SAV；.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（Mankiwa力.1992）的做法, 定义各个省区储蓄倾向为：（20001sav yI（扁GO中其中分子代表固定资本和存货资本投资叱 分母代表当年的GDPO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，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

17、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HUMK82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：E（u） = 0,Var（u）=4检验假说II的方程式设定和数据针对技术进步的假说n的计量方程式，设定为如下形式：TECHGi =/（

18、）+/, -TECHq,. +/2 -DS,. +27 + .（14）上式中，因变量的含义是技术前沿提高引致的劳均GDP年均增长效应吃 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TEC。,。如果假说H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recHoj 在方程(14)中的系数为符号为负。Kumar等(Kumar3.2002)、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TECH。

19、,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花乍为方程(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：TECHGi = CT + /1 TECHOi + /2 TCIt + AY + f.(14z)在(14)式中，CT=y0-ycoo如果假说II成立，那么在(14)式中为、%的 符号应该为负。上面两个方程中涉及的其他解释变量V，包括人力资本和外

20、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bD/i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年我们 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：E()= O,Vkzr(f) = cr； - %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

21、战略特征变量其他解释变量KPLGTECHGKPLoTECHoTCI7899TCI7885TCI_5_ASAVLABGHUMK82FDI安徽0.03460.0384-1.0528-0.80706.170410.50707.35140.38150.02940.483412.627北京0.03470.0442-0.0621-0.40402.54333.88593.23920.40320.01480.778014.164福建0.04190.0562-0.6996-0.99443.80996.41575.11450.39570.0297().552515.024甘肃0.02160.0276-0.7426

22、-0.68318.81548.68958.4309().35870.03660.467410.794广东0.04560.0562-0.7308-0.83453.23474.01623.63440.26100.02620.659216.091广西0.02910.0325-0.9716-1.04326.26636.95356.37290.32030.02670.614713.366贵州0.02270.0372-1.0119-1.16627.742211.82628.75580.17140.02900.435810.604河北0.03510.0430-0.7177-0.78683.81845.215

23、24.18290.29480.02320.636513.6067可南0.03050.0398-0.7659-1.14265.30997.71405.99730.36000.02980.570212.996黑龙江0.02480.0266-0.2165-0.59463.40115.16874.19630.33830.02290.678112.818湖北0.03570.0423-0.7778-0.82015.07696.98415.44200.42500.02050.625113.364湖南0.02890.0366-0.7749-1.02685.94118.96176.88920.41970.022

24、70.673313.167吉林0.02730.0374-0.2936-0.82984.06114.72304.13290.43660.02980.685112.602江苏0.05150.0547-0.6697-0.80142.97134.61133.47170.47080.01310.602815.298江西0.03300.0418-0.8472-0.88134.61755.75465.00730.36650.02480.578412.505辽宁0.02640.0347-0.2091-0.55063.36174.39243.63930.30840.01920.736414.192内蒙古0.03

25、330.0381-0.6952-0.78515.14727.01155.59230.35750.02230.600910.506宁夏0.01930.0341-0.5850-0.82023.38533.61543.22240.19160.03300.47189.975青海-0.00390.0478-0.3442-0.88085.25074.80275.02680.23590.02720.45588.645山东0.03750.0461-0.7220-0.91634.21076.16334.97150.37030.02780.576714.560山西0.02860.0386-0.5635-0.891

26、63.94974.97224.29810.30970.01950.687411.924陕西0.02880.0369-0.5545-1.09324.58936.45865.17170.27640.02500.607612.630上海0.04030.04340.00000.00001.75812.40502.05990.27540.00770.770614.940天津0.03650.0406-0.0543-0.49571.98932.28882.13580.23790.01360.749114.132新疆0.03710.0456-0.4433-1.14844.62386.33875.42590.2

27、7550.01720.583910.562云南0.02360.0427-1.0870-0.91866.48537.44017.13270.21220.02580.426911.808浙江0.04810.0568-0.8273-0.90762.13952.60672.53200.42140.01830.628413.929重庆四川0.02590.0327-0.7537-1.12464.39666.13084.84420.33660.01940.613313.051说明：（1）海南省没有TCI指数的数据，所以我们的全部回归中就不包含这个省的样本。这里也没有列出。（2）TCI代表1978-1999年

28、各个年度TCI指数的算术平均;TCI7885代表1978-1985年各个年度TCI指数的算术平均;TCI_5_A代表1978、 1980、1985、1990和1995年各个年度TCI指数的算术平均。资料来源：（1）被解释变量和初始条件变量的来源，请参见前文和附录的说明。（2）三种定义的发展战略特征变量，来自北京大学中国经济研究中心发展战略研究组（2002）关于技术选择指数的测量与计算”, 北京大学中国经济研究中心讨论稿,No.C2（）02003o其他解释变量的数据，是我们根据文中阐明的定义，并采集各省区统计 年鉴的数据计算得到的。六两个假说的计量检验结果基于前述的介绍，我们依次给出假说I和假说

29、II的计量检验结果。1经济发展战略对劳均资本积累影响的检验我们运用LIMDEP7.0的计量软件，对方程（13 ）进行了 OLS估计。考 虑到截面估计的异方差问题，我们报告了基于White Robust方差协方差矩阵的系 数标准差估计。这些结果报告于表3中。为了和通常的研究所考虑的解释变量进行比较，也为了检验发展战略特征 变量（TC7）的稳定性（Robustness）,我们估计了 8种具体的函数形式。模型I 是Barr。回归的无条件收敛的方程设定，其中仅仅包含初始条件作为解释变量。 初始条件变量的定义在前文已经介绍过，这里不再赘述。我们看到，模型I的估 计结果在统计上不理想，初始条件变量的系数估

30、计结果的符号为正，与理论预期 相背。无条件夕收敛背后的理论依据是资本边际报酬递减。那么模型I的估计结果 似乎说明在中国资本边际报酬递减规律不成立。但是正如模型n模型iv所表 明的那样，一旦将各省区发展战略特征控制住，就会得到迥然二致的结论。模型 II当中，除了初始条件变量之外，我们还通过1978-1985年期间各个省区的TC7 指数的算数平均值指标TC77885控制住各个地区的发展战略特征。模型皿、模 型IV与模型II的区别在于控制发展战略特征的变量不同，模型III当中用1978、 1980、1985、1990、1995共5个年份的TCI指数的算术平均指标TC7_5_A来控 制发展战略特征；模

31、型IV则用1978-1999年期间各省区TCI指数的算术平均值 指标TCI7899来控制发展战略特征。从模型II模型IV的估计结果来看，所有的场合之下发展战略变量和初始 条件变量的系数符号均符合理论预期，且双尾t检验均在1%10%的水平上显 著异于零。另外一旦控制住发展战略特征之后，模型n模型iv的整体显著性就较之 模型I大大提高，从调整的可决系数的变化可以看出这一点。由此表明在控制住 发展战略特征的条件下，中国1978-2000年期间29个省区的经济增长与无条件 收敛的理论推断相容也就是说资本边际报酬递减规律以及发展战略特征共同 决定着一个地区的经济增长。模型V当中根据新古典增长理论的分析，

32、引入了初始条件、储蓄率、劳动 力增长率和人力资本初始条件等作为解释变量。模型VI一模型VIII在模型V的 基础上增加了 TCI7885. TC7_5_A和TC77899作为解释变量。引入初始条件、储蓄率、劳动力增长率和人力资本初始条件等解释变量之19作者还进行了以1978-2000年期间劳均GDP平均年增长率作为被解释变量的Barro回归，结果表明, 当控制住发展战略特征之后，也支持无条件fJ收敛的理论假说。后，模型v一模型VIII分别比模型I模型IV的统计性质发生了根本的改善。 初始条件变量和发展战略变量的系数符号符合预期，且其双尾t检验均在1% 10%的水平上显著异于零，整个方程的调整可决

33、系数也大大提高。这在一定程度 上说明了条件收敛比起无条件收敛而言，更符合中国实际情况。储蓄率、劳动力增长率和初始人力资本三个解释变量的符号符合理论预期, 但是，除了储蓄率在大多数场合下显著异于零之外，其他两个变量在大部分场合 下不显著。对于这些变量揭示出来的信息，我们予以进一步说明。储蓄率在新古典增长理论中的含义是自愿的储蓄倾向，同时新古典理论模 型又假定了储蓄自动全部转化为投资的市场出清假定。但是我们定义的储蓄率实 际上是事后的投资率，投资率未必和自愿的储蓄意愿相一致。最容易想见的例子 是，存货资本的增加往往是经济周期的反映；而且在许多国有企业执行赶超任务 的情况下，因为多生产了不符合市场需

34、要的产品而增加的存货，显然不是社会合 意的储蓄行为。更重要的是中国政府在经济中发挥的作用比较大，政府的投资行 为在整个社会投资中占有的比例比较大。所以，我们这里的计量结果反映的信息, 一部分是自愿的合意储蓄行为的结果，另一部分是其他因素的作用。有鉴于此, 应该谨慎对待这里的计量结果的政策含义。新古典模型中社会合意的自愿储蓄行 为能够影响长期的稳态收入水平，但是储蓄倾向在较长时期内是稳定的，政府政 策对这个因素固然有影响，但影响毕竟是有限的。至于我们的计量结果中蕴涵的 政府投资方面的信息，我们的看法是，政府不应该为了提高投资率而采取各种短 期的宏观政策增加投资，尤其不应该从赶超目的出发大量投资于

35、资本密集的产 业、产品和技术。这样的政策尽管可以刺激短期产出上升，但赶超在短期的有限 的正作用，会被TC7指数的反向影响所抵消。饶有趣味的是劳动力增长率变量的影响。在模型V和模型VI里面，劳动力 趋势增长率的系数符号显著为负，在其他情况下均不显著。从业人数的增长包含 两方面原因：劳动力随着人口增长的自然增长和劳动力的净流入。新古典增长模 型本来要求各个经济体是相对封闭的经济体。一旦考虑到开放条件下的生产要素 流动，则收敛速度会加快，因为资本会从相对丰裕（从而资本边际报酬比较低） 的经济体，流向资本相对稀缺（从而资本边际报酬比较高）的经济体，而劳动力 的流动方向则是从劳动力相对丰裕的经济体流向相

36、对稀缺的经济体。要素流动在 新古典增长理论中的直接含义是，各个经济体劳均资本的趋同速度，要比封闭经 济条件下来得快，从而劳均产出的趋同速度在开放条件下也比封闭条件下来得 快。我们研究的对象是中国大陆的各个省区，这种情形下的要素流动性应该比较 强，从而收敛检验所要求的封闭经济条件就不能够满足。不过我们在现实的观察 中，并没有看到大量的资本从相对富裕的东部地区流向中西部地区，中国各个省 区之间要素流动的主要形式是劳动力从中西部流向东部。这种劳动力流动的作用 是使得各个省区之间的劳均资本量更快地趋同，从而使得劳均产出水平的收敛更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

37、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

38、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(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

39、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 1978-2000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， 王德文，都洋 2001)、Jian 等(Jian 找出. 1996)、Tusi (1996)、魏后凯(1997)、 宋学明(1996)、申海(1999)、沈坤荣等

40、(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 加迅速。但是在中国，劳动力流动也许有更加复杂的含义。按照我们的理解，赶超 特征越强的省区，劳动力富裕程度就越高，在劳动力流动限制比较严格的情况下, 难以流动出来。但一旦劳动力流动的限制逐渐放松之后，赶超特征强的省区里的 富裕劳动力，就会流向按照比较优势发展的省区。如果抛开中国的现实情况不论, 仅仅在新古典理论设想的没有干预和扭曲的条件下考察劳动力流入东部沿海省 区的事实，其含义应该是降低这些流入地的劳均资本提升速度，进

41、而降低其劳均 产出增长速度；同时应该使得劳动力流出地省区的劳均资本提升速度和劳均产出 增长速度加快。但是，一旦考虑到中国的现实，则结论就大不一样。劳动力之所 以从某个地区流出，之所以流入另外一个地区，在很大程度上是因为流出地的赶 超特征强，调整存量结构的步伐缓慢，对于劳动力的吸收能力弱，而流入地的赶 超特征弱，吸收劳动力的空间大。赶超特征强的省区如果不调整产业、产品和技 术结构的话，尽管统计上看从业人数减少了，但是劳均资本积累速度、进而劳均 产出增长速度，会低于潜在水平，从而收敛速度还是不能够达到顺应比较优势时 的水平。进一步的结论是，尽管赶超特征弱的省区是劳动力流入地，但是其劳均 资本和劳均

42、产出的增长速度未必比劳动力流出地的增长速度慢。我们认为这个机 制可以在很大程度上解释为什么劳动力增长率变量的系数不太显著的现象。初始人力资本水平变量的统计性质不理想，尽管系数的符号为正，符合理 论预期。当然我们这里得到的仅仅是初始时刻的人力资本。如果资料允许我们控 制住整个时期的人力资本特征，或许会得到更加理想的统计结果。所以并不能够 从这里的结果中导出人力资本不重要的结论来。Cheng(2002)在评介关于中国地区经济增长收敛性的经验研究文献时指出， 经验检验的结果对于京津沪三大直辖市是否包括在样本中比较敏感。为此我们还 进行了不包含三个直辖市的数据集的回归。检验表明，数据集当中是否包含三大

43、 直辖市对估计结果稍有影响，但没有根本性的改变。我们要检验的假说在包含和 不包含三个直辖市的两种数据中，基本上和经验事实相容。另外，作者还将上述 介绍的针对方程(13 )的8个模型中的初始条件变量，全部用初始的劳均GDP 本身作为替代变量，进行了估计，而且分别就包含和不包含三个直辖市两个数据 集进行了检验。结果也表明，经验事实和假说I相容。对这些结果感兴趣的读者, 可以向作者索要有关的结果。表3报告的估计结果的一个不太理想的性质是，在方程(13)的估计中，模 型V一模型VIII的常数项的估计结果中甚至出现了负号，和理论预期相反。不 过这些估计结果的p值为0.8以上，非常不显著。对于这个现象，我们目前还难 以给出合理的解释。而在不包含储蓄率、劳动力增长率和人力资本的模型中，则 常数项均显著吻合于理论预期。需要说明的是，象 Kumar 等(Kuma