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開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇經濟增長要素，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
當今世界，各國都在大力發展經濟，并且依靠經濟的飛速發展來帶動整個國家綜合國力的提升。然而，要實現經濟的快速持久增長，就必須在影響和制約經濟增長的各因素方面加大投入。一般而言，推動經濟增長的因素很多，諸如生產要素的投入、科學技術的進步、勞動資本的投入以及勞動者素質的提高等等。隨著全球化、市場化和信息化的進一步發展，知識和科技在推動經濟增長方面所起的作用越來越大。而就知識和科技而言，又都屬于生產要素的重要組成部分，因此，要實現經濟的快速持久發展，就必須加大在生產要素方面的投入。然而，生產要素以及其他一些影響經濟增長的因素對經濟增長的貢獻還在很大程度上反應和制約著一個經濟體的經濟增長方式。就現在的經濟增長而言，單純依靠生產要素或其他要素來實現經濟增長的時代已經一去不復返了，經濟的快速持久發展，必須依賴各種要素的共同作用。
對于影響經濟增長的主要因素——生產要素而言，必須要擺脫以前那種單純的增加生產要素投入就能促進經濟快速持久增長的觀念。傳統而言，我們對生產要素的定義理解為：所謂生產要素指的是社會生產經營活動時所需要的各種社會資源，這些社會資源是維系一個經濟體國民經濟運行以及市場主體在生產經營過程中所必須具備的各種基本要素。就學理意義而言，生產要素則是經濟學中的一個基本范疇。按照西方現代經濟學的界定，一般而言，生產要素包括四方面的內容，即勞動力、土地、資本以及企業家。長期以來，國外學術界對生產要素在經濟增長中所起的作用進行了廣泛的研究，也已經取得了豐碩的成果。就我國而言，許多學者也從不同的角度采用不同的方法對這一問題進行了大量的實證研究，取得了許多可喜的成績。在本文中，筆者將采用經濟合作與發展組織所推薦的經濟增長核算方法，來對我國近十幾年來經濟增長過程中生產要素所起的作用進行估算研究，并且著重分析研究生產要素投入、科學技術進步在經濟增長中所起到的作用，并進而分析前面兩個方面與后者之間的關系。
一、估算方法
在經濟增長過程中估算要素對其的貢獻，就必須有一個可以比對的經濟增長核算方法。就經濟增長核算方法而言，最為知名的莫過于被譽為“經濟增長原因之父”的美國經濟學家丹尼爾森的經濟增長核算方法。丹尼爾森將影響經濟增長的因素歸結為七個方面，分別是就業人數及其性別年齡結構、勞動時間、教育年限及教育水平、資本存量、資源配置狀態、規模經濟以及知識進展。在這七種因素中，他進一步認為知識進步是影響經濟增長最重要的原因，而勞動力教育水平則是影響經濟增長的最為基本的要素。經濟合作與發展組織每年也會根據經濟增長核算方法來公布其成員國的各種生產率數據。因此，采用經濟增長核算方法這一國際通用的方法來對我國的要素生產率進行核算與比較就會更具科學性，并且也在與其他國家相互比較中也更具可比性。在本文所采用的估算方法中，筆者主要采用的是超越對數生產函數形式的方法。
具體方法是：
假設經濟增長的總量生產函數為H，那么就可以將經濟增長的增加值表示為各類資本投入、勞動投入和時間的函數。運用公式表示，即為Q=H（k1，k2，L kn；l1，l2，L lm；T）（1），在這一公式中，Q表示經濟增長的增加值，k1，k2以及L kn分別表示不同種類的資本投入，而l1，l2和L lm則分別表示不同種類的勞動投入，T用來表示時間。
假設經濟增長中各種類型的資本投入和勞動投入可以加總為單一的資本投入和勞動投入指數，并且用A來表示全要素生產率，則生產函數就可以用公式表示為：Q=AF（K，L，T）（2）。
二、估算采用數據說明
在以上對經濟增長因素的分析中，采用了各方面的大量數據，這些數據對于科學、準確、客觀的分析經濟增長中各要素所做出的貢獻起到了很重要的作用。同時，在對各種生產要素的衡量過程中也并不是十分簡單的一件事，而是極為復雜和繁瑣的，并且對這種衡量在不同的學者看來還有許多不盡相同的意見。因此，從這層面上講，對以上估算所采用的數據進行說明就顯得尤為必要。一般而言，衡量經濟增長中的勞動投入最為理想的標準就是標準勞動時間，這也是大多數發達國家普遍采用的測算方法。但是，我國在這方面與之相比還存在很大的差距。當然，隨著我國經濟和社會的不斷發展，有關此類的研究也在不斷地深入和系統化。目前我國在資本投入此類數據的核算和使用上，多采用的是資本存量總額或資本存量凈額來衡量。
綜合考慮到國內在此類核算方面數據的限制，筆者主要根據《中國統計年鑒》中所收錄的數據對我國1995-2007年的全要素生產率增長率進行估算，并且在此基礎上進一步測算在經濟增長中勞動、資本以及科學技術進步對其的貢獻。在所有的要素以及數據衡量中，筆者更多地采用方便使用的《中國統計年鑒》中收錄的各個年份的各類數據，以此來作為比對衡量的指標。這些數據包括1995-2007年全要素生產率估算結果中的GDP指數、勞動投入指數、資本投入指數、全要素生產率增長率，以及各種要素對經濟增長的貢獻率中的勞動貢獻率、資本貢獻率、全要素生產率貢獻率。
當然，在對各類數據的核算方法的選擇上，筆者還借鑒和吸收了其他的一些資料，比如在對資本投入的相關核算上，就主要根據經濟合作與發展組織在《生產率測算手冊》中推薦使用的方法。采用這種方法來估算和衡量我國資本投入方面的情況。在資本投入方面，主要是界定好資本服務物量指數與資本服務數量變化之間的關系，在勞動力提供勞動服務的同時，進一步分析資本存量在資本服務中所起的作用，并且依此來核算和衡量經濟增長中資本投入對其所起到的作用。
在經濟增長的核算中，投入要素的核算是其中非常重要的一項內容。目前對投入要素中估計要素產出彈性的核算方法主要有兩種：一種是計量經濟學中常用的回歸方法，一種則是收入份額法。兩種相比較，各有其優劣之處?；貧w方法是對各類數據進行分析的一種常用方法，同時也是利用統計學原理描述隨機變量間相關關系的一種重要方法。在投入要素核算中運用回歸分析的方法，一般來講運用起來極為簡便直接，但是這種方法也存在著很大的缺點，即需要在進行數據核算分析中假設投入要素的產出彈性為一個常數。然而，經濟的增長本身就存在著很大的變量，因此在設定要素產出彈性為一個常數的時候，就已經對準確核算這些數據產生了極大的局限。也正是從這個層面上講，回歸分析方法在要素核算中存在著不可避免的局限性，從而影響到準確核算數據的得出。同樣，雖然收入份額法不用將要素的產出彈性假定為一個常數，但是這種方法卻仍要在核算中存在完全的競爭市場以及經濟增長過程中不變的規模收益。這些同樣會影響到最終核算數據的準確度和科學性，所以我們要進行系統全面的統計核算。
通過對資本、技術等要素的估計與核算，我們會發現單靠要素的大量投入已經無法支撐起我國經濟的快速持久增長，因此就必須要轉變經濟發展的模式，通過技術進步來促進產業結構的升級、勞動生產率的提高以及經濟增長質量的提升。同時，在今后的經濟發展中，還必須處理好環境、資源與經濟發展的關系，變以往的粗放式增長為集約式增長，在實現當前發展的同時為今后更為持久的發展積攢后勁和動力。
參考文獻：
[1]李京文，D.喬根森，鄭友敬，黑田昌裕等.生產率與中美日經濟增長研究[M].北京：中國社會科學出版社，1993.
[2]鄭玉歆.全要素生產率的測度及經濟增長方式的”階段性”規律—由東亞經濟增長方式的爭論談起[J].經濟研究，1999，（5）.
關鍵詞：柯布-道格拉斯生產函數；經濟增長；轉變經濟發展方式
中圖分類號：F127 文獻標識碼：A
收錄日期：2017年3月10日
一、引言
近年來，河北省經濟快速發展，GDP在全國排名穩居前十名。但是，經濟發展過于依賴煤炭、水泥、鋼鐵（鋼鐵產量連續14年蟬聯中國首位，號稱“世界鋼鐵第一省”）等重工業，資源消耗大，產業結構不合理，發展過程中產生了嚴重的環境問題，在全國環境污染嚴重的城市中河北省的好多城市都排在前列。
袁靖在《中國能源消費與經濟增長關系的實證研究》中運用柯布-道格拉斯生產函數模型對經濟增長的因素進行了分析，并著重研究了能源消費與經濟增長的關系，從而可知節能減排并不會對中國經濟增長造成負面影響，進而基于能源視角對經濟發展提出建議。
李玄煜基于柯布-道格拉斯生產函數對改革開放以來中國經濟增長進行了實證分析，得出中國經濟發展需要從依賴資本向依靠人力資本以及技術進步進行轉變，從關注經濟增長速度向關注經濟增長質量轉變。
因此，本文將研究勞動、資本、能源對河北省經濟增長的貢獻，并就此研究結果對河北省經濟的可持續發展提供建議。
二、模型的設定
柯布-道格拉斯生產函數是經濟學中使用最為廣泛的生產函數，簡稱為C-D生產函數，它是由美國數學家柯布和經濟學家道格拉斯根據1899～1922年間美國制造業部門的有關數據構造出來的。兩人共同探討投入和產出關系時，在生產函數的一般形式上引入技術投入要素，于1928年提出了這一函數形式：
根據以上加權最小二乘法估計結果可知，D.W=2.010。給定顯著性水平5%得：dL=1.28，dU=1.65，dU≤1.7984≤4-dU，說明不存在自相關。
在5%的顯著性水平下通過了F檢驗和T檢驗，擬合優度提高，標準誤差降低。說明勞動投入、資本投入、能源消耗對經濟增長的貢獻是顯著的。
四、結論及建議
由以上分析可知：α+β+γ=1.4>1，說明河北省經濟發展處于規模報酬遞增階段。
在其他條件不變的情況下，勞動投入每增加1%，經濟產出將會增加0.499%；資本投入每增加1%，經濟產出將會增加0.55%；能源消耗投入每增加1%，經濟產出將會增加0.351%?？梢钥闯觯Y本投入對經濟增長的貢獻最大。能源每消耗1%產出增加0.351%，說明能源浪費較為嚴重、工業效率低下。
河北省經濟發展主要依靠勞動力投入、資本投入以及能源消耗，經增長方式相對粗放。河北省應該轉變經濟發展的方式，穩定經濟增長速度，使經濟規模與環境承載力相適應；優化產業結構，降低第二產業比重；加快工業轉型升級，化解產能過剩；增加環保投入力度，推動環保技術進步。提高能源利用率，保護環境，提高可持續發展的能力。提高勞動者的素質和自主創新能力，大力發展科技，提高技術進步對經濟增長的貢獻。河北省必須轉變經濟發展方式，借助綠色工業革命的浪潮和國家京津冀一體化戰略規劃的契機，改變之前“先污染后治理”的發展方式，變革現有經濟結構，走新型工業化發展道路，實現河北省綠色崛起。
主要參考文獻：
[1]袁靖.中國能源消費與經濟增長關系的實證研究[J].廣西經濟管理干部學院學報，2010.1.
[2]李玄煜.中國經濟增長的柯布-道格拉斯生產函數實證分析[J].經濟與管理，2015.502.
[3]陳杰，孫小英.基于平減指數的GDP數據修訂的合理性解析[J].統計與決策，2010.11.
關鍵詞：要素積累；結構變動；經濟增長
中圖分類號：F12 文獻標識碼：A 文章編號：1006－1096(2009)06－0017－04 收稿日期：2009－05－11
一、引言
建國特別是改革開放以來，中國的經濟建設取得了令人矚目的成績。統計數據顯示，中國的GDP增長率由改革前(1953～1978)的6.1％提高到9.8％(1978～2007)，遠高于同期世界平均水平3.3％。是什么支撐了中國經濟的長期、高速增長?這種高增長是否有可持續性?對這些問題，結構主義和古典主義觀點給出了不同的解釋。結構主義觀點從產業結構轉移、資本和勞動力要素流動等方面追尋中國經濟增長的源泉，而古典主義(還包括新古典主義和內生經濟增長理論。以下省略)觀點認為要素積累增長在中國經濟增長過程中扮演著最重要的角色。
結構主義觀點認為生產要素從生產率較低的部門向生產率較高的部門轉移能夠促進生產率增長，從而帶動經濟增長，因而增長是結構轉變的一個結果。呂鐵(2002)采用1980年～1997年全國及各地區的制造業樣本數據經轉移一份額法計算得出的結論是，由于勞動投入并沒有明顯地向生產率高增長的行業轉移，中國制造業的結構變化對勞動生產率增長的影響盡管存在但并不明顯。王德文、王美艷、陳蘭(2004)以遼寧省560家工業企業1991年～2001年的調查數據為樣本，來觀察中國工業結構調整對工業企業效率和勞動配置的影響，其結論表明，中國工業結構越來越符合我們的資源狀況和要素稟賦，勞動力成本低廉的比較優勢得到不斷發揮，即結構變動促進了生產率增長。李小平、盧現祥(2007)通過擴展的shin-share方法檢驗了中國制造業在1985年～2003年間的結構轉移與生產率增長變動的關系，結果表明，南于在制造業部門之間的資源配置中勞動和資本要素并沒有向高生產率的行業流動，因而在此期間，中國制造業結構變動并沒有導致顯著的“結構紅利假說”現象。李小平、陳勇(2007)實證檢驗了1998年-2004年間中國省際工業間的勞動力流動和資本轉移對生產率增長的影響，發現勞動力流動對生產率增長的促進作用不顯著，資本轉移對生產率增長具有一定的促進作用；考慮Verdoorn效應后，勞動力和資本轉移對中國工業TFP增長的總貢獻較小。干春暉、鄭若谷(2009)在估算三次產業資本存量的基礎上，分析了中國1978年～2007年期間產業結構的生產率增長效應，結果表明，勞動力和資本的結構變動在此期間日趨加快，而產業結構的變化則比較平緩，中國生產率的增長主要來自第二產業內部的要素流動產生的進步效應。
與結構主義觀點不同，關于經濟增長的古典主義理論假設經濟活動在競爭均衡的條件下發生，部門間要素的邊際收益相同，因此部門間生產要素的轉移不能夠增加總產出，資源的重新配置僅僅發生在經濟擴張時期。據此，古典主義經濟增長理論認為經濟增長是要素積累和技術進步長期作用的結果，部門間的要素流動被認為相對不重要。郭慶旺和賈俊雪(2005)利用索洛殘差法、隱性變量法和潛在產出法估算出我國1979年～2004年間全要素生產率增長率，結果表明全要素生產率增長對我國1979年～2004年間經濟增長的平均貢獻率較低，僅為9.46％，而要素投入增長的平均貢獻率高達90.54％。湯向俊(2006)首先在生產函數中不考慮人力資本因素，計算表明中國物質資本的產出彈性為0.83；引人人力資本存量和人力資本外部性后分析表明，物質資本的產出彈性仍高達0.67。鄭京海、胡鞍鋼(2008)對中國1978年～2005年改革開放時期的經濟增長進行了研究，觀察到了在此期間全要素生產率增長的總體下降趨勢，資本的平均增長率超過GDP增長率3.13個百分點，資本投入貢獻了中國經濟增長的67％。
實際上，對經濟增長動因的古典主義、結構主義二分法顯得過于絕對。其中。古典主義理論所忽略的結構變動對經濟增長的巨大促進作用在發達國家的工業化過程中確實發生了；而結構主義觀點忽視要素積累在經濟增長過程中的作用也與經濟增長和發展的歷史相悖，如對日本戰后高速增長成因的分析就認為資本(特別是壟斷資本)積累和適齡勞動力人口的快速增長是最重要的兩個原因之一(林直道，1995)。實際上，推動經濟增長的真實原因可能涵括了古典主義和結構主義的全部主要要素，即要素積累和要素轉移推動的結構轉變均是影響經濟增長的重要方面，只不過在經濟發展的不同階段，這兩類因素對產出增長的影響力有所不同。對中國經濟增長的具體案例而言，要素積累、結構變動在產出增長的過程中發揮了怎樣的作用，本文將通過實證來分析。
二、要素積累、結構變動與中國經濟增長
1 數據選擇與處理
實證分析的樣本區間為1979年～2007年，共28個樣本，數據見表1。應變量為當年GDP(y)，選擇物質資本存量(k)、就業人數(f)、勞動力流動(cf)、物質資本流動(ck)和對外貿易出口年增量(e)為解釋變量來分析各因素對中國經濟增長的影響。其中，物質資本存量的計算過程為，將基年定為1978年，選用徐現祥等(2007)的估算結果即6054億元，以當年資本形成總額為當年資本積累增量；以當年資本增量與上年資本存量之和為當年資本存量，不考慮折舊；以當年年底就業人數為勞動力變量；勞動力流動變量為當年由第一產業轉移出去的就業人數，即當年在非第一產業就業的農村人口，計算方法為農村經濟活動人口剔除第一產業從業人員數，而農村經濟活動人口數為農村總人口乘以全國經濟活動人口占全國總人口的比重；由于第二產業的迅猛發展是工業化階段最主要的特征，因此反映資本結構變動的變量選擇為第二產業當年新增資本積累，數據選自干春暉(2009)計算的中國第二產業資本存量；考慮到改革開放以來對外貿易出口在中國經濟增長過程中扮演的重要角色，將當年出口變量也納入模型，所有變量值均剔除了價格因素。為按1978年可比價格計算，除特殊說明外，各相關基礎數據均來源于各年《中國統計年鑒》?？紤]建立模型時數據穩定性的要求，對所有變量作了取對數處理，分別得到ly、ly、ll、lcl、lck、le。
2 參數估計
(1)增長回歸分析
為了考察要素積累和結構變動對經濟增長的不同影響，我們采取了逐步回歸的策略，即將要素積累變量和結構變動
變量逐步納入回歸模型。以上述策略先后得到4個回歸方程，見表2。從表2可以看出。在只包含要素積累變量的基礎上，每一次納入新的結構變量均較顯著地提高了模型的擬合優度，這表明要素結構變動因素在中國的經濟增長過程中已經發揮了一定的作用。在要素積累因素回歸方程中，物質資本積累和勞動力投入表現出對產出增長的很大影響作用，回歸方程1表明物質資本積累和勞動力投入每增長1個百分點。能夠分別拉動產出增長O，73和0，57個百分點；納入結構變量后，回歸方程3、4均表明物質資本對產出增長的彈性下降至0，47，勞動力投入的彈性更大幅下降至0，04～0，06?；貧w方程3顯示勞動力結構變動因素對產出增長有一定的促進作用，第一產業勞動力轉出每增長1個百分點，能夠拉動產出增長0，28個百分點，這個影響力在所有影響產出增長的因素中僅次于物質資本積累的影響力，遠遠超過勞動力投入增長的影響。值得注意的是，回歸方程4顯示資本積累結構變動因素對產出增長的彈性為0，015。
回歸分析表明，在綜合考慮要素積累、結構變動和外部需求因素的情況下。要素積累貢獻了中國經濟增長的63％。特別是物質資本積累貢獻了產出增長的61％，是改革開放以來推動中國經濟增長的主要動力。其次，外部需求拉動成為中國經濟增長的第二位重要因素。當前來看，結構變動因素對產出增長的貢獻還較小，不過勞動力結構變動因素對產出增長的彈性略小于物質資本積累而稍大于對外貿易出口對產出增長的彈性，已經成為影響中國經濟增長的重要因素；物質資本結構變動對產出增長的彈性為負，成為制約產出增長的因素；計算期內，勞動力轉移對產出增長的貢獻份額為12％，資本結構變動對產出增長的貢獻為－2％，因此綜合來看，要素結構變動因素對產出增長的貢獻為10％。
(2)狀態空間模型分析
通過回歸分析雖然能夠在總體上了解各因素在中國經濟增長中發揮著何種影響，但由于回歸分析得來的參數是靜態的值，因而不能反映各因素發揮影響作用的動態過程。為了理解這一動態過程，需要得到動態的參數，因此需要建立狀態空間模型。
三、結論及建議
本文在逐步回歸法和狀態空間模型方法的基礎上分析了改革開放以來中國要素積累、結構變動對經濟增長的影響，得到以下幾個結論：第一，要素積累特別是物質資本積累是推動中國過去30年經濟增長的主要動力，要素結構變動對產出增長的影響存在但不顯著；第二，勞動力投入對產出增長的彈性在過去30年中變化很大，由改革開放前期的顯著影響轉變至近期幾乎為零，這表明所謂中國的勞動密集型優勢可能即將不復存在，中國經濟增長的模式必須作出改變；第三，勞動力結構變動對產出增長的拉動作用比較顯著，但近期其影響力增長開始趨緩，這顯示了當前因勞動力結構變動產生的效率改進已經達到一個極限，勞動力結構變動有待進一步優化；第四，資本結構變動對產出增長的彈性為負，究其原因是，自上世紀90年代以來的長期中資本積累過度擴張且過于集中在第二產業特別是制造業內部的某些部門，而沒有流向生產率更高的行業和部門。
對發達國家的一些實證研究表明，在這些經濟體工業化的過程中，資本積累因素對增長的貢獻約為30％～40％，資了改革開放以來要素積累、結構變動因素對產出增長的動態影響，其中svl、sv2、sv3、sv4分別為資本積累、勞動力投入、資本流動和勞動力轉移變量對產}H的彈性。從圖1可以看出，資本積累對產flJ增長的拉動作用呈現出逐期增長之勢，但自從2000年以來增長的勢頭已趨緩，不過仍是影響產出增長的最重要因素。勞動力投入對產出增長的促進作用在改革開放初期較顯著，進入20世紀90年代后有明顯的下降，長期來看影n向力呈下降趨勢，至近期已接近為零。資本結構變動在改革開放的頭10年中表現出促進產出增長的作用，但從上世紀90年代初期開始資本結構變動的影響發生轉變，不僅促進產出增長的力度迅速下降，而且轉變至制約產出增長。相反，勞動力結構變動在上世紀90年代以前對產出增長的拉動作用不顯著，但1992年之后表現出較快的增長，直至近年轉為相對平穩，因而長期來看呈現為上升勢態。本、勞動力轉移因素對經濟增長的平均貢獻為20％(Chenery et al，1968；Chenery，1970；Robinson，1971)。但本文對中國經濟增長的檢驗表明，改革開放30年來，要素積累特別是資本積累是推動中國經濟增長的主要動力，要素的結構變動對產出增長的貢獻很小，因為資本對產出增長的貢獻高達60％以上，而要素結構變動因素對產出增長的貢獻合計僅為10％，特別是資本結構變動因素對產出增長的彈性甚至為負數。這確實表明當今發達經濟體工業化過程中曾經一再演示的社會經濟結構上的轉折在中國迄今遠未完成，中國經濟建設取得的巨大成就主要還是通過粗放型增長方式得以實現的，不具有可持續性。這也意味著未來推動中國經濟增長的動力將由要素積累方面轉向要素結構變動方面，結構變動因素將成為拉動中國經濟增長的另一個重要方面(要索積累因素仍是重要的一方面)。不過，為了這一增長途徑的順利實現，推動資本、勞動力結構變動的優化為當務之急。
作者簡介：
蘇桂富(1976-)，廣西北海人，中山大學嶺南學院世界經濟博士生，研究方向為國際金融；
陶曉慧(1977-)，女，四川射洪人，暨南大學珠海學院教師、中山大學管理學院會計系博士生。
摘要：生產要素對區域經濟發展的重要性毋庸置疑，從對北海市的實證分析中發現．北海市目前還是一個資本匱乏、技術落后、人員素質普遍較低的沿海城市。這些生產要素的欠缺使得優惠政策缺乏發揮作用的空間；同時，要素間的內在關系導致了“一榮俱榮、一損俱損”和“惡性循環”現象的出現。其中，以資金的緊缺、人力資本投入不足和觀念陳舊影響最大。
關鍵詞：經濟增長；人力資本；要素稟賦
中圖分類號：F222
文獻標識碼：A 文章編號：1002-0594(2007)12-0075-06 收稿日期：2007-09-19
1984年設立14個沿海開放城市以來，沿海開放地區紛紛抓住了歷史機遇，通過對外開放和實施優惠政策，大力發展經濟。經過二十幾年的發展，大部分沿海開放城市的經濟實力迅速得到提高，但也有一些城市的經濟發展與其優越的地理區位和國家給與的優惠政策不相吻合，其中，北海就是一個比較典型的“欠發達”沿海開放城市。目前，類似北海這樣的沿海欠發展地區的經濟增長和增長差距問題，引起了理論界和政府的高度關注。范劍勇認為地區經濟差距的持續擴大是由第二產業的高產值份額和非農產業在空間上的不平衡分布所致，縮小地區差距的根本途徑在于盡快實現欠發展地區的結構轉型。一些學者從增長極角度分析欠發展地區的經濟增長，認為我國的沿?！扒钒l達”地區缺少形成“增長極”的條件，區內資金、技術、人才等生產要素被周邊的經濟“增長極”吸引，導致了空有“區位優勢”。陳璋、袁海霞驗證了：在發展水平不同、生產力不平衡結構下，投資等資源向經濟較發達的地區傾斜，使地區差距在拉大的同時，生產力發展不平衡進一步加劇。實際上，經濟增長和地區差異的問題歷來就是個復雜問題，關于經濟增長影響因素的問題一直也是仁者見仁、智者見智，很難達成一致，對我國沿海地區經濟欠發達的成因也是一樣。本文嘗試從生產要素的角度給出沿海經濟欠發達成因的一個理論與實證分析。
一、生產要素與沿海欠發達地區經濟增長理論
20世紀40年代后期提出的哈羅德一多馬模型是古典經濟增長理論的典型代表，其標準表達式為G=s σ，式中G代表經濟增長率，S代表儲蓄率即資本積累率，σ是資本產出系數。由于σ被假定為不變，s就成為決定經濟增長的唯一因素。這種對資本積累作用的強調，形成了經濟增長理論中的“資本決定論”。在廣大的發展中國家，資本匱乏，充裕的勞動力資源并不能替代資本在生產中發揮作用，因此，強調資本形成與產出增長之間的動態關系，對欠發達地區的經濟研究有著比較積極的意義。
注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文
關鍵詞：灰色關聯度；城市經濟增長；人口流動
中圖分類號：F207 文獻標識碼：A 文章編號：1006-8937（2012）26-0020-02
在國內城市化進程加快步伐的過程中，這種關系城市經濟的發展帶動了勞動力市場的逐漸成熟，城市人口大量地流入和流出，形成大型的人口流動潮。廣東省在2011年的GDP為52 673.59億元，高居全國各省區市經濟產量的首位，同時廣東省在2011年擁有常住人口
10 430萬人，是全國各省區市人口集中程度最大的省份，也是全國各省區市中流入人口最多的省份，這種巧合關系讓人們對人口流動潮與城市經濟之間的關系產生各種遐想。
其中，美國經濟學家劉易斯就曾在對落后國家經濟發展進程的研究中將經濟增長和人口流動相結合，認為發展中國家存在二元經濟結構，分別為傳統的農業部門和城市的工業部門，其中在農業部門的剩余勞動力會向城市工業部門流動，為城市工業部門中擴大再生產提供所需要的勞動供給和資本積累從而促進經濟增長；另外，美國經濟學家托達羅在其人口遷移模型中證明了影響農民做出從農村向城市流動決策的是對城鄉收入的預期差距，在存在很大城鄉差距情況下，即使城市中存在較高的失業率，農民也會具有從農村涌向城市的傾向。
在國內，王德等在研究1985~2000年中國區域經濟增長和區域人口流動的關系中，得出人口流動在1990年前后對我國十幾個省的GDP產生平均1.5%的貢獻；段平中在其人口流動對我國經濟發展的作用時，通過實證分析證明其過程存在一種收斂性。
這些學者的研究成果都很好地闡述了人口流動和經濟增長的關系，并統一證據支持了人口流動能夠促進城市經濟增長這個論點。但這些研究大都專注于城鄉之間的人口流動和城市經濟增長的關系，而忽略了城市之間的平行人口流動對城市經濟增長的作用，也缺乏流動人口和本地人口對城市經濟增長的作用比較。但在現實中的發展中國家，其經濟結構除了由產業特性導致的城鄉二元經濟結構之外，還有由政策偏向、機會傾斜等引起的城市地區間經濟發展不均勻。和城鄉二元經濟結構一樣，這種城市區間的經濟不均勻發展也會引起城市間的人口流動，經濟欠發達城市地區的勞動者會產生對經濟發達城市地區的高收入差距預期，從而衍生出對經濟發達城市地區流動的傾向。這部分人群的流動和經濟增長之間又是怎樣的關系如今暫未得到論證。本文將以廣東省的城市作為研究對象，采用灰色關聯度分析方法實證分析人口流動與城市經濟增長的關系，并結合人口流動的心理要素來分析其原因。
1 實證建模
1.1 樣本數據的選取
人們通常由于務工經商、工作調動、學習培訓、搬家遷移、婚姻關系、親友收納等方式由一個地方流動到另一個地方而形成人口流動，在此過程中，由于流動人口的戶籍變化更能反應其對城市經濟建設的長期貢獻作用，因此本文采用戶籍遷移人口作為標準界定流動人口，并選用廣東省2011年統計年鑒中2010年的各市數據進行分析。
2 灰色關聯度實證分析
3 結 論
①廣東省人口因素與城市經濟增長之間具有顯著關聯。由表1可知，無論是流入、流出還是本地的人口，與廣東省城市經濟產量之間的關聯度都超過0.7，達到較高的關聯水平。就流向而言，流入人口都為城市的經濟建設做出了巨大貢獻，他們提供了廉價的和高質量的勞動力，成為城市各類行業的勞動主體；同時，人口的向外流出也緩解了剩余勞動力的就業壓力和降低了福利分享規模，提高了流出城市的邊際生產力；本地人口作為城市的源動力，對城市經濟建設做出的貢獻自然功不可沒。
②留在城市內的人口對城市經濟增長的貢獻水平高于離開城市的人口的貢獻水平。廣東省中留在城市中的人口對城市經濟增長的貢獻為0.7 245、0.8 683和
0.7 214，高于流出人口對城市經濟增長的貢獻0.7 184。留在城市中的人口通過提供勞動力和帶來消費和投資等對城市經濟比較直接的貢獻，比離開城市人口創造的緩解剩余勞動力就業壓力和福利分享規模的間接貢獻更具有長遠而深刻的推動作用。
③流入人口對城市經濟增長的貢獻水平高于本地人口的貢獻水平。從表1結果來看，不論是省內其他城市的流入人口還是省外流入人口，對城市經濟增長的貢獻都高于本地人口的貢獻水平，這其中的最重要原因莫過于本地人口在進取心和奮斗欲望等心理因素上都差于流入人口。一般來說，本地人口在天時地利人和方面都具有與生俱來的優勢，而這種優勢使本地人具有穩定的未來環境期望，且這個優勢越明顯，其創造能力越差。相反，外來人口本著為了能改變現狀和衣錦還鄉的淘金理念，迸發出熱情與創造力為這個城市帶來更大的發展動力。
④省外流入人口對城市經濟增長的貢獻水平高于省內其他城市流入人口的貢獻水平。表1中，省外流入人口對于廣東省城市的經濟增長的貢獻高達0.8 683，遠遠高于省內其他城市流入人口0.7 245的貢獻度。本文認為其中的原因有兩個方面：其一，流入人口在心理因素上的沖勁通常會因機會成本的增加而增加，而這種機會成本往往和城市的地理距離及經濟差距成正相關關系，即其返回原城市的成本越大，其沖勁越強。其二，廣東省作為中國歷來的經濟大省，其本地人的從商意識很強但是對教育的關注并不高，尤其與山東、江浙等重視教育的省市差距明顯，因此，從重教育的外部省份流入的人口在知識積累方面相對本省人口更具有優勢，對如今知識化社會的經濟增長的促進作用更明顯。
實證結果證明，人口流動尤其是省外流入人口對廣東省城市經濟增長的促進作用非常重要。本文認為要加快城市化進程和城市經濟增長，取消戶籍限制制度等人口流動的約束和限制勢在必行，才能引導各省區市之間的人口流動以更有利于城市經濟的發展和壯大。
參考文獻：
[1] 阿瑟·劉易斯.二元經濟論[M].北京:北京出版社,1989.
[2] 邁克爾·P·托達羅.經濟發展[M].北京:中國經濟出版社,1999.
關鍵詞：CO2排放；經濟增長；能源消費；全要素生產率
基金項目：新疆師范大學新疆城鎮化發展研究中心招標課題（XJCSFZ201202）；教育部一般基金青年項目（11YJC790148）。
作者簡介：郭輝（1978-），女，江蘇豐縣人，新疆大學經濟與管理學院博士研究生，主要從事技術創新與可持續發展研究；董曄（1974-），女，蒙古族，內蒙古呼和浩特人，新疆師范大學地理科學與旅游學院講師，主要從事區域經濟與可持續發展研究。
中圖分類號：F061.2；F062.2文獻標識碼：A文章編號：1006-1096（2012）06-0077-05收稿日期：2011-11-22
引言
伴隨著中國GDP的增長，以煤為主的能源消耗數量增多且增速加快，導致CO2排放不斷增加。能源消耗增大、環境質量持續下降約束了中國經濟增長的持續性。2008年世界環境績效指數（EPI，Environmental Performance Index）報告指出，中國的EPI指數從2006年的94名下降到105名；2010年中國得到了49分，在所有163個國家和地區中排第121名，環境情況不容樂觀。作為世界上第二大能源消費國和CO2排放國，中國面臨著經濟發展和CO2排放之間的兩難選擇。如何降低經濟快速發展對能源消耗的高度依賴、減少污染排放的負向影響已成為中國面臨的主要難題。本文主要分析中國經濟自1978年以來的快速增長究竟源于資本和勞動力，還是能源或技術進步；在考慮能源消費和CO2排放的情形下，各要素貢獻率如何；CO2排放對經濟增長的影響有多大；特別要考察中國自2003年將節能降耗作為約束性指標以來CO2排放對經濟增長的影響程度及全要素生產率（TFP）的變化形勢；同時對索洛模型進行擴展，來考察能源消費、CO2排放和技術進步對經濟增長的作用及大小。這些問題的解答對中國制定更加有效的節能政策、發展低碳經濟有一定意義。
一、文獻綜述
對有關能源消費、污染排放與經濟增長關系問題的研究文獻，陳詩一（2009）做了歸納，將其分為兩大類。一類是在經濟增長過程中考察能源消耗或環境污染變化的驅動原因。這類文獻利用分解技術，將導致能源消耗或者污染排放變化的因素拆分成幾種不同的影響因子，最終確定主要的影響原因。另一類文獻則研究能源消耗或污染排放對產出的影響，如揭示經濟增長與污染排放之間是否存在EKC曲線，或將能源消費或污染排放納入增長理論模型等。這些文獻大多集中對這3個經濟變量中兩兩之間的關系展開研究。近年來，一些學者在同一框架下考察經濟增長、能源消費與污染排放（尤其是CO2排放）三者之間的關系，進一步推動了該領域的研究。Ang（2007）、Apergis等（2009）、Ghosh（2010）、Soytas等（2009）、任力等（2010）采用Granger因果檢驗、預測方差分解或面板向量誤差修正模型等方法進行研究。也有少數文獻根據研究目的，進一步拓展了研究方法，如Lozano等（2008）利用非參數的數據包絡方法（DEA）、楊子暉（2011）采用有向無環圖技術方法等進行研究。
縱觀國內外該領域的研究，學術界就這3個經濟變量間的相互影響關系及作用方向尚未達成一致結論（Ozturk，2010）。因此，對這三者之間關系展開深入研究十分必要。本文與其他文獻的不同之處在于：一是對索洛模型進行擴展，得到能源消費和CO2排放約束下經濟體的均衡增長率；二是把能源消耗和CO2排放與資本和勞動力等傳統要素一起作為投入要素引入生產函數，估算中國的綠色全要素生產率。將CO2排放作為投入要素而非產出的主要原因有兩個：第一，在沒有環境管制的情形下，污染排放物作為投入要素會通過兩種方式對產出起促進或抑制作用。第一種方式是在給定其他投入要素的前提下，經濟體利用對自然環境的污染來增加產出。起初，經濟體把污染排放物通過生態環境系統的吸納和沉積作用作為一種投入要素來增加各自的產出水平，此時污染排放物對經濟增長有促進作用；第二種方式是當逐漸累積的排放物最終導致生態環境質量下降并降低經濟體的期望產出時，此時污染排放物對經濟增長出現抑制作用。總體來看，污染排放物對經濟增長的促進或抑制作用取決于上述兩種方式下排放水平相對變化的情況。如果存在環境規制，污染排放物的負外部性會擠占部分本來用于生產產出的要素投入，從而降低期望產出的數量。第二，在投入-產出活動中，無論采用何種技術，CO2排放都是不可避免的。將CO2排放看成投入要素是不受約束的，但如果將其作為非期望產出，則要進行弱處理（Zhou et al，2008） 。
二、方法與模型
（一）模型
本文設定生產函數為
Y（t）=F（A（t），K（t），L（t），E（t），C（t），t） （1）
其中，Y為GDP；K、L、E、C分別代表資本、勞動力、能源消耗和CO2排放4個投入要素，t為時間趨勢變量。為簡化形式，下文將t省略。
對模型的基本假設如下
f′K（·）>0， f′L（·）>0， f′E（·）>0， f′C（·）
f″K（·）
f（·）符合稻田條件（Inada condition），同時滿足上述假設的模型有柯布-道格拉斯（CD）生產函數和超越對數生產函數。為了估算投入要素隨時期而變化的產出彈性系數，本文采用CD形式
Y=AKαLβEγCτ， α，β，γ>0， τ
α、β、γ、τ代表4種要素的產出彈性，A代表?？怂怪行约夹g進步系數。根據Solow（1957）的經典方法，對（3）式兩端同時微分并除以Y，可以得到全要素生產率（TFP）。
TF·P=Y·-αK·-βL·-γE·-τC· （4）
其中，變量標注上端點表示其增長率。在新古典假定下，α、β、γ、τ的產出彈性就等于各自的產出份額，全要素生產率的增長率則近似于技術進步率。式（4）同時也可以用來進行本文所需的綠色增長核算分析。
將能源看做一次能源和可再生能源的單一混合體，其消耗率為b，再生率為c。能源E隨著時間t的變化率為
E·=-（b-c）R，c，b>0 （5）
根據經濟增長模型的基本假設，對式（4）取對數得到
lnY=αlnK+βlnL+γlnE+τlnC+gt， α，β，γ，g>0，τ
對（6）兩邊對t取導數后，根據Solow（1957）的基本假設得
g*=[γ（g+n）-β（b-c）-τm]/（1-a） （7）
g*是經濟體存在能源消耗和CO2排放的均衡增長率，其中n和g分別代表勞動力和技術進步的增長率。對經濟增長而言，不可再生能源對其存在阻礙，其大小為bβ/（1-α）。這意味著在給定情況下，不可再生能源消耗率越高，它對經濟增長的約束越大；更說明經濟增長對不可再生能源的依賴程度越高。可再生能源對經濟增長存在促進作用，其大小為cβ/（1-α）。從總體來看，能源對經濟增長的作用為（c-b）β/（1-α），其大小取決于b和c的相對大小。換言之，能源消費結構對經濟增長起決定作用，即可再生能源的占比越高，能源消費對經濟體的促進作用就越大。技術進步對經濟增長起推動作用，其力量為γg/（1-α）。CO2排放對經濟增長存在大小為τm/（1-α）的阻礙作用。
（二）數據與變量測量
由于各類統計年鑒公布數據的時間不同，因此我們將樣本區間設為1978年～2008年。數據來源為《中國統計年鑒》、《中國能源統計年鑒》和《中國勞動統計年鑒》。其中GDP數據為1978年不變價格的實際GDP，其他數據間接利用年鑒估算。本文主要以煤炭、石油和天然氣這3種一次能源為基準來核算中國的CO2排放量。公式為
CO2=∑31CO2，i=∑31Ei×NCVi×CEFi×COFi×（44/12） （8）
其中，CO2代表估算的CO2排放量，i代表煤炭、石油和天然氣，E為消耗量。NCV為2007年《中國能源統計年鑒》附錄4提供的中國3種一次能源的平均低位發熱量；CEF為2006年IPCC提供的碳排放系數；COF是碳氧化因子（煤炭設定為0.99，原油和天然氣為1，參考陳詩一（2009））。44和12分別為二氧化碳和碳的分子量。各種能源折算標準煤系數由2007年《中國能源統計年鑒》提供。
資本存量的測算公式為：Kt=（1-δt）Kt-1+It/Pt。其中Kt、Kt-1分別為t年、t-1年的實際資本存量，Pt為固定資產投資價格指數，It為t年的名義投資，δt為t年固定資產折舊率。本文選擇王小魯等（2009）假定的固定資產折舊率5%，直接采用Chow（1993）核算的1978年年末中國的初始資本值為14112億元。本文根據張軍等（2003）所估算的全國固定資產投資價格指數，折算出1978年～1991年（1978年為基期）的固定資產投資價格指數，并與1991年國家統計局正式編制的1992年～2008年價格指數合并。
傳統的勞動力總量不能反映勞動力素質的變化。勞動力接受不同水平的學校教育，其邊際產量也不同。因此，本文根據勞動者接受學校教育的年限來測量勞動力素質變量，即人力資本存量。其計算公式為：Ht=Lt*∑（Ei，t*Yi）。其中H為人力資本，E為各學歷占比，i為各學歷，Lt為t年就業人口總數，Yi為各學歷所需教育年限，文盲半文盲、小學、初中、高中、?？啤⒈究啤⒀芯可芙逃晗薹謩e取2年、6年、9年、12年、15年、16年和20年。1978年～2000年受教育情況數據來自于張保法（2007），2001年～2010年受教育情況數據來自2002年～2011年《中國勞動統計年鑒》。
三、實證分析
本研究全部檢驗的計算過程通過Eviews 6.0完成。
（一）單位根檢驗
GDP、資本存量、人力資本、能源消費和CO2排放為典型的時間序列，具有顯著的趨勢和非平穩特征。根據式（4），分別將上述變量取對數，記為Ly、Lk、Lh、Le和Lc。為避免偽回歸，對各變量做ADF單位根檢驗，根據AIC選取最優滯后期。結果表明，所有變量一階差分后都通過了單位根檢驗，均為I（1）平穩過程，符合協整檢驗的前提條件，結果見表1。
表1各變量的ADF單位根檢驗
變量名稱變量符號檢驗形式（C，T，L）ADF實際GDPLy（C，0，5）-4.14**資本Lk（C，T，2）-4.68***人力資本Lh（C，T，0）-5.26***能源消費Le（C，0，4）-2.96*CO2排放Lc（C，T，4）-3.36*注：（C，T，L）中的C、T、L分別表示截距項、時間趨勢和滯后項；*、**、***分別表示在10%、5%、1%顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設。
（二）協整分析
為進行協整分析，需建立由Ly、Lk、Lh、Le和Lc構成的VAR模型。VAR滯后階數根據各種準則選定。LR、FPE都選定滯后階數為4，而AIC、SC以及HQ選擇滯后階數為5。為避免估計模型的過度參數，選擇VAR的滯后階數為2。
協整估計中假定在VAR（2）模型中含有無約束截距和無約束趨勢項。跡檢驗說明在顯著水平為5%時存在2個協整方程，顯著水平為1%時存在1個協整方程；極大特征根檢驗說明顯著水平為5%時存在1個協整方程。綜合來看，接受有一個協整向量的備擇假設（見表2）。
表2Johansen and Juselius跡和最大特征根檢驗
假定協整數量特征值跡統計量5%臨界值P值最大特征值統計量5%臨界值P值無*0.89119.9079.340.0063.5637.160.00最多1個*0.5956.3255.250.0425.57630.820.19最多2個0.5330.7635.010.13注：*表示以5%的顯著水平拒絕原假設。
據此，建立VECM（2）模型，并得到各變量長期協整關系。
Ly=-3.04+0.33Lk+0.77Lh+1.89Le
（3.36）（6.74）（2.79）
-1.87Lc+0.04Trend（78）
（-3.00）
上式括號內為t統計量，協整向量中各變量前的系數反映了變量之間的長期關系。資本對經濟增長的彈性系數較低（0.33），人力資本對經濟增長的彈性系數較為顯著（0.77），能源消費對經濟增長的彈性系數非常顯著（1.89），CO2作為“負投入”對經濟增長的彈性顯著為負（-1.87）。
從直觀上看，CO2排放是能源消費的增函數，它對GDP的影響似乎應與能源消費對經濟增長的作用相同。應用EG兩步法對CO2和GDP的檢驗結果為Ly=-13.82+1.86Lc，似乎證實了這一點。但應用Johansen協整檢驗發現，AIC和SC都明確指明兩者存在唯一協整關系且方程包含截距和趨勢。再應用VECM（2）得到Ly=8.99-0.08Lc+0.10t，表明兩者為負向關系。一般而言，Johansen協整檢驗的準確率高于EG兩步法，而且多變量綜合分析也優于兩變量，再次證實CO2排放對經濟增長存在顯著的負向影響。
（三）VECM分析
在檢驗協整關系的基礎上，我們進一步建立將短期波動與長期均衡聯系起來的向量誤差修正模型。由于本文重點關注實際GDP的方程，所以只列出ΔLy。
ΔLy=-0.91ECM（-1）+0.91ΔLy（-1）-0.3ΔLy（-2）+0.21ΔLk（-1）+2.34ΔLk（-2）-0.22ΔLh（-1）-0.05ΔLh（-2）-2.08ΔLe（-1）-0.21ΔLe（-2）+1.75ΔLc（-1）+0.34ΔLc（-2）-0.01-0.01Trend（78）
Adj.R2=0.79， F=4.80， LogL=85.17， AIC= -5.16
在實際產出的短期動態方程中，可決系數是0.79。這表明短期實際GDP增長率的波動可由5個變量的短期變動以及它們之間的長期關系解釋79%。VECM說明短期內如果對能源消費和CO2排放作出調控，將會顯著引起經濟增長的波動，除非對資本和人力資本作出相適應的調整以抵消其沖擊，從而保證經濟的平穩。
（四）綠色增長核算
表3報告了中國經濟改革開放至今的綠色增長核算和要素貢獻的結果。要素投入的貢獻率為要素增長率和所估計的該要素的產出彈性之積，它們與TFP加總就等于GDP增長率。因此，該表格隱含了技術進步和4種要素對產出的貢獻份額，由此可以判斷在能源消耗和CO2排放的約束條件下驅動中國經濟增長的真實源泉。鑒于篇幅原因，只列出部分年份數據。
表3綠色全要素生產率及各要素貢獻率（%）
年份GDPTFPKHECO219797.602.501.033.934.77-4.6419807.811.721.274.625.44-5.23198513.477.222.573.8415.39-15.5619903.84-11.811.4913.863.45-3.14199510.934.973.471.5012.99-12.0020008.431.873.221.696.66-5.0120018.30-0.813.273.096.33-3.5820029.084.273.511.3311.34-11.37200310.036.483.952.1428.86-31.41200410.092.704.122.2430.48-29.45200510.438.134.35-1.7919.94-20.20200611.655.704.451.2418.15-17.89200713.046.444.401.6614.81-14.2820088.95-2.644.223.8613.81-10.29
測算出的K、H、E、C分別為資本、人力資本、能源消費和CO2對GDP的貢獻份額?？梢娔茉聪M對GDP的貢獻作用最大，其次是資本投入，最后是人力資本要素。同時，CO2對經濟增長的負向影響較顯著，而且能源消費對GDP的貢獻份額愈大，CO2對GDP的抑制作用愈明顯。假設b、c已知，根據上表和協整關系系數可以測算出式（7）中能源消費、技術進步對經濟增長的推動大小和CO2排放對經濟增長的阻礙大小。
四、 結論
1978年～2008年間中國綠色全要素生產率平均增長率為3.664%，遠低于經濟增長的9.785%，平均貢獻率較低，可見全要素生產率對經濟增長貢獻較低的原因在于技術進步率偏低。中國經濟增長主要依賴資本投入和能源消耗，其代價是CO2高排放。CO2作為環境成本對中國經濟增長的負向影響較為顯著，而且CO2排放對經濟增長的抵消作用與能源消費的貢獻大小具有顯著的正向關系。但有一點必須證實，中國從2003年提出在“十一五”規劃綱要中列出節能減排約束性目標以來，CO2排放對經濟增長的負向抵消作用呈逐年下降趨勢，可見節能減排政策或者技術進步等外部沖擊在一定程度上有效地降低了CO2排放對經濟增長的影響作用。
參考文獻：
陳詩一. 2009.能源消耗、二氧化碳排放與中國工業的可持續發展[J].經濟研究（4）：41-55.
任力，倪玲.2010.中國溫室氣體排放、能源消費與經濟增長的實證分析[J].經濟管理（10）：155-162.
王小魯，樊綱，劉鵬.2009.中國經濟增長方式轉換和增長可持續性[J].經濟研究（1）：4-16.
楊子暉.2011.經濟增長、能源消費與二氧化碳排放的動態關系研究[J].世界經濟（6）：100-125.
張保法.2007.經濟模型導論[M].北京：經濟科學出版社.
張軍，章元.2003.對中國資本存量K的再估計[J].經濟研究（7）：35-44.
ANG J B. 2007.CO2 emissions， energy consumption， and output in France [J].Energy Policy，35：4772-4778.
APERGIS N， PAYNE J E.2009.CO2 emissions， energy usage， and output in Central America [J]. Energy Policy， 37： 3282-3286.
GHOSH S.2010.Examining carbon emissions economic growth nexus for India： a multivariate cointegration approach [J].Energy Policy，38：3008-3014.
CHOW G C.1993.Capital formation and economic growth in China [J].Quarterly Journal of Economics，（3）：809-842.
LOZANO S， GUTIRREZ E. 2008.Nonparametric frontier approach to modeling the relationships among population， GDP， energy consumption and CO2 emissions [J]. Ecological Economics， （4）： 687-699.
OZTURK I.2010.A literature survey on energy-growth nexus[J].Energy Policy，38： 340-349.
SOLOW R M.1957.Technical change and the aggregate production function [J]. Review of Economics and Statistics，（39）：312-320.
SOYTAS U，SARI R.2009.Energy consumption，economic growth，and carbon emissions： challenges faced by an EU candidate member[J].Ecological Economics，68：1667-1675.
ZHOU P， ANG B W， POH K L.2008.Measuring environmental performance under different environmental DEA technologies[J].Energy Economics，（30）：1-14.
（編校：沈育）
A Study on the Green Total Factor Productivity and Economic Growth of
China Constrained by Carbon Emissions and Energy Consumption
——Analysis Based on an Expanded Solow Model
GUO Hui1， DONG Ye2
（1.College of Economic and Management， Xinjiang University， Urumqi 830014；
2.College of Geography Science and Tourism， Xinjiang Normal University， Urumqi 830054， China）
關鍵詞可持續；包容度；環境全要素生產率；系統廣義矩估計
中圖分類號F061.2文獻標識碼A文章編號1002-2104(2012)07-0101-08doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2012.07.016
改革開放以來，中國經濟經歷了長達30多年的持續高速增長。但是高投入、高污染、低效率的經濟發展方式，使得經濟高速增長的同時，面臨著資源耗竭與環境惡化并存的局面，技術進步、人力資本等要素對經濟增長的貢獻率偏低，從而制約經濟的長期增長。中國政府也充分認識到粗放型經濟增長方式存在的顯著弊端，在“十二五”規劃中提出加快轉變經濟發展方式是實現包容性增長的前提條件。因此，要體現出經濟增長的包容性，必須既要提高技術進步、人力資本對經濟增長的貢獻度，實現經濟的長期增長，又要滿足經濟可持續發展的要求，達到經濟發展與資源利用、環境保護相協調。
1文獻回顧
如何判斷經濟增長對可持續的包容，投入要素和全要素生產率對產出增長貢獻的此消彼長成為判斷經濟發展方式轉變的主要標準［1］，也是衡量經濟增長可持續性的關鍵指標。隨著資源與環境逐漸成為中國經濟可持續增長的制約因素，一部分文獻將資源與環境因素納入到中國全要素生產率研究［2-5］。這些研究雖然考慮了資源與環境因素對中國經濟增長的影響，但忽視了人力資本在經濟可持續增長中的決定作用，顯然無法全面解釋經濟如何實現對可持續的包容。
另一部分文獻則從人力資本、技術進步在經濟增長中的貢獻角度分析如何實現經濟增長的可持續性。蔡昉、王德文［6］通過對中國改革以來經濟增長的因素進行分解，發現雖然20世紀80年代以來的經濟增長中，傳統要素投入的貢獻大于人力資本和生產率的貢獻，但從彈性系數來看，人力資本的增長貢獻在未來有巨大潛力。經濟增長前沿課題組［7］通過論證高投資、高污染、高能耗的增長模式給政府帶來的宏觀成本來說明要保持經濟增長的可持續性，必須轉變增長模式，指出只有采取促進技術進步的政策措施，提高TFP和企業競爭力，才能實現經濟的可持續增長。王小魯、樊綱、劉鵬［8］通過構建包括人力資本貢獻的生產函數，實證檢驗說明，經濟增長中勞動力數量簡單擴張正在被人力資本提高的依賴取代，這反映了增長方式的轉換。這些文獻雖然都論證了技術進步、人力資本對于中國經濟可持續增長的影響，但是沒有考慮到資源與環境因素對經濟可持續增長的硬性約束，因而對于解釋中國經濟增長的可持續性不具有很強的說服力。
綜上可以看出，無論是沿著資源利用、環境保護的角度研究中國經濟的全要素生產率增長，還是從內生增長理論的角度分析人力資本、技術進步對中國經濟增長可持續性的貢獻。都只是從一個側面反映經濟增長模式的狀態及其轉變。本文試圖將資源與環境約束，人力資本投入納入到包容性增長的統一框架中，測算經濟增長對可持續的包容程度，并實證分析影響經濟增長包容性的決定因素，從中找到實現經濟可持續的路徑。
本文的余下部分結構如下：第二節介紹經濟增長對可持續包容的理論解釋；第三節介紹全要素生產率指數計算方法及使用的數據；第四節測算出全要素生產率變動及經濟增長對可持續的包容程度；第五節是結論和政策建議。
2經濟增長對可持續性包容的理論解釋與評價方法2.1經濟增長對可持續包容的理論界定
關于包容性增長的內涵雖然沒有統一的認識，但從經濟增長的結果來看，包容性增長意味著經濟在保持持續、穩定、快速的增長過程中技術進步、人力資本等投入要素對經濟增長的貢獻占主導地位，同時資源節約利用、環境污染治理在可控范圍?，F有文獻研究經濟增長的可持續性主要是指環境與資源可持續性問題，而本文中對可持續性的界定包括：發展方式的可持續性、資源環境的可持續性。據此可以看出，要實現經濟增長對可持續的包容，必須包含以下兩個方面：
2.1.1經濟增長對發展方式的可持續性的包容
經濟發展方式從要素的使用來講，是生產要素的分配、投入、組合和使用的方式。因此，按照經濟增長的投入要素，可以分為粗放型發展方式或集約型發展方式。發展中國家在發動經濟增長的初期因為生產要素的成本較低，在實施趕超戰略，試圖在較短時期趕上發達國家的過程中，表現為傳統型、粗放型特征。但是，隨著經濟發展水平的不斷提高，資源環境對經濟增長的剛性約束以及居民消費需求的升級，片面追求數量、速度的粗放型發展方式難以為繼，相應的發展方式也必須轉變為質量、效益型的發展方式，即在適當的生產要素投入的基礎上，技術進步與人力資本的貢獻更大，從而實現經濟增長對可持續性的包容。
關鍵詞：經濟增長方式轉變效果 分析框架 離散系數法
經濟增長方式轉變的相關研究
前蘇聯經濟學家將經濟增長方式分為兩種基本類型：一種是依靠增加投入實現產業增長的“粗放增長”；另一種是依靠效率提高實現增長的“集約增長”。科爾奈則在其專著《社會主義制度》中把這兩個概念與西方學者使用的“要素投入增加和要素生產率提高”這兩個概念相比較指出“這種區分以及與之相伴隨的專門術語，在西方作者中廣為流行，但各社會主義國家的作者卻愿意采用另一術語，即‘粗放（外延）方式’和‘集約（內涵）方式’來加以表述。這兩對術語語義上是相同的，要素增加等與外延（粗放），要素生產率提高則與內涵（集約）相當”。這一分類方法在國內學術界也被廣泛接受。國內眾多學者對我國經濟增長方式有關問題和概念進行了廣泛、深入的討論。如劉國光等指出，“經濟增長方式轉變應體現為全要素生產率不斷穩步提高”。趙愛明等人則認為“轉變經濟增長方式就是將原有的和現存的忽視質量和效益、片面追求數量擴張的粗放型經濟增長方式，從根本上轉變到高質量、高效益的集約型經濟增長方式上來”。洪銀興等人從西方經濟增長理論的變革出發研究，認為“我國所要推進的增長方式轉變的內涵既包括索羅等新古典增長理論所強調的全要素生產率思想，也包括新增長理論所突出的知識創新和加大人力資本投資的思想”。
經濟增長方式轉變效果的理論分析框架
所謂效果，是指動機指導下的行動所產生的客觀后果。在日常用語中，效果往往被簡單理解為預期目的的實現。從理論和現實的角度來看，我國提出經濟增長方式轉變的預期目的可以概括為以下七個方面 ：
第一，在經濟效益增長方面的效果。經濟效益即資金占用、成本支出與有用生產成果之間的比較，即以盡量少的勞動耗費取得更多經營成果。經濟效益是一切經濟工作的中心，從根本上說，經濟增長的優劣本質上就是經濟效益的優劣，經濟增長的質量高低就集中體現在經濟效益水平的高低上。著名經濟學家林毅夫指出“一個經濟的最優經濟增長方式或目標增長方式是使該經濟的生產成本最小化的增長方式”。由此可見，經濟效益的提升也是一個社會整體經濟追求的目標。
第二，在生產要素經濟效率提升方面的效果。經濟學認為勞動力和生產資料的效率問題的本質是生產要素的合理使用問題。西方經濟學中邊際技術替代率遞減規律指出兩個方面的結論：一是從單個生產要素的投入總存在一個使其投入帶來的產出最高的點，即單個生產要素效率最高的點；二是從多種要素的同時投入總存在一點能夠使各種生產要素的投入比例最佳，在這個點上，該種生產要素組合帶來的產出最高，即綜合要素生產率最高。綜上所述，無論是從經濟學還是西方經濟學都把要素效率的提升作為經濟增長或增長方式轉變所追求的目標。
第三，在科技進步方面的效果。丹尼森認為“知識進步——即技術、管理及其應用，是對經濟增長影響最大、最重要的因素”，這與新古典經濟增長理論創始人之一的美國經濟學家索洛等所提出的“技術進步是經濟增長中最有意義、貢獻最大的一個因素”的觀點相一致。以盧卡斯為代表的新經濟增長理論，更將技術進步視為經濟系統的內生變量，把知識和技術進步作為經濟增長的決定因素。體現技術進步的全要素生產率貢獻度的提高已經成為理論界的普遍共識，而我國經濟增長還是投入型的，全要素生產率貢獻率不高，不能適應這個日新月異的新經濟時代的發展。
第四，在產業結構轉變方面的效果。產業結構與經濟增長之間具有密切的關系，庫茲涅茨的相關研究表明：經濟總量增長和部門變化之間是相互聯系的，總量的高速增長能夠導致結構的快速變化，主要是因為消費需求結構的變化直接拉動生產結構的轉化，而消費需求結構的變化是與經濟總量的變化直接聯系的，因此，隨著經濟發展，農業部門（即第一次產業）實現的國民收入在整個國民收入中的比重不斷下降；而工業部門（即第二次產業）和服務部門（第三次產業）的國民收入相對比重則上升。
第五，在產品質量競爭力提升方面的效果。產品質量既包括物質產品的質量又包括服務產品的質量，它包括兩方面的含義：一是產品自身具有的特征，即符合技術標準的程度（可稱其為品質特征）；二是產品滿足用戶需要的程度，即產品的適銷程度。產品質量水平是一個國家經濟技術水平和管理水平的重要標志，也是一個民族素質高低的標志。在國際市場上，國際貿易的實踐表明產品間的競爭已經由以價格為中心轉變為以產品質量為中心，產品的科技含量和質量成為國際競爭的核心因素。
0引言
改革開放30多年來，我國經濟實現了舉世矚目的高速增長，為全面建成小康社會和實現現代化奠定了堅實的基礎。研究表明，在引致經濟增長的各種生產要素中，一方面，資本投入的增加是拉動我國經濟增長的最主要因素。從總體上看，對于一個國家或地區的經濟增長而言，資本形成是引擎，資本的效率則是關鍵。改革開放初期，和絕大多數發展中國家一樣，資本稀缺是中國經濟增長與發展的最主要障礙，改革開放政策不僅動員了國內儲蓄，激活了儲蓄轉化為投資的資本形成機制，提高了微觀層面的資本效率；而且通過廉價的土地供給和優惠的稅收政策，吸引外國資本與國內廉價的勞動力資源相結合，促進了外向型經濟發展，提高了經濟增長的速度?？梢哉f，國內資本的加速形成和國外資本的大規模流入，加上資本效率一定程度的提高，是30多年來我國經濟增長的最大動力。隨著改革開放的進一步深入，我國經濟增長與資本形成表現出非均衡性；另一方面，在短期內，就業增長與中國經濟之間表現出非一致性，而這似乎背離了傳統經濟理論帶給人們的一貫認識：“就業增長意味著經濟增長?！蹦敲淳烤咕蜆I與經濟增長是何種關系？本文通過計量實證分析發現就業增長與經濟增長在短期內并不存在必然的一致性，主要表現在勞動要素對經濟增長的貢獻率低，相反在長期均衡時間內卻保持了一致性，經常保持在1：2的要素貢獻率，繼而提出政府不能把勞動力要素的投入當作是使經濟增長的充分條件，最后提出目前我國政府在宏觀經濟政策上應該實現從就業帶動增長到就業與經濟增長協調發展的轉變，來促進經濟增長的對策建議。因此，分析資本形成、就業人員人數與我國經濟增長的關系，解釋經濟增長的資本因素和勞動力因素，無論在理論上還是在實踐上都具有重要意義。
1文獻回顧
自20世紀90年代以來，已經有一些研究對于生產兩要素與經濟增長的關系進行了考察。林毅夫（2001）以1981―2010年GDP增長率、資本效率等統計數據，通過國民收入恒等式考察了資本形成和就業人口對經濟增長的貢獻程度。他通過深入探討資本形成和就業人數兩個變量的性質，使用多種聯立方程估計方法，包括普通最小二乘法（OLS）、兩階段最小二乘法（2SLS）、三階段最小二乘法（3SLS）、似不相關估計（SUR）、有限信息普通最小二乘法（LIML）和完全信息普通最小二乘法（FIML），以根據不同估計方法估計結果所提供的信息來判斷最佳的估計方法。根據林毅夫的估計結果，在上世紀90年代國內生產總值對兩要素的彈性數值大致在0.5左右。該彈性數值在上世紀80年代則相對較低，可能主要是因為兩要素占國內生產總值的比例隨著時間的變化有增長的趨勢。兩要素占國內生產總值比例的增加必然增加兩要素變動對經濟增長影響的程度。陳東平（2001）通過使用中國1980―1998年的國民收入、資本存量、勞動力總數、進出口總額等數據，用實證分析的方法探討了進口、出口以及勞動和資本對我國經濟增長的作用，得出了進口、出口以及勞動和資本的邊際產出，通過實證分析得出資本形成對經濟增長的作用遠遠大于就業人數。
本文根據1981―2013年中國的經濟數據，通過使用協整模型對兩生產要素與經濟增長關系進行Granger因果關系檢驗，分析中國進出口與經濟增長之間是否存在協整關系，在存在協整關系的情況下，使用誤差修正模型來分析資本投入與勞動投入對產出的長、短期彈性，從而判別哪種生產要素對經濟增長的解釋能力更強。
2實證分析
本文分析所使用的樣本取自1981―2013年的年度數據，數據來源于《國家統計局》。用從業人員（L/萬人）、資本形成（K總額/億元）來反映生產要素的投入；使用宏觀經濟總量指標國內生產總值（GDP/億元）反映經濟增長。我國GDP、從業人員、出口總額（EX）與資本形成如表1所示。
對因變量和自變量取對數，考察lnGDP，lnK，lnL即經濟增長率、資本形成總額的增長率，從業人員增長率之間的協整關系，首先利用EViews軟件輸入樣本數據GDP、L和K，生成新序列lnGDP、lnK和lnL，然后依次對時間序列數據進行單位根檢驗：
表11981―2013年我國GDP、資本形成總額K
t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-1.423358 0.5576Test critical values：1% level-3.6701705% level-2.96397210% level-2.621007GDPt-1系數的τ值為-1.4234，這個值在絕對值上甚至遠低于顯著性水平為10%的臨界值τ-26210，從而表明，即便考慮了誤差項中可能出現的自相關，lnGDP序列仍是非平穩的。
其次，對lnGDP的二階段差分做單位根檢驗，檢驗結果見表3。
表3單位根檢驗結果
t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.269919 0.0002Test critical values：1% level-3.6793225% level-2.96776710% level-2.622989檢驗結果如表3所示，可見d（lnGDP）是平穩的，因此lnGDP是二階段單整的。
（2）對lnK進行單位根檢驗，首先我們用lnK的兩個滯后差分對lnK序列估計，使用上述數據估計結果如下：
ΔlnKt=0.1376-0.0043lnKt-1+0.4633ΔlnKt-1
Eviews運行結果如表4所示。
表4Eviews運行結果
t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-0.442211 0.8895Test critical values：1% level-3.6616615% level-2.96041110% level-2.619160lnKt-1系數的τ值為-0.4422，這個值在絕對值上甚至遠低于顯著性水平為10%的臨界值τ-26192，從而表明，即便考慮了誤差項中可能出現的自相關，lnK序列仍是非平穩的。
其次，對lnK的二階段差分做單位根檢驗，檢驗結果見表5。
表5單位根檢驗結果
t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.979837 0.0000Test critical values：1% level-3.6701705% level-2.96397210% level-2.621007檢驗結果如表5所示，可見d（lnK）是平穩的，因此lnK是二階段單整的。
（3）對lnL進行單位根檢驗，首先我們用lnL的兩個滯后差分對lnL序列估計，使用上述數據估計結果如下：
ΔlnLt=0.8054-0.0710lnLt-1
Eviews運行結果見表6。
表6Eviews運行結果
t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-3.053459 0.0406Test critical values：1% level-3.6537305% level-2.95711010% level-2.617434lnLt-1系數的值為-3.0535，這個值在絕對值上甚至遠低于顯著性水平為1%的臨界值τ-3.6537，從而表明，即便考慮了誤差項中可能出現的自相關，lnL序列仍是非平穩的。
其次，對lnL的二階段差分做單位根檢驗，檢驗結果見表7。
表7單位根檢驗結果
t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-6.409917 0.0000Test critical values：1% level-3.6793225% level-2.96776710% level-2.622989檢驗結果如表7所示，可見d（lnL）是平穩的，因此lnL是二階段單整的。
（4）綜上可見，lnGDP與lnK、lnL都是二階單整的，可能存在協整關系，做lnGDP關于lnK、lnL的OLS回歸，消除自相關性后得回歸結果如表8所示。
表8消除自相關性后得回歸結果
CoefficientStd.Errort-StatisticProb. LNK0.5977950.0758227.8841530.0000LNL0.5430350.1334764.0683970.0004AR（1）1.1272080.1938525.8147800.0000AR（2）-0.1566530.192565-0.8135060.4230根據輸出結果，可得lnGDP與lnK、lnL的長期平均均衡表達式：
lnGDPt=0.5978lnKt+0.5430lnLt
（7.8842）（4.0684）
從表8回歸結果看，回歸系數全部通過t檢驗，不存在自相關。
（5）根據表8的回歸結果計算殘差序列e，對其進行ADF檢驗，得表9殘差序列檢驗結果。
表9殘差序列檢驗結果
t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.451514 0.0001Test critical values：1% level-3.6701705% level-2.96397210% level-2.621007從回歸結果可知殘差項是平穩的。因此，可得出lnGDP與lnK、lnL存在協整關系?；谏鲜鰠f整分析我們可以認為中國的經濟增長與對兩生產要素之間存在著長期的因果關系，根據格蘭杰表述定理：若兩種變量（Xt和Yt）是協整的并且每個都是非平穩的時間序列，那么，要么Xt一定是Yt格蘭杰原因，要么Yt一定是Xt的格蘭杰原因。在本文中，至少能說明兩種生產要素的投入是我國國民經濟發展的內在動力所在。表2-表8回歸結果也表明，本期從業人員每增長1%時，我國國內生產總值將平均增長0.543%；資本形成總額每增長1%時，國內生產總值將平均增長0.598%。
（6）接下來分析短期兩要素對經濟增長的影響，利用EViews軟件建立lnGDP關于lnK、lnL的誤差修正模型ECM。以滯后一期殘差項作為誤差修正項，可建立如表10所示的誤差修正模型。
表10誤差修正模型
R2=0.6920d=1.7727F=17.2895
模擬擬合優度較高，方程通過F檢驗、DW檢驗，各回歸系數符合經濟意義，其中，d（lnK）、d（lnGDP（-1））在1%水平上顯著，d（lnL）、RESID（-1）不顯著，其中變量的符號與長期均衡關系的符號一致。結果表明，本期lnK、lnL和上一期lnGDP在短期內每增長1%，GDP將依次增長0.0493%、0.3716%和04986%。誤差修正項系數為負，符合反向修正機制，它表明lnGDP與長期均衡值得偏差中的27.21%被修正。此ECM模型反映了lnGDP受lnK、lnL影響的短期波動規律。根據估計結果可知，資本投入與勞動投入對產出的長期彈性分別為0.598和0.543，短期彈性分別為0.372和0.050。
3結論
【關鍵詞】匯率要素稟賦均衡增長科學發展觀
三年以來,人民幣匯率一直是一個備受爭議的問題,我國政府在三年多的時間里一直頂住國際上的巨大壓力,堅持人民幣匯率保持穩定。今年7月下旬,人民幣匯率從原來的1美元兌8.27人民幣升值為1美元兌8.11人民幣,同時人民幣不再單純釘住美元,而是改為釘住一攬子貨幣,并且可以在上下1.5%的范圍內圍繞1:8.11進行浮動。
然而,人民幣小幅升值盡管在短期內緩解了升值的壓力,但隨著我國經濟的快速增長,它在不遠的將來仍然會浮現出來,這是由經濟增長差異的內在規律決定的,是不以人的意志為轉移的。這也就意味著,在相當長的一段時間內,人民幣匯率會一直是困擾我國經濟的一個重大問題,那么人民幣匯率調整是否是必要的,它與科學發展觀是否有內在的聯系?要回答這些問題,就要理解匯率調整的影響,后者與政策調控的目標息息相關。
一、我國政策調控的目標
我國是個大國,人民幣升值與否應該以是否有利于我國維持經濟的持續增長和實現科學發展觀、是否有利于實現工業化、是否有利于宏觀經濟穩定為指針,既不能因國際壓力而使人民幣升值,也不應因國際上的政治壓力和金融投機壓力而維持現狀。匯率制度改革和匯率水平調整會導致我國經濟結構的變化,并促進經濟增長方式的變化,后者必須具備一定的條件,它們是由我國經濟的基本因素決定的,因此匯率改革和調整的進程必須與我國經濟體制改革的進程相適應。中國人民銀行行長周小川一再強調,匯率調整“要按照內部改革的邏輯和內部需要解決的問題的壓力,來設計我們所要進行的改革,不管是稅收、利率還是匯率”,正是這個意思。
經濟增長、價格穩定、充分就業和國際收支平衡是政策調控的四大目標。由于存在著內在的沖突,它們不可能同時實現。經濟增長的階段不同、國情不同、形式不同都會影響政府對這些目標的偏好。當價格穩定更重要,當局就會偏好能夠控制通貨膨脹的政策工具,如20世紀80年代初期的英美政府;當充分就業更重要,當局就會偏好能夠促進就業的政策工具,如20世紀30年代的大蕭條;當外部均衡相對于內部均衡更重要,這大體上只存在于那些規模比較小的經濟體中,此時外部均衡實現與否是內部均衡實現與否的先決條件,這種情況下政府就會更偏好那些有利于外部均衡的政策工具;如果經濟增長的要求壓倒其他目標,促進經濟增長的政策工具和選擇就成為政府的首選,如二戰后日本和韓國成功實施的產業政策。
由于政策目標之間的關系異常復雜,需要根據具體國情和經濟增長的具體階段對政策目標的選擇進行具體分析。那么,我國的政策目標是什么呢?
我國的首要任務是實現經濟的現代化,而現代化某種意義上就是工業化,實際上如果沒有工業化,那么經濟增長就缺乏堅實的基礎。首先,工業化具有規模效應,而只有當經濟增長具備相當規模的時候,占人口絕大部分的人群才會分享到經濟增長的成果;其次,工業化是其它產業產生的基礎和發展的動力。盡管在西方發達國家中,第二產業也即工業和建筑業在國民經濟中占的比例越來越小,但它們無一例外是以發達的工業為基礎的。沒有發達的工業,人們的收入水平就會偏低,自然不會出現對服務業的需求;第三,工業化對其它產業具有積極的促進作用,因為工業會為其它產業的發展提供更先進的設備,也會解放更多的工業人口和農業人口,他們會投身于第三產業,也會形成新的產業,這些都是促進經濟增長的必要條件。
經濟增長不是絕對的,而是有條件的、受限制的。經濟增長的第一個限制條件是通貨膨脹,如果經濟增長的速度過快,它必然會催生通貨膨脹,通貨膨脹會破壞長期經濟增長的基礎。通貨膨脹與經濟增長這種關系在我國也是存在的,超過資源承受能力的經濟增長往往引起通貨膨脹,而要控制通貨膨脹就要部分地犧牲經濟增長的速度,1988年和1992年的通貨膨脹都造成了相當程度的經濟動蕩,不得不采取嚴厲的措施制止通脹的惡化以維護經濟在合理水平上的增長。因此,經濟增長的上限就是不催生通貨膨脹的增長。
經濟增長的第二個限制條件是就業率。盡管各國政府都追求充分就業,但充分就業在不同的時代有不同的定義和比率,在不同的國家也有不同的要求。我國勞動力規模龐大,如何使更多的公民盡可能地享有工作的權利是政府不得不時時刻刻掛在心上的事情。顯然,沒有經濟增長,也就沒有就業。為了使就業率維持在某個水平上,就需要經濟增長達到一定的水平。這也就同時決定了經濟增長的下限,即使就業維持在某個水平之上的增長。
通貨膨脹和就業是政策必須兼顧的兩個目標,盡管有時候政策會偏向于其中的一個,但同時卻不能不同時考慮另外一個,即如果為了控制通貨膨脹造成的失業超出了一定的限度,就會引發社會問題;反之亦然,即如果為了促進就業而造成了惡性的通貨膨脹,就會形成不穩定的預期,影響經濟的長期增長。
由通貨膨脹率決定的經濟增長的上限和由失業率決定的經濟增長的下限會構成一個閉區間,可以將處于這個區間內的經濟增長定義為均衡經濟增長。當經濟處于均衡增長狀態,既不會導致經濟過熱和通貨膨脹,也不會導致經濟衰退和大規模失業,這就是均衡的含義所在,它是平穩的經濟增長,是在比較長的時期內能夠持續的經濟增長。均衡經濟增長意味著經濟增長的模式與要素稟賦是一致的,因為只有與要素稟賦相一致,經濟增長才會是最集約、付出成本最小的。經濟增長也才既不會催生通貨膨脹,也不會導致高失業率,它既能保證經濟增長的速度,也能保證經濟增長的質量,從而是可持續的。從這個角度講,均衡經濟增長就是與科學發展觀相一致的經濟增長。
當然,經濟增長會改變要素稟賦,經濟增長的方式應該隨著要素稟賦的變遷而改變。均衡經濟增長不但是與要素稟賦相適應的經濟增長,而且應該是隨著要素稟賦變遷而變化的經濟增長,這也就是科學發展觀要求的經濟增長。
將經濟增長與價格以及就業聯系起來并非是我們的首創,早在20世紀60年代末,弗里德曼(1968)和費爾普斯(1967)就分別獨立地提出了自然失業率的概念,這實際上是限定了經濟增長的上限;后來,莫迪利亞尼(1975)又提出了“非加速通貨膨脹失業率”(NAIRU)的概念,它是指不催生通貨膨脹或者不使通貨膨脹趨于惡化的失業率,它同樣是規定了經濟增長的上限。我們提出的均衡經濟增長與自然失業率和非加速通貨膨脹失業率既有相同之處也有區別。相同之處在于都結合通貨膨脹和失業率來規定經濟增長,即經濟增長都是有條件的受到限制的經濟增長。區別體現為兩個方面:一是不但規定了經濟增長的上限,還規定了經濟增長的下限,這是根據我國國情對經典的自然失業率和非加速通貨膨脹失業率理論的發展;二是價格和就業不再完全是一體的,而是分別規定了經濟增長的上限和下限,這樣就避免了菲利普斯曲線斜率變化的影響,可以使政策工具的選擇更靈活。
二、匯率調整有利于科學發展觀的實現
在開放經濟下,要素的供需不僅僅由國內要素的價格所決定,還會受到匯率的影響。匯率是決定國內外要素相對價格的最重要因素,不同匯率水平下,國內外要素的相對價格是大不一樣的。由于均衡經濟增長是一個區間,與經濟基本面(我們稱它為要素稟賦)相對應的最合適的匯率水平必定也是一個區間,并且是有限的區間,這個區間對應的匯率可以定義為均衡匯率。如果現實世界中的匯率處于區間內,那它就是與經濟基本面相一致的,是不偏離的;如果它處于區間之外,那么匯率就與經濟基本面不相一致,是偏離的;距離區間越遠,偏離程度越大,國內外要素價格的差異也就越大。國內外要素價格的偏離,就會出現對要素進行套匯的空間,對國內外要素的需求就會出現差異。
要素稟賦是不斷變化的,象我國這種處于現代化過程中的國家,要素稟賦變化得尤其劇烈而快速。
經濟增長初期,由于資本等要素相對稀缺,勞動力和資源是相對豐裕的,為吸引資本、技術、知識等經濟增長必需的要素的一個可行的選擇是低估本幣,以外幣計價的本國勞動和資源的價格相對便宜,這就會吸引其它要素進入本國,也會促進本國資源的利用,這種經濟增長是由最初的要素稟賦決定的。
經濟增長的過程同時也是改變要素稟賦的過程。經濟增長會降低資本、技術和組織管理等要素的稀缺性,同時提高資源的稀缺性。這種相對變化必然會改變不同要素包括資本、勞動力、科學技術和資源等的相對比價,也只有要素的相對比價隨著要素稟賦的變遷而變化,它才能使資源實現最優配置。
然而,在固定匯率制度下,匯率是相對穩定的,其調整必然會滯后于要素稟賦的變遷,這就會使國內外要素的價格出現偏離,這種偏離就產生了對要素套匯的空間。當本國要素價格偏低,本國資源是套匯的對象,會導致對本國資源的過度利用,并導致經濟的過熱;當本國要素價格偏高,外國資源是套匯的對象,本國經濟又會陷入蕭條。這就意味著,匯率的不適當定值是宏觀經濟波動的一個重要原因。
我國自2002年以來的經濟過熱是國內要素價格偏低的結果,其傳導機制有兩種:(1)將低估資源用于出口的機制。當資源價格低估,將資源用于生產貿易品出口到國際市場上就會因要素價格的低估而享有價格優勢,這必然會促進貿易品部門的發展,也會促進出口的增加,結果會出現持續的貿易順差。(2)FDI對資源進行套匯的機制。由于資源價格是低估的,FDI就會積極流入本國以對資源進行套匯,尤其會大量進入貿易品部門,因為這可以對資源價格低估進行雙重的套匯。這兩種機制的共同結果是對國內資源的過度使用,這顯然是不可持續的,從而與科學發展觀的要求背道而馳。
匯率調整可以矯正要素價格和要素稟賦之間的關系,使要素價格能夠反映要素稟賦的現狀,使要素稟賦能夠得到最有效最集約地利用。具體說來,如果匯率不根據要素稟賦的變遷而調整,那么以前不怎么稀缺現在卻很稀缺的資源如原材料,由于其國內價格與國際價格的差異,就會受到過度使用,未來可能需要付出更多的成本進口目前正在過度使用的資源,這必然會危及經濟增長的可持續性;相反,以前由于資本相對缺乏而不能滿足的需求,如專利和科學技術在匯率不進行調整的情況下,它們的人民幣價格必然會較高,這就需要花費較多的資源才能換得回來,這對于科學技術的利用從而經濟結構升級是不利的。顯然,匯率調整是使要素價格與要素稟賦相適應從而使各種要素都能得到有效利用的重要條件,從而也是實現科學發展觀的一個重要方面。
或許有人認為,匯率低估會使我國的貿易順差增大,這就相當于持有更多的對國外資源的要求權,可以在國際市場上購買原材料,以此保證我國經濟增長所需資源的供給。然而,現實情況并非如此,因為市場經濟體系下,經濟主體必然是以利潤為導向的,人民幣匯率低估的必然結果是我國資源的價格低于國際市場上同類資源的價格,這就會產生套匯的空間,是不同于對貨幣性資產套匯的對實物性資產的套匯,這種套匯方式更多地集中于貿易品部門,因為成本是用人民幣計價,而銷售價格卻可以用外幣如美元計價,這里面除了由市場決定的平均利潤外,還有不同貨幣計價產生的套匯利潤,這必然會導致對本國資源的濫用,而不可能依靠利用國際市場上的資源維持經濟增長。
由此可以推論,并不是任何類型的貿易順差都是有利的,只有那些有利于提高經濟可持續增長能力從而能夠促進科學發展觀實現的貿易順差才是有利的;并非任何類型的匯率低估都是有利的,只有那些能夠提高經濟可持續增長能力從而能夠促進科學發展觀實現的匯率低估才是有利的;在匯率低估不利于經濟可持續增長時,就要選擇匯率升值,通過匯率調整促進科學發展觀的實現。
三、人民幣升值的影響與政策建議
我國的貿易依存度一直是比較高的,一直穩定在40%左右,這就意味著人民幣匯率升值主要通過對進出口部門的沖擊影響我國經濟,而這種沖擊又主要集中在出口部門。因為我國對進口品的需求彈性比較小,而外國對我國出口品的需求彈性卻比較大,匯率小幅度升值對進口的影響要小于對出口的影響。
筆者事前曾經就人民幣匯率變動對進出口部門尤其是出口部門的沖擊作了小范圍調研。比較普遍的看法是人民幣升值盡管會加大出口成本,但幅度在10%以內不會造成根本性影響。由此可見,盡管匯率升值對出口的影響要大于對進口的影響,但2%的升值是我國出口部門能夠承受的。然而,他們又都表示,盡管小幅升值不可怕,但匯率浮動卻是他們難以承受的,因為我國缺少成熟的外匯市場,也缺少相應的避險工具,匯率波動讓他們很難鎖定成本,而如果不能鎖定成本,收益就是很不確定的。
顯然,匯率制度由原先釘住美元改為釘住一攬子貨幣并允許在較大的范圍內進行浮動對出口商的影響要遠大于2%升值的影響。以前,中央銀行承擔了全部的匯率風險,企業可以集中精力做好產品和市場開發?，F在,中央銀行將一部分匯率風險分散給了企業,這盡管對于長遠的人民幣外匯市場的建立有積極意義,但企業在目前的情況下卻很難通過遠期交易鎖定生產成本,因此會時刻面臨著匯率變動的沖擊。這種沖擊并不會因為匯率波動幅度較小而可以忽略不計,因為企業經營的績效是按照“年”這個單位來計算的,但匯率波動卻時刻都在發生著,企業經營的績效是按“年”這個單位來計算的,但匯率波動卻時刻都在發生著,企業經營的成本也就時刻在變,如果企業總是在高點買入而在低賣出,那累積起來的損失也是非?？捎^的。因此,企業就不可能完全不顧匯率波動而只關心經營、開發和銷售這些實際事務,還要關心貨幣事務。
我國現代化的關鍵是生產能力的形成,這又必須依靠企業的壯大。匯率升值盡管有利于產業結構升級,但匯率波動顯然不利于企業經營。由于未來20年是我國經濟現代化的關鍵時期,如何采取有力措施沖銷匯率波動的影響,從而為企業成長創造一個平穩的貨幣環境,促進經濟穩定增長是我國面臨的重大課題。
首先,為了促進產業結構升級,實現更集約的經濟增長,促進科學發展觀的實現,要靈活利用匯率工具。具體而言,就是在時機成熟時主動小幅升值,同時輔之以利率小幅調整的貨幣政策,使人民幣匯率在經濟的穩定增長過程中穩定地升值。匯率升值不是壞事,它是對有效率經濟增長的褒獎,匯率貶值才是對低效增長和不增長的懲罰。
其次,要致力于建設一個有一定深度和廣度的外匯市場。所謂深度,就是市場規模應該足夠大,不是一般規模的資金就能控制、操縱得了的,這樣才有利于匯率穩定;所謂廣度,就是市場覆蓋面要足夠廣,交易主體是多元化的,只有這樣,預期才不至于是同一方向的,只有當預期是多元的且能在某種程度上互相抵消時,預期才可能是穩定的,它對經濟的沖擊也才會最小(李天棟等,2004,2005)。有一定廣度和深度的外匯市場是企業能夠避險的必要條件。
再次,要致力于金融工具的建設,只有當金融工具是多樣化的,既能覆蓋即期交易,也能覆蓋遠期交易時,企業才能通過外匯市場進行避險(李天棟等,2004)。其中,遠期金融工具尤其重要,因為它是鎖定成本、規避匯率風險的主要工具。目前,四大國有商業銀行和其它股份制銀行如招商銀行都可以進行遠期交易,但是,目前的問題是品種單一、市場規模小,當然,企業缺乏相關意識也是一個非常重要的原因。
盡管匯率制度改革對企業有許多負面影響,但卻能夠促使企業更多地關注匯率風險,也有利于外匯市場、交易主體和金融工具的培育。當然,企業也會有一個逐步適應的過程,政府一方面要實行積極而穩定的匯率政策,避免匯率劇烈波動的消極影響,另一方面要著力創造能夠平滑匯率波動的外匯市場和金融工具。只有這樣,企業才能夠適應匯率升值和波動的影響,也才能保障現代化的實現。
四、結論
本文結合我國國情提出政策目標是實現均衡經濟增長的觀點,它是與科學發展觀相適應的經濟增長。然后,本文分析了匯率調整與均衡經濟增長之間的關系,結論是匯率升值能夠促進均衡經濟增長,從而有利于科學發展觀的實現。最后,本文分析了匯率及其制度調整的影響,并在政策搭配和制度建設方面提出了應對的建議。
參考文獻:
1.Friedman,M.(1968),“TheroleofMonetaryPolicy”,AmericanEconomicReview,March.
2.Modigliani,F.andL.D.Papademos(1975),“Targetsformonetarypolicyinthecomingyear”,BrookingsPapersonEconomicActivity.
3.Phelps,E.S.(1967),“Phillipscurves,ExpectationsofInflationandOptimalUnemploymentoverTime”,Economica,August.
4.Phelps,E.S.(1968),“MonetaryWageDynamicsandLaborMarketEquilibrium”,JournalofPoliticalEconomy,August.
5.李天棟、柯梅:《FDI、預期與匯率穩定》,《數量經濟技術經濟研究》2004年第8期。
6.李天棟、薛斐:《制度安排、預期形成與固定匯率制度選擇》,《世界經濟》2004年第9期。
關鍵詞:旅游產業增長;索洛余值增長模型;技術貢獻
中圖分類號:F590.3
文獻標識碼:A
文章編號:1001-8204(2012)04-0069-04
隨著社會文明與生產力的不斷發展,旅游產業的重要經濟功能逐漸被世界認同,許多國家和地區都將其視為支柱或戰略性產業。改革開放以來我國旅游產業迅猛發展,在擴大內需、促進就業、帶動地方經濟增長等方面取得了明顯效果,對經濟結構調整和優化也起到了積極作用。然而,旅游產業作為新的經濟增長點,并未表現出明顯的經濟增長優勢。因此,中國的旅游產業仍需不斷優化和提高,研究和分析中國旅游產業增長及其主要增長要素對于調整旅游產業結構升級、促進旅游產業發展具有重要意義。
一、旅游經濟增長的理論研究
古典經濟學認為要素投入引起經濟增長。20世紀60年代,新古典經濟學家索洛提出全要素分析法,據此確立了技術進步決定經濟增長的觀點。20世紀80年代中后期以來,圍繞“索洛剩余”內生化,以羅默、盧卡斯為代表的經濟學家分別從技術變化、人力資本積累、制度變遷、分工演化的角度提出了內生經濟增長模型。
旅游經濟研究者基于新古典增長理論和內生增長理論,利用時間序列數據或面板數據,構建了不同的旅游生產函數,從而得出旅游經濟增長的不同結論。代表觀點有:李仲廣、宋慧林(2008)利用丹尼森的結構主義要素分析法,通過時間序列數據構建旅游經濟增長模型,得出中國旅游業的發展很大程度上是依靠勞動力投入來獲得,勞動投入貢獻率達到39.87%。唐曉云(2007)基于索洛模型證明了中國旅游經濟增長主要依賴于固定資產的投入,其次是勞動力投入,而全要素生產率很低。左冰、保繼剛(2008)研究發現中國旅游業屬于典型的(勞動)要素驅動型增長方式。周云波、武鵬、劉玉海(2010)利用DEA-BCC模型和Malmquist指數分析了中國旅游業的動態效率和靜態效率,研究表明中國旅游業整體技術效率水平較低下,平均數為0.512,純技術效率水平為0.603,規模效率水平為0.865。總之,現有對旅游經濟增長的研究主要是建立在旅游經濟規模不變,希克斯中性技術嚴格假設下所得,這顯然與中國旅游發展現實不符。筆者在現有文獻的基礎上,借助索洛余值法及C-D生產函數原理,用GLS廣義最小二乘法建立的經濟增長模型,首先測算中國旅游業的全要素生產率的增長情況和對產業增長的貢獻,再進一步分析技術進步的主要影響因素,探索中國旅游經濟發展的最優路徑,為旅游經濟增長方式轉變提供有益的決策參考。
二、中國旅游經濟增長的模型構建及分析
內容摘要：文章在研究人力資本與經濟增長關系的基礎上，分析了人力資本對經濟增長的影響機理以及經濟增長對人力資本的引致作用，并由此形成了人力資本與經濟增長之間的循環互動過程。
關鍵詞：人力資本 經濟增長 互動機理
自20世紀60年代美國經濟學家西奧多•舒爾茨提出人力資本理論之后，關于人力資本對經濟增長作用的研究逐漸拓展。20世紀80年代后，盧卡斯、羅默將人力資本作為內生的經濟發展要素納入了經濟增長模型，建立了新經濟增長理論，使內生性經濟增長理論成為經濟學家研究的熱點之一。Becker（1987）則首次用傳統的微觀均衡分析方法建立了人力資本投資均衡模型，表明人力資本與個人未來收入之間存在著緊密聯系。Mankiw，Romer&Weil （MRW）（1992）等利用入學率作為人力資本的指標，發現人力資本對經濟增長有一種正的顯著的貢獻；Bils&Klenow（2000）的研究推導出人力資本積累與經濟增長之間可能存在雙向的因果關系；Glewwe&Hanan（2004）研究發現受教育的需求與家庭收入和財富的增加存在正相關關系，進而推導出人力資本積累和經濟增長之間的雙向關系。
人力資本促進經濟增長的機理分析
（一）基于人力資本與物質資本相互作用角度
人力資本是決定經濟增長的重要因素，物質資本是實現經濟增長和發展的物質基礎和條件。但由于人力資本在社會再生產中的能動性反映，人力資本具有能動性的特征使其不僅具有生產能力，而且具有資源配置的能力，可見，人力資本的效率可以適應和推動物質資本，決定它所具有的推動物質資本的能量和力度，可以通過對物質資本的調節，使各種資本得到更有效的利用。因此，人力資本與物質資本之間存在互補關系，其本質特征是這種互補具有較高的彈性，該彈性是指每增加一個單位的物質資本投入，需要增加的人力資本投入單位數量的變化。人力資本與物質資本之間不但具有較高的互補彈性，而且隨著科學技術的發展和經濟的增長，這種互補彈性還有逐步提高的趨勢。
（二）基于人力資本生產功能角度
人力資本是決定經濟增長的重要因素，關鍵在于它具有特殊的生產功能。從生產過程角度看，它具有要素和效率兩個方面的生產功能，前者是指人力資本是生產過程必不可少的先決條件或投入要素，后者是指人力資本是提高生產效率的關鍵因素。人力資本提高生產效率的途徑是：
首先，人力資本投資的增加可以提高人力資本自身的效率。人力資本投入的增加可以提高人力資本自身的效率，也被稱為人力資本投資的人工效應，美國經濟學家鐘秦輝、墨菲和皮爾斯的研究（1993）證明了這一結論。勞動者的素質越高，其所具有的生產效率也就越高。高質量的勞動者的生產力將數倍于同等數量的低質量的勞動者的生產力，這里的倍數正是反映了人力資本含量的作用。因此，即使假定其他要素投入量及其效率保持不變，單單由于勞動者本身效率的提高也會導致產出的增長。
其次，人力資本投資增加可以提高其他生產要素的生產效率。研究表明，人力資本投資的增加，可以使物質資本邊際生產率的下降趨勢減緩，人力資本的提高將會使勞動者提高物質資本的使用效率，同時還會推動物質資本的更新。即人力資本的效率功能一方面表現在使其他生產要素邊際產出增加上，另一方面則體現在使單位產出投入成本的下降上。而且，增加人力資本投資，還可以節約物質生產要素，這對于建立可持續發展的生產模式，具有重要的意義。最后，人力資本投資所形成的知識和能力不僅能夠提升投資者自身的生產效率，而且能夠影響到投資者周圍的人，促使他們提高生產效率。
（三）基于人力資本知識效益角度
人力資本的知識效應包括知識進步的需求效應、收入效應以及替代效應三個方面。知識進步的需求效應是指在經濟發展中，有用的新知識要求具有新形式的物質資本與新的勞動技能，勞動者素質的提高能夠引起物質資本等的投入，如擴大要素的投入范圍，增加要素的投入種類，從而導致其產出量的增加，進而導致經濟的增長。知識收入效應是指受過教育、培訓具有更多知識與能力的人會具有更高的生產力，因為他們具有更高的分辨力，能隨時隨地抓住投資獲利的機會。知識替代效應首先表現在能夠通過知識的進步來增加資源，從而克服經濟發展中自然資源、物質資本與“原生勞動”之不足，保持經濟的可持續發展。知識的替代效應還表現在人力資本可以產生遞增的收益，消除物質資本等要素的邊際收益遞減而對經濟長期增長的不利影響。
（四）基于人力資本促進科技進步角度
人力資本的積累促進科學技術的進步，而經濟增長的根本動力源于技術創新與進步。作為生產要素的人力資本一方面直接對經濟增長做出貢獻，同時它又通過促進科學和技術進步來促進經濟的增長?？茖W和技術進步依賴人力資本的提高，而技術進步是人力資本規模收益率提高的根本原因。當發生技術進步時，同量的投入能夠帶來更多的產出，從而經濟能力與效率將同步改善。另外經濟增長方式由粗放型向集約型轉變，必須由主要依賴物質資本向主要依賴人力資本轉變，由于受科技發展水平的制約以及經濟建設的主體――人的決定影響，現階段經濟增長方式轉型的核心是依靠科教和勞動者素質的提高。
經濟增長對人力資本的引致作用分析
（一）經濟增長提升區域內人力資本存量
人力資本的形成主要有三種方式，一為學校的正規教育形成的人力資本；二是“干中學”獲得的人力資本，即在實際的生產活動中通過所獲得的經驗知識與企業對員工進行培訓所增加的人力資本；三是勞動力遷移所增加的人力資本。經濟增長對人力資本存量提升的引致作用主要體現在以下三個方面：
第一，促進教育投資。區域經濟增長帶來的產出增加為人力資本投資提供了物質保障，政府出于保持經濟持續快速發展對高素質人力資本的需求，會加大對教育的投資力度；企業出于搶占市場份額、增加收益的考慮，亦會增加對員工培訓費用的支出。無論是政府教育經費的投入增長，還是企業加大對員工的在職培訓投入，都會增加區域內的人力資本存量。
第二，提升文化素質及健康水平。經濟的增長一般會帶來政府財政收入的增加，相應各項目的政府支出也會增加，其中對教育文化事業和醫療保健投入的增加有助于提高區域內居民的文化素質和整體的健康水平，進而促進區域內整體人力資本存量的增加。
第三，促進人力資本遷移。區域的經濟增長意味著該區域的經濟發展較活躍，對勞動力的需求也伴隨著經濟發展的良好態勢不斷上升，這種需求不僅表現在對勞動力投入的數量需求，更主要的表現在對高質量人力資本投入的需求不斷增加，從而導致了人力資本向經濟增長較快的地區遷移，實現人力資本資源的有效配置，也提高了區域內人力資本的存量。
（二）經濟增長提高個體人力資本的質量
據研究表明，個人收入隨受教育程度和工作技能的提高而不斷上漲。從理性經濟人的角度出發，個體就會選擇接受更高層次的教育或技能培訓以增強自身的收益能力，從而在勞動供給中獲得更高的收入。通常情況下，當社會對個人的價值越肯定，勞動報酬越能體現個體所蘊含的知識和技能，個體這種選擇傾向就越強烈。在經濟增長的過程中，由于物質資本投入具有邊際產出遞減的效應，而人力資本則能有效的改善這種狀況，故而隨著經濟的不斷增長，對人力資本尤其是高層次人力資本的需求也隨之增加，進而刺激人力資本投資的增加，尤其是加大了對高素質人力資本的投入，人力資本投資的增加提高了個體人力資本的質量。
人力資本與經濟增長循環互動過程的形成
綜合人力資本與經濟增長的相互作用分析，人力資本對經濟增長通過其對自身效率及外部資源要素的影響促進經濟增長，而經濟增長則通過提升人力資本存量及個體人力資本質量對人力資本投資具有引致作用。由此，人力資本與經濟增長之間形成了這樣的過程（見圖1）：人力資本的發展促進了經濟增長，而隨著經濟的增長，社會對人力資本的需求愈加旺盛，同時，社會和個人也有能力對人力資本進行投資，從而使得人力資本得以發展，發展了的人力資本又給經濟增長以更大的動力。如此循環往復，人力資本與經濟增長就是在這樣的動態發展中相互促進，從而形成一個良性的循環互動過程。
結論
綜上所述，人力資本是決定經濟增長的重要因素，人力資本與物質資本之間存在較高的互補彈性；作為生產要素的人力資本一方面直接對經濟增長做出貢獻，同時它又通過促進科學和技術進步來促進經濟的增長；經濟增長則通過提升人力資本尤其是高層次人力資本的需求，從而刺激了對高素質人力資本的投入，進而提高個體人力資本的質量。其次，人力資本具有要素和效率兩個方面的生產功能，其效率功能體現在于人力資本投資的增加可以提高人力資本自身的效率與其他生產要素的生產效率。最后人力資本的知識效應體現在知識進步的需求效應、收入效應以及替代效應三個方面，進而導致新的物質資本與人力資本投資，提高人力資本的生產力，克服經濟發展中其他要素資源的不足，促進經濟發展。整體來看，人力資本對經濟增長通過其對自身效率及外部資源要素的影響促進經濟增長，而經濟增長則通過提升人力資本存量及個體人力資本質量對人力資本投資具有引致作用，人力資本與經濟增長就是在這樣的動態發展中相互促進，從而形成一個良性的循環互動過程。
參考文獻：
1.加里•S•貝克爾，梁小民譯.人力資本[M].北京大學出版社，1987
2.Bils,M.and P.Klenow.Does Schooling Cause Growth?[J].American Economic Review,20005)
3.Glewwe,P.,and J.Hanan.Economic Growth and the Demand for Education:Is There a Wealth Effect?[M].Journal of Development Economics,2004 (1)
4.胡永遠，劉智勇.不同類型人力資本對經濟增長的影響[J].人口與經濟，2004（2）
5.王超，羅然然.我國教育與經濟增長的實證研究[J].統計與信息論壇，2004（4）
6.邊雅靜，沈利生.人力資本對我國東西部經濟增長影響的實證分析[J].數量經濟技術經濟研究，2004（12）
