中國東中西部經(jīng)濟(jì)增長影響因素差異研究

耿康順 王 昆

(1.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北武漢 430073;2.江西理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江西贛州 341000)

一、引言

改革開放以來，中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)了30多年的高速發(fā)展并取得了舉世矚目的成就。然而伴隨著經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，中國出現(xiàn)了環(huán)境污染、收入差距擴(kuò)大、區(qū)域發(fā)展失衡等一系列負(fù)面問題。近年來，雖然各地區(qū)取得了不同程度的經(jīng)濟(jì)增長，但總體而言，東部沿海地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長水平明顯高于中部和西部地區(qū)。已有研究表明，在改革初期，東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長率比中西部地區(qū)平均水平高1%左右;到了上世紀(jì)90年代，這個差距已經(jīng)擴(kuò)大到了2%左右，并且呈上升趨勢[1]。

為了縮小地區(qū)經(jīng)濟(jì)差距，中央政府實(shí)施了一系列政策。改革初期的轉(zhuǎn)移支付、平衡收入差距，以及西部大開發(fā)、中部崛起等戰(zhàn)略都是為了扶持中西部地區(qū)。然而，近年來的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明，中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)水平仍然明顯落后于東部地區(qū)。

已有研究對中國區(qū)域發(fā)展失衡的原因進(jìn)行了探討，認(rèn)為造成這些差異的因素主要有市場化進(jìn)程、人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、勞動力和資本要素投入、全要素增長率等。王小魯(2004)分析了物質(zhì)資本、人力資本、勞動力和制度等因素在各地區(qū)的差異，認(rèn)為各地區(qū)間資本的差距由于資本的持續(xù)流動已經(jīng)有縮小的趨勢，但生產(chǎn)率的地區(qū)差距仍然在擴(kuò)大，縮小區(qū)域差距還要經(jīng)歷一個相當(dāng)長期的過程[1]。裴懷娟(2004)認(rèn)為東中西部的經(jīng)濟(jì)增長差異主要由資本投入差距引起，且各地區(qū)的全要素增長率有所差異[2]。張新春(2008)分別從產(chǎn)出角度和分配角度探析中國東中西部經(jīng)濟(jì)差距成因，通過面板數(shù)據(jù)計(jì)量模型分析，認(rèn)為市場化程度、對外開放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、資本與人口因素是東中西部經(jīng)濟(jì)差距的重要原因[3]。潘建華(2011)通過多元回歸分析將各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長因素按影響力強(qiáng)弱進(jìn)行排序，其中各地區(qū)影響最強(qiáng)的因素都是人力資本因素，但東部和西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素不顯著、中部地區(qū)的政策因素不顯著[4]。李劍(2013)在分析中國東中西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡現(xiàn)象時，選取了醫(yī)療、教育、交通等六大民生要素指標(biāo)建立空間計(jì)量回歸模型，認(rèn)為民生要素呈現(xiàn)空間聚集性，即對本地經(jīng)濟(jì)起促進(jìn)作用，對相鄰區(qū)域則具有負(fù)的空間溢出效應(yīng)[5]。

在新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)中，經(jīng)濟(jì)增長的原因包括生產(chǎn)要素投入增加和全要素生產(chǎn)率(TFP)提高兩個方面。其中全要素增長率的提高來源于技術(shù)進(jìn)步、規(guī)模報(bào)酬遞增等因素。西方學(xué)者認(rèn)為，全要素增長率是產(chǎn)出增長率和所有投入要素增長率的加權(quán)和之差，即TFP是一個余值，它反映了所有投入要素?zé)o法解釋的部分。隨著經(jīng)濟(jì)理論和研究方法的不斷完善，TFP將趨向于0(Jorgenson，1967)[6]。然而，在現(xiàn)有的經(jīng)濟(jì)理論中，TFP是解釋經(jīng)濟(jì)增長的必要指標(biāo)之一，它衡量的是技術(shù)水平和規(guī)模報(bào)酬等因素，即要素投入以外的影響經(jīng)濟(jì)增長的因素。國內(nèi)對TFP的研究集中于對TFP的測算及其對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。這些文獻(xiàn)的測算方法主要有指數(shù)法和經(jīng)濟(jì)計(jì)量法，根據(jù)生產(chǎn)函數(shù)的假設(shè)不同、樣本區(qū)間的選擇不同，得出的結(jié)果略有不同。

與已有文獻(xiàn)的研究不同，筆者借鑒TFP分解的分析方法(陶建宏，2012)[7]，將 TFP增長的來源劃分為技術(shù)進(jìn)步和規(guī)模報(bào)酬兩方面，通過實(shí)證數(shù)據(jù)驗(yàn)證中國的技術(shù)進(jìn)步類型，并在生產(chǎn)函數(shù)中引入相應(yīng)類型的技術(shù)進(jìn)步因子。在此基礎(chǔ)上對東中西部的技術(shù)進(jìn)步和規(guī)模報(bào)酬相關(guān)指標(biāo)和參數(shù)進(jìn)行經(jīng)濟(jì)計(jì)量學(xué)估算，以此來分析各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長因素的差異。

二、模型的設(shè)定

1、區(qū)域劃分方法的選擇

已有的文獻(xiàn)中，對于中國東中西部有兩類劃分方法:一是根據(jù)地理位置和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平劃分(王小魯，2004;陳國階，1997 等)[1][8];二是用統(tǒng)計(jì)學(xué)的聚類分析方法，按某一樣本數(shù)據(jù)(如經(jīng)濟(jì)增長率、人口增長率等)將中國的地區(qū)劃分為若干個層次(金相郁，2004)[9]。筆者的研究具有一定的區(qū)域地理意義，結(jié)合地理位置特征和“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略涉及到的省份名單，將中國劃分為三個區(qū)域。

東部:遼寧、北京、天津、河北、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、海南。

中部:山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南。

西部:廣西、內(nèi)蒙、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、四川、重慶、云南、貴州、西藏。

2、中國東中西部的技術(shù)進(jìn)步類型

在經(jīng)濟(jì)理論中，技術(shù)進(jìn)步通常有三種類型:勞動節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步、資本節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步和中性技術(shù)進(jìn)步。

根據(jù)?？怂沟亩x，假設(shè)要素的價(jià)格保持不變，若技術(shù)進(jìn)步導(dǎo)致資本勞動比下降，則該技術(shù)進(jìn)步為資本節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步;若技術(shù)進(jìn)步導(dǎo)致資本勞動比上升，則該技術(shù)進(jìn)步為勞動節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步;若技術(shù)進(jìn)步導(dǎo)致資本勞動比不變，則該技術(shù)進(jìn)步為?？怂怪行约夹g(shù)進(jìn)步。

根據(jù)哈羅德的定義，假設(shè)利潤率不變，若技術(shù)進(jìn)步導(dǎo)致資本產(chǎn)出比下降，則該技術(shù)進(jìn)步為資本節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步;若技術(shù)進(jìn)步導(dǎo)致資本產(chǎn)出比上升，則該技術(shù)進(jìn)步為勞動節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步;若技術(shù)進(jìn)步導(dǎo)致資本產(chǎn)出比不變，則該技術(shù)進(jìn)步為哈羅德中性技術(shù)進(jìn)步。其中，哈羅德中性技術(shù)進(jìn)步屬于勞動節(jié)約型。

圖1和圖2分別描述了中國東中西部資本勞動比和資本產(chǎn)出比的趨勢(圖中數(shù)據(jù)為1985年不變價(jià)計(jì)算所得，數(shù)據(jù)來源《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和各地統(tǒng)計(jì)年鑒)。

圖1 中國東中西部資本勞動比(單位:億元/萬人)

圖2 中國東中西部資本產(chǎn)出比(單位:億元/億元)

從圖1可以看到，中國東部、中部和西部的資本勞動比總體上都呈現(xiàn)上升趨勢。在上世紀(jì)80年代和90年代初，資本勞動比上升較為平緩，甚至出現(xiàn)微弱下降;上世紀(jì)90年代末以來，該指標(biāo)呈現(xiàn)加速上升趨勢。

從圖2可以看到，總體而言，中國東部、中部和西部的資本產(chǎn)出比呈上升趨勢。東部地區(qū)的資本產(chǎn)出比的上升趨勢相對平緩，整個過程略有反復(fù);相對于東部而言，中部和西部地區(qū)的資本產(chǎn)出比上升趨勢較為明顯，且上升幅度更大。

前文提到，根據(jù)?？怂沟亩x，在要素價(jià)格不變的情況下，導(dǎo)致資本勞動比上升的技術(shù)進(jìn)步為勞動節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步;根據(jù)哈羅德的定義，在利潤率不變的情況下，導(dǎo)致資本產(chǎn)出比上升的技術(shù)進(jìn)步為勞動節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步。因此，盡管在1985－2011年，中國各地區(qū)的要素價(jià)格和利潤率是變化的，但根據(jù)前文定義以及圖1和圖2中的總體趨勢，筆者假定，在所選取時間段中，中國各地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步為勞動節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步。

3、生產(chǎn)函數(shù)的選擇

目前經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中最常見的生產(chǎn)函數(shù)形式有三種:柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)(CD生產(chǎn)函數(shù))、常替代彈性生產(chǎn)函數(shù)(CES生產(chǎn)函數(shù))和超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)。

(1)CD生產(chǎn)函數(shù)

其一般形式為:

其中Y表示產(chǎn)出、A表示?？怂怪行约夹g(shù)進(jìn)步、L表示勞動要素投入、K表示資本要素投入，a+b=1表示假設(shè)規(guī)模報(bào)酬不變。

CD生產(chǎn)函數(shù)的優(yōu)點(diǎn)是應(yīng)用方便，由于數(shù)據(jù)特性，其參數(shù)估計(jì)一般較為準(zhǔn)確;缺點(diǎn)是隱含約束條件較多。

(2)CES生產(chǎn)函數(shù)

其一般形式為:

Yt=A[δK－ρt+(1－δ)L－ρt]－1/ρ(2)

其中Y表示產(chǎn)出、A表示?？怂怪行约夹g(shù)進(jìn)步、L表示勞動要素投入、K表示資本要素投入、ρ表示要素替代彈性參數(shù)。特別是當(dāng)ρ→0時，CES生產(chǎn)函數(shù)將退化為CD生產(chǎn)函數(shù)。

CES生產(chǎn)函數(shù)的優(yōu)點(diǎn)是放寬了替代彈性恒為1的假定。

(3)超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)

其一般形式為:

其中Y表示產(chǎn)出，L表示勞動要素投入、K表示資本要素投入。

超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)的優(yōu)點(diǎn)是不受替代彈性不變假設(shè)的約束，同其他生產(chǎn)函數(shù)相比更具有一般性;其缺點(diǎn)是各變量之間共線程度較高，不利于計(jì)量模型準(zhǔn)確估計(jì)參數(shù)。

(4)模型中的生產(chǎn)函數(shù)

根據(jù)前文假定，中國的技術(shù)進(jìn)步為勞動節(jié)約型而非希克斯中性?？紤]到引入勞動節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步以及參數(shù)估計(jì)問題，選用CD生產(chǎn)函數(shù)并加以修改，以滿足前文設(shè)定。修改后的生產(chǎn)函數(shù)為:

其中Y表示產(chǎn)出、A表示勞動節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步、L表示勞動要素投入、K表示資本要素投入。由于規(guī)模報(bào)酬指標(biāo)是筆者的研究內(nèi)容之一，所以沒有在生產(chǎn)函數(shù)中約束規(guī)模報(bào)酬不變。

令基期技術(shù)水平為A0，平均技術(shù)進(jìn)步率為r，則(4)式可以改寫為:

線性化后可得:

上式即模型中使用的生產(chǎn)函數(shù)，下文將根據(jù)這一函數(shù)估計(jì)各參數(shù)。

4、樣本與變量選擇

(1)樣本選擇

選取中國東中西部1985－2011年間27個年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源為《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》和各地統(tǒng)計(jì)年鑒。東中西部各地區(qū)數(shù)據(jù)由其所屬省份進(jìn)行匯總計(jì)算所得。

其中，中國東中西部區(qū)域劃分按前文選擇的劃分法，即東部地區(qū)包括:遼、京、津、冀、魯、蘇、滬、浙、閩、粵、瓊11個省份或直轄市;中部地區(qū)包括晉、吉、黑、皖、贛、豫、鄂、湘8個省份;西部地區(qū)包括桂、蒙、陜、甘、青、寧、疆、川、渝、黔、滇、藏12個省份或自治區(qū)。

(2)變量選擇

t:時間變量，從1取到27。

L:勞動要素投入，選取就業(yè)人數(shù)這一指標(biāo)(單位:十萬人)。

K:資本要素投入，在研究中通常使用永續(xù)盤存法計(jì)算資本要素，但由于這一方法需要確定基期資本存量，而具體到中國各省份的基期資本存量存在爭議，參照已有文獻(xiàn)的研究方法[1]，選用全社會固定資產(chǎn)投資這一指標(biāo)(單位:億元)。

Y:產(chǎn)出，選取GDP這一指標(biāo)(單位:億元)。

以上數(shù)據(jù)均取1985年不變價(jià)格。

三、模型參數(shù)的估計(jì)

1、東部地區(qū)模型

根據(jù)東部地區(qū)樣本數(shù)據(jù)，對(6)式的OLS估計(jì)結(jié)果如下:

1.指導(dǎo)自學(xué)，注重預(yù)習(xí)。預(yù)習(xí)實(shí)質(zhì)上是學(xué)生自學(xué)的開始，小學(xué)階段的學(xué)習(xí)主要依賴?yán)蠋煹陌才?，學(xué)生只要完成老師下達(dá)的簡單“學(xué)習(xí)指令”就行。但初中則要求學(xué)生自覺主動并且有計(jì)劃地學(xué)習(xí)。一般的學(xué)生只是單純完成學(xué)校和老師交給的作業(yè)就覺得完成了學(xué)習(xí)任務(wù)，而優(yōu)秀的學(xué)生基本上都有預(yù)習(xí)課本的學(xué)習(xí)習(xí)慣。從小學(xué)升入初中要求學(xué)生的學(xué)習(xí)態(tài)度實(shí)現(xiàn)從“要我學(xué)”到“我要學(xué)”的轉(zhuǎn)變。

R2=0.99(括號中為t統(tǒng)計(jì)量值，下同)

由于選取的是時間序列數(shù)據(jù)，需要驗(yàn)證序列相關(guān)性。而本模型中不包含常數(shù)項(xiàng)，DW檢驗(yàn)無效，所以采用LM檢驗(yàn)。序列相關(guān)性LM檢驗(yàn)的原假設(shè)是直到p階滯后不存在序列相關(guān)。其中p為預(yù)先設(shè)定的滯后階數(shù)。因此，通常在設(shè)定時選取稍高并合適的p。根據(jù)中國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的特點(diǎn)，這里采用p=4的LM檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示:

表1 東部地區(qū)模型的LM檢驗(yàn)結(jié)果

從檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，該回歸方程存在序列相關(guān)性，參數(shù)估計(jì)不再有效。

為使參數(shù)估計(jì)有效，采用Cochrane－Orcutt迭代法修正序列相關(guān)性，結(jié)果如下:

其中迭代項(xiàng)的選擇根據(jù)AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則決定。修正后的回歸方程不存在序列相關(guān)性，因篇幅有限，LM檢驗(yàn)結(jié)果不再列出。

通常，人們在做計(jì)量分析時對截面數(shù)據(jù)產(chǎn)生異方差給予足夠的關(guān)注，而放松了對時間序列數(shù)據(jù)產(chǎn)生異方差的警惕。Engle于1982年提出了在時間序列背景下也有可能出現(xiàn)異方差，并提出了檢驗(yàn)時間序列異方差性的方法，即ARCH 檢驗(yàn)[10]。

同前文一樣，根據(jù)中國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的特點(diǎn)，選擇p=4的ARCH檢驗(yàn)，(8)式的ARCH檢驗(yàn)結(jié)果如下:

表2 東部地區(qū)模型的ARCH檢驗(yàn)結(jié)果

因此，該回歸方程不存在異方差性，擬合良好。(8)式所估算參數(shù)真實(shí)有效。

進(jìn)一步考察東部地區(qū)是否存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)，令原假設(shè)H0:a+b=1，對(8)式進(jìn)行Wald系數(shù)約束檢驗(yàn)，結(jié)果如下:

表3 東部地區(qū)模型的Wald檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)Wald檢驗(yàn)結(jié)果，拒絕了規(guī)模報(bào)酬不變的假設(shè)，由于a+b=0.7962+0.2858=1.082，所以在1985－2011年間，中國東部地區(qū)存在規(guī)模報(bào)酬遞增。

2、中部地區(qū)模型

因篇幅有限，此處不再列出自相關(guān)和異方差的相關(guān)檢驗(yàn)，只給出使用Cochrane－Orcutt迭代法修正后的回歸方程:

進(jìn)一步考察中部地區(qū)是否存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)，令原假設(shè)H0:a+b=1，對(9)式進(jìn)行Wald系數(shù)約束檢驗(yàn)，結(jié)果如下:

表4 中部地區(qū)模型的Wald檢驗(yàn)結(jié)果

假設(shè)根據(jù)Wald檢驗(yàn)結(jié)果，拒絕了規(guī)模報(bào)酬不變的假設(shè)，由于a+b=0.6429+0.4667=1.1096，所以在1985－2011年間，中國中部地區(qū)存在規(guī)模報(bào)酬遞增。

3、西部地區(qū)模型

同前文，此處不再列出自相關(guān)和異方差的相關(guān)檢驗(yàn)，只給出使用Cochrane－Orcutt迭代法修正后的回歸方程:

R2=0.99，其中*表示時間變量t的系數(shù)未通過t檢驗(yàn)

進(jìn)一步考察中部地區(qū)是否存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)，令原假設(shè)H0:a+b=1，對(10)式進(jìn)行Wald系數(shù)約束檢驗(yàn)，結(jié)果如下:

表5 西部地區(qū)模型的Wald檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)Wald檢驗(yàn)結(jié)果，接受了規(guī)模報(bào)酬不變的假設(shè)，表明根據(jù)所選樣本數(shù)據(jù)，在1985－2011年間，中國西部地區(qū)滿足規(guī)模報(bào)酬不變。

4、計(jì)量估計(jì)結(jié)果匯總

根據(jù)上文的參數(shù)估計(jì)，將各計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果匯總，如表6所示:

表6 模型估計(jì)結(jié)果匯總

四、結(jié)論與建議

1、結(jié)論

中國東中西部三個地區(qū)之間存在多種因素的差異，自然資源、歷史遺留、政策環(huán)境、投資偏好、勞動力素質(zhì)等多種因素相互影響，相互制約，共同導(dǎo)致了三個地區(qū)之間巨大的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異。筆者從技術(shù)進(jìn)步和規(guī)模報(bào)酬的角度研究中國東中西部經(jīng)濟(jì)增長因素的差異，并選用帶有勞動節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步因子的CD生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行實(shí)證分析，得出以下結(jié)果:

(1)中國東中西部存在著要素貢獻(xiàn)率、技術(shù)進(jìn)步率和規(guī)模報(bào)酬效應(yīng)的差異

這些經(jīng)濟(jì)增長因素差異造成了全要素增長率的差異，進(jìn)而導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)增長水平的差距。例如以2011年的數(shù)據(jù)來看，東部地區(qū)11個省市的GDP總額為291128.9億元;中部地區(qū)8個省的GDP總額為127505.7億元;西部地區(qū)12個省、市、自治區(qū)的GDP總額為91450.09億元。

(2)東部地區(qū)的勞動產(chǎn)出彈性最大，西部地區(qū)次之，中部最小

從勞動產(chǎn)出彈性a來看，東部地區(qū)最大，為0.7962;西部地區(qū)其次，為0.7304;中部地區(qū)最小，為0.4667。從資本產(chǎn)出彈性b來看，中部地區(qū)最大，為0.4667;東部地區(qū)其次，為0.2858;西部地區(qū)最小，為0.2306。此計(jì)量結(jié)果與西方學(xué)者分析技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長的研究結(jié)果一致，他們估計(jì)出的勞動產(chǎn)出彈性一般在0.55－0.7之間，資本產(chǎn)出彈性一般在0.3－0.45之間(李建平，2007)[11]。與之相反，國內(nèi)學(xué)者估計(jì)出的中國勞動產(chǎn)出彈性一般在0.2－0.5之間(張鴻武，2009;吳江，2011;楊肅昌，2012 等)[12]－[14]。筆者測算出的勞動產(chǎn)出彈性比國內(nèi)已有研究結(jié)果高，原因在于模型中引入了勞動節(jié)約型技術(shù)進(jìn)步因子?？紤]到中國的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)為勞動密集型產(chǎn)業(yè)，為較高的勞動產(chǎn)出彈性提供了現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)。

(3)東部和中部地區(qū)存在規(guī)模報(bào)酬遞增，西部地區(qū)則是規(guī)模報(bào)酬不變

同樣規(guī)模的要素投入在東部和中部地區(qū)的產(chǎn)出要高于西部地區(qū)。這一機(jī)制也從客觀上引導(dǎo)了投資的流向，使得此研究結(jié)果具有一定的現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)。

(4)東部地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步率最高，中部地區(qū)次之

從平均技術(shù)進(jìn)步率r來看，東部地區(qū)最高，為0.079;中部地區(qū)其次，為0.0325;西部地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步率在統(tǒng)計(jì)上不顯著。在現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長理論中，技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長的源泉之一。以技術(shù)進(jìn)步為主要組成部分的全要素增長率的差異，是中國東中西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展不均衡的原因之一。

具體地說，中國東中西部在技術(shù)進(jìn)步和規(guī)模報(bào)酬兩方面有以下差異:東部地區(qū)有著較高的技術(shù)進(jìn)步率和規(guī)模報(bào)酬遞增效應(yīng)，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)模遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中部和西部地區(qū);中部地區(qū)也存在規(guī)模報(bào)酬遞增效應(yīng)，其技術(shù)進(jìn)步率低于東部地區(qū)，經(jīng)濟(jì)增長水平高于西部地區(qū);西部地區(qū)存在規(guī)模報(bào)酬不變效應(yīng)，其技術(shù)進(jìn)步率在統(tǒng)計(jì)中不顯著，經(jīng)濟(jì)水平落后于中部地區(qū)，但差距沒有中部地區(qū)與東部地區(qū)之間的差距大。

2、建議

東部地區(qū)存在規(guī)模報(bào)酬遞增效應(yīng)，并且具有相對較高的技術(shù)進(jìn)步率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)高新技術(shù)的產(chǎn)業(yè)投入，加強(qiáng)專利保護(hù)，鼓勵企業(yè)研發(fā)自主品牌，增強(qiáng)企業(yè)軟實(shí)力，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級，使經(jīng)濟(jì)增長方式從粗放型向集約型轉(zhuǎn)變。同時應(yīng)發(fā)揮經(jīng)濟(jì)領(lǐng)先地區(qū)的輻射作用，通過技術(shù)溢出和資本溢出帶動中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

中部地區(qū)存在規(guī)模報(bào)酬遞增效應(yīng)，有著明顯的技術(shù)進(jìn)步率，但其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與東部地區(qū)有著較大差距。由于資本等要素的逐利性，同等規(guī)模的投資在規(guī)模報(bào)酬遞增的地區(qū)會取得更高的收益。因此應(yīng)改善法律和制度環(huán)境，加強(qiáng)招商引資，吸引東部地區(qū)以及國外的資本。同時應(yīng)促進(jìn)要素市場發(fā)育，鼓勵非國有企業(yè)發(fā)展。

西部地區(qū)存在規(guī)模報(bào)酬不變效應(yīng)，其技術(shù)進(jìn)步不明顯，且經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平落后于東部和中部地區(qū)，應(yīng)根據(jù)其產(chǎn)業(yè)特點(diǎn)引導(dǎo)相應(yīng)的技術(shù)和制度改進(jìn)。西部地區(qū)有著發(fā)達(dá)的農(nóng)業(yè)、林業(yè)、畜牧業(yè)等初級產(chǎn)業(yè)，應(yīng)在對這些產(chǎn)業(yè)提供保護(hù)的基礎(chǔ)上進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，提高對西部地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付，改善西部地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施條件，進(jìn)一步推進(jìn)“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略[15]。在此基礎(chǔ)上加強(qiáng)人力資本投資，將教育條件、學(xué)童入學(xué)率和升學(xué)率、成年勞動力的受教育水平與當(dāng)?shù)毓賳T考核體系掛鉤，同時普及基礎(chǔ)教育和職業(yè)教育，切實(shí)提高勞動力素質(zhì)。

中國的經(jīng)濟(jì)增長主要由要素投入來拉動。西方學(xué)者指出，亞洲的經(jīng)濟(jì)增長是資源等要素投入的結(jié)果，而不是因?yàn)榧夹g(shù)進(jìn)步導(dǎo)致的生產(chǎn)效率的提升(克魯格曼，1999)[16]。總體來看，中國的技術(shù)貢獻(xiàn)率還不高，需要進(jìn)一步進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，提高全要素生產(chǎn)率[17]。同時，需要進(jìn)一步消除經(jīng)濟(jì)發(fā)展的體制性障礙，加快經(jīng)濟(jì)體制改革，提高政府服務(wù)水平，減少權(quán)力尋租的可能性。

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