中國全要素生產率的測算與解釋:1979—2009年

趙志耘，楊朝峰

(中國科學技術信息研究所，北京 100038)

一、引 言

自從索洛提出全要素生產率概念以來，經過不斷發展和擴充，全要素生產率已經成為經濟增長問題最為流行的研究領域之一。國內學者對全要素生產率的研究始于20世紀80年代初。Krugman認為，20世紀60年代以來東亞新興工業化國家的經濟高速增長主要是依靠大量使用資本和勞動，而不是依靠技術進步的作用，并且這種投入驅動的高速經濟增長是不可持續的［1］。Krugman對東亞增長奇跡的質疑以及1997年東南亞經濟危機的爆發，掀起了國內學者對全要素生產率和經濟可持續增長的研究熱潮。從研究對象上，大體可以把這些研究成果分為兩大部分:對區域經濟全要素生產率的估算和對生產部門全要素生產率的估算。對區域經濟全要素生產率估算代表性的研究有張軍和施少華、樊綱和王小魯、顏鵬飛和王兵、郭慶旺和賈俊雪、鄭京海和胡鞍鋼、李賓和曾志雄等［2］－［7］。這些研究通過估算中國整體經濟的全要素生產率和省際區域的全要素生產率，來分析經濟增長的源泉，判斷中國整體和區域的經濟增長是否具有可持續性。還有一些研究是針對某一生產部門或者行業的全要素生產率估算，分析生產部門或者行業的技術進步情況［8－9］。不可否認，這些研究對宏觀經濟政策的制定與調整都起到了重要的參考作用，但是我們也應看到，國內全要素生產率研究還存在一些薄弱環節，即大部分研究關注的是全要素生產率對經濟增長的貢獻問題，而對于全要素生產率的構成僅限于一些理論上的分析和分解 (如非參數方法可將全要素生產率分解為技術效率和資源配置效率)，缺少對全要素生產率的影響因素的實證分析。

本文試圖利用一些最新的研究成果改變以上的狀況，通過構造市場化指數來衡量改革開放以來我國經濟體制的變遷，同時用R＆D投入和國外技術引進經費分別衡量自主創新和技術引進，對全要素生產率進行新的解釋，定量考察改革開放以來我國全要素生產率的變動原因。

二、全要素生產率的測算方法

目前，對全要素生產率的測算主要有兩大類方法:參數方法和非參數方法。參數方法包括索羅殘差法、隱性變量法和前沿生產函數法。

1.索羅殘差法。Solow提出全要素生產率表示為產出經濟增長率扣除勞動和資本貢獻之后的余額［10］。設總量生產函數為C－D生產函數:

其中，Yt為實際產出，Lt為勞動投入，Kt為資本存量，α、β分別為平均資本產出份額和平均勞動力產出份額。在規模收益不變和中性技術假設下，全要素生產率的增長率為:

為估計出平均資本產出份額和平均勞動力產出份額，對方程 (1)兩邊同時取自然對數有:

在規模收益不變的約束條件α+β=1下有:

估計出平均資本產出份額α和平均勞動力產出份額β后，帶入方程 (2)可以得到全要素生產率增長率。

索洛殘差法避開了生產函數具體形式的討論，而關注函數的相關性質，使得基于這一模型的技術進步度量方法具有廣泛的適用性;加之索洛殘差法計算方法簡便、直觀，該模型實用性也很強。但索洛殘差法也存在明顯的缺陷。在索洛模型中，技術進步的貢獻只是產出增長扣除勞動力和資本貢獻份額之后的“余值”，該“余值”反映了任何導致生產函數變動的因素。但是實際上，并非勞動和資本兩種投入以外任何導致產出增加的因素都是技術進步。由于索洛殘差所包含的因素過于寬泛，所以不能真實反映現實的技術進步貢獻，特別是對于中國這樣一個轉型經濟更是如此。

2.隱性變量法。隱性變量法將全要素生產率看做為一個不可觀測的變量，在檢驗數據平穩性和協整性的基礎上，利用狀態空間模型做極大似然估計來估算全要素生產率。采用C－D生產函數，且假設規模收益不變，則有如下觀測方程:

式中，ln(TFPt)為全要素生產率增長率。假設ln(TFPt)為一個隱性變量，且遵循一階自回歸即AR(1)過程，則有如下狀態方程:

其中，ρ為自回歸系數，滿足|ρ|＜1，ut為白噪聲。這樣，利用狀態空間模型，通過極大似然估計同時估算出觀測方程和狀態方程，從而得到全要素生產率增長率的估算值。

隱性變量法將全要素生產率看做一個獨立的狀態變量，并從殘差中分離出來，更為精確地估算了全要素生產率。但是，這種方法僅僅是從計量方法上對用最小二乘法估計全要素生產率的較小改進，在理論上仍然是建立在新古典基礎上的，仍然采用規模報酬不變假定和C－D生產函數形式。

3.前沿生產函數法。Fare等認為經濟增長來源于投入要素增長、技術進步和技術效率提高［11］。這樣就等于把全要素生產率增長率分解為技術進步率和技術效率兩部分。技術效率測度的是短期內對現有生產能力的利用程度，反映的是現實經濟的生產技術效率。技術進步率是較長期內測算技術效率的參照物，前沿生產函數正是測度這個參照物的有用工具。因此，前沿生產函數法成為測度及分解全要素生產率的好方法。但它的缺點也很明顯，主要體現在它是建立在產出缺口估算基礎上，而無論用何種方法估算產出缺口，都會存在估算誤差，從而導致全要素生產率增長率估算偏差［12］。

估算全要素生產率的非參數方法包括Malmquist指數方法和HMB指數方法。非參數方法要求樣本必須是面板數據，不能對一個孤立的國家或地區的全要素生產率進行測算，而我們的數據均為時間序列，因此，這種方法不適合我們的研究。我們的研究目的是測算全要素生產率并進行解釋，要求測算出來的全要素生產率不含誤差項，隱性變量法在測算全要素生產率時排除了誤差項的干擾，似乎比索洛殘差法更適合本文的研究，但經過我們的實際測算后發現，因為隱性變量法假設全要素生產率的增長率遵循一階自回歸，使得測算結果波動很小 (幾乎就是一條水平線)。我們認為，正是隱性變量法這個假設使得全要素生產率變動的大量信息被“平滑掉了”，導致信息丟失很嚴重，測算出來的結果與實際情況有很大的差異。因此，我們還是采用傳統的索洛殘差法來測算全要素生產率。雖然該方法不能像前沿生產函數法和非參數方法一樣對全要素進行分解，但這并不影響我們的研究。

三、全要素生產率的測算

計算全要素生產率所需的真實產出和勞動投入序列可以方便地從現有的統計數據中直接獲得，但資本存量序列需要在統計資料的數據基礎上進行估算。

測算資本存量的基本方法是由Goldsmith于1951年開創的永續盤存法［13］，現在被OECD國家所廣泛采用，它的基本公式為:

其中，It是t期以當期價格計價的投資額，Pt是t期的價格指數，δ是折舊率。此式含義是，t期的資本存量Kt是從上一期留存下來的資本存量 (1－δ)Kt－1與t期的實際投資It/Pt之和。容易看出，估算資本存量涉及到四個方面的工作:對基期資本存量K0的猜測、歷年投資流量指標的選取、價格指數的選取或構造和折舊率的設定。現有研究基本上都是在永續盤存法的基礎上來進行的，但是在處理細節上卻有很大差異，比較有代表性的如表1所示。

表1 資本存量估算方法對比

從表1中可以看出，各方在四個方面的處理方法也同樣有很大差異。

基期資本存量基本上都是按某個比例推算出來的 (如全國基期資本存量與上海市基期資本存量的比例、與工業企業的基期資本存量比例、與國民收入的比例等)。哪種算法較好，我們無法做出評價。比較一致的看法是，K0僅對期初之后幾年里的資本存量估算影響較大，隨著K0的逐漸折舊，后期的資本存量估算會越來越準確。我們的基期資本存量按國際常用方法計算，即K0=I0/(g+δ)，其中，g是樣本期真實投資的年平均增長率，δ是綜合折舊率。

投資流量指標的選取集中在積累額、全社會固定資產投資、新增固定資產投資和固定資本形成總額四個指標。因中國統計體系自1993年起不再公布積累額之類的指標，故張軍和章元［16］以及Chow［14］的方法不適于沿用。全社會固定資本投資是在MPS和SNA體系下都公布的一個投資指標，它的主要問題是與SNA的統計體系不相容，是中國投資統計特有的指標。固定資本形成總額是不包括存貨的投資流量，它與經濟學研究中通常所指的投資具有一致的含義，同時也是和國際上通常用的固定資產投資基本一致的指標。新增固定資產投資實際上是對固定資本形成總額進行一定程度的扣除后得到的一個指標，但在實際操作過程中，扣除的理由和標準不一，隨意性較大。綜上所述，我們在本文中采用的當年投資指標是固定資本形成總額，并且認為它是衡量當年投資的合理指標。

用什么價格指數來平減當期的投資流量，是估算中的重要一環。統計年鑒自1991年起，開始公布固定資產投資價格指數。這基本被一致認為是最合適的指標，但它只從1991年才開始有，1990年以前用什么指標呢?從表1可見，研究者們大多是用其它的價格指數指標進行替代。常見的替代指標是工業品出廠價格指數、上海市固定資產投資價格指數等。另一種辦法是從固定資本形成總額及固定資本形成指數來構造投資隱含平減價格指數。何楓等［17］、Holz［18］就是這么處理的。我們認為既然投資流量指標的選取為固定資本形成總額，而2007年《中國國內生產總值核算歷史資料 (1952—2004)》的發布，為推算固定資本形成平減指數奠定了堅實的基礎，那么用該指數來平減當期的投資流量是最合適的。

根據《中國國內生產總值核算歷史資料 (1952—2004)》公布的數據，我們只有截止于2004年的固定資本形成總額指數。這樣，我們便無法直接把我國2004—2009年間的用當年價格給出的固定資本形成總額折算成以2000年價格表示的數據。但是，我們可以通過構造指數來間接實現這個目的。經過分析，我們選擇了通過擬合固定資本形成總額平減指數與GDP平減指數在1978—2004年間的關系來估算2005—2009年的固定資本形成總額平減指數 (2000年=1)，以推算我國2004—2009年間以2000年價格表示的固定資本形成總額。具體構造關系如下:

調整后的R2=0.996

其中，IDt為所構造的第t年的固定資本形成總額平減指數，GDPDt第t年的GDP平減指數，共計27個觀測值。

至于折舊，目前沒有公認的合適處理辦法。即便是2009年的統計年鑒，它也提到目前我國尚不具備對全社會固定資產進行重估價的基礎，只能按照規定的固定資產折舊率的方法來提取固定資產折舊。因此，我們不對各方處理方法的優劣進行判斷。根據我國的情況，一般采用綜合折舊率為5%。

確定了基期資本存量、投資流量指標、價格指數指標和折舊率后，通過方程 (7)可以估算出1978—2009年我國的資本存量。計算全要素生產率所需的其它兩個序列可從統計年鑒中獲得。對于與生產函數設定中變量L相對應的現實數據，國外文獻通常使用工作小時數，但我國統計年鑒中沒有提供這個指標，故選取歷年的就業人員數。另外，注意到指標給出的是年底數，為與GDP流量的含義相一致，將前后兩年的就業人員數進行算術平均，獲得年中的就業數。1978—2009年我國真實產出、資本存量和勞動投入數據見表2所示。

表2 推算我國的全要素生產率

由表2中的數據對方程 (4)進行OLS估計，結果如下:

調整后的R2=0.997

圖1 1979—2009年中國全要素生產率變動

由此得到α=0.711，β=0.289，再分別計算出實際產出、就業人數和資本存量的逐年增長率，一并代入方程 (4)，可以得到我國1979—2009年的全要素生產率增長率，結果見表2所示。1979—2009年中國全要素生產率變動情況如圖1所示。

本文測算出來的全要素生產率增長率與郭慶旺和賈俊雪［5］測算出來的全要素生產率增長率大體趨勢是一致的，但是存在一定的偏差。除了資本存量估算方法不一樣外，資本和勞動力要素投入數據處理方法不一樣也是造成這些差異的原因。本文使用資本和勞動力要素投入都是年中數，而郭慶旺和賈俊雪使用的是年末數。本文認為，年中數能更準確地反映要素投入的真實情況。從圖1中可以看出，1994年以前，中國全要素生產率變動主要受自身制度改革的影響，隨著政策措施的變化而大起大落，在1992年全要素生產率增長率達到歷史最高點7.189%。1992年后，對外開放度的逐步加大，使得外部因素 (比如東南亞金融危機)對中國全要素生產率的影響力上升。在加入WTO后，全要素生產率變動進入穩定增長的狀態，但這種穩定增長狀態隨后又被2008年的全球金融風暴所打斷，中國全要素生產率增長率在2007年達到一個波峰后迅速跌落至2009年的－0.402%，這在某種程度上表明我國市場經濟的發育在趨向成熟，影響全要素生產率的主要因素從政策因素已經轉向市場因素。

四、全要素生產率的解釋

全要素生產率是指扣除了資本投入和勞動投入的貢獻以外，其他所有能夠實現經濟增長的因素貢獻的總和。這個總和的來源包括技術進步、資源配置效率的提高 (主要體現為體制的不斷完善)和隨機因素等。因此，理論上我們所計算出來的全要素生產率主要包含兩個方面的因素:一個是技術進步，另一個就是體制完善 (主要是經濟體制的完善)。在實證環節上，只要能對技術進步和經濟體制的完善進行量化，就能定量測算技術進步和體制改進這兩個主要因素對全要素生產率的貢獻。一般認為，技術引進和自主創新是發展中國家實現技術進步的最基本的方式。基于以上考慮，我們建立如下模型對改革開放以來中國全要素生產率的變動情況進行實證分析:①全要素生產率增長率的自相關檢驗結果表明該時間序列存在自相關性，且其自相關系數在第1期后迅速趨于0，因此我們在模型中加入其一期滯后項作為解釋變量。

其中，Mindt為市場化指數，用來衡量經濟體制的改進;Timpt為國外技術引進經費，用來衡量技術進步中的技術引進因素;Rdt為研發經費投入，用來衡量技術進步中的自主創新因素，lnTFPt－1為全要素生產率增長率的一期滯后項;α0為常數項，α1、α2、α3和α4分別為全要素生產率增長率對經濟體制的改進、國外技術引進、自主創新投入和滯后項的彈性系數;εt為白噪音。

方程 (10)中全要素生產率增長率序列已經在前文中估算出來了，國外技術引進經費和研發經費投入數據可以從統計數據中直接獲得，只有市場化指數需要我們建立指標體系進行測算。

在改革開放以前，我國是一個封閉的計劃經濟國家，在1978年后才從計劃經濟向市場經濟轉型。因此，以市場化指數作為我國經濟制度變遷不失為一個不錯的選擇。改革開放以后，我國由計劃經濟體制向市場經濟體制的轉型總體上是從四個方面展開的:即政府與市場關系的理順、非國有經濟的發展、經濟對外開放程度的提高和產品市場的培育。我們從中國經濟轉型的這四個方面入手構造市場化指數指標體系 (見表3所示)，在指標體系設計上借鑒并綜合了陳宗勝等、金玉國、易綱等和康繼軍等的研究思路和方法［19］－［22］，與這些已有的研究相比，我們在產品市場培育程度方面指標體系設計上做了較大的改進，同時對其他方面的指標體系和數據處理做了進一步的改進和完善。

表3 市場化指數指標體系

各方面指標體系建立以后，我們采用“相對比較法”將各二級指標數據轉化為指數值，即指標的評分表示了該年度該方面指標在整個樣本區間時間序列上市場化進程的相對位置。根據指標數值高低與市場化程度高低的理論關系，計算指標得分的公式可分為兩大類:正指標和負指標。正指標是與市場化程度高低正相關的指標，這些指標的得分采用下列公式計算:

第 i個指標得分= (vi－vmin)/(vmax－vmin)×100

其中，vi是第i個指標的原始數據，vmax和vmin為樣本區間 (1978—2009年)內指標原始數據的最大值和最小值。

當指標數值高低與市場化程度高低負相關時稱這些指標為負指標，負指標的得分采用下列公式計算:

第 i個指標得分= (vmax－vi)/(vmax－vmin)×100

經過上述處理，各項得分均與市場化程度正相關，即:得分越高，市場化程度越高;反之市場化程度越低。

在多因素分析中，權重的選取是個難點。其中，定性的方法與定量的方法都有廣泛的應用。由于市場化是一個抽象概念，其各組成方面的重要程度很難從經濟理論或定性的方面加以判斷。為避免主觀隨機因素的干擾，本文選擇變異系數法來確定指標權重。變異系數法以指標的均值和方差為基礎，根據評價指標特征值之間的變異程度對指標進行賦權，對不同評價對象之間區別比較大的指標賦予較大的權重，而對沒明顯差異的指標賦予較小的權重。我們認為，市場化指標的權重不應該是固定不變的，應該隨著市場化進程的變化而變化。變異系數法隨著數據的不同，測算得出不同的權重，較好地體現了指標權重的動態性。

從圖2中可以看出，中國的市場化進程以1994年為界，分成兩個階段。第一階段中國的市場化進程進展迅速，從1978年的0.5229直線上升到1994年的76.81，年均增長36.59%。經過這一階段的發展，我國社會主義市場經濟體制的基本框架已初步建立。第二階段中國市場經濟體制建設進入一個逐漸完善的階段。這一階段中國的市場化進程則表現為穩步推進，從1995年的74.86逐漸上升到2007年的歷史最高點86.50。之后，由于全球金融危機的爆發，我國推出4萬億元經濟刺激計劃，這些資金大部分流向國有企業，使得市場化指數出現了小幅下降。經過這一階段的發展，我國已經是相對成熟的市場經濟了。

在中國科技統計年鑒僅公布了從1987年以來歷年的R＆D經費數據。對于1978—1986年的R＆D投入，本文擬通過自回歸趨勢模型外推獲得。根據AIC，SC最小化原則，發現最優的滯后期為1。對自回歸趨勢模型回歸得到:

調整后的R2=0.996

利用上式，可以外推得到1978—1986年的R＆D投入。改革開放以來歷年的技術引進數據來自商務部。1978—2009年中國技術引進經費和R＆D經費投入見圖3所示。從圖3中可以看出，在1994年以前，無論是國外技術引進經費還是R＆D經費投入都比較少，從1994年開始，無論國外技術引進經費還是R＆D經費投入都開始大幅增加，但在2000年以前，我國國外技術引進經費在大多數年份都高于R＆D經費投入，說明我國在2000年以前具有很強的“重引進、輕消化和創新”傾向。2000年以后我國越來越重視自主創新，R＆D經費投入年均增長速度達到16.27%，R＆D經費投入強度從2000年的0.9%增長到2009年的1.7%，增加近一倍。

從理論上講，技術引進對全要素生產率具有影響，反過來，由于我國全要素生產率水平提高，從而提高對新技術吸收能力，進而有助于技術引進，從而導致所謂內生性問題，產生有偏、非一致的估計量。因此，在對方程(10)進行估計之前，還需檢驗變量的內生性。我們利用Hausman檢驗直接比較普通最小二乘 (OLS)和兩階段最小二乘 (2SLS)估計值，判斷其差異是否在統計上顯著［23］。因為所有解釋變量都是外生時，OLS和2SLS都是一致估計量，如果差異顯著，則可以判定有內生性變量。

我們選取lnTimpt－1作為lnTimpt的工具變量。用待檢驗變量lnTimpt對方程 (10)的全部外生變量 lnMindt、lnRdt、lnTFPt－1和選定的工具變量 lnTimpt－1進行回歸:

用OLS法對方程 (12)進行回歸，并求殘差。將所求的殘差作為附加變量加入到方程 (10)中，得到:

對方程 (13)進行OLS回歸，如果α5是顯著的，則α0、α1、α2、α3和α4不具有一致性，說明lnTimpt是內生變量。

檢驗結果是vt的系數值為－0.08，P值為0.06，表明系數不顯著，可以在統計上排除變量ln-Timpt的內生性。因此，我們可以認為方程 (10)的OLS估計結果是無偏、一致的。

前文的分析表明，無論是從市場化指數還是從R＆D經費和技術引進經費來看，1994年似乎都是一個轉折點，這個轉折點可能會對全要素生產率影響因素模型的穩定性產生影響。因此在對方程(10)進行OLS估計后，還需進行拐點的檢驗，以確認拐點的存在。本文采用Chow檢驗來判斷1994年是否是一個拐點，①Chow檢驗法是鄒至莊提出的，用于判斷結構在預先給定的時點是否發生了變化的一種方法。檢驗結果見表4所示。

圖3 1978—2009年中國R＆D經費和技術引進經費

表4 拐點 (1994年)檢驗結果

無論是從F統計量還是從對數似然比LR統計量的檢驗結果都表明，在考察期內全要素生產率和其影響因素之間的關系在1994年發生了機制轉變，那么在整個考察期內全要素生產率影響因素模型的參數應該是不固定的，因此，我們在進行模型回歸時，先以1994年為界將樣本分為兩部分進行分段回歸，隨后再進行全樣本的回歸。方程 (10)的OLS回歸結果見表5所示。

表5 全要素生產率影響因素模型回歸結果

1979—2009年的全樣本回歸結果表明，改革開放以來，我國全要素生產率變化受其自身上一期滯后值的影響最大，說明我國全要素生產率變化存在著較大的慣性，靈敏度較低。除此之外，技術引進是改革開放以來我國全要素生產率變化的主要原因 (國外技術引進經費每增加一個百分點，全要素生產率增長0.0131個百分點)，制度變遷和自主創新對全要素生產率變化的影響不明顯。

1979—1994年的子樣本回歸結果表明，制度變遷和自主創新對這段時間內的全要素生產率的影響都不明顯，技術引進是1979—1994年間我國全要素生產率變化的主要原因，而且其影響較整個樣本期間內要高0.003個百分點。一般認為，制度變遷會導致資本、勞動和全要素生產率的增長，進而促使經濟的增長。我們的研究結果表明，1979—1994年期間，我國制度變遷對經濟增長的推動更多的是通過促進資本、勞動增長 (進而促進經濟的增長)這一方式來進行的，而不是通過提高全要素生產率 (進而促進經濟的增長)來進行的。

1995—2009年的子樣本回歸結果表明，制度變遷是這段時期內我國全要素生產率的增長的主要原因，市場化每增加一個百分點，全要素生產率增長0.0824個百分點，這說明我國在初步建立社會主義市場經濟之后，我國制度變遷對經濟增長的作用才從推動資本、勞動增長轉到推動全要素生產率的增長上來。技術引進在這段時期內對我國全要素生產率的作用不明顯可能是由以下原因造成的:由于20世紀80年代我國技術水平遠落后于發達國家，差距比較大，通過引進國外成熟技術也能提高全要素生產率;當差距縮小后，發達國家為了自身的利益不愿意轉讓先進技術，通過技術引進提高全要素生產率效果自然會變差。回歸結果還表明，盡管近年來我國的R＆D經費投入增長迅速，但這些R＆D投入只是大大增加了我國技術知識存量，并沒有有效地轉化為全要素生產率的提高。

五、結 語

本文首先利用索洛殘差法對改革開放以來我國全要素生產率進行了估算，隨后通過構造市場化指數來衡量改革開放以來我國經濟體制的變遷，同時用R＆D投入和國外技術引進經費分別衡量自主創新和技術引進，對改革開放以來我國全要素生產率變動的原因進行定量的考察。分析表明:(1)技術引進是改革開放以來我國全要素生產率變化的主要原因。(2)1994年以后我國制度變遷對經濟增長的作用才從推動資本、勞動增長轉到推動全要素生產率的增長上來。(3)雖然改革開放以來R＆D經費投入增長迅速，但這些R＆D投入只是大大增加了我國技術知識存量，并沒有有效地轉化為全要素生產率的提高。

中國全要素生產率的變化與發達國家不同，不是因為R＆D工作取得了很大進展，而是因為改革(市場化)和開放 (技術引進)效應，但是這些效應正在逐漸減弱，同時，中國還需要從低就業增長轉向高就業增長;從不公平增長轉向公平增長;從不可持續增長轉向可持續增長。在這種情況下，很顯然，傳統經濟發展方式將難以為繼。因此，能否真正實現經濟發展方式的轉變是未來中國能不能保持穩定較快增長的關鍵所在。

［1］Krugman，P.The Myth of Asia's Miracle［J］.Foreign Affairs，1994，73(6):62－78.

［2］張軍，施少華.中國經濟全要素生產率變動:1952—1998［J］.世界經濟文匯，2003，(2):17－24.

［3］樊綱，王小魯.中國各地區市場化相對進程報告［J］.經濟研究，2003，(3):9－18.

［4］顏鵬飛，王兵.技術效率、技術進步與生產率增長:基于DEA的實證分析［J］.經濟研究，2004，(12):55－65.

［5］郭慶旺，賈俊雪.中國潛在產出與產出缺口的估算［J］.經濟研究，2004，(5):31－39.

［6］鄭京海，胡鞍鋼.中國改革時期省際生產率增長變化的實證分析(1979—2001年)［J］.經濟學(季刊)，2005，(2).

［7］李賓，曾志雄.中國全要素生產率變動的再測算:1978—2007年［J］.數量經濟技術經濟研究，2009，(3):1－14.

［8］謝千里，羅斯基，鄭玉歆.改革以來中國工業生產率變動趨勢的估計及其可靠性分析［J］.經濟研究，1995，(12).

［9］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):55－60.

［10］Solow，R.M.Technical Change and the Aggregate Production Function［J］.Review of Economics and Statistics，1957，39(3):312－320.

［11］Fare，R.，Grosskopf，S.，Norris，M.，Zhang，Z.Productivity Growth，Technical Progress，and Efficiency Change in Industrialized Countries［J］.American Economic Review，1994，84(1):66－83.

［12］劉光嶺，盧寧.全要素生產率的測算與分解:研究述評［J］.經濟學動態，2008，(10):78－82.

［13］Goldsmith，R.W.A Perpetual Inventory of National Wealth，Studies in Income and Wealth［R］.New York:NBER，1951.

［14］Chow，G.C.Capital Formation and Economic Growth in China［J］.Quarterly Journal of Economics，1993，108(3).

［15］王小魯，樊綱.中國經濟增長的可持續性——跨世紀的回顧與展望［M］.北京:經濟科學出版社，2000.

［16］張軍，章元.對中國資本存量K的再估計［J］.經濟研究，2003，(7):35－43.

［17］何楓，陳榮，何林.我國資本存量的估算及其相關分析［J］.經濟學家，2003，(5):29－35.

［18］Holz，C.A.New Capital Estimates for China［J］.China Economic Review，2006，17(2):142－185.

［19］陳宗勝，吳浙，謝思全，等.中國經濟體制市場化進程研究［M］.上海:上海人民出版社，1999.

［20］金玉國.宏觀制度變遷對轉型時期中國經濟增長的貢獻［J］.財經科學，2001，(2):24－28.

［21］易綱，樊綱，李巖.關于中國經濟增長與全要素生產率的理論思考［J］.經濟研究，2003，(8):13－20.

［22］康繼軍，張宗益，傅蘊英.中國經濟轉型與增長［J］.管理世界，2007，(1):7－17.

［23］Hausman，J.A.Specification Tests in Econometrics［J］.Econometrica，1978，46(6):1251－1271.