有偏技術進步、技術來源及其經濟增長效應

董直慶，趙景，康紅葉

（1.華東師范大學經濟學院，上海200241；2.吉林大學商學院，吉林長春130012）

有偏技術進步、技術來源及其經濟增長效應

董直慶1，趙景1，康紅葉2

（1.華東師范大學經濟學院，上海200241；2.吉林大學商學院，吉林長春130012）

本文結合CES生產函數構建技術進步偏向性模型，利用全國省際面板數據測算技術進步偏向性及不同來源技術對經濟增長的影響。研究發現：（1）我國技術進步整體表現出資本偏向性特征，不同來源技術進步偏向性差異明顯。其中，R＆amp;D、引進國外技術與引進技術消化吸收三類技術偏向于資本，而購買國內技術與技術改造兩類技術偏向于勞動；（2）技術進步偏向性和不同來源技術進步的增長效應差異明顯。其中，勞動與資本增進型技術進步效應分別為4.5％與-0.49％，暗示有偏性技術進步的經濟增長效應顯著，而中性技術進步效應有限。

技術進步偏向性；技術進步來源；經濟增長

一、引言

從生產視角考察，經濟增長動力可以歸結為勞動、資本和技術進步。邱曉華等［1］通過對經濟增長綜合因素模型的分析，得出資本投入增加是我國經濟增長主要來源。改革開放以來，我國固定資本存量快速積累，2003—2014年實際固定資本存量平均增長率為15.9％，實際深化程度平均增長率為13.5％，然而，這一時期資本快速積累并未帶來經濟快速增長。

一國生產效率的提升，往往需要借助于技術進步。長期以來我國技術進步依賴于技術引進，令人欣喜的是，對國外技術的依賴隨著自主研發強度的增加有減弱趨勢。統計數據顯示，我國研發經費投入強度至2013年已占2.08％。2008—2014年規模以上工業企業技術引進費用年均418億元，占所有外部技術來源的8.4％，明顯低于改革開放初期。與此同時，對于轉型經濟體而言，要素配置效率對生產率的影響突出，資源錯配導致資源非自由流動，引致資源結構變化造成經濟增長效率損失。相關研究發現我國制造業內部資源錯配造成15％的產出缺口［2］。資源錯配產生的原因，一些文獻認為，政府在其中發揮重要作用，諸如政府對生產要素的干預阻礙城鄉之間要素自由流動，導致資本要素過度投入非農部門，而勞動要素過多滯留在農業部門，進而致使經濟增長效率下降［3］。王林輝和袁禮［4］發現資本錯配對全要素生產率的阻礙作用尤為顯著，其引發的資源配置效率損失誘致全要素生產率下降約2.6％，導致實際產出僅占潛在產出的70％—89％［5］。張軍和陳詩一等［6］利用隨機前沿函數估算工業行業TFP，發現2001年以后要素配置效率的下降是同期全要素生產率增長率下降的主要原因。

技術進步對經濟增長毫無疑問發揮重要作用，技術進步可分為中性、勞動增進型和資本增進型三類，相關研究表明，不同類型技術對全要素生產率的作用可能不同。Solow［7］最先基于Cobb-Doug?lass生產函數的索洛余值法測算全要素生產率，構建新古典經濟增長模型并區分投入要素與技術進步，通過余值法量化中性技術進步對經濟增長的促進作用。Jorgenson和Griliches［8］認為索洛余值法高估中性技術進步的作用，易低估要素投入對產出的貢獻，其原因在于測算中存在投入要素的計量誤差。Jorgenson和Griliches提出擴展索洛余值分析法，采用超越對數生產函數形式，將要素投入增長分解為數量和質量的增長，修正的索洛余值法優勢在于，考慮了投入要素的異質性。然而，技術進步并非獨立作用于經濟增長，現代經濟發展過程中技術進步往往與物質資本相耦合，通過機器設備及軟件的方式作用于經濟增長。Gordon［9］、Greenwood和Jovanovic［10］、宋冬林等［11］認為技術往往融合在有形設備資本中，技術進步表現為機器設備的更新換代，并將這種技術稱為資本體現式技術進步。研究發現，中性與資本體現式技術進步對經濟增長的貢獻具有階段性特征。1990年代后，技術進步對經濟增長的貢獻下降過程中，中性技術進步下降幅度較大，而資本體現式技術進步作用明顯。王林輝等［12］基于動態前沿生產面的非參數方法，對行業全要素生產率進行測算，并以固定資產投資中設備器具投資表征資本體現式技術進步，發現資本體現式技術進步是生產率增長的重要來源，若選擇合意的技術結構能使產出達到最優。然而，不同地區由于資源和要素稟賦的差異，技術進步路徑存在明顯區別。前沿研究發現，技術進步方向在生產率增長過程中扮演重要角色。Acemoglu［13-14］構建包含資本與勞動增進型技術進步的CES生產函數，定義技術進步方向，將更有利于Z要素邊際產出增長的技術進步方式稱為Z偏向型技術進步。王林輝等［15］利用CES生產函數測算技術進步相對偏向性指數，采用動態GMM模型分析了技術進步偏向性對投資結構的影響，發現初始資源稟賦較好的地區，其技術進步偏向性對投資結構的引導效果更顯著。董直慶等［16］發現有偏型生產對我國經濟產出的模擬效果更好，且技術進步資本偏向性顯著影響要素生產率。

現代技術的發展表明，技術進步表現出愈加偏向性特征，技術進步偏向性愈發受到關注。David和Klundert［17］、Klump［18-19］、Sato和Morita［20］研究發現美國、歐元區、日本等發達國家技術進步偏向于資本。伴隨經濟全球化，發達國家通過國際貿易、外包等方式的技術溢出效應影響發展中國家技術進步的偏向性［21-22］。董直慶和焦翠紅等［23］構建技術進步偏向性跨國傳遞模型，指出技術進步偏向性在跨國傳遞過程中其方向和強度均會因兩國要素投入結構的非匹配性以及技術適配度而發生變化。此外，不少學者對我國技術進步方向進行研究，如戴天仕和徐現祥［24］、王林輝和趙景［25］等，其結果均發現我國技術進步整體偏向于資本。

綜上，當前文獻研究特點主要有二：一是考察技術進步與經濟增長的作用效應時，并沒有考察技術進步偏向性可能對經濟增長的影響；二是并沒有區分技術進步不同來源及其可能對經濟增長的作用差異。基于此，本文從技術進步偏向性視角入手，結合技術進步來源，考察技術進步偏向性及其來源對經濟增長的影響。

二、模型選擇、指標設計和參數估計

根據Hicks［26］對技術進步偏向性的定義，保持要素結構不變，如果技術進步更有利于提高Z要素相對其他要素的邊際產出，則稱技術進步為Z要素偏向型技術進步。本文參考Acemoglu［2］技術進步偏向性的研究，假設生產函數為CES型：

其中，Yt、Kt、Lt分別為產出、資本與勞動投入，At與Bt分別代表勞動與資本增進型技術進步。θ∈(0，1)表示資本密集度代表資本與勞動要素替代參數，e為替代彈性。結合技術進步偏向性定義，可由（1）式推算出技術進步偏向性指數：

其中，Πt為技術進步偏向性指數，TRSt為資本與勞動的技術替代率。根據Bt/At的變化以及資本與勞動要素替代彈性e的大小可判斷技術進步偏向性。當1＜e（ρ＞0）即資本與勞動為替代關系時，若Bt/At增加，則Πt＞0，技術進步偏向于資本；若Bt/At減少，則Πt＜0，技術進步偏向于勞動。當0＜e＜1（ρ＜0）即資本與勞動為互補關系時，若Bt/At增加，則Πt＜0，技術進步偏向于勞動；若Bt/At減少，則Πt＞0，技術進步偏向于資本。

假設市場完全競爭，要素回報率與其邊際產出相等，則有：

其中，wt與rt分別代表勞動與資本回報率。將（3）式代入生產函數（1）式中，可以得到勞動與資本增進型技術進步：

其中，St與1-St分別代表資本與勞動收入份額。為進一步考查技術進步偏向性與經濟增長的關系，根據CES生產函數將其在ρ=0處進行二階泰勒展開并取對數后求全微分：

GA與GB分別為勞動與資本增進型技術進步增長效應，可見產出增長率受要素增進型技術進步率與要素投入增長率的影響。

測算資本與勞動增進型技術進步、技術進步偏向性指數及經濟增長效應分解，必須估計要素替代彈性和資本密集度，本文主要參照Klump等［27］提出的供給面三方程標準化系統法對參數進行估計。標準化思想最初由Grandville［28］提出，這種方法的優點在于可以有效避免直接采用CES生產函數而導致的估計結果不穩健，這是由于標準化后的生產函數在技術進步、資本、勞動與各參數之間建立以基期為基礎的聯系，使得參數具有更清楚的經濟意義，估計結果也更加準確穩健。考慮到資本與勞動增進型技術進步在不同時期的技術增長率可能不同，故假設技術進步增長率滿足Box-Cox形式，構建三方程標準化系統：

由（6）式可知，參數的估計需要產出、資本與勞動投入、資本報酬與勞動報酬五項變量。本文選取1978—2014年30個地區（四川地區包含重慶與四川省，且其中不包括臺灣、澳門、香港）為樣本。按照收入法國內生產總值可分為勞動者報酬、生產稅凈額、固定資產折舊、營業盈余，其中生產稅凈額根據資本和勞動對于產出的近似貢獻率以2∶1的比例劃分為資本報酬和勞動報酬，即資本報酬=固定資產折舊+營業盈余+生產稅凈額2/3，勞動報酬=勞動者報酬+生產稅凈額1/3。產出、勞動報酬與資本報酬數據均采用以1978年為基期的GDP平減指數進行平減處理。勞動投入數據選取各地區從業人員數。資本投入數據為各地區固定資本存量，1978—2005年資本存量數據源于復旦大學中國社會主義市場經濟研究中心數據庫，2006—2014年數據參考張軍等［29］的方法，采用根據永續盤存法Kt=Kt-1（1-δt）+It計算，其中It為當年固定資產形成總額比上固定資產投資指數（1978年=1），δt=9.6％為折舊率。由于缺少西藏地區固定資產投資指數，故本文采用西藏地區價格指數代替。全國數據則是各地區進行價格平減后加總獲得。以上數據源于《中國國內生產總值核算歷史資料（1952—1995、1952—2004）》、《中國統計年鑒》、《各省份統計年鑒》。此外，收入法國內生產總值的統計口徑發生變化，導致2003年至2004年資本與勞動報酬發生跳躍性變化，勞動報酬被低估［30］。為避免統計口徑造成估計的偏差，本文對1978—2003年與2004—2014年兩個時期樣本分別進行參數估計，變量的統計性描述結果見表1。

根據（6）式可估計參數值，相關參數估計結果見表2。

結果顯示：各地區參數估計值基本都在1％的水平上顯著，且兩個樣本區間參數估計結果相差不大，1978—2003樣本區間參數估計結果與戴天仕等的［24］研究相近。勞動與資本替代彈性小于1，意味著我國勞動與資本之間是互補關系，且根據（2）可知要素替代小于1時技術進步偏向性指數變化方向與資本—勞動相對增進型技術變化方向相反。兩個樣本區間資本密集度均值在0.4—0.5之間，規模因子均接近理論值1。根據全國數據估計的參數，資本增進型技術進步增長參數為負，技術曲率為正，且數值大于1，勞動增進型技術進步增長參數為正，技術曲率在1978—2003年為正，而在2004—2014年為負。

表1 變量的統計性描述

表2 參數估計結果

三、技術進步偏向性及其經濟增長效應

將估計參數代入（2）—（4）式，可計算資本與勞動增進型技術進步、技術進步偏向性指數，結合（5）式，進行經濟增長率分解，可得全要素生產率、資本與勞動增進型技術進步的經濟增長效應，見表3。

首先，根據表3發現：我國勞動增進型技術進步指數逐年增長，資本增進型技術進步指數呈倒U型特征，偏向性指數大體上為正，技術進步整體上偏向于資本。Acemoglu［13］指出技術進步偏向性取決于市場規模效應和價格效應，市場規模效應是指，豐裕要素的技術市場規模大于稀缺要素，將引致更多豐裕要素偏向型技術進步以提高豐裕要素相對邊際產出；價格效應是指稀缺要素產品價格更加昂貴，激發企業投資稀缺要素偏向型技術進步以提高稀缺要素相對邊際產出，進而謀取更高利潤。兩種效應作用相對大小也與要素替代彈性有關，可以考慮替代彈性的兩個極端情況，即e=0與e=∞。e=0意味著要素之間完全不可替代，稀缺要素生產的產品價格相對昂貴且不可替代，因此技術進步偏向于稀缺要素，可稱價格效應主導；e=∞表示要素之間完全可替代，豐裕要素產品可替代稀缺要素產品，技術進步偏向于豐裕要素，規模效應主導。而當e位于0與∞之間時，價格效應與規模效應無法直接確定。

1978—2003年估計結果顯示，技術進步偏向性指數總體上為正且存在增長趨勢，表示技術進步偏向于資本的速度加快。其中勞動增進型技術進步表現出穩定增長趨勢，資本增進型技術進步則呈倒U型特征。2000年之前，資本增進型技術進步優于勞動增進型技術進步，而之后，勞動增進型技術進步反超資本型。結合中國經濟發展歷程分析，改革開放初期，資本要素相對匱乏，由于缺乏市場機制，資本與勞動要素的配置和定價主要由政府控制，為提高企業生產活力，要素價格被壓低，但產品市場的市場化程度高于要素市場，故資本密集型產品價格相對昂貴。根據歷史數據，1978年人均資本為0.12萬元/人，之后有所提升，但至1985年也僅為0.18萬元/人，與2014年4.95萬元/人對比可知樣本期間資本的稀缺程度。生產企業為獲取資本密集型產品高額利潤選擇資本偏向型技術進步，以增加資本要素邊際產出。此時，價格效應主導我國技術進步偏向于資本。當然，對于發展中國家而言，技術進步主要依賴于引進發達國家技術。數據顯示，我國自改革開放后大量引進機器設備，機器設備引進費用占技術引進總額的78％［23］。技術的跨國傳遞效應致使我國資本增進型技術進步指數在1978—1996年期間維持在0.6，明顯高于勞動增進型技術進步。1990年代后期，機器設備引進費用占技術引進總額的比重大幅下降。與此同時，資本增進型技術進步指數在1996年之后呈下滑趨勢。勞動增進型技術進步指數在1990年代之前遠遠低于資本增進型技術進步指數，這是由于戶籍制度阻礙勞動力自由流動，使得農業大量剩余的勞動力滯留在農村，勞動增進型技術進步受阻。期間，第一產業增加值占全國增加值約30％左右，而就業人口則占全國就業人口的65％左右。不過，個別年份技術進步偏向性指數為負，即技術進步偏向于勞動，如1979、1981—1982、1990與1995年，這應該歸結于制度改革沖擊。

2004—2014年估計結果顯示，技術進步偏向性指數依然為正，但存在下降趨勢，尤其是2010—2014年間。表明技術進步偏向于資本的速度減緩，主要是價格效應在發揮作用。一方面，我國有效資本相對不足，價格效應引導技術進步偏向于資本；另一方面，工業部門的快速增長帶來勞動需求的增長，無論是總勞動力還是農業部門可轉移勞動供給增長均有限，進而增加了工資上漲的壓力［31］，因此價格效應引致技術進步資本偏向性程度減弱。

表3 技術進步及其偏向性的經濟增長效應估計

其次，經濟增長分解效應估計結果顯示：全要素生產率增長率為正，勞動增進型技術進步是經濟增長的主要動力，而資本增進型技術進步對經濟增長貢獻不明顯。具體而言，1978—2003年期間，我國經濟平均增長率為10.61％，其中，全要素生產率增長率為5.08％，勞動與資本增進型技術進步效應均值分別為5.79％與—0.71％。在資本與勞動互補的前提下，資本偏向型技術進步通過勞動增進型技術進步提升資本要素邊際產出。2000年之前，我國勞動增進型技術進步明顯低于資本，而勞動技能與資本技術水平不匹配會阻礙經濟增長，因此勞動增進型技術進步有利于二者相耦合，進而促進經濟增長。2004—2014年期間，平均經濟增長率12.05％，全要素生產率平均每年增長4.01％，低于1978—2003年樣本均值。勞動增進型技術進步效應貢獻為正，均值為4.5％，雖然低于1978—2003年樣本均值，但仍是經濟增長主要來源；資本增進型技術進步效應均值分為-0.39％，絕對值低于1978—2003年樣本均值，說明資本增進型技術進步經濟增長效應有所改善。

四、技術來源及其經濟增長效應分解

根據上述分析，技術進步偏向性對經濟增長的影響突出。其中，勞動增進型技術進步效應是經濟增長的主要動力。我國技術進步來源存在多樣性，是什么原因導致技術進步偏向性及其經濟增長效應的差異？為回答上述問題，進一步放松條件將生產函數設為超越函數形式：

Y=Y（K，L，A，B，N）

其中，Y、k、L、A、B、N分別為產出、資本投入、勞動投入、勞動與資本增進型技術進步、中性技術進步。將生產函數進行二階泰勒展開并取對數：

其中，N（·）、A（·）與B（·）分別表示中性、勞動增進型與資本增進型技術進步函數。技術進步根據來源可將其劃分為自主創新rd、引進國外技術int、引進技術消化吸收abs、購買國內技術dom與技術改造ref五種方式。這五種技術進步方式，一方面通過中性技術進步直接作用于產出，另一種是通過與要素相結合的方式即偏向型技術進步作用于產出。

根據（7）、（8）與（9）式建立聯立方程組模型，分別使用OLS（最小二乘法）、2SLS（兩階段最小二乘法）與3SLS（三階段最小二乘法）對方程組系數進行估計。本部分采用2004—2013年29個地區（不包含西藏）的面板數據。其中，自主創新以各地區R＆amp;D經費內部支出表征，折算為1978年價格，價格指數借鑒王班班和齊紹洲［32］的研究，根據0.55*消費價格指數+0.45*固定資產投資價格指數估算。引進國外技術int、引進技術消化吸收abs、購買國內技術dom與技術改造ref四類技術分別以其經費支出表征。由于《中國科技統計年鑒》僅公布規模以上工業企業相關數據，為統一口徑，筆者根據規模以上工業企業R＆amp;D經費內部支出與地區R＆amp;D經費內部支出的比例推算其他四種來源技術的地區經費支出。2011年開始規模以上工業企業統計口徑有500萬調整為2000萬，故2011年之前四種來源技術經費支出根據2009年比例推算，2011年及以后年份則根據2011年比例推算，價格平減方式與R＆amp;D經費內部支出相同。數據主要來源于各年《中國科技統計年鑒》與《中國統計年鑒》。考慮R＆amp;D經費內部支出與其他來源技術經費支出可能存在共線性，首先進行共線性檢驗，方差膨脹因子均值為1.88，因此可不必擔心變量之間存在多重共線性。

根據估計結果表4，OLS與2SLS方法估計的三方程的F統計量與3SLS方法估計的卡方統計量均在1％水平上顯著。對比三種方法估計結果，發現估計系數并無明顯差異，在一定程度上證實估計結果的穩健性。

根據表4，發現不同類型技術進步的偏向性差異明顯。由于勞動與資本之間互補，勞動增進型技術進步有利于提升資本邊際產出，因此也可看作不同來源技術進步的資本偏向性。R＆amp;D與引進國外技術對勞動與資本增進型技術進步均具有顯著提升作用，且對勞動增進型技術進步作用系數明顯大于對資本增進型技術進步作用系數，因此我國R＆amp;D與引進國外技術均有利于推動勞動增進型技術進步，進而提升資本相對邊際產出，即表現出資本偏向性特征。購買國內技術對資本增進型技術進步存在顯著促進作用，而其對勞動增進型技術進步作用系數為負且不顯著，因此購買國內技術偏向于勞動。根據引進技術消化吸收對兩種要素增進型技術進步作用系數，可判斷引進技術消化吸收有利于技術偏向于資本。技術改造對兩種要素增進型技術進步作用系數顯著為負，但根據相對系數值可知其偏向于勞動。可知，R＆amp;D、引進國外技術與引進技術消化吸收三類來源技術進步偏向于資本，與我國總體技術進步方向相同，購買國內技術、技術改造兩類技術進步偏向于勞動。

表4 不同來源技術進步的偏向性檢驗

根據結構方程模型與表4的估計結果，可以測算技術進步的經濟增長效應，如表5。

五種技術進步來源中，R＆amp;D、引進國外技術、引進技術消化吸收與購買國內技術四類均存在經濟增長效應，R＆amp;D經濟增長效應明顯高于其他來源技術。R＆amp;D每增長1％，經濟增長0.3094％。其中，中性技術進步效應為0.0175％，勞動增進型技術進步效應為0.2636％，資本增進型技術進步效應為0.0282％。引進國外技術、購買國內技術與引進技術消化吸收三類經濟增長效應則較為微弱，技術改造的經濟增長總效應為-0.3449％。R＆amp;D、引進國外技術與引進技術消化吸收三類資本偏向型技術進步的經濟增長效應中，勞動增進型大于資本增進型技術進步效應，購買國內技術與技術改造兩類勞動偏向型技術進步的經濟增長效應中，則是資本增進型大于勞動增進型技術進步效應。對比中性與有偏技術進步發現，中性與資本增進型技術進步經濟增長效應較為微弱，勞動增進型技術進步經濟增長效應較為明顯。

表5 不同來源技術進步的經濟增長效應

通常研究認為，一國R＆amp;D反映本國國內的自主創新能力，其偏向性與我國要素稟賦及價格相關，資本相對稀缺致使R＆amp;D形態的技術進步偏向于節約資本。伴隨技術水平的提高，需要越來越高的勞動技能與之相匹配，自主研發則實現人力資本累積即增進勞動以滿足資本邊際產出提升。引進國外技術的偏向性完全取決于技術來源國家的偏向性，而發達國家技術進步多偏向于資本，因此引進國外技術與引進技術消化吸收兩類技術進步表現出資本偏向性特征。購買國內技術反映國內地區間技術的水平溢出，我們發現國內地區間溢出的技術多偏向于勞動，但這種技術過度強調資本增進技術進步而忽略勞動增進型技術進步。而技術改造則是將引進或購買技術進行改造，但是我們發現技術改造并不能通過要素增進渠道產生經濟增長效應。我國數據顯示，所有技術來源中技術改造支出在所占比重高達76.6％，顯然這種高投入并未取得相應回報。張茂元與邱澤奇［33］發現，1860—1936年珠三角地區由于將人力引入絲車作業，而非直接使用引進的蒸汽技術（長三角地區），因此珠三角繅絲年均產量大于長三角地區。這種耦合于我國要素稟賦的勞動使用型即資本偏向型技術進步有利于提高生產率，而現有技術改造與我國要素稟賦結構的非耦合阻礙了經濟增長。

五、結語

技術進步在經濟增長中發揮著越來越重要的作用，而已有研究重點關注要素投入與中性技術進步的貢獻，有偏技術進步的貢獻卻被忽略。基于此，本文首先構建技術進步偏向性指數并結合經濟增長模型，利用我國1978—2014年省際面板數據和標準化供給面系統方法，估算我國技術進步偏向性指數，再進一步按照來源將技術進步進行劃分，構建聯立方程組檢驗2004—2014年中性與有偏技術進步的經濟增長效應，以及不同來源技術進步的偏向性及其經濟增長效應。結果顯示：（1）技術進步表現出資本偏向性且不同類型技術進步差異明顯。我國資本與勞動要素之間為互補關系，且技術進步整體上偏向于資本，其中，勞動增進型技術進步持續穩定增長，資本增進型技術進步則呈倒U型，主要可歸結于要素價格效應。與此同時，不同來源技術進步偏向性存在差異，其中，R＆amp;D、引進國外技術與引進技術消化吸收三種類型技術進步偏向于資本，購買國內技術與技術改造兩種類型技術進步偏向于勞動。（2）技術進步偏向性存在經濟增長效率，但不同來源技術的增長效應差異明顯。中性技術進步整體的經濟增長效應有限，而有偏技術進步對經濟增長產生顯著正向作用，其中勞動增進型技術進步效應最為明顯。R＆amp;D、國外技術引進與消化吸收三類技術主要通過勞動增進型技術拉動經濟增長，國內技術購買主要通過資本增進型技術進步方式促進經濟增長。

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（責任編輯余敏）

F124.6

A

］1671－511X（2017）01－0065－10

2016-11-10

國家社科基金重點項目“新常態下我國經濟增長動力轉換和新增長點培育研究”（15AZD002）；國家社科基金一般項目“中等收入階段中國技術進步方向和生產率提升研究”（14BJL031）；國家自然科學基金項目“我國技術進步偏向性的形成機理、路徑依賴和跨國傳遞機制”（71573088）；上海市軟科學重點項目“物化型技術進步及其對經濟增長的貢獻測度”（16692105500）成果之一。

董直慶，浙江溫州人，華東師范大學經濟學院教授，博士生導師，研究方向：生產要素和經濟增長質量。