我國經濟增長方式變化特征及其成因
——基于248個地級以上城市的實證分析

趙文軍 葛純寶

(1.深圳大學 經濟學院，廣東 深圳518060； 2.南京大學 商學院，江蘇 南京 210093)

一、引言與相關文獻綜述

為促進經濟的協調和可持續發展，黨的十七大報告提出加快轉變經濟發展方式，把轉變經濟增長方式列入轉變經濟發展方式的核心內容。然而在實踐中，我國經濟增長方式遲遲未得到根本性轉變，與經濟高速增長相伴隨的資源短缺、環境污染等問題越發嚴重。黨的十九大報告在重申我國經濟增長質量不高的同時，強調我國已進入轉換經濟增長動力的攻關期，經濟增長必須堅持質量第一、效率優先，推動質量變革、效率變革、動力變革。我國轉變經濟增長方式迫在眉睫，直接關系到經濟發展方式轉型進程(衛興華，2011)，而要實現經濟增長方式的根本性轉變，首先要合理評估我國經濟增長方式的變化特征，分析形成這些特征的原因。

我國經濟增長方式及其轉變問題一直是學界關注的熱點問題。學者們較為一致地認為經濟增長方式是推動生產要素的組合方式，可分為粗放型和集約型兩種。前者是以增加基本要素投入、擴大生產規模為基礎，強調增長速度；后者則是以科技進步、效率提升為基礎，強調增長質量(呂鐵 等，1999；衛興華 等，2007)。在追求經濟高速增長時，經濟增長方式易顯現出粗放型特征，其負面影響也會隨著資源、環境約束的強化而日益凸顯，粗放式高速增長難以長期為繼。經濟的長期可持續發展必然要求轉變經濟增長方式。學界傾向于將全要素生產率(以下簡稱TFP)作為衡量經濟增長方式的核心指標，強調轉變經濟增長方式就是要提升TFP或提高TFP對經濟增長的貢獻率。對于TFP的測度，多數學者運用參數和非參數方法。如一些學者采用索羅余值法(SRA)和數據包絡分析法(DEA)對我國總體、地區和行業的變化進行估測，認為盡管經濟效率有所提升(鄭玉歆，1999；易綱 等，2003；王小魯 等，2009)，但TFP的貢獻較低且增長緩慢(郭慶旺 等，2005；鄭京海 等，2005；金相郁，2006；中國經濟增長與宏觀穩定課題組，2010；余泳澤，2015)，資本投入是我國經濟增長的主要源泉。部分學者采用隨機生產前沿法(SFA)對我國地區和行業生產效率進行測算，指出地區生產效率差距主要源于資本投入和TFP雙重差異(王志剛 等，2006；余泳澤，2015)，TFP差異是造成地區差異的最主要原因(傅曉霞 等，2006；李靜 等，2006；張少華 等，2014)。也有學者采用OP法、LP法等對我國工業企業TFP的動態變化展開分析(涂正革 等，2005；魯曉東 等，2012；楊汝岱，2015)，強調工業增長動力機制已由效率和要素驅動向資本投入主導驅動轉變，該轉變面臨嚴峻效率問題(江飛濤 等，2014)。由于TFP變化不足以反映經濟增長方式的變動，趙文軍等(2012)、唐穎等(2014)、唐未兵等(2014)、張微微(2017)采用DEA 或索羅余值方法，將TFP對經濟增長貢獻率作為經濟增長方式的衡量指標，分析我國總體和工業經濟增長方式的變化特征，同時考察部分因素對經濟增長方式的影響。

已有研究對我國經濟增長方式問題進行了有益探討，對認識我國經濟增長方式的變化規律有重要參考價值，但至少存在以下三個方面的拓展空間。其一，多數從總體、地區和行業層面分析我國經濟增長的動力機制，直接從城市角度考察我國經濟增長方式變化特征的文獻尚不多見。城市尤其是重點城市是區域經濟增長的動力單元，其經濟增長方式的變化對區域乃至全國經濟增長方式變化有著重要的影響。本文擬從城市(1)本文所述的城市均指地級及以上城市，口徑為城市的全部行政區域，包括城區、轄縣、轄市。層面，分析我國經濟增長方式變化特征。其二，在采用參數和非參數法估測TFP中，前者往往需要事先設定具體的生產函數，參數估計也帶有主觀傾向性；后者多以傳統的非參數Malmquist指數為基礎，雖然能克服參數法的不足，但該方法也存在測度有偏問題，如偏離TFP原定義，強加規模報酬不變條件，其分解不滿足乘法完備性等問題。本文則采用能很好克服上述問題的非參數Hicks-Moorsteen指數法來測度TFP，并將TFP指數作為經濟增長方式的度量指標，來刻畫我國城市經濟增長方式的變化軌跡。其三，不少研究也分析了我國經濟增長方式的變化特征，但其原因分析缺乏統一的框架基礎。本文則進一步通過對TFP指數的四重分解，識別我國城市經濟增長方式變化特征的形成原因。

二、經濟增長方式內涵與測度

(一)經濟增長方式內涵

經濟增長方式概念引入到我國后得到學術界廣泛討論。有觀點認為經濟增長方式主要是指以何種要素利用方式實現經濟增長(劉國光 等，2001)；也有觀點認為經濟增長方式就是指推動經濟增長的各種生產要素投入及其組合方式，其本質是依賴什么要素、借助什么手段、通過什么途徑實現經濟增長(吳敬璉 等，2005)；還有觀點把經濟增長方式看成經濟增長的動力機制和資源配置形式(于津平 等，2011)。這三種觀點均蘊含經濟增長方式與要素投入及其結構緊密關聯。在經濟增長過程中，要素積累和生產效率提高的貢獻的相對大小，決定了經濟增長方式的兩種不同類型。一是以增加投入和擴大規模為基礎，強調增長速度的粗放型增長方式，二是以提高效率為基礎，強調增長質量的集約型增長方式(衛興華 等，2007；張璟 等，2008；趙文軍 等，2012；周靈，2015)。在不同的經濟發展階段，兩種增長方式往往以不同的組合方式并存，但主導地位會有所不同。在要素和投資驅動階段，經濟增長主要依靠資本、勞動、土地及礦產等資源驅動；而在創新和財富驅動階段，經濟增長主要依靠技術創新和效率驅動(波特，2002)。前一種增長主要表現為高投入、高能耗、高污染、低效率特征，屬于粗放型增長方式；后一種增長主要表現為低投入、低能耗、低污染、 高效率特征，屬于集約型增長方式。我們認為經濟增長方式是指經濟增長的動力結構和資源配置方式，轉變經濟增長方式本質上就是要轉變動力結構，發揮技術進步、管理創新、勞動素質提升等對經濟增長的推動作用，實現從粗放型經濟增長方式向集約型經濟增長方式轉變。

(二)我國城市經濟增長方式的測度方法

根據經濟增長方式內涵，同時考慮到參數法和傳統非參數Malmquist指數法測度經濟增長方式的前述局限，我們將城市作為基本單元，采用Hicks-Moorsteen指數法(O′Donnell，2012)來評價我國經濟增長方式。聚合函數具有非負、非遞減、線性齊次特征。假設各城市使用資本ki和勞動li進行生產，產出為yi，則各城市t期產出聚合函數Q(yit)和投入聚合函數X(kit,lit)可分別表示為：

(1)

(2)

其中，D0(·)和DI(·)分別表示產出導向和投入導向的距離函數。遵循TFP原始定義，即為產出與投入之比，則各城市t期TFP可寫成：

TFPit=Q(yit)X(kit,lit)

(3)

同理，各城市t-1期產出、投入聚合函數及TFP分別為：

(4)

(5)

TFPit-1=Q(yit-1)X(kit-1,lit-1)

(6)

由式(3)和式(6)可得到t-1期到t期Hicks-Moorsteen TFP指數：

(7)

(8)

式(8)含有多個距離函數，以下是兩個代表性距離函數的計算方法：

(9)

(10)

式(9)和式(10)表明各城市TFP指數的計算融入了歷史投入產出組合，避免了生產前沿的倒退，同時也擺脫了傳統非參數Malmquist指數法存在規模報酬不變的嚴格假定。以城市實際GDP占比為權重系數進行加權平均，可獲得不同城市組和代表我國的總體TFP指數。

考慮到勞動投入數據的可獲得性，本文選取了我國248個城市作為研究樣本(2)根據2016年我國城市統計年鑒，2015年這248個城市占全部地級以上城市數的86.11%，地區生產總值之和占全部地級以上城市的96.55%。未納入考察的城市包括陽泉、朔州、巴彥淖爾、本溪、遼陽、盤錦、四平、遼源、白山、雞西、鶴崗、雙鴨山、七臺河、黑河、伊春、舟山、銅陵、黃山、新余、鷹潭、鄂州、張家界、北海、防城港、百色、三亞、攀枝花、麗江、拉薩、銅川、嘉峪關、金昌、白銀、酒泉、張掖、石嘴山、吳忠、中衛、固原和克拉瑪依等40個城市。，時間跨度為2000—2015年。各城市產出用1990年不變價格計算的地區生產總值表示。各城市資本投入用全社會實際固定資本存量代替，實際固定資本存量根據公式Kt=It+(1-δ)Kt-1計算得到。其中，Kt和It分別表示第t年全社會實際固定資本存量和實際固定資本形成額，δ表示折舊率。參考柯善咨等(2012)，我們首先用以1990年為基年的固定資本形成價格指數縮減名義固定資產投資額得到實際固定資產投資額，再以當年及前兩年實際固定資產投資額的平均值作為當年的固定資本形成額。各城市固定資本形成價格指數取各城市所在省區的相應值，單豪杰(2008)提供了1990—2004年各省區固定資本形成價格指數，其余直接用固定資產投資價格指數替代。各城市初始年份1992年的實際資本存量等于I1992(δ+gI)，其中gI為1992—2015年實際固定資本形成的年均增速。對于固定資本的折舊率，我們參考了郭慶旺等(2004)、張軍等(2004)、王小魯等(2009)、單豪杰(2008)、陳昌兵(2014)，取其平均值7.54%。為消除數據異常波動對測算結果的影響，各城市勞動投入用經過三年滑動平均的全社會從業人員數衡量。以上各變量所涉及的原始數據主要來自《中國城市統計年鑒》、《中國區域經濟統計年鑒》、《中國統計年鑒》、省區統計年鑒、省區60年統計資料匯編以及各城市統計年鑒、年鑒和統計公報等。

三、我國經濟增長方式變化特征的評價

基于上述數據和測度方法，計算248個城市的TFP指數，發現2000—2015年我國經濟增長方式具有如下變化特征：

(1)我國TFP指數在階段性變化中呈現下行之勢(如圖1所示)。2000—2015年TFP指數都大于1，平均為1.029，然而TFP指數并未持續走高。2000—2007年TFP指數幾乎連年上升，2007年達到1.052，經濟增長明顯趨向集約化。受累于國際金融危機，2008年和2009年TFP指數較大幅度地下滑，到 2012年已降至1.022，基本抵消2008年以前的漲幅，經濟增長轉向粗放化。2013—2015年TFP指數緊繞1.022微幅變動，經濟增長集約化水平在低位上保持穩定。從五年期來看，“十五”時期TFP指數為1.035，“十一五”時期微升至1.036，而到“十二五”時期下降為1.023。劉世錦等(2015)也認為近年來我國TFP呈放緩趨勢。正是后期較快下滑，致使TFP指數在整個時期內表現出走低之勢，這說明我國經濟增長方式轉變進程不甚順利，甚至存在倒退現象，凸顯我國轉變經濟增長方式仍任重道遠。

圖12000—2015年我國TFP指數變化情況

(2)東部城市TFP指數在幾乎連年高于中、西部城市中趨于下降，而西部城市在趨升中超過中部城市。東部城市TFP指數一直大于中部城市，除極少數年份外，也均大于西部城市，平均為1.037，而中、西部城市分別為1.01和1.025(如表1所示)。這與吳振球等(2014)得出的結論相似。2000—2005年東部城市TFP指數1.045，大于中、西部城市的1.025和0.997，說明東部城市經濟增長集約化水平明顯高于中、西部城市。“十一五”時期東部城市TFP指數微降到1.043，僅分別高出中、西部城市0.03和0.002，西部城市TFP指數轉為超過中部城市，其經濟增長集約化水平有較快提升。“十二五”時期，東、中部城市TFP指數進一步下調，西部城市也轉降為1.025，低于東部城市的1.030，高過中部城市的1.003。從總體變化趨勢來看，中部城市TFP指數比東部城市有更快的下降趨勢，而西部城市則表現出上行態勢。可見，雖然東部城市經濟增長集約化水平高于中、西部城市，但存在下降趨勢，難以發揮引領我國經濟增長方式轉變作用，中部城市更是拖累這一轉變。

(3)主要城市群TFP指數呈現出大為不同的走勢①。考察期內長三角、珠三角和京津冀城市群TFP指數都大于全國平均水平,長三角城市群最高為1.041，成渝城市群最低為1.016(如表1所示)。2000—2005年珠三角城市群TFP指數明顯高于長三角、京津冀城市群，更是超過長江中游和成渝城市群。“十一五”時期，珠三角、長三角和京津冀城市群TFP指數都有下降，珠三角城市群大幅度下滑至倒數第二位。成渝城市群TFP指數上升較快，排在首位。“十二五”時期，僅長三角城市群TFP指數比上期有所增加，上升到第一位，長江中游城市群墊底。進一步看總體變化趨勢，成渝城市TFP指數呈現出明顯的上升趨勢，珠三角城市群下降趨勢快于京津冀和長江中游城市群，長三角城市群則顯示出輕微上升趨勢。不可否認，長期以來各主要城市群在我國經濟增長中發揮了強勁推進作用，已形成鮮明的示范和引領效應，但對促進我國經濟增長方式轉變的作用尚有限，甚至具有延緩作用。因此未來加快我國城市群，尤其是東部主要城市群經濟增長方式轉變至關重要。

表1 2000—2015年我國不同地區與主要城市群TFP指數情況

注：數據根據整理得到。

圖2不同時期城市TFP指數的核密度分布圖

(4)城市TFP指數越發向低水平集中，差異性不斷縮小。對各時期城市TFP指數進行核密度估計，圖2描繪了估計結果。可以看出，“十五”到“十二五”時期，城市TFP指數的分布均呈單峰狀，波峰逐漸左移，左右尾都不斷縮短，波峰高度持續上升，凸顯城市TFP指數越發集中趨向。進一步比較各個年度城市TFP指數的核密度分布圖，也有類似的變化特征。城市TFP指數向低水平集中，與前述總體TFP指數呈下行走勢相一致。分布圖左尾向中間不斷縮短意味著TFP指數相對較低城市有向較高城市追趕的效應，而右尾縮向中間表明TFP指數相對較高的城市未能保持原有水平。城市TFP指數越發集中也說明各城市經濟增長方式的差異性在不斷減小，本文計算的年度標準差系數的變化也印證了這一點。

① 本文主要城市群包括長江三角洲、珠江三角洲、京津冀、長江中游和成渝五個城市群，各城市群內部城市的構成分別參照了2016年《長江三角洲城市群發展規劃》、2008年《珠江三角洲地區改革發展規劃綱要(2008—2020)》、2010年《京津冀都市圈區域規劃》、2015年《長江中游城市群發展規劃》和2016年《成渝城市群發展規劃》。

② 本文空間權重矩陣W的元素是各城市行政中心之間的地理距離倒數，地理距離根據各城市行政中心經緯度計算而得，經緯度數據來自高德地圖檢索。空間權重矩陣經過D-1/2WD-1/2形式的標準化，以保持元素之間的相互比例不變，其中D為W的行和對角矩陣。

(5)城市TFP指數存在一定空間正相關性。我們采用地理距離空間權重矩陣，利用Moran指數，對城市TFP指數的空間相關性進行了檢驗②。結果表明無論是整個時期，還是各五年時期，Moran指數值都顯著為正，且具有很強的穩定性，保持在0.04水平上。在Moran散點圖中(圖3)，多數城市位于高-高型的第一象限和低-低型的第三象限，說明各城市TFP指數并非隨機分布，而是具有一定的空間依賴性，表現出較高和較低水平區域并存的格局。以整個考察期為例，有四個典型的較高水平的TFP指數區域：廣東的廣州、清遠、肇慶、河源和汕尾；江蘇的揚州、南京、常州、無錫和蘇州；河南的三門峽、陜西的商洛、安康，四川的達州；內蒙古的烏蘭察布、包頭、呼和浩特、鄂爾多斯，陜西的榆林，及甘肅的慶陽。以湖南懷化為中心，向上下左右延伸，涉及湖北、湖南、廣西、貴州和云南的12個城市；以安徽阜陽為中心，向四周延伸，涉及安徽、河南和湖北的15個城市，形成兩個典型的較低水平TFP指數區域。空間依賴性的存在突出我國轉變經濟增長方式中各城市協同共進的重要性。

圖32000—2015年我國城市TFP指數的Moran散點圖

注：各子圖橫軸表示標準化的TFP指數，縱軸表示空間滯后值。

概而言之，考察期內我國城市經濟增長方式在空間依賴中向低層次集中，相對發達的東部地區城市，包括長三角和珠三角城市群，均未出現明顯改善之勢，總體上我國粗放型經濟增長方式呈加重趨勢。為何形成這些特征？接下來我們將通過分解TFP指數，探討背后的成因。

四、成因分析

不同于已有研究傾向于通過建立計量模型，分析我國經濟增長方式變動原因，我們對TFP指數展開四重分解，從中探尋我國經濟增長方式呈現上述變化特征的成因。

(一)TFP指數的四因素分解

若TFP指數能表達成式(7)，則該指數滿足乘法完備性，進而可被細分為多個子項乘積。對應于本文中各城市采用兩投入、一產出的生產模式，運用投入導向的分解法可將各城市TFP指數具體分解為：

(11)

(12)

(13)

由于剩余規模效率本質上是一種規模效應，剩余組合效率本質上是一種組合效應(O′Donnell，2012)。因此，本文在對各城市TFP指數的實際分解中，運用如下公式：

(14)

其中，MEit為組合效率，其值是純組合效率與剩余組合效率的簡單幾何平均；SEit為規模效率，其值是純規模效率與剩余規模效率的簡單幾何平均。

(二)我國TFP指數分解

根據式(14)，我們計算了各城市各年度TFP指數的四個子項值，表2列出了城市總體TFP指數的分解結果。

表2 我國TFP指數的分解結果

注：總趨勢值是指TFP指數和其分解項分別關于時間的線性回歸的系數值，該值為正表明存在上升趨勢，為負說明存在下降趨勢。下表同。TFP效率指數是技術效率、規模效率和組合效率指數的乘積。

在各年度TFP指數中，四個子項的作用存在明顯差異，技術進步和組合效率指數對TFP指數持續發揮促進作用，前者均值1.038，明顯高于后者1.005。大多數年份規模效率指數大于1，甚至部分年份超過技術進步指數。而技術效率則在絕大多數年份內負增長，平均為-1.7%，對TFP指數構成較強的抑制作用。王志剛等(2006)、余泳澤(2015)認為技術進步而非技術效率改善支撐了我國TFP的增長。從變化趨勢來看，雖然技術進步指數有明顯上升趨勢，但在技術效率指數較快趨降下，輔以規模效率指數上升的趨緩，致使我國TFP指數最終走出了下行之勢，經濟增長方式表現出低端化趨向。這也說明，轉變經濟增長方式中，一味地強調技術進步是不夠的，快速提升技術效率同樣，甚至更為重要。歷經多年的快速發展，我國技術水平與國外的差距不斷縮小，后發優勢逐漸弱化。通過進一步深化經濟體制改革，消除資源和商品流動障礙，強化市場資源配置效率，提升組織和管理效率，會較快地提升我國技術效率，也有助于規模和組合效率的提高。

(三)不同地區城市TFP指數的分解

從表3可以看出，整個時期各地區城市的技術進步指數均大于1，一致性地對TFP指數發揮首要推進作用，中、西部城市相對稍強，技術效率指數都對TFP增長產生不利影響，對中部城市的負面影響相對較大。各地區城市組合效率和規模效率指數對TFP指數的影響力度較弱，中、西部城市組合效率指數的影響稍強于東部城市，東、西部城市規模效率指數的影響略強于中部城市。從變化趨勢看，西部城市技術進步、組合效率和技術效率指數均趨于上升，三重上升的疊加致使其TFP指數顯示出明顯的上行之勢。東部城市規模效率指數有上升趨勢，但難以抵消技術效率和組合效率指數的雙重下降，終使其TFP指數表現出下行之勢。技術效率指數的較快下降，加之規模效率指數的下降，致使中部城市TFP指數也有走低之勢。需要指出的是，即便西部城市技術效率指數是趨升的，但仍小于1，再次表明加快提升技術效率對我國轉變經濟增長方式的重要性。

表3 我國不同地區城市TFP指數的分解結果

(四)主要城市群TFP指數的分解

如表4所示，就整個時期而言，各主要城市群TFP指數高低不等的原因不盡相同。長三角城市群主要得益于技術進步增長，輔以規模效率和組合效率上升，其TFP指數位列五大城市群之首。珠三角城市群的技術進步、規模效率和組合效率增長均稍慢于長三角城市群，其TFP指數僅次于長三角城市群。盡管京津冀城市群技術進步增長相對最快，為4.8%，但由于技術效率下降幅度較大，該城市群TFP指數小幅低于前兩大城市群，不過還是高于全國平均水平。歸因于技術效率下降幅度大，大為抵消技術進步、組合效率和規模效率三重增長，長江中游城市群TFP指數位列第四位。成渝城市群技術進步增長為4.0%，但技術效率、組合效率和規模效率均負增長，致使其TFP指數墊底。2000年以來，長三角城市群組合效率指數的趨降很大程度地抵消其他三項指數的緩升之勢，致使TFP指數呈輕微上升趨勢。受益于技術進步和技術效率指數的較快上升，成渝城市群TFP指數有明顯趨升態勢。珠三角和京津冀城市群三效率指數都有下降趨向，前者疊加技術進步指數的下行，其指數趨于較快地下降。長江中游城市群TFP指數趨降的主要原因在于技術效率指數下行速度較快，完全抵消技術進步和組合效率指數的雙重上升。

表4 我國主要城市群TFP指數的分解結果

(五)城市TFP指數越發向低水平集中的原因分析

比較虛擬分布與“十二五”時期實際分布，在各因素單獨影響下，虛擬分布的波峰未明顯左移，或出現多個波峰，都與實際分布存在較大差異，這說明城市TFP指數越來越向低水平集中并非是由單因素獨立促成的。在兩因素共同影響下，技術進步和技術效率指數的聯合作用，導致虛擬和實際TFP指數分布很接近，其他兩因素的聯合作用都未產生這樣的效果。進一步看三因素的共同影響，含有技術進步和技術效率指數的三因素的聯合作用未提高虛擬和實際分布的接近程度，僅含有TPI或TEI的三因素的共同作用也未明顯縮小虛擬和實際分布差異性。可見，技術進步和技術效率指數共同主導了城市經濟增長方式的越發趨同。

圖4各因素對TFP指數的單獨和聯合影響

注：各子圖中細和粗實線分別表示“十五”和“十二五”時期城市TFP指數核密度分布，虛線表示“十五”時期城市TFP指數核密度分布在各因素單獨或聯合影響下的虛擬分布。

(六)城市TFP指數空間正相關的原因分析

為探尋各城市TFP增長的空間正相關成因，我們分別計算了TFP指數各組成部分單獨和組合的Moran指數值，表5列出了計算結果。

表5 各因素單獨和組合的Moran′I指數值

注：*、**、***分別表示在1%、5%和10%水平上顯著不為零。

可以看出，2000—2015年各組成部分構成的單獨和組合的指數值都顯著為正，但有明顯差異。技術效率增長本身的空間依賴程度相對最高，指數值為0.08，較強地貢獻于TFP增長的空間相關性。而其他三因素的單獨或聯合加入，均不同程度地抵消這種貢獻，終使各城市TFP增長的Moran指數值為0.04。具體到各時期，“十五”時期，規模效率增長本身的Moran指數值相對最高，較強地貢獻于TFP增長的空間關聯性，疊加其他因素，該指數值沒有增加，甚至削弱它的貢獻。“十一五”時期，組合效率增長本身以及技術進步增長與技術效率增長組合的Moran指數值均為0.06，對TFP增長的空間關聯性有較強積極作用，其他因素的加入未能提高該指數值。“十二五”時期，技術效率增長本身以及技術進步增長與組合效率增長組合的Moran指數值相對最高，附加其他因素，該指數值幾乎都被降低，它們的組合同樣有下拉作用。總之，盡管各時期城市經濟增長方式的空間正相關程度相同，但形成這種結果的原因不盡相同。

五、結論與啟示

我國經濟發展已進入新階段，但資源和環境承載壓力加大，轉變經濟增長方式要求日益緊迫。本文將Hicks-Moorsteen TFP指數作為經濟增長方式的度量指標，結合核密度估計和Moran指數，分析了2000—2015年我國248個地級以上城市經濟增長方式的變化特征，并通過對該指數進行四重分解，考察形成這些特征的原因。研究表明：(1)我國城市技術進步指數的上升不足以抵消技術效率和規模效率指數的下行，致使我國城市經濟增長方式非但沒有出現改善跡象，反而呈現出惡化之勢；(2)技術進步、技術效率和組合效率指數的上行促成西部城市經濟增長方式趨于改善，而東、中部城市經濟增長方式因技術效率指數下降，疊加規模效率或組合效率指數的下行而顯現出與全國總體一致的走勢；(3)技術進步和技術效率指數的明顯上升使成渝城市群經濟增長方式的改善快于長三角城市群，各分項指數的走低使珠三角城市群經濟增長方式的惡化快于京津冀和長江中游城市群；(4)技術進步和技術效率的聯合作用使各城市經濟增長方式越發相近；(5)城市各分項指數在不同時期呈不同程度空間正相關，綜合作用使城市經濟增長方式表現出穩定的空間依賴性。

上述結論對我國轉變經濟增長方式有一定政策意義：(1)研究顯示近十多年來我國經濟增長方式的實際轉變進程不容樂觀，粗放型經濟增長方式有強化跡象。而轉變經濟發展方式又是以轉變經濟增長方式為前提(衛興華，2011)。因此未來一段時期，仍應扭轉我國經濟增長方式低端化趨勢，加快經濟增長集約化進程。同時，城市經濟增長方式在空間上相互依賴，向低層次集中，也要求各城市應通力合作，加強轉變政策的協調共進性，充分發揮城市的空間正外溢效應。(2)研究表明技術效率走低是我國經濟增長方式難以轉變的決定性因素。即使西部城市技術效率指數趨于上升，但也只是技術效率負增長的減輕。這要求我國需進一步全面深化經濟體制改革，消除城市間勞動流動的制度性障礙，建立和完善城市間資本投入的平衡政策，尤其是加強中、西部城市的政策扶持和人力資本投入力度，并通過財稅政策引導企業優化組織管理模式，以全面提升我國城市的技術效率，并帶動組合和規模效率的提升。(3)研究表明技術進步在我國經濟增長方式變化中發揮了重要積極作用，其仍將是未來我國提升經濟增長集約化水平的主要依靠。但在國際經濟爭端不減和發達國家對先進技術控制趨嚴下，從外部直接或間接引進先進技術來加快我國技術進步困難重重。因而，需進一步強化全社會技術創新意識和責任。政府應加強在基礎研究方面的投入，通過財稅和信貸政策激勵企業加大應用研究投入。(4)城市群在我國經濟社會快速發展中功不可沒，但研究顯示經濟相對發達的長三角和珠三角城市群在轉變經濟增長方式方面不盡人意。因此未來在加快城市群建設的同時，應著力推動城市群，尤其是長三角和珠三角城市群內部政府間協調與合作，消除市場分割，聯合推進核心和重大技術創新，發揮城市群對我國經濟增長方式轉變的引領和示范作用。