浙江經(jīng)濟發(fā)展路徑與全要素生產(chǎn)率的比較研究

浙江經(jīng)濟發(fā)展路徑與全要素生產(chǎn)率的比較研究

許多經(jīng)濟學(xué)家認(rèn)為，與其他省份相比，改革開放以來，浙江的經(jīng)濟增長遵循了不同的道路。首先,從經(jīng)濟制度上來看,浙江較早地對經(jīng)濟的產(chǎn)權(quán)形式問題采取了比較靈活的政策,因而民營經(jīng)濟很早就在浙江經(jīng)濟中占據(jù)了主導(dǎo)地位;其次,從要素投入來看,不同于江蘇與廣東等其他發(fā)達省份,浙江省的經(jīng)濟增長主要是內(nèi)源的。這就是說,在增長的過程中,浙江省的資本來源絕大部分不是外部注入的,而主要是依賴自身的內(nèi)部積累且這種積累很大一部分是通過民間融資完成的。顯然,就經(jīng)濟增長的意義而言,這種路徑的特殊性有著多重含義,而其中的一個重要問題是,由于不同增長路徑背后的經(jīng)濟主體的行為存在著差異性,因而我們有理由相信,浙江省的這種增長路徑的特殊性也將導(dǎo)致其增長決定因素具有區(qū)別于其他省份之處,其外在表現(xiàn)就是各種增長決定因素對產(chǎn)出的貢獻率具有自己的特征。具體來說,由于在產(chǎn)權(quán)形式不明晰與企業(yè)的外部融資弱約束機制下,大量的資本積累被認(rèn)為是我國經(jīng)濟快速增長的主因(李京文等1993;EduardoBorensztein和Jonathan,1996;沈利生、朱運法,1999),因此,我們期望對產(chǎn)權(quán)相對明晰與存在大量民間融資行為的浙江省來說,反映廣義技術(shù)進步水平的全要素生產(chǎn)率(TFP)1能在經(jīng)濟增長過程中占據(jù)更為重要的位置。同時,由于教育被認(rèn)為是人力資本積累和促進技術(shù)進步的最為重要的因素,因此我們也希望能通過對TFP的分解來對浙江省的情況進行實證。一、tfp的決定因素盡管各種經(jīng)濟增長模型的形式各異,但在邏輯上它們基本都內(nèi)在地統(tǒng)一于對TFP(索洛余值)的決定因素的解釋。從增長理論的視角來看,對TFP的分解可以分為新古典增長模型與新增長模型兩個層次。1.tfp值的一般描述新古典增長模型的基本特征在于假定技術(shù)是外生的且生產(chǎn)函數(shù)滿足稻田條件。假設(shè)資本K與勞動L是僅有的要素投入且技術(shù)進步A是?？怂怪行缘?則經(jīng)濟中的生產(chǎn)函數(shù)可以寫成如下形式:Yt=AtF(Kt,Lt)(1)式(1)可變形為如下計算公式:ΤFΡ=˙AtAt=˙YtYt-(?Yt?ΚtΚtYt˙ΚtΚt+?Yt?LtLtYt˙LtLt)(2)顯然式(2)中的TFP值是廣義的,其經(jīng)濟含義是,用索洛余值表示的全要素生產(chǎn)率等于經(jīng)濟增長率減去資本的產(chǎn)出彈性與資本的增長率之積以及勞動的產(chǎn)出彈性與勞動的增長率之積的和。需要特別加以說明的是,式(2)的推導(dǎo)并不依賴于生產(chǎn)函數(shù)中的技術(shù)中性形式的具體假定,在哈羅德中性的條件下,同樣可以獲得式(2)的結(jié)果。由此可知,式(2)是TFP的一個一般性表達式,它基本不依賴于對生產(chǎn)函數(shù)的特殊假定。但是,在新古典模型的框架下,這些分解僅被局限于如下范圍:要素的邊際收益是遞減的而且資本產(chǎn)出即為資本的私人所得。不過,許多研究事實表明(Romer,PaulM,1990;Grossman,GeneM、Helpman和Elhanan,1991;Mankiw,NGregory、Romer,David和WeilDavidN,1992),資本的邊際產(chǎn)出既不具有遞減的趨勢且資本對產(chǎn)出的貢獻也不像理論預(yù)期的那樣低,這意味著在增長模型的構(gòu)建過程中必須重新考慮資本的范圍與資本積累的一些非市場性特征,這也就是新增長模型所關(guān)注的中心問題。2.tfp的計量方法新增長模型的上述特征為我們對TFP的更深入剖析提供了便利。這是因為,如果資本的范圍被變更,那么顯然被變更的不同于式(1)中所假定的部分對產(chǎn)出的貢獻就可以被從式(2)中的TFP中分離出來?？紤]到后面的實證,下面我們只從人力資本的角度對此進行闡述。在將人力資本引入生產(chǎn)函數(shù)后,式(1)變?yōu)槿缦滦问?Yt=AtF(Kt,Lt,Ht)(3)這里Ht為人力資本投入,它取決于儲蓄中用于人力資本培訓(xùn)的比重。類似以前的處理,此時式(3)所決定的TFP形式如下:ΤFΡ=˙AtAt=˙YtYt-(?Yt?ΚtΚtYt˙ΚtΚt+?Yt?LtLtYt˙LtLt+?Yt?ΗtΗtYt˙ΗtΗt)(4)容易看出,只要我們堅持將一些由均質(zhì)的實物資本與非熟練勞動力所內(nèi)生決定的、構(gòu)成TFP的一些因素從式(2)中進一步分解出來,增長的核算公式就可以在新增長模型的框架下無限進行下去。特別需要說明的是,這種內(nèi)生化的分解對計量分析具有特別重要的意義。這是因為,如果構(gòu)成式(2)中的TFP的一些因素真的是由資本與勞動投入所內(nèi)生決定的,那么在計量過程中將其省略掉會使所得結(jié)果產(chǎn)生嚴(yán)重的偏誤2,而且這種偏誤將不會隨著樣本容量的增大而漸近地消失。限于條件,本文將只從基本的新古典模型與新增長的人力資本模型出發(fā)對TFP進行分解。二、模型和數(shù)據(jù)的一些描述1.資本存量和勞動投入這里我們只對式(2)～式(4)共同包含的變量進行說明,它們是產(chǎn)出、資本和勞動,其他變量將在實證過程中具體解釋。產(chǎn)出用GDP來表示,資本按照張軍等(2004)在永續(xù)盤存基礎(chǔ)上建立起來的估算方法進行測算3。具體來說,在統(tǒng)一選定9.6%的折舊率的條件下,對于全國或浙江省的資本存量缺失數(shù)據(jù),將通過如下公式求得:所求年份資本存量=上一年資本存量×折舊率+該年投資額×價格平減指數(shù),其中價格平減指數(shù)用商品零售價格指數(shù)來刻劃。對于浙江省1978年的初始資本存量數(shù)據(jù),我們選用的是張軍等(2004)的139億元的數(shù)據(jù)。關(guān)于勞動投入,對浙江省而言,一個重要問題是由外來務(wù)工人員統(tǒng)計數(shù)據(jù)缺失所造成的勞動量計算上的困難。由于存在著外來務(wù)工人員,我們顯然不能直接用“全社會人口中的勞動力總量”來代表經(jīng)濟中的勞動力投入。為解決這一問題,考慮到城鎮(zhèn)從業(yè)人員中已包括外來工,因此我們用“城鎮(zhèn)以上單位全部職工年末從業(yè)人員數(shù)”+“農(nóng)村實有勞動力”-“農(nóng)村勞動力中的外出合同工與臨時工”來對勞動力投入總量進行核算。各種相關(guān)數(shù)據(jù)均來自歷年中國和浙江省的《統(tǒng)計年鑒》,樣本區(qū)間為1979～2003年。2.參與參數(shù)估計的資如何對所關(guān)注的參數(shù)進行估計首先涉及的是估計方法選擇問題。一種觀點認(rèn)為,對我國而言,生產(chǎn)函數(shù)法由于存在著資本存量測度的問題而在實際運用中將會遇到較大的困難,而指數(shù)法則由于只涉及到最終產(chǎn)出與中間投入而變得簡易可行。不過,筆者認(rèn)為,指數(shù)法至少存在以下缺陷:一是雖然從表面上看指數(shù)法不涉及資本存量問題,但實際上最終產(chǎn)出不會僅由中間投入決定,資本存量同樣對最終產(chǎn)出有重要作用,因而將資本存量省略是不恰當(dāng)?shù)?二是指數(shù)法是非理論導(dǎo)向的,因而它難以將我們所關(guān)注的各種經(jīng)濟因素從廣義技術(shù)進步率中分解出來。例如,如果所關(guān)注的僅是勞動對TFP的貢獻,則由指數(shù)法很難得到我們所要的結(jié)果。實際上,指數(shù)法僅是AK生產(chǎn)函數(shù)的一種特殊形式4,因而其在影響因素的分解中會受到很大的制約。鑒于這些方面的考慮,我們在具體分析中將采用生產(chǎn)函數(shù)計量測定法。與參數(shù)估計相關(guān)的另一個問題是,從技術(shù)上來說,一些批評者大多擔(dān)心缺省重要變量可能對估計量的有效性帶來影響,而缺省變量正是TFP逐步剖析過程中最容易遇到的問題。不過實際上,只要誤差項與選定的解釋變量是弱相依的,即隨著時間增大,隨機誤差項與解釋變量的相關(guān)性逐漸減少,則所得的估計量就將是一致的。應(yīng)當(dāng)說,我們有理由認(rèn)為,隨著時間間隔的增大,資本與勞動等投入要素與隨機誤差項所包含的諸如資本結(jié)構(gòu)、人力資本和市場結(jié)構(gòu)等因素的相關(guān)性是逐漸減弱的。三、會計與比較tp1.數(shù)據(jù)的動態(tài)變化特征分析這里,我們將首先不對構(gòu)成TFP的因素進行復(fù)雜的分解,即我們假設(shè)影響產(chǎn)出增長的可觀測到的因素僅有資本與勞動,因而對TFP所能做出的分解的程度僅限于式(2)所決定的形式。在具體生產(chǎn)函數(shù)形式的選擇上,我們將選擇通常的C-D形式。不過,對數(shù)據(jù)的動態(tài)變化特征分析表明,無論是產(chǎn)出還是資本,其增長率基本是一個常數(shù),這表明它們均具有指數(shù)形式的時間趨勢特征。為了消除這種時間趨勢所可能造成的謬誤回歸或自變量非外生性的問題,我們將用于計量分析的模型形式設(shè)定如下:lnGDPit=β0+αlnKit+βlnLit+β1t+εt(5)其中:GDPit為實際GDP(i=1表示全國,i=2表示浙江省,下同),Kit為實際資本存量,Lit為全社會從業(yè)人員數(shù),t為時間變量,εt是隨機誤差項。需要說明的是,就我們的分析目的而言,由于式(5)中的時間變量系數(shù)反映的同樣是廣義技術(shù)進步的一部分,因而下面我們在計算TFP值時也將其計算在內(nèi)。2.全要素生產(chǎn)率利用樣本數(shù)據(jù),我們得到全國和浙江省兩種情況下的經(jīng)驗回歸結(jié)果如下:lnGDΡ1t=2.45(0.84)+0.398(1.85)lnΚ1t+0.211(1.23)lnLit+0.054(3.12)t(6)ADR=0.99DW=0.60lnGDΡ2t=12.20(1.01)-0.0007(-0.002)lnΚ2t-1.012(-0.70)lnL2t+0.198(2.49)t(7)ADR=0.99DW=0.31括號內(nèi)為T統(tǒng)計值。從回歸結(jié)果看,盡管模型的擬合優(yōu)度很高,但式(6)、式(7)的DW值均太小,表明誤差序列存在一階正相關(guān),因此參數(shù)估計量有偏誤,而且即使增大樣本容量,這種偏誤也不會消失。為此,我們將運用Hildreth-lu(GHildreth和JYLu,1960)方法尋求對式(6)、式(7)的改進。假設(shè)擾動項具有如下的一階自相關(guān)形式:ut=ρut-1+εt(8)這里ut為擾動項,ρ為自相關(guān)系數(shù)且|ρ|<1,εt是具有弱相依性的平穩(wěn)隨機過程。在下面的具體計算中我們將把ρ的取值范圍置于區(qū)間內(nèi),在取步長h=0.1的情況下,可得式(6)、式(7)的相應(yīng)自回歸變換回歸殘差平方和如下:根據(jù)殘差平方和最小的選擇原則,我們選擇ρ=0.9作為廣義差分的參數(shù),相應(yīng)的回歸結(jié)果如下:chyt=0.03(0.10)+1.021(7.20)chk1t-0.13(-0.46)chl2t(9)ADR=0.69DW=1.48zjyt=0.624(0.97)+0.646(11.37)zjk1t-0.401(-0.49)zjl2t(10)ADR=0.84DW=1.33這里:chyt=lnGDP1t-0.9lnGDP1,t-1,chk1t=lnK1t-0.9lnK1,t-1,chl1t=lnL1t-0.9lnL1,t-1,zjyt=lnGDP2t-0.9lnGDP2,t-1,zjL2t=lnL2t-0.9lnL2,t-1,zjk1t=lnK2t-0.9lnK2,t-1,從回歸結(jié)果看,與原來相比,DW值有很大提高,因此選擇式(9)、式(10)中的參數(shù)估值計算TFP,所得結(jié)果并繪制成曲線見圖1、圖2。先看全要素生產(chǎn)率的絕對變化情況。由圖1,總體上看,浙江省的全要素生產(chǎn)率指數(shù)經(jīng)歷了比較明顯的波浪式下降的變化軌跡,而且這種下降幅度在1995年后表現(xiàn)得最為劇烈。與此相比,盡管全國的全要素生產(chǎn)率指數(shù)變化相對要平穩(wěn)一些,但與浙江相似,在1995以后也經(jīng)歷了劇烈的下降。具體說,從1979～2003年,浙江省全要素生產(chǎn)率指數(shù)每年平均下降0.87個指數(shù)單位5,且這種變化在時間上是不均衡的:1979～1995年時段每年平均下降0.31個指數(shù)單位,1995～2003年時段每年平均下降近2個指數(shù)單位,后者是前者的近7倍。全國的情況與此有些差異:1979～2003年,全國全要素生產(chǎn)率指數(shù)值的變化總體來看為正,即每年平均約上升0.76個單位。不過,與浙江省相比,全國全要素生產(chǎn)率的變化顯得更加不平衡。按照與上面相同的時間段劃分,1979～1995年全國全要素生產(chǎn)率年均增加約2.05個單位;而在1995～2003年時段內(nèi),全要素生產(chǎn)率則每年要下降約1.98個單位?？梢?全國全要素生產(chǎn)率增長平均為正主要是由于前一時段內(nèi)全要素生產(chǎn)率變化的結(jié)果。再看全要素生產(chǎn)率對產(chǎn)出貢獻率的變化情況。由圖2,全國與浙江省全要素生產(chǎn)率變化所呈現(xiàn)出的特點大致如下:一是從總體上看,無論是浙江還是全國,其全要素生產(chǎn)率對產(chǎn)出的貢獻率均呈波浪式下降的趨勢,但與全要素生產(chǎn)率的絕對水平變化趨勢相似,在不同時段下降的波動程度是不同的。具體說,在1979～2003年、1979～1995年、1995～2003年三個時段內(nèi),浙江與全國的全要素生產(chǎn)率對產(chǎn)出貢獻的年均變化水平分別為-3.60、-2.79、-5.22和-0.63、1.44、-5.36,前者的波動要大于后者。二是在樣本時段的大部分時間內(nèi),浙江省的全要素生產(chǎn)率對產(chǎn)出的貢獻率要大于全國的情況,但在不同的時段情況差異也相當(dāng)大。根據(jù)計算結(jié)果,1979～2003年,浙江省全要素生產(chǎn)率對產(chǎn)出的平均貢獻率為26.20%,而全國的這一數(shù)值僅為約3.57%,浙江省遠(yuǎn)高于全國水平。不過,這一差異主要是在1979～1995年這一時段內(nèi)形成的。在這一時段內(nèi),浙江省的全要素生產(chǎn)率對產(chǎn)出的平均貢獻率達到了49.86%,而全國的水平則為11.41%。相比較而言,在1995～2003年時段的情況則發(fā)生了一定程度的逆轉(zhuǎn)。其主要表現(xiàn)是盡管全國與浙江的全要素生產(chǎn)率對產(chǎn)出的貢獻率都出現(xiàn)了下降,但浙江下降的幅度要大一些,二者分別為年均下降15.45個百分點和24.09個百分點。對于全國全要素生產(chǎn)率變化特征的經(jīng)濟動因,鄭京海和胡鞍鋼(2005)對已有解釋作了詳細(xì)總結(jié),因此我們這里只關(guān)注浙江省的情況。總結(jié)前面分析,與全國相比,浙江省的全要素生產(chǎn)率變化具有以下特點:一是對產(chǎn)出的貢獻率平均要高于全國的水平;二是浙江省的全要素生產(chǎn)率對產(chǎn)出的貢獻高于全國主要是體現(xiàn)在20世紀(jì)90年代以前,此后兩者則表現(xiàn)出了明顯的趨同特征。其原因可以從鄭京海和胡鞍鋼(2005)總結(jié)出的影響全要素生產(chǎn)率的三個主要因素入手尋求解釋,即技術(shù)效率、技術(shù)進步與規(guī)模效率是影響全要素生產(chǎn)率的三個主要因素,由于規(guī)模效率的決定因素較復(fù)雜,因此我們只分析前兩個因素。先看技術(shù)進步,顯然,由于改革開放初期技術(shù)進步的主要實現(xiàn)形式是引進外部先進技術(shù),而當(dāng)時浙江省與全國面臨著基本相似的技術(shù)引進環(huán)境時,技術(shù)進步不能用于解釋兩者全要素生產(chǎn)率對產(chǎn)出貢獻的差異。再看技術(shù)效率。技術(shù)效率的進步主要是通過提高管理水平和資源的重新合理配置來實現(xiàn)的。根據(jù)鄭京海和胡鞍鋼(2005)的總結(jié),國有企業(yè)、金融系統(tǒng)和政府效率是阻礙轉(zhuǎn)軌時期技術(shù)效率提高的主要原因。對浙江省來說,由于民營經(jīng)濟在較早階段就已在經(jīng)濟中占據(jù)主導(dǎo)地位,因此國有企業(yè)效率不高的問題對浙江省的總體經(jīng)濟影響不大。與此同時,浙江民間金融一直相當(dāng)發(fā)達,這在一定程度上解決了金融系統(tǒng)對技術(shù)效率的制約作用;而浙江省政府對市場奉行的“無為而治”則更是讓民營企業(yè)的經(jīng)濟活動游刃有余,發(fā)揮出顯著的效用?？梢?在此分析框架內(nèi),上個世紀(jì)90年代以前浙江省的全要素生產(chǎn)率絕對水平及對產(chǎn)出的貢獻均較高的原因主要應(yīng)歸功于發(fā)達的民營經(jīng)濟與民間金融體系以及政府的高效率。關(guān)于90年代后期浙江省全要素生產(chǎn)率迅速下降及與全國趨同的原因,我們同樣可以從上面的分析框架中獲得一種見解。90年代中期以后,隨著我國國有企業(yè)改革的加速以及全國開始對發(fā)展民營企業(yè)的重視,浙江省在這方面的優(yōu)勢已不再明顯,而與此同時,國家對金融系統(tǒng)的改革也使得浙江的民間金融優(yōu)勢不斷縮小,這兩個原因可看作是對浙江與全國全要素生產(chǎn)率趨同的一種解釋。關(guān)于浙江省全要素生產(chǎn)率絕對水平迅速下降這一現(xiàn)象,我們認(rèn)為,這主要是由于技術(shù)進步速度變慢的結(jié)果。實際上,在改革初期,由于可以大量地從國外引進先進技術(shù),因而全要素生產(chǎn)率可以維持在較高的水平。但在經(jīng)過10多年的技術(shù)引進以后,國內(nèi)外技術(shù)水平差距迅速縮小,因此此時要維持較高的技術(shù)進步率,主要應(yīng)靠加強自身的技術(shù)研發(fā)能力,而這正是浙江省在90年代后期所缺乏的。也就是說,浙江省在90年代中期后全要素生產(chǎn)率的下降主要是由于在外部技術(shù)引進速度下降的同時,其自身的技術(shù)研發(fā)能力卻沒有得到應(yīng)有的提高。四、人力資本對產(chǎn)出的影響在Mankiw、Romer和Weil(1992)等人的新增長模型中,由于人力資本的引入,資本積累對產(chǎn)出的影響有了很大的提高?？梢?具有競爭性與排他性的人力資本是影響產(chǎn)出的重要因素。顯然,在我們的模型中,由于只考慮實物資本的積累且勞動力投入被看作是同質(zhì)的,因此人力資本對產(chǎn)出的影響實際上是被包含在TFP之中。不過,人力資本對產(chǎn)出的影響并不是單向的,其作用的發(fā)揮要受到經(jīng)濟結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟制度等因素的制約。例如,雖然一個國家或地區(qū)可以投入大量的資本用于教育和培訓(xùn),但如果所教授的技能與所培訓(xùn)出的人才不能適應(yīng)經(jīng)濟需求,那么人力資本的效用就會大打折扣。這一點對轉(zhuǎn)軌時期的浙江省尤其值得引起注意。這是因為,由于轉(zhuǎn)軌時期浙江省的一個比較優(yōu)勢是存在大量的剩余勞動力,而且以民營經(jīng)濟為主的發(fā)展模式所遵循的正是比較優(yōu)勢發(fā)展原則,因而我們似乎有理由擔(dān)心,人力資本的積累是否與勞動密集型的產(chǎn)業(yè)特征不相一致,從而出現(xiàn)人力資本利用效率不高的問題呢?為此,我們嘗試?yán)媒?jīng)驗結(jié)果并通過與全國情況的比較來得到關(guān)于這一問題的一些啟示。1.是否存在測量誤差lnGDPit=β0+αlnKit+βlnLit+γlnHit+β1t+εt(11)這里Hit表示人力資本積累水平,一般用受教育水平來度量,其他變量的含義同前。需要指出的是,不管我們用哪一種受教育水平來作為Hit的度量,都會存在測量誤差的問題,對此,我們希望所觀測到的教育指標(biāo)是與實際教育培訓(xùn)水平成正比的,這樣觀測誤差所帶來的只是常數(shù)項的改變。我們將選擇每萬人在校中學(xué)生人數(shù)PSTit(下標(biāo)i的含義同上)和每萬人在校大學(xué)生人數(shù)USTit兩個變量作為受教育水平的度量,樣本區(qū)間是1979～2003年。不過,采用上述指標(biāo)的一個問題是,對浙江省來說,USTit指標(biāo)反映的可能不是浙江省勞動力的受教育水平,因為這一指標(biāo)也包含了一部分外省生源。不過,考慮到浙江省同樣也有一部分生源在外省就讀,因此由此產(chǎn)生的測量誤差不會很大。2.教育發(fā)展對經(jīng)濟增長作用分析對式(12)、式(13)估計結(jié)果的一種擔(dān)心是,由于經(jīng)濟增長與教育發(fā)展水平之間的關(guān)系是互動的,因此這一結(jié)果可能是由于教育水平非嚴(yán)格外生性所導(dǎo)致的估計偏誤。不過,對式(12)、式(13)的殘差項與lnPSTit及l(fā)nUSTit的相關(guān)分析結(jié)果表明,它們的相關(guān)系數(shù)非常小?？梢?由自變量非外生性而使得估計結(jié)果出現(xiàn)偏誤的可能性很小?；诖?下面將以經(jīng)驗結(jié)果為依據(jù)從以下三個角度展開分析:一是將浙江省實證結(jié)果與全國進行比較;二是分析浙江省教育發(fā)展內(nèi)部結(jié)構(gòu)對產(chǎn)出的影響;三是分析浙江省教育發(fā)展對產(chǎn)出或TFP的綜合效應(yīng)。將式(12)、式(13)加以對比可知,相比較于全國的情況,浙江省的教育水平指標(biāo)對經(jīng)濟增長的影響要顯著得多。由于我們在回歸過程中剔除了時間趨勢因素的影響,因此這種強相關(guān)性應(yīng)當(dāng)不是源于自變量與因變量具有相同或相反的趨勢。對此,我們認(rèn)為,這可能反映了教育發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的一種特殊關(guān)系,即經(jīng)濟發(fā)展水平越高,教育發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響越大。對此關(guān)系的一個合理解釋是,經(jīng)濟發(fā)展水平越低,那么這意味著經(jīng)濟中的資本積累越少和技術(shù)與管理知識水平越低,因此經(jīng)濟發(fā)展對知識的要求就越低,而高的教育水平由于并不適合經(jīng)濟發(fā)展的需求而對經(jīng)濟的影響就會較小。另外,教育發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系還表現(xiàn)在,在相似的教育知識水平下,經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)或國家,可以為教學(xué)提供更多的實踐經(jīng)驗,從而使所培養(yǎng)的對象更適合市場的需求。從這一點來說,以市場化程度很高的民營經(jīng)濟為主體的浙江經(jīng)濟模式是使得浙江省教育發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響大于全國平均水平的重要原因。實際上,市場化的經(jīng)濟運作機制不僅會迫使學(xué)校在教育對象的培養(yǎng)上更注重市場的需求,而且可以為教學(xué)提供更多的實踐機會與創(chuàng)新教育理念?？傊?上述分析有著這樣的基本含義:僅憑高的教育水平并不會自動地促使經(jīng)濟快速增長,但當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展到一定水平,教育對經(jīng)濟增長的作用會越來越大。式(13)的一個突出特點是,盡管無論是lnPSTit還是lnUSTit,其對產(chǎn)出的影響均顯著,但二者的影響方向卻相反:中學(xué)生數(shù)量變化對產(chǎn)出的影響為正,而大學(xué)生數(shù)量變化對產(chǎn)出的影響卻為負(fù)6。這一結(jié)果可能證實了我們關(guān)于教育發(fā)展在一定階段、一定程度上不適應(yīng)經(jīng)濟增長需求的猜測。這是因為,以比較優(yōu)勢為發(fā)展原則的民營經(jīng)濟在樣本期內(nèi)使浙江省的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)一直以勞動密集型產(chǎn)業(yè)為主,這種產(chǎn)業(yè)類型所需要的主要是大量的無需太高知識水平的勞動力與技工人才,而這些勞動力只需經(jīng)過中學(xué)的教育培訓(xùn)即可。相比較而言,在樣本期的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)條件下,由于知識密集型產(chǎn)業(yè)占的比重很小,因此大學(xué)教育的發(fā)展反而無利于經(jīng)濟增長。對于這種解釋,我們也可從目前浙江省的勞動力市場特征得到印證。實際上,一個眾所周知的事實是,目前浙江省勞動力市場的情況是大學(xué)生就業(yè)難,而與此同時,包括紡織、建筑和大部分服務(wù)業(yè)所需要的勞動力卻不足。根據(jù)我們對浙江省諸暨市的一個紡織專業(yè)鎮(zhèn)——三都鎮(zhèn)的調(diào)查,在3～4年以前,每月實際工資水平為400～600元的紡織工人很容易找到,但現(xiàn)在即使工資水平提高到700～900元,對于一些非城鎮(zhèn)中心的企業(yè)來說,仍是很難招到工。最后我們看一下教育發(fā)展對產(chǎn)出或TFP的綜合效應(yīng)。前面說過,相對于基礎(chǔ)分解,教育對產(chǎn)出的貢獻應(yīng)看作是TFP的一部分,下面分析教育發(fā)展對產(chǎn)出的綜合貢獻以及其在TFP中所占份額是多大。圖3給出了這兩個指標(biāo)的動態(tài)變化軌跡。由圖3可見,除了少數(shù)年份外,教育對產(chǎn)出的貢獻及教育誘導(dǎo)的產(chǎn)出增長率與TFP之比總體還是相對平穩(wěn)的。根據(jù)計算,一方面教育占TFP的比重平均約為42.92%,而如果去掉數(shù)值異常的1982年,則平均值變?yōu)?4.64%。另一方面,教育對產(chǎn)出的貢獻率約為-1.26%,如果去掉1980年、1999年、2000年三個異常年份,則這一數(shù)值將增至2.28%?？梢?教育對TFP的影響還是很大的,但其對產(chǎn)出的貢獻率卻相對要小得多。當(dāng)然,應(yīng)當(dāng)注意的是,由于構(gòu)成TFP的因素很多,而這些因素的變化可能是反向的,因此教育與TFP之比這一指標(biāo)可能夸大了教育在TFP中的作用,但即使如此,如果從正反方向抵消是造成TFP值很小的原因的角度來看,教育的作用也是比較大的。關(guān)于教育對產(chǎn)出的影響較小的原因,我們認(rèn)為這主要是如回歸結(jié)果所表明的,在特定階段中學(xué)教育發(fā)展對產(chǎn)出有正向效應(yīng),而大學(xué)教育發(fā)展對產(chǎn)出增長有負(fù)向效應(yīng),二者相互抵消的結(jié)果是教育對產(chǎn)出的影響不顯著。五、制度變遷優(yōu)勢全要素生產(chǎn)率是衡量經(jīng)濟增長效率與科技進步水平的一個非常重要的指標(biāo),但在不同的數(shù)據(jù)與理論約束條件下,對其進行分解存在著各種不同的方法。本文在對這些方法進行評述的基礎(chǔ)上,分析了浙江省全要素生產(chǎn)率的變化