張振剛，陳志明

（華南理工大學(xué)工商管理學(xué)院，廣州510641）

經(jīng)濟增長的要素投入效應(yīng)及其區(qū)域差異研究

張振剛，陳志明

（華南理工大學(xué)工商管理學(xué)院，廣州510641）

文章基于1997～2007年中國30個省市自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，從靜態(tài)和動態(tài)兩個維度研究要素投入效應(yīng)及其區(qū)域差異。結(jié)果表明：靜態(tài)條件下物質(zhì)資本以及人力資本投入對經(jīng)濟增長的影響較大，技術(shù)進步影響不顯著；動態(tài)條件下市場成熟度、人文、制度等無法量化的因素對當期經(jīng)濟增長作用較大，從長期看能提高要素投入產(chǎn)出水平，資本彈性下降，技術(shù)進步影響更為顯著，我國經(jīng)濟增長主要依靠資本投入的說法并不能成立。從區(qū)域差異來看，不同要素投入對東、中、西部地區(qū)的經(jīng)濟增長效應(yīng)呈現(xiàn)明顯的區(qū)域差異。

經(jīng)濟增長；增長要素；靜態(tài)面板；動態(tài)面板；區(qū)域差異

自1978年改革開放以來，中國經(jīng)濟經(jīng)歷了近30年的持續(xù)高速增長階段，年平均增長速度達9%以上，創(chuàng)造了世界經(jīng)濟增長的奇跡。研究表明，要素投入以及生產(chǎn)率提高是我國經(jīng)濟增長的兩大動力源泉。尤其是要素投入能夠帶來經(jīng)濟的高速增長。經(jīng)濟的快速發(fā)展同時也帶來區(qū)域之間發(fā)展的不平衡性，地區(qū)發(fā)展差距問題成為了研究的焦點。

現(xiàn)有研究認為經(jīng)濟增長的要素投入效應(yīng)表現(xiàn)為對經(jīng)濟增長的拉動、提高全要素生產(chǎn)率水平以及推動技術(shù)創(chuàng)新和社會發(fā)展，本文采用短期以及長期產(chǎn)出彈性系數(shù)衡量要素投入對經(jīng)濟增長的拉動作用。

1 模型設(shè)定及其形式

1.1 靜態(tài)面板模型

內(nèi)生經(jīng)濟增長理論和發(fā)展經(jīng)濟學(xué)均認為，技術(shù)進步、知識積累和教育是經(jīng)濟增長主要因素，而人力資本質(zhì)量、R&D經(jīng)費投入、科學(xué)研究水平以及技術(shù)進步都內(nèi)生于特定環(huán)境和經(jīng)濟系統(tǒng)。在柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的理論基礎(chǔ)上，我們將技術(shù)進步作為一個投入要素，構(gòu)建包含物質(zhì)資本、技術(shù)進步、人力資本等生產(chǎn)要素的經(jīng)濟增長分析框架：

其中Y代表經(jīng)濟增長；A代表技術(shù)進步；K代表物質(zhì)資本，H代表人力資本。結(jié)合技術(shù)進步、物質(zhì)資本、人力資本對經(jīng)濟增長的影響，考慮靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型是只考慮變量當期作用，而不考慮滯后影響，對（1）式兩邊取對數(shù)，本文的基本研究模型為：

其中，i代表截面成員，i=1，2，3...30，t表示時間，t= 1997，...2007，Vi所度量的是各個截面單元的個體，εi，t是隨機干擾項,β1、β2、β3分別代表技術(shù)進步、物質(zhì)資本以及人力資本的產(chǎn)出彈性。為不失一般性，我們先討論靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的具體形式，模型的一般形式是：

i=1,2…n;t=1，…T.其中xit為1×k向量，βi為k×1向量，k為解釋變量個數(shù)，模型(2)常見的形式有三種情形：情形一：αi=αj，βi=βj；情形二：αi≠αj，βi=βj；情形三：αi≠αj，βi≠βj。對于情形三，我們稱為“變系數(shù)模型”，因為除了存在個體在橫截面上還存在變化的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)，結(jié)構(gòu)參數(shù)在不同的橫截面上是不同的。對于情形二，我們稱為“變截距模型”，在橫截面上只存在個體影響不同。對于情形一，我們稱為“混合回歸模型”。在橫截面上無個體影響，也無結(jié)構(gòu)變化。這里我們沒有考慮截面系數(shù)固定而斜率系數(shù)變化的情況，是因為當斜率不同時，截距相同是沒有任何意義的。對于變系數(shù)模型和變截距模型，都有固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)兩種情形式，常用協(xié)方差檢驗判斷，主要基于以下兩個假設(shè)：

假設(shè)1：斜率系數(shù)在不同的橫截面樣本點和時間上都相同，但截距不同。

假設(shè)2：斜率系數(shù)和截距系數(shù)在不同的橫截面樣本點和時間上都相同。

H2∶α1=α2=…=α；β1=β2=…=β

構(gòu)造如下的F統(tǒng)計量，且服從F分布:

其中S1、S2、S3分別為變系數(shù)模型、變截距模型、混合回歸模型的殘差平方和，N為截面數(shù)，T為時期，K為自變量個數(shù)。在給定的顯著性水平下，先利用F2統(tǒng)計量判斷是否為混合回歸模型。若F2小于臨界值，則接受原假設(shè)H2，認為模型中的參數(shù)與個體無關(guān)，符合混合回歸模型；否則，需繼續(xù)利用F1統(tǒng)計量對H1進行檢驗，若F1小于臨界值，則接受原假設(shè)H1，模型設(shè)定為變截距模型；若F1大于臨界值，則拒絕原假設(shè)H1，模型設(shè)定為變系數(shù)模型。對于固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)模型的判斷，Haus-man構(gòu)造了H統(tǒng)計量。當原假設(shè)成立時，H服從自由度為K的χ2分布，在給定的顯著性水平下，若統(tǒng)計量H的值大于臨界值，則拒絕隨機效應(yīng)的原假設(shè)，選擇固定效應(yīng)模型。

1.2 動態(tài)面板模型

當模型中引入滯后因變量時，我們叫做動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。滯后因變量的引入主要是由于經(jīng)濟增長是受多種因素的影響，如受人文、地理環(huán)境、制度設(shè)計等因素影響，但這些因素無法量化引入方程?？紤]到這些因素同樣也對上期產(chǎn)出產(chǎn)生了影響，且在短期內(nèi)變化不大，因而滯后一期的產(chǎn)出能在一定程度上反映這些潛在因素的影響,最終模型設(shè)定為:

在動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中，由于因變量的滯后項作為解釋變量，從而有可能導(dǎo)致解釋變量與隨機擾動項相關(guān)(即解釋變量具有內(nèi)生性)，如果仍按照標準的固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)模型進行估計，將導(dǎo)致參數(shù)估計的非一致性，估計結(jié)果的經(jīng)濟含義也會發(fā)生扭曲。因此，對于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，其估計的前提是面板數(shù)據(jù)必須是平穩(wěn)的，否則可能產(chǎn)生“偽回歸”的結(jié)果。為檢驗動態(tài)面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，我們沿用兩步法的思路。先估計模型，再對估計后的殘差行檢驗，若殘差平穩(wěn)，則可推斷出動態(tài)面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)的結(jié)論。

首先，由于解釋變量具有內(nèi)生性，對動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的估計也是一個難題。為解決這一困難，Arellano和Bond[15]，Arellano和Bover，Blundell和Bond提出了廣義矩(GMM)估計思想，即動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計。GMM估計的核心思想是運用工具變量產(chǎn)生相應(yīng)的矩條件方程。先對模型(5)進行差分處理：

對模型(6)進行一階差分的主要目在于選取合適的工具變量和產(chǎn)生相應(yīng)的矩條件方程。由于模型(7)中，解釋變量ΔlnYi，t-1和隨機項Δεi，t相關(guān)，為了避免結(jié)果產(chǎn)生誤差，甚至錯誤，通常將lnYi，t-2作為ΔlnYi，t-1的工具變量，這是因為lnYi，t-2與ΔlnYi，t-1高度相關(guān)，而與Δεi，t不相關(guān)。因此，在系統(tǒng)的矩估計過程中，將解釋變量的滯后值作為一階差分方程的工具變量，而解釋變量一階差分的滯后值作為水平變量估計方程的工具變量。該方法納入了所有的矩條件，估計結(jié)果在統(tǒng)計上也更加有效，適合動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的估計。GMM估計一般不定義經(jīng)典的擬合優(yōu)度和F統(tǒng)計量，也不定義諸如AIC等信息準則，而是通過Sargen統(tǒng)計量來衡量估計參數(shù)的質(zhì)量。其次，對殘差進行單位根檢驗，以診斷數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)是否平穩(wěn)。假設(shè)一階自回歸的面板數(shù)據(jù)過程為：

i=1，2，…N；t=1，2，…Ti。其中，Xi，t表示模型中的外生變量向量，包括各個截面的固定影響和時間趨勢。N表示截面?zhèn)€數(shù)，Ti表示第i個截面的觀測時期數(shù)，參數(shù)ρi為自回歸系數(shù)，隨機誤差項滿足相互獨立且同分布假設(shè)，對于方程(8)所表示的AR(1)過程，如果|ρi|<1，則對應(yīng)的序列yi為平穩(wěn)序列，如果|ρi|=1，則對應(yīng)的序列yi為非平穩(wěn)序列，即通常所說的存在單位根。常用的面板數(shù)據(jù)單位根檢驗方法有LLC檢驗、Breitung檢驗、Hadri檢驗、IPS檢驗、ADF-Fisher檢驗、PPFisher檢驗等。本文采用ADF-Fisher、Hadri、LLC三種方法檢驗，以期相互驗證，得到更為可靠的結(jié)論。

2 變量選擇及數(shù)據(jù)來源

綜合考慮資料的可得性，我們將時間跨度定位1997～ 2007年，共選取我國30個省市自治區(qū)數(shù)據(jù)（西藏自治區(qū)由于數(shù)據(jù)不全，故舍棄），滿足面板數(shù)據(jù)模型對數(shù)據(jù)的要求。因變量Y為經(jīng)濟產(chǎn)出。Y=實際GDP/總就業(yè)人口，實際GDP=名義GDP/GDP縮減指數(shù)。這里參考董直慶（2007）的做法，將自變量指標定義為：（1）技術(shù)進步A。技術(shù)進步的衡量指標較多，我們采用科技投入指標來衡量技術(shù)進步，即利用財政支出中用于科學(xué)研究的經(jīng)費支出比例，從而技術(shù)進步A=科研經(jīng)費支出/全社會總就業(yè)人口。（2）物質(zhì)資本K。物質(zhì)資本K本應(yīng)使用全社會固定資產(chǎn)存量，但在實證檢驗時卻發(fā)現(xiàn)，全社會固定資產(chǎn)存量指標卻未表現(xiàn)出其應(yīng)有的貢獻率和顯著性水平。樊綱等[16]指出，我國經(jīng)濟更多表現(xiàn)為改革開放后的增長，歷史的沉淀資產(chǎn)存量無法有效體現(xiàn)增量資本和技術(shù)進步效率的變化，人均存量資本將可能導(dǎo)致資本貢獻檢驗出現(xiàn)偏差。為此，本文估計時采用人均全社會固定資產(chǎn)投資指標衡量物質(zhì)資本，以體現(xiàn)資本流量效率和技術(shù)進步特征。（3）人力資本H。對人力資本的測算是經(jīng)濟增長實證研究的難點之一，原因是人力資本的組成非常復(fù)雜，其真實水平難以數(shù)量化，現(xiàn)有的測算人力資本方法主要有成本法、收入法和教育年數(shù)法。平均教育水平被看作是人力資本通過學(xué)校教育得到的最好代表，而且其意義可以得到很好的解釋，即人力資本對經(jīng)濟的影響也可以解釋為教育對經(jīng)濟增長的作用，因而在目前得到廣泛的應(yīng)用。在此選用教育經(jīng)費法，用平均教育經(jīng)費支出衡量人力資本，即H=年度實際教育經(jīng)費支出/全社會總就業(yè)人口。本文所有數(shù)據(jù)來自1998～2008年《中國統(tǒng)計年鑒》以及《中國科技投入統(tǒng)計年鑒》。各變量及其相關(guān)含義如表1所示。

表1 本文相關(guān)變量及其含義

為減少異方差影響，對以上數(shù)據(jù)均取對數(shù)處理，分別記為：lnY、lnA、lnK、lnH。全國層面不同變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

3 實證研究及結(jié)果

3.1 靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型實證結(jié)果

為了體現(xiàn)經(jīng)濟增長要素的區(qū)域差異影響，本文將全國的30個省市分為東、中、西部三大地區(qū)，其中東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個省市；中部包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省市；西部包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆11個省市。利用靜態(tài)面板數(shù)據(jù)，先進行模型具體設(shè)定形式的檢驗，結(jié)果表明應(yīng)采用變截距模型。固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)的判斷采用hausman檢驗，結(jié)果表明應(yīng)該采用個體固定效應(yīng)模型。為消除異方差影響，采用截面加權(quán)估計方法。具體估計結(jié)果如表3。

由表3中R2、F、SSEr值可知模型擬合較好，物質(zhì)資本、人力資本所有的系數(shù)均在1%的水平下顯著。從系數(shù)符號來看，技術(shù)進步產(chǎn)出彈性除中西部地區(qū)外，在全國層面以及東部地區(qū)都為正向作用。物質(zhì)資本和人力資本的產(chǎn)出彈性都為正向作用，充分表明技術(shù)進步、物質(zhì)資本以及人力資本對中國經(jīng)濟增長的正面影響。從系數(shù)大小來看，物質(zhì)資本、人力資本產(chǎn)出彈性無論在全國層面還是在東部、中部和西部地區(qū)均大于技術(shù)進步影響，說明在靜態(tài)條件下，中國的經(jīng)濟增長很大程度上依賴于資本的投入，資本投入的貢獻大于其他因素的影響。

3.2 動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型實證結(jié)果

3.2.1 系統(tǒng)廣義矩SYS-GMM估計結(jié)果

為了揭示不同經(jīng)濟增長要素對我國經(jīng)濟增長的動態(tài)效應(yīng)和區(qū)域差異，根據(jù)模型(6)，首先將全國作為一個整體面板進行分析，然后，對三大地區(qū)分別建立子動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進行估計。采用STATA10.0軟件中的GMM方法進行Arellano-Bond動態(tài)面板相關(guān)系數(shù)估計，具體結(jié)果如表4所示。

3.2.2 模型檢驗

為了評價回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，需要對回歸殘差進行面板單位根檢驗和無二階自相關(guān)檢驗，以及工具變量整體有效性Sargan檢驗。由表5可知Sargen統(tǒng)計量接受原假設(shè)，工具變量的設(shè)置有效。由AR(1)和AR(2)數(shù)值來看，殘差沒有二階自相關(guān)。由表5殘差單位根檢驗結(jié)果來看，均在1%的顯著性水平下接受ADF_Fisher和Levin-Lin-Chu檢驗，拒絕Haris檢驗，說明殘差不存在單位根，動態(tài)面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)，GMM方法估計有效。

3.2.3 結(jié)果分析

表4中l(wèi)nY(-1)列度量滯后一期經(jīng)濟發(fā)展對當期經(jīng)濟的影響。上年度產(chǎn)出每增加1個百分點，將使全國當年總體的產(chǎn)出增加0.6581個百分點。從區(qū)域?qū)用鎭砜矗瑬|部地區(qū)上年度產(chǎn)出對當年產(chǎn)出增長的彈性是0.8475個百分點，中部為0.6133個百分點，西部為0.4889個百分點，且都在1%水平下顯著。從系數(shù)大小來看，東部地區(qū)系數(shù)高于中部地區(qū)，高于全國水平，中部地區(qū)高于西部地區(qū)。這種差異的產(chǎn)生在于不同地區(qū)的人文、地理環(huán)境、制度等因素的不同。東部地區(qū)市場化程度較高、地理環(huán)境優(yōu)越、各方面制度也相對完善，加之國家政策的大力支持，促使這些因素對東部地區(qū)經(jīng)濟增長影響力較大。

lnA列度量技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的影響。全國以及東中西部地區(qū)的技術(shù)進步對經(jīng)濟增長影響顯著，且都為正向貢獻。上年度技術(shù)進步投入每增加1個百分點，將使全國當年總體的產(chǎn)出增加0.1505個百分點。不同地區(qū)技術(shù)進步產(chǎn)出彈性不同，東部地區(qū)為0.1132，中部為0.0960，西部則為0.0456，這與彭建平[10]的研究結(jié)論比較一致。與西部地區(qū)相比，東部以及中部地區(qū)科研環(huán)境較好，對科學(xué)技術(shù)資金投入相對較大，產(chǎn)學(xué)研合作水平相對較高，促使東部中部地區(qū)技術(shù)進步產(chǎn)出彈性大于西部地區(qū)。

lnK列度量物質(zhì)資本對經(jīng)濟增長的影響。全國以及東中西部地區(qū)的技術(shù)進步對經(jīng)濟增長影響顯著，且都為正向貢獻。上年度物質(zhì)資本每增加1個百分點，將使全國當年總體的產(chǎn)出增加0.1889個百分點。不同地區(qū)物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性不同，東部地區(qū)為0.1364，中部地區(qū)為0.2159，西部地區(qū)為0.2001。姚洋研究認為，在競爭市場中，越稀缺的資源回報率越高，資本彈性高表明回報率高，當資本密集到一定程度之后，資本的回報率就應(yīng)該下降，資本彈性也應(yīng)當下降。雖然東部地區(qū)物質(zhì)資本總量上大于中西部地區(qū)（如2007年東部地區(qū)物質(zhì)資本是中部的2.5倍，是西部地區(qū)的1.8倍），但東部地區(qū)物質(zhì)資本投入的年增長幅度小于中西部地區(qū)。中西部地區(qū)的物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性大于東部地區(qū)，說明東部地區(qū)已經(jīng)開始出現(xiàn)了資本密集化過程，雖然總量上東部地區(qū)物質(zhì)資本大于中西部地區(qū)，但其邊際產(chǎn)出低于中西部地區(qū)。而中西部地區(qū)更多地依靠固定資產(chǎn)投資拉動經(jīng)濟的增長，其物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性也相對較高。

表4 各要素對經(jīng)濟增長效應(yīng)回歸結(jié)果（動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型）

表5 動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型殘差單位根檢驗

lnH列度量人力資本對經(jīng)濟增長的影響。全國以及東中西部地區(qū)的人力資本對經(jīng)濟增長影響顯著，且都為正向貢獻。上年度人力資本每增加1個百分點，將使全國當年總體的產(chǎn)出增加0.0377個百分點。不同地區(qū)人力資本產(chǎn)出彈性不同，東部為0.0775，中部為0.0776，西部為0.1052。從動態(tài)角度來看，西部地區(qū)的人力資本產(chǎn)出彈性略高于東部和中部地區(qū)，這和西部地區(qū)人力資本對經(jīng)濟的影響低于東部和中部地區(qū)的傳統(tǒng)觀點不一致。這可能和研究的時間段有關(guān)。邊雅靜基于1990年和1996～1999年的東西部人力資本的數(shù)據(jù)得出西部地區(qū)人力資本產(chǎn)出彈性低于東部地區(qū)。而1999年我國開始進行西部大開發(fā)戰(zhàn)略，充分利用東部地區(qū)的經(jīng)濟、資金、技術(shù)和人才的優(yōu)勢，充分開發(fā)西部的資源和市場。資金、人才的大量流入大大提高了西部地區(qū)的人力資本存量（整個西部地區(qū)2007年的教育經(jīng)費支出比1997年增長近400%），快速拉動經(jīng)濟的增長。

另外，表4計算的是各要素對經(jīng)濟增長的短期彈性系數(shù)，長期彈性系數(shù)可以由公式：長期彈性系數(shù)=短期彈性系數(shù)/（1-滯后一期產(chǎn)出彈性系數(shù)）得到，具體結(jié)果如表6所示。

表6 技術(shù)進步、物質(zhì)資本、人力資本的長期彈性系數(shù)

3.3 兩種不同模型估計結(jié)果的比較分析

（1）物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性下降。以全國為例，在靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中，物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性為0.4442，而在動態(tài)條件下，物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性約為0.1505，物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性下降幅度較大，在東中西部也出現(xiàn)類似的情況。發(fā)生這樣變化的原因可能在于：固定資產(chǎn)的投資對產(chǎn)出增長的影響，更多的表現(xiàn)為當年具有的投資需求拉動上，但總的來說沒有形成經(jīng)濟增長的良性機制，因投資而產(chǎn)生的經(jīng)濟過熱，一旦從動態(tài)的角度衡量物質(zhì)資本的產(chǎn)出貢獻，難免出現(xiàn)產(chǎn)出彈性的下降的情況。因此，從動態(tài)的角度可以得出更為準確的物質(zhì)資本對經(jīng)濟增長的效應(yīng)。

（2）人力資本產(chǎn)出彈性下降。在動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中，人力資本產(chǎn)出彈性在全國層面以及東中西部地區(qū)上數(shù)值下降。其中東部地區(qū)人力資本產(chǎn)出彈性由0.4829下降到0.0775，下降幅度較大。出現(xiàn)這個變化的原因在于靜態(tài)面板數(shù)據(jù)沒有考慮產(chǎn)出滯后一期因素的影響，而人力資本的作用的發(fā)揮具有長期性特征，同時也跟地理位置、制度、市場成熟程度等無法量化因素息息相關(guān)，在靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中會高估人力資本的作用。在動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中可以得出無法量化因素對經(jīng)濟的影響，使得人力資本的作用更為準確。

（3）技術(shù)進步效應(yīng)更為顯著。技術(shù)進步產(chǎn)出彈性在靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中系數(shù)較低并且在中西部地區(qū)為負且不顯著，而在動態(tài)面板中系數(shù)為正且顯著。這充分說明技術(shù)進步對經(jīng)濟的產(chǎn)出影響是一個長期動態(tài)過程，從靜態(tài)的角度不能得出技術(shù)進步的效應(yīng)。另外從系數(shù)上看，技術(shù)進步在動態(tài)面板中系數(shù)較大，在全國以及東中部地區(qū)技術(shù)進步產(chǎn)出彈性水平高于人力資本的產(chǎn)出彈性，在東部地區(qū)甚至接近物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性，體現(xiàn)技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的效應(yīng)明顯，我國經(jīng)濟增長絕大部分依靠資本特別是物質(zhì)資本投入的說法只對中西部地區(qū)有效。

4 結(jié)論

本文利用1997～2007年中國省際面板數(shù)據(jù)，對中國經(jīng)濟增長的動力和源泉進行再檢驗，在靜態(tài)和動態(tài)條件下分析物質(zhì)資本、技術(shù)進步以及人力資本經(jīng)濟增長要素對經(jīng)濟增長的效應(yīng)以及區(qū)域差異，得到如下結(jié)論：

（1）技術(shù)進步對經(jīng)濟的拉動作用比較顯著。

（2）市場成熟程度、人文等無法量化因素對經(jīng)濟增長以及要素投入影響突出。

（3）在要素投入效應(yīng)的區(qū)域差異上，各要素對經(jīng)濟增長的影響呈現(xiàn)東中西部差異。

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（責任編輯/浩天）

F207

A

1002－6487（2011）06－0124-04

張振剛(1963-)，男，廣東南海人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：區(qū)域創(chuàng)新、知識創(chuàng)新、系統(tǒng)管理與決策。