2015年1月革患锥晴管.，Jan. ,2015 East China Economic Management (第29卷第1期) , ) [DOI] ·华东经济安徽省全要素生产率的测算与经济解释一一基于时变产出份额改进的索洛残差法程建华，于戒严(安徽大学经济学院，安徽合肥230601)摘要:文拿运用状态空间模型椎导出C-D生产函数的时交要素产出份额，并以此，改造索洛残差法计算安徽省1992-2012年的TFP增长卒，实证分析结果发现，安徽省TFP增长率变动趋势与全省宏观经济运行高度吻合，其变化滞后于长三角地区大约2年时间，但近年来变化时差逐步趋向。计量结果显示:安徽省1992-2012年平均回?增长牟为%，相对较高;肾、P增长率是GDP增长率的Granger原因，反之则不成立;安徽省经济增长属于资本技入型，技术进步对经济增长的乎均贡献率仅为79品，缺乏效卒。最后得出促成技术进步的内生增长动为、提升人为资本的浴在精长动力、保证资本等实体要素的基础支撑力是未来安徽省经济持续稳定发展的根本保证。9是篝词:时变弹性(状态空间模型;索浴残差:全要余生产率(TFP)11\ Jþ回分类哥哥:; 文黯标志码A文章编号1∞7-5æ7(:W15)01-í泊25-07Calculation and Economics Explanation on Total Factor Productivity in Anhui Province -Solow Residual Method ased on the Time-varying Output Share lmprovement CHENG Jian-hua, YU ] e-yan (School 01 Econom町，Anhui University, Hefpi 23060/, China) Abstract: This 阴阳rdeduces lhe time-varying factor output share of Cobb-Dougla~s productive function using the slale spaιe rnodel, and improves the Solow residual method to calCløate Ihe TFP growth rate 01’ Anhui province from 1992 10 2012. The怠mpilicalanalysis indicales that lhe change trend 01’ TFP growlh rate in Anhui is highly consislent with lhe province’ s macroeconomic performance, and lags hehind lhe Yanglze River Delta region about two years. but the change time is gradually convergent in recent years. The measurement results show that: the average annual TFP growth rate of Anhui is % from 1992 to 2012, which is relatively high; TFP growth rale is Granger cause of GDP growth, not vice versa; Anhui economic growlh is due to capital inveslment, whereas the average contribution of technological progress to economic growlh is merely 7%, less efJicient. Finally, the paper draws the following conc1usions: promoting lhe endogenous growth momentum of technological progress, enhancing the pOlential growlh impetus of human capital and ensuring the supporting [orce of capital and other physical elements are lhe fundamental guarantee for sustainable and stable economic development of Anhui province in the . Keywords: time-varying elasticity; state space model; Solow residual; lotal factor productivity (TFP) 一、引言外，其他所有能够实现经济增长的因素贡献的总和。全要素生产率(TolalFactor Productivity .简记为这个总和的来源包括技术进步、资源、配置效率的提高TFP)是指生产过程中全部投入要素(资本、劳动(主要体现为体制的更加完善)以及其他随机因素等)转变为实际产出的效率，是总产出与综合投人要等。TFP也是分析经济增长源泉的重要工具，通过分素之比，其研究对象是在一个经济系统中，所有投入析各种因素对经济增长的贡献，可以识别经济增长的要素加权综合后形成综合投入的产出效率，反映的是类型究竟是投入型还是效率型，从而确定经济增长的一个经济系统的宏观综合经济效益。具体而言，全要可持续性。与衡量某一时期静态经济效率水平的全要素生产率是指扣除了资本、劳动等要素投入的贡献以素生产率不同，全要素生产率增长率是指总产出增长收稿日期2014-06-14基金项目:国家社会科学基金重大项目(Il&ZDOll);国家社会科学基会一般项目(12BJL024)作者简介:程建华(1964-)，男，安徽泾县人，副教授，工学博士，研究方向:经济周期与经济预测;于戒严(1985斗，男.安徽宿州人，硕士研究生，研究方向:经济周期与经济预测。-25一
2015年1月1an.,2015 安撤省会要亲生产率的测算与提济解释(第29卷第1期)( ) 率减去要素如权投入增长串的余镜，是费量接济增长的余额作为全要素生产率增长率。在规模报酬不变效率变化的动态指栋，即反映动态的经济增长效率水和希克斯(Hicks)中性技术假设下，金要素生产率平凡这一计算方法最早出索洛CSolow，1957)提增长率就等于技术进步率。因此该模型实质上认为出，因此也称为索洛残差。本文TFP专指技术进步，产出增长是生产要素(资本、劳动等)投入和技术与郭庆旺、贾镣笃。005)一文中的TFP有所区别.进步联合作用的结果。族文中的TFP还包含技术进步和能力实现玫蔷刊赵总蠢生产量数通常采用C心生产函数，其随机志耘、杨朝峰(2011)定义TFP为技术进步(包含技形式方程如下:术引进和自主创新〉和体制完善{飞Fare等Y= AtKN.:e u, (I ) t (1994)把TFP增长率分解为技术进步事租技术效率其中，Y为真实产出At为随时陪变化的技t两大部分叫然商技术进步是促进高技术产业企要素术进步Lt为劳动投入Kt为资本存量a，\(1分生产率增长的主要摞襄(宋慧勇、章仁钱，2014) [气别为平均资本产出价额和平均劳动产市价额，也即中国旗行社业的经营效率增长主要来自于技求进步产出的资本弹性和产出的劳动弹性U，为路机拭动(越海涛、高力，2013)划，中1克思酣各行业的全要素项。两边同时取自然对数有:生产率大钵取决于技术进步，因此本文以中现经济为1n Yt=lnA十α1nKt十(1lnLt十~(2) t基础、抓住关键阔絮，将安徽省宏观经济运行的全要在规模报酬不变和希克斯(Hicks)中性技术假素生产率界定为技术进步。设下，将(2)式确定性部分(即不考虑随机找动TFP有多种测算方法，主要分为参数方法和非项〉两边对时间微分得: Y A. _ð1王‘"，ðL参数方法。参数方法包括代数捕数法、索洛残差(3) Y A’-K .俨L法、雄性变最法、潜在产出法和前浩生产函数法移破后可表示为:等;非参数方法包含班almquist指数方法和HMB指G骂y-ak-(1l(4) 数方法等。郭庆旺、贺镜雪(始05)在分析比较了其中•a出ðA/A表或技术进步增长率也即全要素生全票素生产率四种参数估算方法的基础上，结算出产率增长率，y=ðY/Y表示真实产出增长率，是需ðK/K我国1979-2∞4年阔的全要草委生产率增长率，并分表示资本存量增长率，l=况/L表示劳动力增长率。析了我周全要素生产率增长和经济增长摞泉，结果除上述计算表达式外，还可以通过如下方法计表明我国结济增长主要依赖于要素技人，TFP的贡算资本、劳动租金要素生产率对经济增长的贯献率:献较{段。学宾、曾志雄(2009)使用并延展Holz日窍生口皮皿豆豆C•C，C(5) KIA y y y o∞别的资本存赣序列，通过要素收入份额可变的其中C增长核算法，重新审视我国1978…2007年的TFP增K、矶、C分别表示资本、劳动和全A要素生产率对经济增长的贡献率O长率叫周晓艳、离春亮、李钧腾。∞9)采用随在规模报酬不变即时(1=1的假设下，有固如机前沿模型对1990斗006年仅豆角地区的生产效率进行结算并分解其全要素生产率增长率飞方程:本文通过时变弹性的Cohh-…Douglas生产画数ln{Y/L)且lnA十αIn(K/L，}+u(6) tt通过(6)式可求出产出的资本弹性的估计值â，OtrF简称C-D生产揭数)构建可变要素产出份榻的索洛模型，利用安徽省1991-2012年经济数据计算则产出的劳功弹性的估计值豆=l-â，然后带人全省全要紧生产率增长率，以此重新审视在我回当(的式即可求出全要素生产率的增长率。本文以索前宏现经济"稳增长、防通胀、调结构、便转型"洛残提法测算TFP增长率的思路与前人的不肉之处的大背景下地方经济未来的发展方向、新的经济增是在不违背索洛戒盏法前提假设的条件r，利用状长点或增长路径。态空间模型的时变弹性系数求解TFP增长率。不同二、金襄素生产率测算模型学者时子时变产出份额的计算有所不间，李宾、曾卒文将对传统索洛模型进行改进，以状态空间志雄。∞9)以总劳动收入除以名义GDP获得劳动模型所估计出来的时变资本和劳动的产出份额代替的产出面辙，进而在规模报酬不变的前提下求出资传统的髓定弹性系数，以此获得全要素生产率更为本的产出份额，而本文赔采取状态空间模型估算出精徽的测算值。时变要素产出份额c(一〉索j各残差模型(二)时变弹性的C阳到生产品数索洛残差法的基本思路是估算出总最生产揭数如果事先假定各年的资本和劳动产出弹性相间，后，以产出增长率扣跺各投人要素增长率贡献之后从而也就否定了要素结构变化对产出的影响;列。有鉴一26…
2015年l月Jan.,2015 安徽省全要亲生产率的测算与经济解释(第29卷第1期)(, ) 表1安徽省经济生产数援军ÞTFP增长率于此，本文主运用状蒜空间模型估算时变弹性。将弹性系数视为两个不可观湖的潜变蠢，从丽借助状态空间实际GDP实际固定资本存最经济活动TFP 年份亿元，1991茸价格记元，1991年价格人口数{万人i增长率(%)模型(StateSpace ModeO利用卡尔曼捷泼算法给串1991 两个时变弹性系数岛、具的估计盘。1992 设如下状态空间模塑:1993 4 95 1994 口lnYlnA十α，lnKt十ßtlnL，十u，(7) t1995 1 αg皿￠。十￠州一l十v，(8) 1996 1 卢，=8+θlßt-l十W(9) 0t1997 其中，(7)式为最翻方程〈眼easur可Equation)1998 ; 1999 (8)式、(9)式为状态方程CStateEquation) ;矶、2000 卢，为状态变囊，均2在从带有常数项的AR(1)过程。2001 2002 在得到时变的平均资本产出份额矶和丰均劳动2003 。.17产出份额品的结计值后，将其带入(4)式即可求2004 日盹40出全要素生产率的增长事。进而出(5)式可求出资2005 2006 本、劳动和全要素生产事对经济增长的宽献率。采2007 叫用C-D生产踊数的时变弹性来湖算全要素生产率具2008 明有一定优越性:一方醋通过求解出弹性系数可以比2009 2010 明较直观清晰地看黠是否满足规模报酬不变的假设;2011 另一方面在满足规模报酬不变的假设下，用时变?单2012 性代人索洛残盖模型，能够捕捉到TFP更细微的变注:原始数据来源于安徽省统计年4-;后文将给予第4化，使结果更精确也更符合实际情况。到数据详细计算过程。三、安徽省会襄素生产率的测算根据括份和折算后的安徽省产市过程相关经济数(一)指桥边取与数据处理据(表1中实际GDP、固定资本存景和组济活动人鉴于数据的可得性与准确性，本文选取安徽省口数).构建测算安徽省TFP增长率的具体模塑并分1991-2012年的年度数据进行实证分析。本文需要真析其经济意义。实产出、资本存盘棋劳动投入数据。以工业品出厂价(二〉平稳性栓验格指数代替GDP平减指数并转化为1991年为基期的由于lnY、lnK、lnL都是钱性措势，宜选择带有定慕指数，然眉以此定基指数缩减名义GDP得出代替截距项的ADF检验方程，以SIC准则确定带起攒真实产出的实际GDP数援。以全省经济活动人口数表数，检验结果如表2。由于三者ADF的绝对值都较放劳动力投入量。下面囊点分绍资本存量的估算。小，而相应的伴随概率都较大，所以不能拒结原假本文采期Goldsmi由于1951年开锚的承续盘存设，陋就可认为这三者都不满足平稳性。取其一盼法:除〕瓣算资本存量，其表达式为:装分再进行单位根拴验，获得A即值相应的伴瞌概K, =1/P, +(l-ð，)K，一(10)率者在小于5%，从即在59毛的显著性水平下可认为其中•K，为s年的实际资本存量Kt-l为卜1年lnY, lnK、lnL:=:者的一阶差分满足平稳性，黯它们的实际资本存最lt为t年的名义投资流囊P，为固都是一盼单整序列1(1)。定资产投资赞格指数:δr为s年的固定资产的折18率。囊2辈量单位根瞌验籍果本文以安徽全省圈定资产投资额作为资本就最水平序列一阶装分序3日l1，并以1991年为基期的国定资产投资价格指数P，/ 变黛ADF Prob. ADF Prob. 对L进行价格缩减，折旧事采用我国一般的结合折旧InY l 一。.0398铃率ð=5%，慕期实际资本存最Ko按黑以下留舔常用方InK * InL 由 11.ω 曾.法计算Ko=lo/(ð+剖，其中g是样本期实际资本挠蠢i浅主忖*的年事均增长率，经计算g=弛，期基期即1991绝A原录假设，下网。年实际资本存蠢Ko斗 0在确定了资本存蠢的初值以及实际投资盾，按(10)(二〉协整检验式即可计算各年份的实际资本存量。具体数据参见为了避免伪西归现象发生，有必要琦lnY、表1中2-4列。lnK、lnL-者之间是沓具有悔整关系进行检验。出27 m
2015年1MJan.,2015 安徽省会要素生产率的测算与经济解释(第29卷第1期)(, ) 2百平隐性检验结果可知三者是同阶单整序列，故可w.行LM检验(表剖，得1M百> X505(1) = 进行协整检验。恪整检验一般包插基于回归系数的所以在59串的~著性水平下拒艳无…阶序列梧关的原褂藕栓鼓和基于回归残盖的协整检验(EC法)，本假设，从商认定模型存在一阶带到相关。文采用基于回归系数的JJ检验，检验结果见表3所Auto∞附油ionjPartialorrelation!AC 1 PAC IQ坦白创1Prob 列，迹统计量和最大特征根统计量相一致，拒绝lnY、lnK、lnL三者无胁整向量的原假设，而接受至多1个胁整向蠢的原假设，所以得出主者之闰存在去黠豆叶吨w叫5盼9O.拥3拇:65币-0叶队..27邓81阳1叩0.部06仰叫910.凶039 一个-þj}整向囊，具有长期稳定协整关系，可以对三O篝 飞1口?列4抖叫10扪1崎1门11.β∞GG叫ω8叫10ωO引者进行自归分析。表3刀胁整检瑜结巢7Oβ.0161 槌691口11洒2到10.丁1忏188 叩-0ω.βO囚叫|咄心Gω.挝34柏O叫1忖11部O叫|0忡.1创原假设特征根迹统计量λ…max统计.9-斗0.引271叫!←-0斗.1拧77114.商78盯7刘10.饵0970个协整向景。朋127回 79(0.∞1俨} 伊勺1叩o盯0二.1臼59甲叶O.脚阴一烹多1个协援向. ) 7然郑弘主η3至多2个协整向囊 2) 。.5075部():12 i;i :小括号内为伴随概率。黯2磁攀窝精英〈四〉性定弹性C-D生产品数的构建亵4序列精英性的LM检验km-w mgm 首先检验安徽省生产过程是否满足娩模报酬不模型蜜的假设。建立In(Y归In(A)个αln(K)十ßln(Lt)+u并修ttAR(l)修正前工巨序列相关性，然后时系数进行Wald检验，原假设AR(l)修正JãHo:α今卢=1，郎规模报酬不变。由于只有一个前柬条运用广义差分法对方程(11)进行楼正，修正件，所以经计算i统计童和F统计囊相等，均为盾的模型如下:，相应的伴随概率p=>5% ，所以不能拒ln(Y,/L)= +(KIL)+ß(12) tttt 绝原假设，认为规模报醋不变，满足索洛模型的前Z出(…寸(")提条件。或t=Ût…1+乙(13)在规模报酬不变的前提下，可建立下列模嚣:t = (’) In(YtIL)=…十(K，/L)+札(11) ?2 F=" .= ttt = (寸(寸自LM检验结果时叫R2=<X~.悦。)=不能í?2旦这=" .= 把绝原假设，即AR(1)修正后的回归方程的残菜虽然变量都通过了显著性栓验，高且模型整体序列不存在序列相关性，因此用AR(1)模型修正的斟合优度也相当满意，但由于.值偏小，残接居的回归方程的估计结果是有效的。变量和方程均可能存在…~正序列相关。进一步地，从残差圈通过了显著性检验，且调整后的可决系数较寓，表(图1)折钱穿过零轴的次数很少说明残差不符合白明用规模报酬不变的C-D生产函数描述安辙省的实噪声过程，残恙存在正的序列相关。际产出过程十分令人满意。回归方程(12)结果显示，产出的资本弹性和劳动弹性分别为â=和 民应 ß=l…â=O.毡，即在劳动投入等其他因素不变时， 资本存量每增加1%，产出平均增加毛;在资本 存最等其结因素本变时，劳功投入每增加1%，产出响。.02 卒均增加%。响。. (五〉时变要素产出份额的C-D生产品数 本文持建相应的状态空间模型，井和j用极大似 然法估计模型参数，其结果如下:响。.10叩 94 96 98 00 02 04 06 08 10 12 ln(Yt)=+a/ln(K)+卢ln(L)+也(14)tt圄丁残锺序列t口()路此之外，白残差白相关阔(部2)也能判别方αt=+α川+V(15) t程(11)拨动项存在一阶序列相关。对残差序列进t = ()(’) 一28一
2015年lJlJan. ,2015 安徽省会要素生产率的剧算与提济解棒(第29卷第1期)(, ) ßt尘。.03个ßt…l十议~(16) 增长率缓攫上升，并于2004年再次达到一个新的峰. t = ()(’) 疆。2006年开始由于大量的投资拉动全省经济增长由极大{跃然法佑计的结果可知鸟、品的滞后一进一步提升，由于要素投入的程放式增长缺乏效率期的系数估计锢在5%的盟著性水平下都是显著的G致使TFP增长率再次出现大幅下滑。2008年出类型次费远机引发的全球金融危机对安徽经济的负眼影以滤挟估计结果作为状态变最矶、品的f的十值如图3响远远大于1997年亚洲金融意机。宏班经济的低速所展。从集中趋势着a、品的均值分别为、t大大抑摇了企业研发创薪能力，依赖投资拉动的短O.钮，与上述固定弹性基本梧问:从标准差来看，期"保增长"目栋实现与2009年的一毛TFP增长两者的离散程度都非常小，即只存在轻辙波动，率ID成鲜明对比。2010-2012年安徽省TFP增长率的岛、ßt较为稳定(见表5)。从时序因来看，两者具小脑波动印证了安徽乃至国家经济实施"稳增长、有同趋势波动规律，说明安徽省生产过程中资本和调结构、íIÈ转型"政策的必要性和迫切性。劳动具有很好的协同作用。另外，鸟、ßt之和在各12 25 年份也基本接近于1，与上文在Tald检验梧一鼓，直一一-TFP增长率{友轴}10 观与实证结果均表明近20年来安徽省一直处于规模.…GDP增长率{右轴)20 报酬不变的经济增长过程。将时变要素徐额带入, 缸'15 , , (4)式即可求得TFP增长率，具体结果郎为表l中. 4 、. ~ 2只最后一列数据。10 O 。， 0,5457895 -4 -6 L 年份Jo 0,5457894 ~飞 i、电〉ι/O，5457894~牛'0,410 理4安徽省禽蛋靠生产率增长率与金雀GDP增长率时序O缅4050,5457893 τ0，400 叩..产出的资本弹性(发轴~O:395与之前裙关文献测算的TFP增长率对比分析发0,5457893 咿…w产出的劳动弹性(右轴~Ö:39Ö疆眶现，周晓艳等(2009)测算的1991…2006年长王角，! 10,385 主富器屋建言§§§gE地区(沪、浙、苏〉的全要素生产率增长率的变化俨c、C'OI吨C'OIC’OI c咱年份三省〈市〉基本一致，丑本文黯算的安徽省TFP增阁3产出的资本弹性α和产出的劳动酷险卢序列长率的变动与之也基本相{~L进一步分析发现1992-2∞3年间长主角地区TFP变化在时间上领先安表5产出的资本弹性α和产出的劳动弹性卢描娃撞计量徽省2年左右，如卒均债能于安徽省。长角地怪均一值川一队团……的旧弹性系数标准羞TFP增长率在1992年达到峰催(5%左右)、1996年<l, 3,39E-08 α到达谷城(…2%左右)，即安徽省在1994年达到j峰0,006 , 筒(%)、1998年达到i谷底卜%)。撞得注四、基于TFP增长变化的安徽省经济增长分析意的是，安徽省和长主角地区凡乎都在2004年同时(一)TFP增长变化与对比分析达到j蜷惶J3.增长率均为2%左右，闰时考虑到近年来本文基于时变参数的产出资本弹性牵挂劳动弹性皖江城市带承接产业转移示涟区的建立与发展，安瓣算ili企要素生产率增长率如阁4，容易辛苦出安徽省徽省近10年来与长二三角地区TFP增长变化路间，由TFP增长率波动路势与企省GDP增长率变化趋势高此表明安徽省正逐步融入长兰角地在经济醋。度确合。1992年以后随着社会主义市场经济体制的卒3比翻算的安徽省TFP增长率早均为%，周逐步建立和改革开放程朦的进一步扩大，TFP增长晓艳等。∞9)蹦算的1991叩2006年上海、江苏、亘在在1994年达到了峰值%，其案要原因是此除浙江TFP增长率平均分别为%、%、%。段大最引进罔外先进技术。但为璋对1993…1995年忽略样本期间的差异气长三角拖延平均TFP增长率高通货膨胀①所实施的紧缩性宏观调控政策和国有企低于安徽，主要表现在长三角于1994…京剧年TFP业玫萃的艰难进有尊致TFP迅速下滑，特别是1997增长率一直处于负筒，雨安徽同期仅在1998年处于年东南亚金融风暴的袭击不但使安徽省TFP持续走负值。长三角地区TFP增长事较侥有其内在原盟，假，旦使1998年TFP出现了负增长。2000年以后随长角地区对外开故程度大，通常采用寻i进技术设着国家宏观经济影势逐步好转，特别是2001年我国各和购买专利技术来提高技术进步，这些机器设备加入WT。后，安徽经济也开始小丰富企稳、四升，中一般都嵌人了发达国家的技术制新[1汀，因此是一TFP 一29
2015年lJlJan.,2015 安徽省会要素生产率的酒算与经济辑释(第29卷第1期〉(, ) 种与资本融合在一起的技术进步L飞长三角地区产进步对经济增长的贡献率太低，平均住适7%，经济出的资本弹性为，雨安敬产出的资本弹性仅为增长缺乏效率。部庆旺、贾俊笃。∞5)那算的我，正是由于与资本融合在一起的技术进步才导罔1979-2∞4年技术进步率对经济增长的贡献为致长三角地区如此之高的产出的资本弹性。因此其毛。从前文可知安徽TFP增长率平均镇略高于TFP增长率比较链，只说明不包摇资本投入的技求全国，但技术进步对瓷、济增长的贯献事却低于全国进步也较f段。从而不能从表象上得出安徽经济增长本平，忽略掉本期间的差异，主要由于1992币2012的效率好于长三角地区的结论。另外，郭庆旺、贾年间安徽GDP增长率全部高于全国GDP增长率，这锻雪(2005)测算的我因1979-2∞4年技术进步率样自(5)式计算出的安徽技术进步对经济增长的贡(相当于本文的TFP增长27.〉为%，安徽省TFP献会锦低。从三者标准惹来辛苦.TFP贡献率变拜最增长率略高于全握平均本子们大，安徽省技术进步主要靠外部引进，受外音在冲击然而TFP与GDP究竟何为自何为果?需要通过的反应校敏感，因此安徽企业应开发自己的核心技Granger因果关系检验具体说明。通过表6可以看术，免受外部冲击的影响，从丽对经济增长产生持出，TFP是GDP的Granger原因，反之不成立。此表续的拉动作用。劳动贡献率的平均值和标准差均最明技术进步对经济增长具有促进作用，但经济增长小，安徽省虽是人口和剩余劳动力大省，但劳动力并没有内生'性的便进技求进步。安徽省生产技术在对经济增长的贯献感多年来都一直很假。究其原一定程度上是个外生变量，更多的是靠外部引进技因，一方面，多年来安徽大量剩余劳动力外流，劳术，这一点岗全酶的赞况基本相同。我国改革开放功大骂王涌入长兰角、珠兰角等沿海地区，从南使得30年来，对外开放程度不断加大，经济增长举世瞩本省人力资本反而辑对摄乏;另一方面，在安徽劳嚣，然而与此同时，体制改革、技术创新却大大落动力大军涌向经济发达地区的问时，本省劳动力擦嚣。时至今日，人口红利、开放红利逐渐萎缩，迫合素盾得不到及时提高，特别是高技能、技术型和使中央政府和学术界开始等求新的经济增快点，力创新型人才大量流失致使安徽经济增长的劳动和技期通过深肆次的改革、体制完善和创新来激发市场术资献率降低。活力。一方面政府应棋极引导企虫的创新意识，营表71992-2012年闰经济增长的各理素平均贡献察造良好的知识产权开发与保护环境。如果创新者拥描述统计量! 资本贡献率i 劳动贡献率I TFP贯献束有创新成果的产权从而事有其成果的收益，创新就五运百了 获得了足够的激励，因此产权决定船新能力fl飞弟磊磊程14那 一方瞄企业自身更要从长远发膜考虑，增加研发资A1n1vn1un unununU 叶qLnvnRV金投入，如大研发力度，同时加强校企合作，充分 , . . 年侈年 , . 利用商校的科研能力统势，快速提高技术进步，从, 、.. tl句 , 、, 』忡' , .. ~ .. .. .. , 、而能够大大提高企业竞争优势，实现经济发展方式 , . . 中'冉mMA..资本贡献裹, . 、，的转变。JF 一一劳动资献率峙-……TFP贡献察表6TFP和GDP的Grange匮果关系检瞌nununu Null问γpothesisLags F-Statistic Prob. 川川俨呵，铸叩1 4由ONAτFP does not 警惕峙Granger Cause 2 年份GDP 锵 一…………糟糟'翻51992-2012年结济增长的备因素黄黯察←子… GDP does not GIl主ngerCause 2 五、结束语TFP 3 本文运府状在空间模型构建时变弹性的C-D生产函数，从而得到可变资本和劳动的产出份额，并(二)菌素贡献率分耕以此改进传统的索洛模型，费itl算出安徽省从资本、劳动和TFP对安徽省组济增长的贡献1992-2012年的TFP增长事。规模报酬不变的C-蝴剿栩叩…蝴刷跚呻蝴刷翩蝴鞠.率分析(见表7、图引，资本贡献率几乎在各年份兰生主产葫数很好跑拟合了安徽省生产数据，且对变资(1994年除外〉均远远离子劳动和T凹的贡献率，本朝劳动的产出价额之和非常接近于1，满足索洛模1992-2012年陪卒均资本贡献率高达毛，而平型规模报酬不变的前提假跤，在此基础上成功埠结均劳动贡献率和平均TFP贡献率基本相当。可以认算TFP增长率。为安数省经济是资本投入嚣的经济增长方式，技术一-30
2015年1舟Jan.,2015 安徽省会要素生产率的测算与经济解释(第29卷第1期)(, ) 通过与全国程长三角对比分析表明本文翻算的刻不容缓。安撤省TFP增长率较为可靠，钱向上符合安徽经济总之，围绕产业升级和培育新的经济增长点，i运行过程，与其高度明合;璜向对比蓉，安徽省棋极吸纳资本、技术、管理、人才、品牌等要素，1992-2012年平均TFP增长率为%，辑对较高，使之形成强劲合力，有效保证安徽经济的可持续均前10年滞后于长三角地区TFP增长率变化2年，后衡稳步发捷。10年路肉，表明安辙省也在潘步融入长三角的发注释:艇。1992叩2012年闰卒均资本贡献率高达%, ①安徽省年度C刊1994年为%，达到了历史峰佳，1995TFP贡献事仅近7%，劳动贡献率仅%。因此安年为%，1996年为%。②本义制算的安徽省1992-2(脱年间TFP乎均增长率为%，徽省是资本投入黯经济增长方式，而非效率嚣。因此同期相比，安徽TFP培长且在仍离子长三角地区。安徽省TFP增长率是GDP增长率的Gra吨er琼参考文献:菌，反之不成立。表明技术的进步确实为经济的发[1]李椅柱，杨跃峰，会要亲生产率增长率的测算方法应用述展跑到重要椎动作展，但经济的发展并没有内生地评[JJ.济南大学学报:社会科学版，20日，23(2):64-68. 提高技术进步，技术进步很大程度依靠引进，教[2]郭庆眠，贾俊?中阁会要亲生产率的估算:1979-2∞4[1].经济研究.2005 (别:51-60.育、养者、财税、金融等各方面体制需要要进一步完[3]赵忠耘，杨朝峰嗡中国会要亲生产率的倒算与解择:善，自主创新能力有持如强。1979-2，∞9年[JJ.财经问题研究，那11(别:3-12.基于以上安徽经济增长前分街结果，本文得出[ 4 ] Fa re R, Grosskopf S, No rris M. et al. Productivity Growth, 三点有益店示，也可视为政策建议。Techn cal Progress, and Efficiency Change in Industrial zed Countries [JJ. American Economic Revìe飞旬，1994,84 (1) 第一，促成技术进步的内生增长动力。政府边66-83. 摇镀加大公共教育租科技等技人，同时加快转变政[5]宋慧勇，拿仁俊.暴子DEA-Malmquist的高技术产止研皮府职能，深层次完善体制，不断提高资糠配置和适效率变动分析[J].企业经济，2014(6):100-104. 用的效率，提升技术进步率;企业应提高制新意[6J赵海涛，高力.中因旅行社.:Ik经营效率的动态变化一一基子Malmquist指数法的分析[JJ.企业经济，2013(别:识，不断改善生产管理和公司治理水平，提高生产114-117. 经营效率。假使技术进步成为推功经济发展梅内生[7]李宾，曾志雄.中阁会妥索生产率交动的存测算:1978-2007 动力。年[J].数量经济技术经济研究，2009位):3-15.第二，提升人力资本的潜在增长动力。在产业[8J周晓拢，高参亮，李钧鹏.我随长三角地区经济增长因素的结构调整方面，与长三角分工合作、优势互补、一实如分析[JJ.数量经济技术经济研究，2∞到3):32-55. [9J段文斌，尹向飞，中国会妥索生产率研究详述[JJ.南开经体化发震，从商洞整就业结构。依托产业结梅调济研究，2009(2):130斗40.整，吸纳大挝高素E言人才，在各产业领域优化技术[ 10 JG oldsmith R W. A Perpetual Invcntory of National Wealth, 工人、高级管理人员、科研人员的结梅比剖，从而Studics in Income and Wealth [R]. N苦wYork: NBER, 激发人力资本按进经济增长的强大潜在功力。1951. [11]张小蒂，李晓钟，对我国长三角地区全要素生产率的估算第三，保证资本等实体要素的慕础支撑力。未及分析[JJ.管理世界，2005门口:59-66.来一段时期，实体资摞要素投入依然是安徽经济稳[12]Chen Edward K Y. The Total Factor Product vity Dcbatc: D 增长的主导途径，当前快速发展的城镇化，仍然要terminanls of把conomicGrowth in East Asia [J]‘Asian-Pa:幡发挥资本、土地等要素雄动经济发展的基础性作cific Economic Literatur宅，1997，11(1):18 38. [13J易鳞，樊剿，李岩.关于中国经济增长与会要余生产率的用，f或与此同时充分考虑资摞配置的效率。现殷殷理论思考[JJ.经济研究，2003(射:13-20. 生态环境问题龙其是空气贯最恶化巳成为制约经济发展的最大阻力，因此，饨化资摞耍擎的合理配置[责任鳝槌:余志虎]31
