20世纪80年代诞生的内生增长埋论,无论在理论还是实践上都有着重要的影响。从理论发展的角度分析,内生增长理论主要的贡献在于将“知识”或“技术”在模型中内生化。正如琼斯(Jones,1999)所言,内生增长模型对于洞察经济增长的微观基础有许多深刻的见解,其理论精髓——内生增长特征是很“迷人”的。内生增长理论认为,技术进步既是经济增长之源,又是“知识”内生积累的结果。这样,经济增长就取决于经济系统本身,而不是像新古典增长理论那样是外生的。正因如此,内生增长理论的基本框架和基本方法,仍然被近期理论分析所采用。从实践意义和影响看,内生增长理论主要是为政府的政策运用找到了新的空间和领域,并受到了各国政府的高度重视。内生增长理论认为,知识对他人、社会有溢出效应,生产知识的个人又不能内化这种效应,因而知识产出不足,这就为政府干预从短期需求向长期供给的转变提供了理论支持。而在此之前,在理论上,政府的作用仅仅被局限在调节总需求方面,而对供给方面如技术进步等,则无能为力。
但是,内生增长理论的结论中,却出现了正的规模效应。所谓规模效应,即长期经济增长率与经济规模(一般用人口规模或人力资本数量代表)成正比。这一结论不符合世界各国经济发展的历史事实。琼斯(Jones,1995)通过对经济合作发展组织(0ECD)国家经济进行时间序列分析,并将其国内从事R＆D的科学家和工程师数目作为“经济规模”的测量标准,结果发现,尽管“规模”在过去几十年中增长了好几十倍,但总要素生产率的增长率却是不变或下降的,正的规模效应并不存在。那么,在内生增长理论中,究竟是什么原因导致了规模效应呢?
从产生规模效应的内生增长模型看,我们可以将其分为两类:一类是以罗默(Romer,1986,1987,1990,1991)为代表的模型,一类是以格罗斯曼和赫普曼(GrossmanandHelpman,1991)、阿格汗和哈威特(AghionandHowitt,1992;1997)等新熊彼特主义为代表的模型。罗默的模型以Dixit-Stiglitz(1977)函数形式(简称D-S形式)为假定前提,这种函数形式具有加性可分特征,其实质是各种产品之间不具有任何替代性,换言之,任何个人的产品创新活动不会对他人造成负的影响;在此条件下,罗默给出了一个关键的假定:知识或技术存量对其自身增长具有不变规模收益。正是这一极特殊的假定条件,导致了正的规模效应产生。与罗默模型不同,新熊彼特主义者考虑了一种能够抵消规模效应的因素——“偷生意效应”。它是熊彼特“创造性毁灭”过程中取走原有产品垄断利益的效应,或者说,对原来的知识创造者是一种负效应。但是,在格罗斯曼和赫普曼、阿格汗和哈威特的模型中,由于一方面排除了多个公司生产同一类产品的可能性,另一方面又假定这种“偷生意效应”不够强,因此,模型分析的结论中仍然存在正的规模效应。
因此,正的规模效应之所以存在,关键在于忽视或低估了个人的产品创新活动对他人的负影响。如果将这种影响加以重视,很可能会消除规模效应,甚至改变原来的结论。
二、经济增长理论的最新进展及其评价
近期经济增长理论正是顺着既要能消除规模效应又能保留内生增长理论“精髓”的方向发展的。大致来看,有两条思路。
一条思路是琼斯(Jones,1995;1999)、艾钦和托洛夫斯基(EicherandTurnovsky,1999)的思路,主要是对模型进行一般化处理。他们的分析保留了内生增长理论中最终产出部门和“知识”生产部门的两部门模型框架,从而保留了“知识跨时扩散”的本质特征,但放弃了内生可积累要素具有不变规模收益的强假定条件,从而得出了无规模效应结论。
在琼斯的两部门模型中,知识存量的产出弹性不再像罗默的模型那样设定为1,而是假定为一个比1小的数。这一假定本身强烈地暗示了,人口或知识存量对其自身积累的贡献远不如R＆D内生增长模型所设想的那样大。假定条件的修改,使琼斯的一般化模型成功地消除了经济增长中的规模效应,在那里,均衡经济增长率取决于知识生产部门内生要素的产出弹性而不是人口或人力资本规模。
艾钦和托洛夫斯基则更进一步认为,琼斯的无规模效应模型仍然是一种特殊情形。他们构筑了一个更为一般的两部门无规模效应模型,并将琼斯、罗默等模型全部涵括其中。他们的结论是,假定全部内生要素在知识生产部门和最终产出部门的总产出弹性不同,那么,经济长期增长率将遵循“短边”原则,由总产出弹性最小的那个部门来决定,而与经济规模无关。
琼斯、艾钦和托洛夫斯基的模型虽然从形式上消除了规模效应,但是,他们却并不能说明为什么不会存在规模效应。琼斯不能说明知识存量对自身积累的产出弹性为什么小于1;艾钦和托洛夫斯基也不能说明,究竟哪一种情况下,一个部门的总产出弹性会大于或小于另一个部门。而且,在他们的模型结论中,政府政策对长期经济增长率并不具有相关性。因此,他们的模型分析只具有纯理论上的意义。
另一条思路则主要是由一批新熊彼特主义经济学家开辟的,他们从特定的研究视角来分析规模效应问题。阿尔文.扬(Young,1998)、阿格汗和哈威特(AghionandHowitt,1998)、贝里特(Peretto,1998)等为代表的增长模型,集中于对“偷生意效应”的分析,提出了一种消除规模效应的新方法。
以阿尔文.扬的模型为例。在他的模型中,他人可以从两个方向——垂直方向和水平方向——的创新活动而“偷去”创新者的创新利润流,即不仅通过产品的质量创新而且通过产品模仿来分割创新的垄断利益,这样,“偷生意效应”就大大加强。扬的分析得出了一个与以往内生增长理论相反的结论:经济规模愈大,参与分割创新收益的人就愈多,“偷生意效应”就越强;而且,如果“偷生意效应”主要通过生产模仿产品来分割原有垄断利益时,将出现负的规模效应。由于扬的模型中经济规模对长期增长可能具有正、负或无规模效应,而且他的模型是从特定的角度进行分析的,因此,其理论结论具有明确的政策含义。按照扬的分析,如果政府的政策只是简单地对所有研究部门实行“遍地开花”式的资助,那么,很可能只是激励产品的模仿,从而只影响收入水平,而不能影响长期经济增长率;相反,如果政策立足于激励产品的质量创新,并根据R＆D的研究深度实行重点资助或配额资助,那么,就可以提高长期经济增长率。因此,阿尔文.扬的政策含义是:政策资助应该向创新难度大的人员或项目倾斜。
约法诺维克(Jovanovic,1997)则通过加入一个“学习成本”的假定条件来减弱或消除规模效应。约法诺维克认为,在罗默的两部门模型中,实际上暗含了“知识”可以无成本地进入最终产出函数的强假定,然而实际上,工人必须学习怎样使用“知识”,也就是说,需要支付“学习成本”或“知识消化成本”。如果将这一条件考虑进罗默模型,最终产出部门的成本将增加,规模收益也将有一个绝对的上界,从而使得规模效应减弱甚至消除。按照约法诺维克的观点,假定工人在生产中需要“学习成本”,那么,公司可能更愿意采用次先进技术而不是最先进技术,从而更倾向于生产模仿产品而不是创新产品,这就从另一个角度验证了阿尔文.扬的“偷生意效应”假定。
从实质上看,在阿尔文.扬和约法诺维克的模型中,存在一个共同的暗含假定,这就是:模仿产品或次先进产品虽然成本低于创新产品,但一定存在市场需求约束:正是这种产品约束导致了对生产人口或人力资本的需求约束。因此,内生增长理论的规模效应将因这种约束大大减弱、消除甚至为负。
到目前为止,近期增长理论并没有完全解决经济规模与经济增长的关系问题。一方面,近期增长理论中的长期经济增长率虽不依赖于经济规模,但仍严重地依赖于外生人口增长率;另一方面,所有的模型均还没有得到有利的经验支持。尽管如此,近期增长理论在理论上还是取得了重要进展。主要体现在:第一,发现了无规模效应的均衡增长路径并论证了其存在性。在这些模型中,长期经济增长率要么取决于生产函数的产出弹性,要么取决于产品之间的替代弹性,实质上二者均取决于生产函数的结构参数。第二,经济增长模型被进一步一般化。以往的内生增长模型之所以产生规模效应,实际上暗含了人口或人力资本稀缺而物质资本不稀缺的假定,这种假定充其量只能符合发达国家的情形,不具有普遍性。近期增长理论实际上则放弃了这种强假定,代之以个更一般的情形,这样,就出现了规模效应为正、为零或为负的多种结果。第二,与以往的内生增长理论相比,近期增长理论的政策含义更具有针对性。在以往的内生增长模型中,由于简单地假定技术或“知识”的外部效应不能被个人内化,因而任何用于技术或“知识”部门的政策都将影响长期经济增长;而近期增长理论则表明,只有范围更窄的重点资助政策才对长期经济增长有正的影响。
三、经济增长理论的最新进展对中国的现实意义
经济增长理论的最新进展对于中国来说是具有重要的政策含义的。
改革开放二十多年来,中国的经济究竟达到了一个什么样的阶段?中国经济究竟又面临着怎样的矛盾?我们认为,集中到一点,就是:中国经济已经进入了“需求约束”经济时代。或者说,中国经济发展的短期效应时代已经基本结束,今后的经济增长,将越来越依赖于长期因素。
中国经济的需求约束,主要体现在两个方面:一是工业产品需求;一是劳动力或人力资本的市场需求。
第一,工业产品的需求约束已变得越来越严重。集中表现为:工业品供过于求的矛盾进一步突出,工业企业生产能力闲置过剩,产品大规模积压。根据2000年国内贸易局商业中心对国内市场上609种主要商品的调查,供过于求的比例高达79.6%,比1998年增长了47.8个百分点;根据第三次全国工业普查,900多种主要工业品生产能力中,生产能力闲置20~33%的,占27.2%,闲置50%以上的,占18.9%;在产品积压方面,根据统计显示,近年我国工业产品每增产10%,就有1%的产品积压(王万山,2002)。
第二,劳动力或人力资本的市场需求面临严重约束。1997年全国失业工业数为1200万左右,2000年这一数字上升到2173万。即使是本来稀缺的人力资本,也同样面临市场需求约束。2000年全国本专科毕业生平均就业率仅为80%,其中,专科毕业生的市场需求量不到30%(胡永远、李少斌,2001)。特别是2003年夏季以后,随着高校扩招后首届毕业生走上劳动力市场,人力资本的市场需求更加不容乐观。
进一步分析发现,受到严重需求约束的,主要是低档次工业产品和低档次人才。与之相反,高档次产品和人才却面临短缺。例如,我国已连续三年居世界产钢量第一,但一些高质量、高附加值、高技术含量的品种,供给能力不足,石油用管的市场占有率只有60%,冷轧硅钢片、镀锌板仅占30%,不锈钢板仅占20%;精密机床、远洋船舶等产品的50%还依赖进口。在人才需求方面,许多大城市如上海、深圳,对硕士以上人才敞开大门“欢迎”;一流大学毕业生还是供不应求。
那么,为什么会出现低档次产品和人才过剩,而高档次产品和人才短缺?主要还得从供给行为找原因。从产品生产者来说,生产低档次产品有几个明显的好处:模仿成本远远低于技术创新成本;市场经营、开发的风险小;能很快填补市场需求空白,等等。从而,即使企业进行技术创新,也只是“小改造”,在花样上做“文章”。其后果,只是利用模仿,抢夺了原来创新者的市场利润,并不能对经济的长期增长做出贡献。例如,改革开放后中国加大了引进外资与技术力度,但企业引进技术的目的只是为了生产使用,而在消化吸收基础上再创新的企业仅占18.75%,而且,对引进技术进行消化吸收的投入也远远不够。以1994年为例,国有大中型企业用于技术引进的支出为275亿元,而同期用于这些技术消化吸收的支出只有9亿元(李以学,1999)。同样地,如果个人投资教育的目的,只是获得一张高等教育文凭,那么,个人就会走文凭捷径,热衷于职业教育或技能教育,因为这类教育的收益是立竿见影的。以非全日制的本科自考为例,1998年参加本科自考的实考人数为102万,是1983年的1000倍(胡永远,2001),其中虽有因普通教育招生计划的约束问题,但至少可以从非普通教育的持续“火爆”看出个人投资技能教育的热情。因此,从中国的经济实际看,我们可以作出这样的判断:由于产品或知识创新的相对成本太高,企业、个人更愿意模仿,而不愿创新。
而且,在中国过去的二十几年中,宏观环境尤其是政府的行为,对这种局面的形成起了推波助澜的作用。主要表现在:国有企业产权不明导致企业行为短期化,不愿进行有利于长期增长的技术创新;财税分权改革助长了地方政府支持本地的重复建设,导致全国市场产品过剩;知识产权保护不力,创新的收益被大量的模仿产品所“肢解”,从而大大削弱了企业创新的激励。尤其是政府长期充当着技术创新、教育投资的主体,有限的财力却“胡子眉毛一把抓”,结果每一个行业、每一个项目都难以到位(李启明,1999)。
总之,改革开放到今天,中国已经告别了产品的“短缺经济”时代,同时又承受着巨大的过剩人口压力;中国加入世界贸易组织(WTO)后,可以利用世界市场需求缓解一部分需求约束,但中国是一个大国,低档次产品的过度出口将恶化中国的国际贸易条件,不是长久之计。中国目前乃至今后相当长一段时期内,缺乏的是高质量的创新产品和高水平的创新人才。因此,按照近期增长理论的政策含义,政府的政策要求更有针对性,更有重点。换言之,政府的政策应该放弃对一般技能型人才培养和国内“模仿产品”项目的支持,而应对新知识、新产品的创造与国外引进,加大支持力度。正可谓“有所不为”才能“有所为”。
具体来说,政府的政策应该集中解决普遍存在的“短视症”问题。“短视症”的根源在于落后。落后怕“挨打”,所以总想“多快好省”,快出产品,快出“知识”,快出人才。这种良好的愿望有利于奋进,但也极易导致浮夸和行为短视。政府如果热衷于“赶超战略”,就会形成一个导向。整个社会都会跟随。一个政府,一个企业,如果过分关注自己任期内的“短期业绩”,就会损害长期的增长与发展。因为,重大的科技创新或技术创新,都难以在短期内显出明效。一个明显的例子是,中国改革开放20余年,生产大大发展了,科技水平大大提高了,人才数量大大上升了,这是谁都无法否认的事实,但根据世界权威机构——瑞士国际管理与发展学院网站的《世界竞争力年鉴》,1998年中国的世界竞争力排名为第24位,1999年下降到第29位,2002年排名在31位;根据《世界经济论坛》的排名,1999年中国竞争力排在32位,比1998年下降4位。个中原因就在于,中国在重大科技创新与产品创新方面相对于其他国家而言落后了,按照新增长理论的说法,就是:产品、劳动力数量对整个经济来说,只有“水平效应”,没有长期增长效应。因此,今后的政策措施,应该重点围绕纠正“短视症”而展开。
第一,加快国有企业改革。目前,国有企业政企仍然没有完全分开,国有企业经营者和政府官员的目标函数有一个共同点,那就是:任期内目标最大化。因此,国有企业的行为短期化有着深厚的制度背景。只有让国有企业真正成为独立的商品生产者,实行真正意义上的公司治理制,才有可能让企业成为科技创新的主体。
第二,高度重视知识产权保护。这实际上涉及到创新者利益的保护问题。过度保护创新者的垄断利益,不利于知识和技术的传播与共享;但反过来,如果不有效保护知识产权,创新者的创新收益就会被大量的模仿者和剽窃者所大肆分割,严重损害创新激励。当前,中国经济已经进入一个必须高度重视知识产权保护的时期,我们正好凭借加入WTO这一契机,以严格遵守WTO关于知识产权保护规则这一有利背景为前提,有效保护企业、个人的科技创新成果,通过鼓励重大科研创新,提升整个国家的科技竞争力。
第三,政府的定位要更加准确。政府支持知识、技术创新,无庸质疑,这也是内生增长理论包含的政策含义。但进一步分析发现,问题有两个:一是这一主张以个人、企业完全缺乏知识、技术创新动力为前提,显然这一假定条件并不符合经济事实;二是这一主张以政府不面临财政约束为前提,这一假定也不现实。在有限的财力约束下,在个人、企业具有强烈“模仿”动力的前提下,政府的最优选择,就是有效缩小自已的“势力范围”,集中财力,支持重大创新项目和创新型人才的培养,着眼于长期持续增长。
参考文献:
1.Aghion,PhilippeandHowitt,Peter,1992.AModelofGrowthThroughCreativeDestruetion.Eeanometriea,March,60(2),325-351.
2.Aghian,Philippe,andHowitt,Peter,1997.AShumpeterianPerspectiveonGrowthandCompetition.InAdvancesinEconomiesandEeonometries:TheoryandApplications,SeventhWorldCongress,VolumeH,FAitedbyM.Kreps.CanbridgeUniversityPress.
3.Aghiom,PhilippeandHowitt,Peter,1998.EndogenousGrowthTheory.Carobridge,MA:MITPress.
4.Eicher,T.S.andTuroovsky,S.J.,1999.Non-sealeModelsofEcanomicGrowth.TheFeonomicJournal,109(July),394-415.
5.Grossman,GeneM.AndHelpman,1991.InnovationmadGrowthintheGlohalEconomy.Cambridge,TheMITpress,23-139.
6.Jnnes,Charlesl.,1995.TimeSeriesTestsofEndogenousGrowthModels.QuarterlyJoumalofEconomies,May,110(2),495-525.
7.Jones,Charles1.,1999.Growth:WithorWithoutScaleEffects?AmericanEconomicReview,89(May),139-144.
8.Jovanovic,Boyan,1997.LearningandGrowth.InAdvancesinEconomicsandEconometrics:TheorymadApplieatians,SeventhWorldCongTess,VolumeI1,EditedbyM.Kreps.CambridgeUniversityPress.
9.Peretto,Pietro,1998.TechnologicalChangeandPopulationGrowth.JournalofEconomieGrowth,Dec.,3(4),pp.283～311.
10.Rivera-Batiz,LuisA.andRomer,P.,1991.EconomieIntegrationmadEndogenousGrowth.QuarterlyJournalofEconomies,106(2),May.
11.Romer,PaulM.,1986.InereasingReturnsandl,ong-RunGrowth.JournalofPoliticalEconomy94,1002-1037.
12.Romer,PaulM.,1987.GrowthBasedonlnereasingReturnsDuetoSpecialization.AmericanEeonomieReview,77,2(may),pp.56-62.
13.Romer,PaulM.,1990.EndogenousTechnologicalChange.JournalofPolitiealEeonomy,98,5(October),PartH,pp.71～102.
14.Young,Alwyn,1998.GrowthWithoutSt:aleEffects.JournalofPoliticalEconomy,February,106(1),pp.41～63.
15.胡永远、李少斌:《“逆向选择”下的个人人力资本投资》,载《人口与经济》,2001(6)。
2林业经济增长的意义及内涵
林业产业在环境保护过程中占有着相当重要的地位，不仅仅关乎着环境生态的平衡，更是影响着人类的生存发展。林业经济增长是我国现阶段的经济发展重要内容，我国的经济学研究者们根据国际的经济增长理论对我国的林业经济增长内生机制以及内涵进行了系统的分析，提出了林业经济增长指的是国家及地区的林业经济所产生的劳务和物质在一个较长时间内的实际总产支出的持续增长。随着当前世界经济向着全球经济一体化的趋势发展，林业产业也已经成为了当前我国贸易发展的主要趋势，林业经济的增长将对经济的变革和社会的进步产生深远的影响。林业经济增长能够把国家的经济带向一个新的高度，将国家林业与地区林业有形或者无形的限制打破，使林业产业达到统一化、合理化、科学化、规范化和严谨化的产业高度，林业产业通过经济的持续增长，对扩大就业、保障生态安全等都发挥了相当重要的作用，不仅如此，林业经济的增长对于农村经济的发展、农民就业增收甚至于整个社会的发展都有着一定程度的促进作用。
3林业经济增长过程中的研究探讨
3．1林业经济发展的影响因素通过对相关文献的整理，总结出影响林业经济增长的因素可以分为以下两个层面：第一个层面，单因素对林业经济增长的影响，其主要指的是科技投入、主要投资以及劳动力等单独因素对林业经济增长的影响；第二个层面，多因素对林业经济增长的影响，通过有关学者研究分析，认为经济增长主要为多个因素共同作用的结果，其主要包括技术、资本、劳动力等三大要素，这三大要素的配置方式以及投入水平都能够对经济增长的质量和水平产生一定的影响。林业经济增长的多方面影响因素除了这三方面，还包括经济市场、运行制度，以及国家政策等其他影响因素。从不同角度的研究结果来分析，普遍存在着一个观点，那就是学者们一般都认为经济增长是各种要素综合贡献的结果。
3．2林业经济发展的问题我国林业经济发展的问题主要可以分为以下两个方面。
3．2．1稳定性较差根据相关的林业经济增长分析相关文献，总结出我国林业经济现阶段的运行状况良好，总体是呈现着增长的趋势发展，但国民经济增长远低于林业经济波动，造成了林业经济发展稳定性较差的现象发生。
3．2．2地区间存在较大的差异性由于我国的林业经济发展较快，但是地区却存在着比较大的差异，这就导致有些地区的发展速度远远高于其他地区，虽然有些地区在本土资源拥有量上具有着绝对的优势，但是却没有完全对其进行利用，直接影响了发展，造成了全国区域的林业发展难以达到统一的水平线上，进而令各区域的资源拥有量的利用率不高。3．3林业经济发展的问题对策针对于林业经济发展问题的合理化建议主要包括以下几点。3．3．1调整发展策略国民经济的发展与林业经济的发展是相互促进的，我国应该根据国民经济的运行新机制对现行的林业发展政策加以调整，现阶段，我国实行的是可持续发展的生态安全型与资源节约型社会，因此可以在这个大前提下对林业经济的发展策略进行合理科学的调整，进而推动森林资源的有效性利用，令林业得到快速稳步的发展。
3．3．2加大林权改革的力度如果想要实现林业经济的发展就要加大林权改革的力度，继续推进以林权改革为基本核心的林业改革，大力建立和完善林地使用权的相关制度体系，同时也要相应对林业行政管理机构制定更为严谨的监督管理体制，这样才能在根本上对林业经济发展的问题进行整治，进一步促进林业发展脚步。
马克思在《资本论》的地租理论中也论及到粗放经营和集约经营的内容，他指出“可以耕作的土地面积很大……对耕作者来说不用花费什么，或者同古老国家相比，只花极少费用。”这种“只需投资很少的资本，主要的生产要素是劳动和土地”的经营方式“就是粗放经营。”（注：马克思：《资本论》，人民出版社1975年版第三卷，第756页。）“在经济学上，所谓耕作集约化，无非是指资本集中在同一土地上，而不是分散在若干毗连的土地上。”（注：马克思：《资本论》，人民出版社1975年版第三卷，第760页。）在研究级差地租时，马克思认为，粗放经营和级差地租第一形式直接联系，而集约经营则与级差地租第二形式紧密相关。级差地租的第一形式是由“两个和资本无关的一般原因造成的：1、肥力……2、土地的位置。”级差地租第二形式则是“对同一土地连续追加投资造成的不同生产率引起的。”（注：马克思：《资本论》，人民出版社1975年版第三卷，第766页。）
首次使用“粗放增长”和“集约增长”术语的是前苏联经济学家。苏联在1928年开始第一个五年计划之后，其经济增长速度直到50年代末期一直保持高于世界经济增长水平的记录，此后，经济增长率开始下降，表现出恶化趋势，令人不解的是，其经济增长的恶化是在它保持了非常高的物质资本和人力资本投资率的情况下发生的。这就不得不使苏联的经济学家对其经济“增长方式”展开了研究。当时，他们根据马克思在《资本论》中的上述提示，把增长方式分为两种基本类型，一种是依靠投入实现产出量增长的“粗放增长”，另一种是依靠提高效率实现产出量增长的“集约增长”。并且指出，苏联过去的高速度增长是粗放型经济增长方式，是倾全力动员资源和增加要素投入的结果，然而由于资源的有限性，随着可动员的资源的日益减少，在忽视提高要素生产率的情况下，必然导致经济增长水平的下滑（注：吴敬琏：《怎样才能实现增长方式的转变》，《经济研究》1995年第11期。）。
“粗放增长”和“集约增长”概念于60年代从苏联传入我国（注：吴敬琏：《怎样才能实现增长方式的转变》，《经济研究》1995年第11期。）。在此之前，我国经济学界尽管没有使用经济增长方式的概念，但对经济增长过程中出现的种种低效率，高浪费现象进行过大量的分析。此后，特别在1979—1980年我国对经济增长方式问题展开了全面深入的讨论（注：吴敬琏：《怎样才能实现增长方式的转变》，《经济研究》1995年第11期。），广泛使用经济增长方式这一概念是在党的十四届五中全会之后。
二、经济增长方式粗放度的定义
从经济增长方式概念形成的渊源看，经济增长方式是经济增长过程中对生产要素的分配和使用方式。虽然国外学者不常使用经济增长方式这一概念，但对推动经济增长的因素或原因的分析，实质上也是对经济增长方式的研究。关于这一点，匈牙利经济学家科尔内曾作过比较，就我国学者们而言，尽管对粗放和集约型增长方式概念的解释不尽相同，但经济增长方式的含义是明确的。因此，经济增长方式就是指一国总体实现经济的长期增长所依靠的因素构成，其中增长因素包括土地、劳动、资本、技术进步、经营管理、资源配置、规模经济等。通常把土地、劳动、资本的投入称为要素投入，其余因素的总和称为综合要素生产率。进一步地，根据要素投入与综合要素生产率在经济增长过程中的作用大小，把增长方式划分为粗放型经济增长和集约型经济增长，主要由要素投入增加所引起的经济增长称为粗放型经济增长，主要由综合要素生产率提高所引起的经济增长称为集约型经济增长。为了能定量反映经济增长的粗放程度或集约程度，笔者引入粗放度概念。所谓粗放度是指要素投入增长率的贡献率与经济增长率的比值（注：对于一国总体来说，土地是固定的。因此，在考虑要素投入的增长率时，舍象掉了土地要素的影响。），用公式表示为：
δ＝αL''''＋（1－α）k''''／Y''''
*式中的α表示劳动的贡献份额；
（1－α）表示资本的贡献份额；
L''''表示劳动投入增长率；
K''''表示资本投入增长率；
Y''''表示经济增长率。
当δ≥0.5或δ＜0且Y''''＜0时，增长方式为粗放型；
当0≤δ＜0.5时，增长方式为集约型。
对于粗放型增长方式又可按不同的粗放程度划分为四种类型：
第一类型：当0.5≤δ＜0.7时，为低度粗放型；
第二类型，当0.7≤δ＜0.8时，为中度粗放型；
第三类型，当0.8≤δ＜1时，为高度粗放型；
第四类型，当δ≥1或δ＜0且Y''''＜0时，为超高度粗放型。
三点说明：
1.经济增长方式、经济增长、经济发展的关系。
经济增长是指一国或一个地区在一定时期内人均实际产出量的增加和实际生产能力的增加。经济增长特指更多的产出，而经济发展不仅指更多的产出，还包括随着产出的增长而出现的经济、社会和政治结构的变化，经济增长是一个数量概念，而经济发展是一个既包含数量又包含质量的概念，所以经济发展包含经济增长。从经济增长方式的定义可知，经济增长方式是获得经济增长的手段、途径和方式。
2.经济效率与经济效益的关系。
经济效率是指资源的优化配置。具体讲包含二层含义：其一是指全社会以优化的资源配置获得较好的经济增长；其二是指生产单位如何把得到的资源在时间和空间上有效地组合起来，以最少的资源耗费创造最多的产出。经济效益的高低可以用综合要素生产率来度量。所谓经济效益，则是指在社会经济活动中由经济效率所引起的相应的收益或收入。那种不是由于提高效率而增加的收入，就不能叫作效益，而只能叫作收益或收入。因此，经济效率是经济效益的实质，经济效率高意味着经济效益好；反之，经济效率低则意味着经济效益差。
3.转变经济增长方式必须明确三个层次的问题：第一，经济增长方式的内涵；第二，经济增长方式转变的标志；第三，经济增长方式转变的程度。关于第一个问题，学术界的认识比较多，而第二、三个问题则涉猎的比较少。本文旨在通过对粗放度指标的划分，拟解决第二、三个问题。
δ＝0.5作为划分粗放和集约经济增长方式的标志。当δ＜0.5时，经济增长为集约型，当δ≥0.5时，经济增长为粗放型，这与我国经济理论界对粗放与集约型经济增长的解释是一致的。把粗放型经济增长方式又细分为低度粗放型、中度粗放型、高度粗放型和超高度粗放，是为了便于研究经济增长方式转变的程度。
三、对我国经济增长方式粗放度的分析模型
1.模型。
本文测算各要素对经济增长的贡献率所采用的模型为：Y''''＝A''''＋αL''''＋（1－α）K''''，这是由道格拉斯生产函数求导后得出的，其中Y''''代表经济增长率，A''''代表综合要素生产率增长率，K''''代表资本要素投入增长率，α为劳动产出弹性系数，αL''''为劳动要素投入对经济增长的贡献率，（1－α）K''''为资本要素投入对经济增长的贡献率。因此，粗放度的公式为：
δ＝αL''''＋（1－α）K''''／Y''''
2.研究对象。
本文研究1953至1993年四十一年的经济增长方式，按三种不同的时期来测算各要素对经济增长的贡献率及粗放度：一是按一年期，二是按五年计划期，三是按改革时期。需要说明的是，改革时期从1979年算起，由于资料所限，我们仅考察到“八五”前期（1991—1993）为止。
3.对统计指标的说明。
（1）经济增长率指标Y''''。我们均采用国民收入增长率指标。
（2）劳动要素投入L。以历年全社会劳动者人数计算各时期劳动投入量增长率，而舍象掉象劳动质量、劳动强度的大小和劳动时间的变化情况。
（3）资本要素投入K。道格拉斯生产函数中的K值应为直接和间接构成生产能力的资本总存量，它包括直接生产和提供各种物质产品及劳务的各种固定资产和流动资产，也包括为生产过程服务的各种服务及福利设施的资产。关于K值，有的同志已估算出有关数据（注：参见张军扩：《“七五”期间经济效益的综合分析》，《经济研究》1991年第4期。），其具体作法是：先估算基期年1952年的资本总量；再估算各年的净投资额（以积累额代替）并扣除价格指数；然后根据投资转化为资本的时滞系数计算各年的新增资本数量；最后，用上年的资本总量加上当年新增资本，得出各年的资本总量。
（4）资本与劳动的产出弹性。所谓生产要素的产出弹性是指要素投入每增长1％所带来的产出增长的百分比。西方经济学家们认为直接估算产出弹性几乎是不可能的。他们在进行增长因素分析时，通常要作完全竞争和规模报酬不变的假定，以劳动与资本的收入份额来代表它们的产出弹性。然而既使要计算劳动与资本的收入份额也不是一件容易的事，它涉及到多方面的内容和某些比例的分割。在我国情况就更为复杂，首先，我国实行的并非市场经济，不存在完全竞争的市场条件；其次，由于缺乏必要的统计资料，要全面计算劳动和资本的收入份额几乎是不可能的。但根据我国的实际情况，长期以来经济中存在着大量潜在劳动力的过剩现象，与资本要素投入增长的贡献相比，劳动投入增长的贡献十分有限。所以，我国经济界通常把劳动的产出弹性取为0.2或0.3相应地资本的产出弹性取为0.8或0.7（注：史清琪等：《技术进步与经济增长》，科学技术文献出版社1985年版。），本文采用0.3和0.7。
表1
*注：不带括号的数字为各要素对经济增长所贡献的百分点，括号内的数字为贡献的百分点占经济增长率的百分比率。
3.对我国增长方式粗放度的分析。
我们分别计算了1953年—1993年41年的粗放度并根据粗放度的五种类型作了统计整理，整理结果如下：
表2（单位：年）
*投资，其最高值也未超过32％。而美国在固定资产投资中，更新改造投资所占比重1947—1950年为55％，1971—1978年提高到77％，其中机器设备投资中更新投资分别占51％和81％（注：参见刘国光主编：《中国经济发展战略问题研究》，上海人民出版社1984年版，第115页。）。实际上，我国还存在着以更新改造投资为名而进行的基本建设投资，如1981年以更新改造投资为名完成的二百多亿元投资中，新建项目占10.2％，扩建项目占38.5％，真正用于设备更新和技术改造的只占一半左右（注：参见刘国光主编：《中国经济发展战略问题研究》，上海人民出版社1984年版，第116页。），有的省市更新改造投资中用于新建扩建的竟达70％以上（注：参见刘国光主编：《中国经济发展战略问题研究》，上海人民出版社1984年版，第116页。）。因此，我国粗放型增长方式表现为外延式扩大再生产。
2.粗放型增长方式表现为高投入、高消耗、低产出、低效率。
表1可见，我国国民收入的增长率主要归因于要素投入的贡献率，在要素投入中又主要是资本要素起着重要作用，因此，我们用资本要素的产出系数即Y''''／K''''的比值来衡量投入与产出的效果。当资本投入的增长率K''''大于国民收入的增长率Y''''，即资本的产出系数Y''''／K''''＜1时，经济增长就表现出高度或超高度的粗放型特征，如：
*
表中反映出不同粗放度类型对应的资本产出系数值。显然，粗放程度越高，其对应的资本产出系数值越小，也就是说越粗放，资本的投入产出效果越差，效率越低。具体到我国能源与物质的消耗情况，如果仅就我国自身纵向进行对比，每万元国民收入消耗的能源以及每亿元基本建设投资平均消耗的钢材、木材、水泥量呈不断下降趋势，改革开放以来，每亿元国民生产总值主要生产资料平均消费量也呈下降态势。但与世界其它国家相比，我国在能耗与物耗上的差距是很大的。根据世界银行《1995年世界发展报告》资料：1993年，能耗产出率最高的是贝宁，每千克石油当量GDP产值为20.4美元；最低的是蒙古，只有0.2美元；我国为0.6美元，在全世界121个有资料可比的国家（地区）中居第113位。从不同收入国家看，低收入国家平均每千克石油当量GDP产值为0.9美元，中等收入国家为1.0美元，高收入国家为4.4美元，全世界平均为3.1美元。可见我国能源产出率不仅远远低于世界平均水平，而且低于低收入国家的平均水平。另据有关方面作出的比较分析，我国钢材、木材、水泥的消耗强度分别为发达国家的5—8倍，4—10倍和10—30倍。因此，我国粗放型增长方式表现为高投入、高消耗、低产出、低效率。
3.粗放型增长方式表现为经济的快速增长以及强烈波动。
关于经济高速增长的数量界定，有人把高速度与低速度的临界值定为4％（注：刘彪、王东京：《经济发展阶段论》，《经济研究》1990年第10期。），也有人把它定为6％，还有人认为3％以下为停滞，3—6％为低速增长，6—9％为中速增长，9—12％为高速增长，12％以上为超高速增长（注：赵磊：《对当前经济高速增长的若干看法》，《经济研究》1993年第1期。）。我国在1953—1993年间，国民收入的平均增长率为7.1％，改革前为6.0％，改革以来达到了9.3％。如果按4％或6％的划分标准，我国经济已属高速发展之列，即使按最后一种划分标准，我国经济增长速度也可进入中高速之列。再看实物增长情况，1993年比1952年，人均粮食增长1.34倍，人均煤炭增长8.17倍，人均钢增长32.07倍，人均发电量增长55.52倍，人均石油增长160.06倍（注：根据《中国统计年鉴》1996年第41页有关数据计算而来。）。
我国在1980—1993年的人均国民收入增长率是低收入国家平均增长率的2.9倍，中等和高收入国家的4倍，即使与发展速度比较快的韩国相比也高出0.2％，可见我国的粗放型增长是以其高速度为特征的。
如果考察不同粗放程度与国民收入增长率的关系方面，从我们分别计算的41年的粗放度可知：在超高度粗放型增长的年份中，国民收入的增长率在绝大部分年份都低于高度粗放型。同样地，高度粗放型低于中度粗放型，中度粗放型低于低度粗放型，低度粗放型又低于集约型。如下表：
表5
*
国民收入增长率与粗放度之间存在着反向变动的关系，即粗放程度越高国民收入增长率就越低；反之，粗放程度越低则国民收入增长率就越高。由此我们可以得出：在我国长期快速增长时期集约型所表现出的是高速度，高效率，越粗放，其速度越低，效率越差。
如果更进一步地考察粗放度的波动与经济周期的波动情况，则不难看出：经济增长率周期的波峰恰好位于集约型年份或粗放度较弱的年份，而周期的波谷位置恰好处于超高度粗放型年份。改革前，我国粗放程度是两头多中间少，即超高与集约型年份多，低度、中度、高度粗放型年份少，这种粗放程度的巨大落差的反复出现必然使经济增长大起大落。改革前国民收入增长率的波动幅度为53％，五个周期的振幅平均为23.4％（注：关于经济周期的划分参见刘树成：《论中国经济周期波动的新阶段》，《经济研究》1996年第11期。）；改革以来，粗放度的稳定性增强，低度、中度、高度粗放型年份增多，超高与集约型年份明显减少，相应地，改革开放以来四个周期的平均振幅为9.9％，国民收入增长率的波动幅度也降为12.1％。因此，粗放度的稳定性是影响经济增长稳定性的重要因素之一。
4.粗放型增长表现为居民消费水平的缓慢提高。
我国经济增长速度并不低，但人民的生活水平，社会福利状况并没有因此而相应地得到快速提高。居民消费水平的平均增长速度改革前的26年内只增长了2.2％，主要食品中的粮食，食用油人均消费量不仅没有上升，而且有所下降，家禽的人均消费量基本上没有变化；改革后的15年内居民消费水平增长了7.0％，除了人均粮食消费量受粮食需求的收入弹性低的影响而增长较慢外，其他主要食品都增长得非常快，少则翻一番，多则超过了两番。这说明了经济增长越粗放，人民的生活水平提高越缓慢。关于这一点，从我们模型本身也可以得到，粗放程度越高，要素投入增加就越快，资本积累速度也越快，过度积累必然会影响居民的消费，相应地减少综合要素生产率的增长。
我国要素的过度投入通常表现为经济过热，虽然经济过热在不同经济体制下，表现形式不同，但其本质却是一致的。在计划体制下，由于价格是政府统一制定的，即使经济过热也不会使价格上升，但却会出现严重的物质短缺，这恰好说明了改革前居民消费水平的低下。改革后，随着价格放开，过去潜在的，隐蔽性的通货膨胀公开化，使物质短缺表现为价格的上升，即通货膨胀，如果工资增长率低于通货膨胀率，则通货膨胀意味着居民实际消费水平的下降。
从表2中可知：在41年里，有13个年份属超高度粗放型，8个年份属于高度粗放型，6个年份属于中度粗放型，2个年份属于低度粗放型，12个年份属集约型。粗放型增长的年份占整个年份数的70.7％，集约型年份占29.3％，表明我国从总体上看属于粗放型增长方式。由于超高度粗放型占整个年份数的31.7％，集约型占29.3％，高度、中度、低度分别只占整个年份数的19.5％、14.6％、4.9％，也说明粗放度的波动幅度比较大，集约型增长的稳定性较差。如果把改革时期与改革前作一比较，则超高度粗放型年份所占的比重由改革前的36％，降低为改革以来的25％；高度粗放型由16％上升为25％；中度粗放型由12％上升为18.8％；低度粗放型由O上升为12.5％；集约型年份由38.5％下降为13％。尽管改革以来粗放型增长的年份由改革前的64％上升为81.3％，集约型增长的年份由29.3％下降到18.7％，但改革以来的粗放度的波动幅度明显减弱稳定性增强。
由表1所示，1953—1993年间的平均粗放度为0.92，属于高度粗放型，此间国民收入的增长率达到7.1％，其中要素投入的贡献率就占了91.8％，表明41年来的增长主要是要素投入的结果。改革前的平均粗放度为1.05，属超高度粗放型；改革以来的平均粗放度为0.80，属高度粗放型。国民收入的增长率由改革前的6.0％上升到改革以来的9.3％；要素投入的贡献率由104.6％下降为80.2％；综合要素生产率的贡献率由－4.6％提高到19.8％。说明改革以来的平均粗放度减弱，要素投入的贡献率降低，综合要素生产率的贡献率提高，改革为经济注入了活力，促进了经济效率的提高。
按计划期计算的粗放度有四种类型，分别是集约型、低度粗放型、高度粗放型、超高度粗放型。恢复时期的1963—1965年的δ值在区间［0，0.5）之间，属集约型，综合要素生产率的贡献率高达68.8％，要素投入的贡献只有31.2％，经济效率高，效益比较好。“一五、三五、六五”时期的δ值在区间［0.5，0.7），属于低度粗放型，综合要素生产率的贡献率分别达到34％，36.8％，40.4％，要素投入的贡献率分别为66％，63.2％、59.6％，表明由要素投入增长所带动的增长成份比较低，由综合要素生产率提高所带动的增长成份比较高，因此，这三个时期的经济效率比较高，经济效益也比较好。“五五”、“七五”、“1991—1993”时期的δ值在区间［0.8，1）内，属于高度粗放型，综合要素生产率的贡献率分别只有2.5％，7.3％、6.0％，而要素投入的贡献率却分别高达97.5％、92.7％、94％，表明经济增长主要是要素投入的贡献，经济效率比较低，经济效益比较差。“四五”时期的δ值大于1，“二五”时期的δ值小于零且国民收入为负增长，均属于超高度粗放型，经济效率很低，经济效益最差。
综上所述，尽管我国在某些年份或某些时期表现出集约型增长方式，但从总体上看，我国属于粗放型增长，要素的投入是经济增长的主要推动力，综合要素生产率的贡献率较小，经济效率低，经济效益差。
四、对我国经济增长方式分析的结论
1.粗放型增长方式表现为外延式的扩大再生产。
通常把新建扩建项目视为外延扩大再生产，更新改造项目视为内含扩大再生产，因而我们用基本建设投资指标以及更新改造投资指标来反映外延和内涵的扩大再生产情况。表3是根据1953—1993年国有固定资产投资构成计算出的基本建设和更新改造投资占全部固定资产投资的比重。从基本建设投资在固定资产投资中所占比重看，外延式扩大再生产的趋势是不断缩小，内涵扩大再生产的比例不断增大。但从整个年份看，
主要选取河北省国民经济增值作为反映经济增长，以房地产开发投资额作为反映房地产投资的情况，以2000年—2013年度的数据进行定量分析，为了避免数据间出现差异性，取自然对数LnGDP和LnRI，这种变换不会改变变量间长期均衡关系和短期稳定关系。具体的数学模型将GDP作为该模型的因变量，将RI作为自变量，采取EG两步法进行协整检验。采取OLS法对上述的两个变量进行一元回归模型。
2误差修正模型
该模型是对上述变量的短期关系的描述，通过该模型可以清楚的了解变量之间的调整速度和短期影响力。
二结论与建议
1结论
通过对河北省房地产业对经济增长的实证分析，我们可以得出以下结论：
①河北省房地产投资对GDP的增长具有很大的推动作用，从上述的误差修正模式看，在房地产业每增加一个一个百分点时，河北省内的GDP将会增加0.496个百分点，由此可见河北省政府应该认识到房地产业对区域经济增长的重要作用，采取有效的措施促进房地产业的健康发展，同时也要意识到房地产业的危害性，要时刻关注房地产业的泡沫，如果房地产业对GDP的贡献过大时就会造成经济产业结构的不合理，影响社会经济的合理化发展，导致贫富差距过大。
②河北省GDP的发展加速了房地产业的发展。河北省GDP的快速增长必然会带动房地产市场的活跃，首先经济的增长提高了人们的消费水平，房地产的售价就相对要高，比如基于北上广经济的发展，北上广的房价要远远高于全国其他城市；其次经济的快速增长必然会带动整个地区人口的转移，而外来人口的增多必然会带动唐山市房地产市场的发展；最后社会经济的增长，带动城市基础建设的加速，人们开始追求高品质的生活环境，而住宅环境是改善人们生活质量的关键因素，因此追求高品质的住宅环境，使得河北省的旧城改造等工程发展迅速。
③房地产产业对经济增长的持续时间比较长，不同于其它产业，房地产业对经济的贡献作用是非常大的，而且成效也是非常显著的，以2010年的房地产调控为例，可以看出房地产业对经济增长会具有一定的滞后促进作用，随着时间的推移这种贡献作用会逐渐的降低。
2建议
当前许多地方政府把房地产作为经济持续增长的主要内容与依据，在社会经济发展中，将主要精力放在发展房地产上，结果造成房价的持续上涨，高房价的背后是人们的平均工资增长速度与房价的上涨速度相差甚远，因此为构建科学健康的房地产市场，防止经济泡沫出现，应该采取以下措施：
二、安徽省金融发展与经济增长关系的实证分析
本章节基于VAR模型之下，将经济增长、资本存量、金融发展、要素投入以及对外开放看做是系统里面的变量指标，以1989年到2012年这段时期内的数据为蓝本，对金融发展同经济增长之间的关系展开了考察。
(一)变量和数据来源
1.经济增长指标。选取安徽省国民生产总值增长率(RGDP)来衡量安徽省经济的发展状况。
2.由于研究的具体对象不一样，因而学者所选取的金融发展指标也大相径庭。为了对金融发展进行准确的衡量，我们在选择金融发展指标的时候，充分借鉴和思考了戈德史密斯(1969)、罗纳德.麦金农(1973)、爱德华.肖(1973)以及莱文(1997)等相关人等的观点，并着重从金融发展的具体规模、金融结构和金融机构在工作上的效率这三个层面上展开了考察。
3.资本存量包括固定资产投资总额与存货增加额，本章以资本存量与GDP的比例来衡量资本的投入。由于存货增加额的数据难以获得，本章采用固定资产投资总额代替资本存量。资本投入的指标用(MKR/GDP)表示。
4.本章以工资总额与GDP的比值(W/GDP)来对劳动投入进行衡量。
5.本章在考虑到了对外开放因素对经济增长的影响，在VAR计量模型中加入了对外开放程度这一变量，用进出口总额与GDP的比值(IE/GDP)来表示。本章以1989年到2012年这段时期内的数据为蓝本，对我国金融发展同经济增长之间的关系展开分析。GDP、固资投资以及薪资总额等相关的数据都源自于安徽统计年鉴。由于数据系列可能存在异方差，故本章将所有的数据系列都取对数，所有相关测试都是通过Eviews6.0来进行。
(二)研究方法和计量模型
1.VAR模型因为不能够预先对系统里面各个变量间的互动关系进行确认，所以本文使用基于VAR模型之上的分析法来对我国金融发展同经济增长间的关系进行分析。VAR模型作为一种系统回归模型，其对系统里面全部的变量都是统一对待的，因此我们不用对自变量以及因变量这两个方面的问题进行预先考虑。
2.短期因果关系测试样本中的变量都是一阶差分层面上的单位根测试过程，基于单位根测试可知晓变量之间的协整关系，此时可考虑采用格兰杰因果关系测试法，但就现实情况而言，格兰杰因果关系测试仅仅只能够对一阶差分层面上的变量进行测试，并未涉及到误差修正项的检验工作。固定资产投资、金融发展等变量是因果关系，金融发展主要取决于固定资产投资;而金融发展与经济增长这两者没有直接关系。可知:应变量是ΔLRGDP时，否定了3%水平层面上对自变量ΔLW、ΔLMKR并非是ΔLRGDP格兰杰成因的假设，与此同时还否定了4%水平层面上对自变量ΔLIE并非是ΔLRGDP格兰杰成因的假设，其最终结果显示GDP之所以会发生改变，其关键在于对外开放程度、劳动投入、资本存量等方面发生改变，在这之中最具影响力的是劳动力、资本存量等。如果应变量是ΔLFIR，5%水平层面上对自变量ΔLMKR并非是ΔLFIR格兰杰成因的假设进行否定，金融深化的关键性因素是资本存量发生改变。VEC格兰杰因果测试结果如下:
(1)对外开放程度、资本存量、经济增长、劳动投入等存在因果关系;换言之，经济增长主要取决于对外开放程度、劳动投入、资本存量等。
(2)资本存量、金融深化这两者是因果关系;换言之，金融深化的关键在于资本存量发生改变;
(3)金融深化、经济增长这两者没有直接的因果关系，不具备统计意义。前三期无需考虑LRGDP所做出的贡献，LFIR对经济增长的贡献率是所有变量中最大的，从第二期开始便可知晓误差方差是9.7%，到第三期时可明显发现此时已经达到顶点，即解释率为31.5%，直到第七期为止呈下滑趋势，第八期在20%水平层面上所呈现出来的状态是波浪形。固定资产投资过程中需要考虑到多方面的影响因素，第二期时可清楚知晓误差方差为0.78%，第二期到第四期这段期间大幅度增长，第四期时误差方差的解释率为40%，直至第六期为止一直都是上升趋势，第六期时便达到最高点，解释率为57.5%，达到顶点之后便逐渐下滑，但解释率不会低于20%。仅就劳动投入而言，第四期的解释率为7.3%，此后便会呈现上升趋势，但解释率不会低于15%;仅就对外开放而言，从第二期开始便可发现误差方差的解释率没有达到0.1%。综上所述，通过新息分析可明显发现短时期内金融发展给经济大幅增长带来很大影响，给经济增长带来很大影响的因素有很多，所有变量中贡献率最大的是金融发展，尽管经济增长的反馈作用会带动金融行业快速发展，但就现实情况而言，金融发展的影响力较大，远远超出经济增长所带来的影响。所以，安徽金融行业的快速发展对经济大幅增长有一定促进作用。
三、结论与政策建议
此次研究工作中主要采用的是VAR方差分解法、格兰杰因果关系分析法，从劳动投入、经济增长、固定资产投资、对外开放程度、金融发展等方面进行深入，对1989年－2012年这段时期所有变量的动态关系进行分析，其最终结果如下:
(1)在5%的显著水平下，经济增长指标RGDP与金融发展指标FIR处于长期均衡。这说明，在1989－2012年间随着安徽省GDP的增长，金融资产也保持了相对稳定的增长速度，二者保持着长期稳定。
(2)此次研究工作中以安徽省为例，对区域经济快速发展带来一定的影响的因素有很多，金融发展便是其中之一，尽管对经济快速发展有一定促进作用，但就现实情况而言，影响力较小。影响金融发展水平的因素也有很多，例如法制环境、地方金融发展、经济发展水平、社会保障等，对安徽省现阶段实际发展情况进行了解，可明显发现本省的经济发展速度较慢，经济发展水平不高;当下最重要的工作是构建完善成熟的法制体系，对现行机制进行修改与完善，如此一来才能够将各项工作有效落实，区域经济大幅增长的同时带动金融行业快速发展。
（一）缺失数据的处理本文的缺失数据为2004年煤炭工业年末平均就业人数，采用均值插补法估计2004年煤炭工业的年末平均就业人数，估计值为406.21万人。
（二）资本存量的核算投资价格指数选用固定资产投资价格指数。本文参考王玲［3］对煤炭采选业资本存量的计算结果，并利用投资价格指数将其折算为2000年价格为基数的数据。本文选用新增固定资产作为当年投资。统计年鉴中缺少2000-2003年煤炭采选业的固定资产交付使用率。2000-2003年，煤炭采选业占采掘业的工业总产值比重约为30%。故用2000-2003年采掘业的固定资产交付使用率，来估计煤炭采选业的固定资产交付使用率。本文利用固定资产原值和固定资产净值计算煤炭工业的固定资产折旧率［4］。1986-1991年，我国煤炭工业固定资产折旧率的官方数据在4.43%-4.87%间浮动。随着现代化煤矿开采的机械设备、材料的更新换代加快，固定资产的折旧率可浮动至10%。故对2009、2010、2012年的折旧率进行调整。计算结果如表1所示。
二、实证分析
（一）回归分析1．计量检验各时间序列的平稳性检验结果如表2所示，可知lnY、lnK、lnGL、lnT为一阶单整。协整检验结果如表3所示。可知，在置信度为95%的水平上，lnY、lnK、lnGL、lnT存在协整关系，即煤炭工业总产值与煤炭工业的资本存量、一般人力资本、科技人才具有长期的动态均衡关系。该模型的各回归系数的相伴概率均小于0.05。F=1158.689〉F（3，13-3-1）=6.99，通过检验。R-squared=0.9983，AdjustedR-squared=0.9974，说明该模型的拟合性较好且优于原回归方程。D.W.=2.1374说明修正后的回归方程不存在序列相关。
（二）实证结果由上述分析可知，α=1.4815，β=0.4918，γ=0.3518。正规化处理后，α’=0.6372，β’=0.2115，γ’=0.1513。各要素对煤炭工业经济增长的贡献率如表4所示。2000-2012年科技进步对煤炭工业经济增长的贡献率为68.92%，2000-2003、2004-2006、2007-2009、2010-2012，科技进步的贡献率在50%左右波动，说明科技进步是推动煤炭工业发展的重要动力。2000-2012年资本存量对煤炭工业经济增长的贡献率为17.22%，在各计算基期，资本存量的贡献率逐年增加。这是由于各项目的启动需大量资金支撑，煤炭工业发展呈现对资金的依赖性。2000-2012年一般人力资本、科技人才对煤炭工业经济增长的贡献率分别为2.38%、11.48%。2004-2006、2007-2009、2010-2012，科技人才对煤炭工业经济增长的贡献率稳定在20%左右。2010-2012年一般人力资本的贡献率，则由2.6%左右增加到9.69%。原因在于，煤炭“黄金十年”期，煤炭工业的规模急剧扩大，导致就业人数增加，经2004-2006、2007-2009计算基期的累积，集中表现为2010-2012年一般人力资本的贡献率的骤增。这也与计算模型的选取和计算基期划分的局限性有关。
三、结论与建议
（二）中国分部门债务规模的变化从分部门债务角度上看，近十余年来，各分部门债务总额都出现明显地增加。家庭债务从172亿元增长到129721亿元，净增值为129549亿元；企业债务从69104.7亿元增长到599575.15亿元，净增值为530470.45亿元；公共债务从1997年的8503.75亿元增长到2013年的330160.85亿元，净增值为321657.1亿元。通过图2可以看出，在1997～2013年之间，中国分部门债务的变化大致可以分为两个阶段。1997～2007年为第一阶段，在这期间，分部门债务增长相对平缓，无论是家庭债务、企业债务或公共债务，增长曲线都比较平滑。第二阶段为2008～2013年，在这个阶段，家庭债务仍然保持较为平滑的增长趋势；而企业债务和公共债务则出现了陡峭上升。
（三）中国分部门债务结构的变化从图3可以看出，随着时间的变化社会总债务中各分部门债务所占比例也在发生相应地变动。其中企业债务在社会总债务中占有重要地位。以1997年为例，企业债务占总债务的比重约为88.84%，而公共债务所占比重为10.93%，家庭债务仅为0.22%。在此之后公共债务和家庭债务在总债务中所占规模不断增大，截止到2013年底公共债务占总债务的比重为31.16%，家庭债务为12.24%，企业债务为56.59%。社会债务组成结构的变化说明我国债务结构日渐趋于合理，家庭债务所占比重的增加反映了我国居民消费信贷的增加以及居民消费观念的改变，而公共债务所占比的加大则反映了政府以及公共部门逐渐重视通过信贷手段弥补财政问题。
（四）中国分部门债务增长率的变化从图4可知，我国分部门债务的环比增长率数值一直在变动，但总体处于正值，说明分部门债务每年都保持较快增长。其中家庭债务方面，1998～2001年环比增长率均超过50%，2002～2005年其增长率不断降低，2006年之后增长率呈现波动变化趋势。非金融部门企业债务环比增长率也表现出波动情况，其平均环比增长率为14.6%，相较家庭债务和公共债务而言企业债务的增长率较低，但由于其债务总量较大，仍然需要提高对企业债务的重视。我国公共债务环比增长率一直较为稳定，平均环比增长率为24.09%，但是同时也可以看出我国公共债务增长速度较快，存在着债务规模过大的风险。通过上文分析可知，1997～2013年间，中国社会总债务水平和国内生产总值的规模不断扩大。具体到分部门方面，企业债务占中国总债务比重最大，而家庭债务和公共债务所占的比重也呈现出上升的趋势，对于分部门债务与国内生产总值之间的动态关系，下面将通过实证探求。
二、变量选择、数据来源与模型构建
（一）变量选择及数据来源本文旨在考察中国分部门债务与经济增长的动态关联性，选因变量为国内生产总值，自变量为家庭债务、非金融部门企业债务、公共债务、全社会固定资产投资。由于1997年之前国家没有正式的家庭债务统计数据，因此选取变量区间为1997～2013年，变量选择的区间较短，为了能获得更准确的实证结果，作者采用Eviews6.0软件将年度数据转化为季度数据。各变量的含义以及数据来源如下：（1）国内生产总值（GrossDomesticProduct，简写为GDP）。国内生产总值是指在一定时期内（一个季度或一年），一个国家或地区的经济中所生产出的全部最终产品和劳务的价值，常被公认为衡量国家经济状况的最佳指标。核算国民经济活动的核心指标是国内生产总值（GDP）。数据来源于中国统计局官方网站。（2）家庭债务（Householddebt，简写为Hd）。家庭债务是指一般居民家庭为了购买长短期耐用品以及其他消费品和服务而产生的债务。它一般由住房抵押贷款和短期消费者信贷组成，而前者占主要部分。由于家庭在民间金融市场借贷的数据难以获得，因此本文用正规金融市场上，银行和非银行机构向家庭发放的消费信贷数据近似代替家庭债务数据。数据来源于中国人民银行官方网站。（3）非金融部门企业债务。企业债务是指企业在资金不足的情况下，为了满足其生产和企业自身战略发展的需要，通过发行债券等筹资行为获得资金的行为。由于企业债务的构成项目繁多，而本文所研究的是非金融部门企业债务，故本文企业债务数据选用中国人民银行对非金融机构债权数据处理后近似替代。（4）公共债务（Publicdebt，简写为Pd）。公共债务是指的是政府为筹措财政资金，凭其信誉按照一定程序向投资者出具的，承诺在一定时期支付利息和到期偿还本金的一种格式化的债权债务凭证。本文的公共债务数据由中央政府债务加省级地方政府债务所替代，其中1997～2004年中央债务数据由历年国债余额替代（数据来源中国证券期货统计年鉴2010）；2005～2010数据来自于中央财政债务余额（数据来源：中国统计年鉴2011）。地方债务年度数据根据中华人民共和国审计署结果公告2011第35号（总第104号）计算所得。2011～2013年数据由中华人民共和国审计署结果公告2013第32号（总第174号）所得。（5）全社会固定资产投资（FixedAssetsIn-vestment，简写为Fai）。固定资产投资（FAI）是评价国家或地区在一年内在固定资产方面投资总量的指标，是反映固定资产投资规模、速度、比例关系和使用方向的综合性指标。我国的信贷市场很大程度上是为投资所服务，债务规模对经济增长的影响也是由投资所体现。另外我国经济具有明显的投资主导的特点，因此在研究中将全社会固定资产投资容纳到模型中。数据来源于中国统计局官方网站。
（二）模型构建本文模型方面出于了解各变量之间动态变化规律的需要选用VAR模型。模型通常用于多变量时间序列系统的预测和描述性随机扰动对变量系统的动态影响。其中，yt是m维内生变量向量，xt是d维外生变量向量；A1...Ap和B1...Br是要估计的参数矩阵，内生变量和外生变量分别有p和r阶滞后期；并且假定εt是白噪声序列。在实际运用VAR模型时格兰杰因果检验以及平稳性检验都需要确定模型的滞后阶数，有多种信息准则能确定滞后阶数。本文选用赤池信息准则（AIC）以及施瓦茨准则（SC）两者来确定滞后期。系统的变量之间存在协整关系，简单的差分VAR将损失掉许多有用的信息，同时也会使得分析结果出现误差，而VECM模型可以较好地克服VAR的不足，同时也可以反映出短期内各变量之间的关系。本文变量为国内生产总值、家庭债务、非金融部门企业债务、公共债务、全社会固定资产投资五个变量，通过单位根检验我们发现变量之间存在协整关系，所以本文通过建立VECM模型来探索中国分部门债务与经济增长的关系。
三、实证分析及结果讨论
（一）实证过程1.单位根检验单位根检验法包括ADF检验、DFGLS检验、PP检验、NP检验。由于本文有较多变量，所以选用ADF法检验上述5个变量的时间序列的平稳性。在进行单位根检验之前对所有数据取对数，消除异方差的影响。检验结果如表1所示：由表1中可知，除家庭债务外，各变量的水平值均存在单位根，而一阶差分检验结果都为平稳，所以可以判定所有变量的时间序列都是一阶单整序列，各变量之间可能存在协整关系。2.协整检验协整检验方法主要有Engle-Granger检验Johansen检验，考虑到本文有5个变量，变量较多，所以选用Johansen检验。在进行协整检验之前，VAR模型中需要确定变量的滞后阶数，一般采用最大似然比检验与AIC和SC准则，从表2可以看出，检验结果一致表明变量的最佳滞后阶数为2阶。滞后阶数确定之后，对各变量进行Johansen检验，得到结果如表3。结果表明，在5%临界值水平上各变量之间至少存在4个协整方程，Johansen检验说明国内生产总值、家庭债务、公共债务、非金融部门企业债务、全社会固定资产投资之间确实存在协整关系，各变量具有长期均衡关系。3.向量误差修正模型由协整检验可知，5个变量之间存在协整关系，基于此，本文构建VAR模型进行VECM检验。根据反复操作实验，当滞后期为1时拟合度最佳。VECM检验结果如下：公式（4）是由VECM检验输出的协整方程式。通过此式可知，国内生产总值与中国总债务变化存在长期均衡关系，其中家庭债务、企业债务和全社会固定资产投资对国民生产总值的影响为正相关关系，即家庭债务每增长一个单位，国民生产总值上升0.268个单位；企业债务每增长一个单位则国民生产总值上升0.345个单位；公共债务对国内生产总值的影响为负相关，公共债务比每上升一个单位，国内生产总值下降1.41个单位。4.脉冲响应分析脉冲响应函数用于衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响。通过脉冲响应函数，可以知道VAR模型其中一个随机误差项的冲击对各个内生变量当前和未来产生怎样的影响。建立VAR模型之后，本文采用Generalized分解方法，分别给VAR模型中各变量一个标准差大小的冲击，可以得到关于各变量的脉冲响应函数图（横轴表示滞后期数，纵轴表示冲击力度），脉冲响应得出结果如图5~图12。图5～图8是家庭债务、企业债务、公共债务以及全社会固定资产投资对GDP的冲击。由图5～图8可以看出，给企业债务一个正冲击，在0~3期，其对GDP的影响为负相关并一直扩大，在3～8期其负相关影响逐渐减小，从第8期开始其对GDP的影响转变为正相关并且最终稳定在0.005左右；当给家庭债务一个正冲击，在0～4期其对GDP的影响为正相关但一直缩小，在第4期其之后影响转变为负相关，并最终稳定在-0.001左右；给公共债务一个正冲击，在0～5期，其对GDP的影响为负相关并且一直在缩小，在5期之后，其对GDP的影响为正相关，并且稳定在0.005左右；最后给固定资产投资一个正冲击，在0～3期，其对GDP的影响由负相关向正相关转变，3期之后转为正相关并最终稳定在0.01左右。图9～图12是GDP的变化对家庭债务、企业债务、公共债务以及全社会固定资产投资的冲击。由图9～图12可知，给GDP一个正冲击之后，对家庭债务、企业债务、公共债务和社会固定资产投资的影响都是正方向。这其中对企业债务的影响逐渐增大并稳定在0.006左右；对公共债务和家庭债务的冲击较小，分别稳定在0.002和0.001左右；对社会固定资产投资的冲击一直增长并最终稳定在0.01左右。5.方差分解通过方差分解我们可以更好的分析各变量冲击对GPD的影响，判断各变量的冲击对于内生变量的重要性。图13～图16是方差分解的结果，其中横轴表示冲击作用的滞后期数（单位：年），纵轴表示变量变化的贡献率（%）。图13～图16表示企业债务、家庭债务、公共债务及社会固定资产投资对GDP变化的贡献率。由图可知，在短期内，给企业债务、家庭债务、公共债务以及全社会固定资产投资这些变量一个正冲击后，社会固定资产投资对GDP的贡献率最大，其贡献率一直上升，贡献率由1%上升到30%；企业债务的贡献率次之，则稳定在20%左右；公共债务和家庭债务则维持在10%以下。
（二）结果讨论（1）家庭债务与经济增长有正相关关系。家庭债务每上升1个单位GDP将上升0.268个单位。1997年以来，随着金融市场改革的推进，银行等金融机构放宽了家庭借贷条件，是家庭债务规模增加的主要原因，而家庭债务对宏观经济的增长效用是积极的。实证结果与金融不稳定性假说所提出的家庭债务会妨碍经济增长的观点相违背，可能是由于我国金融市场自1997年才出现正式的居民借贷，家庭债务的负效应还未体现的缘故。（2）企业债务对经济的增长有显著影响。通过VECM检验可知在1997～2013年之间企业债务对GDP产生了正相关的影响，其系数约为0.34，而脉冲检验显示企业债务在长期将逐渐稳定的对GDP产生正向冲击，方差检验说明了企业债务对GDP冲击的贡献率在三个部门中最大（约为20%左右）。造成这一现象原因可能是因为企业债务的增长往往促进企业的投资和再生产，企业借贷行为很大程度上是为了弥补短期资金链的不足，有效合理的企业债务规模能一定程度上的刺激宏观经济的增长。（3）公共债务对GDP的影响最为显著。公共债务与GDP变动存在负相关关系，公共债务每增加一个单位将使GDP下降1.41个单位。而脉冲检验显示公共债务在长期将逐渐稳定的对GDP产生正向冲击，方差检验显示公共债务对GDP冲击作用较小。实证结果表明，长期以来公共债务积累所产生的负效应已经逐渐体现，而政府实行财政刺激政策对国家财政带来了较大的偿债压力，过多的政府支出所产生的挤出效益也导致私人消费和投资的减少，从而引起国内生产总值的下降。
知识经济被誉为世纪之交人类社会一场新的产业革命，继工业革命之后的“第三次浪潮”，正在全球范围内发达信息网络上迅速传播。它以一种历史性的力量使有形的“资本”向无形的“知识”转变，并深刻地影响着世界经济社会的整体结构。在这种新的时代背景下，为了能正确处理好发展知识经济与推动经济增长的关系，迎接知识经济的挑战，实现跨世纪的战略目标，本文探讨了知识经济和经济增长的相互影响机制。一、识经济的理论诠释与发展现状知识经济是区别于以前的以传统工业为产业支柱，以稀缺自然资源为主要依托的新型经济。信息产业是知识经济的基础，具有高附加值的高科技产业是知识经济的核心，具有高素质并会用高科技手段处理信息的各类人才队伍建设是知识经济发展的关键。1、知识经济的理论诠释OECD在世界上1996年的报告《以知识为基础的经济》对知识经济的内涵进行了界定：知识经济是建立在知识和信息的生产、分配和使用之上的经济。OECD的另一份报告中把迄今创造的所有知识分为四类形态：事实知识（know-what），原理知识（know-why），技能知识（know-how）和人力知识（know-who），并用统计数字说明知识是支撑经合组织国家经济增长的最重要因素。知识经济与工业经济最大的不同在于，知识经济的繁荣不再直接受制于资源、资本、硬件技术的数量、规模和增量，而直接依赖于知识的积累和运用。知识经济的外形是无形资本、人类社会的知识总量、人力资本、智能、高科技、网络、电脑等等，它的内核或者内在精神、制度的精神都将更加体现人对精神的需要与物质财富的需要的真正统一。目前，尽管对于知识经济定义本身仍有不少争议，但知识经济被用于描述世界未来经济形态的名词得到了各国经济界和科学界的普遍认可。2、知识经济的发展现状在知识经济的发展过程中，信息和通讯技术处于中心地位。在全球的GDP中，有约70%的产业与信息有关。1982年，全球信息产业销售额定2370亿美元，1985年为4000亿美元，1995年达6400亿美，而2000年则将超过18000亿美元。在美国，由于信息技术产业的增长速度是经济增长的两倍，其产值已占国内生产总值的60%以上，使美国享受到了自越南战争以来经济成就最辉煌的时期。据我国科技部技术创新战略与管理研究中心设计的包括知识的生产、投入、激励、存量、流通等指标体系，若把美国现有发展标准用1来衡量，视为刚进入知识经济阶段，则我国仅有0.26，尚处于知识经济的萌芽期。但90年代以来，我国的信息技术和信息产业发展同样迅猛之势，1990年我国计算机工业产值才500亿元，平均增长速度超过了50%.而到2000年，我国计算机信息产业产值将达1700亿元。为了适应新的挑战，美国继90年代初提出建设“信息高速公路”决策后，又提出建设“全球信息基础设施”的主线，实施包括“因特网II计划”等多项跨世纪计划；欧盟提出了建设“知识经济”的计划，并在今后10年内投资900亿法郎建设“欧洲电子高速公路”；日本明确了“科学创新立国”政策；韩国提出建设“头脑强国”；新加坡推出了“信息岛计划”；马来西亚兴建“多媒体超级走廊”；经合组织OECD成员国中，工商业研究与发展（R&D）经费的近2/3用于高技术产业。对迅猛而来的全球性知识经济浪潮，中国则确定了“科教兴国”战略和“技术创新工程”、“211工程”、“信息产业工程”等政策和措施。二、知识经济与经济增长的关系经济学界认为知识已成为一种无形的“第一生产要素”具有了第一生产要素的基本特征：逐步成为经济增长的主要动力和根源，具有配置资本等生产要素的能力，拥有知识很大程度上意味着取得了对经济的支配权力。知识密集的高科技产业成为主要产业等等。1、知识经济促进了产业结构的调整在知识经济时代的形式下，经济增长是经济结构（核心是产业结构）的升级，经济增长的实质性内容是结构高一档次的优化，经济增长是结构升级的一种表现。（1）需求结构变化快，加快了产业结构调整知识经济是以高科技知识产业为主导产业的经济，不仅使增长高质量，人均收入水平也稳定快速提高，从而导致了社会生活条件的改善和消费方式、消费结构的变更。需求结构的变化通过市场这个中介环节影响生产和供给。对生产的直接作用就是资源配置结构发生变化，在总产值来源的产业分布上知识密集的高科技产业和知识密集的服务业的份额相对上升，农业和传统制造业的份额相对下降。可见，需求结构的快速变化加快了产业结构的调整。（2）科技发展迅速，加快了产业结构调整知识经济是以知识为基础的经济。知识创新是知识经济的基石。知识经济时代，教育、研究与开发、在职培训的投资不断增加。由于教育的发展，不仅培养了一大批具有创新能力的高科技人才，而且提高了全体劳动者的素质，因而知识的生产、分配和应用具有可靠的人力资源保证。由于研究和开发活动积极活跃，经费也充足，使新知识、新技术、新产品不断涌现，科技进步速度加快，而技术进步是影响产业结构的首要因素，技术进步与产业结构正相关，科技进步越快，产业结构调整的速度就越快。（3）全球经济一体化的知识经济，加快了产业结构的调整由于经济一体化，使国际间的经济联系很紧密。经济的高速发展，必然加快各类要素、商品在国际间的速度，促进进出口贸易的发展。在国外消费示范作用的冲击和带动下，必然引起国内消费需求结构的变化，从而导致企业的生产、技术结构的变化，引起产业结构的调整；同时，一国对于商品和服务的需求发生变化时，不仅推动了本国的产业结构调整，而且由于国际贸易活跃，引起其他国家出口导向型企业的生产的变化，促进了产业结构的调整。2、知识经济为经济的可持续发展提供了新的机遇可持续发展是集约型经济增长方式的重要表现，人们在工业经济时代下，实施可持续发展主要紧紧依靠科学技术这把利剑来解决，虽然使有些问题得到缓解，但是影响可持续发展的主要问题并没有得到根本解决，如生态环境还在恶化，资源枯竭势头没有得到抑制，发展中国家在重复发达国家过去的“高生产、高消耗、高污染”的传统发展模式等。因此，只有更加充分发挥科学技术作用，使高新技术产业成为主导产业，知识资源成为主体资源，实现从工业经济向知识经济升华，才能从根本上解决可持续发展问题。（1）知识经济时代下高新技术发展迅猛，为经济可持续增长提供了可能知识经济时代下高新技术产业不仅起先导作用，而且将成为第一支柱。高新技术产业由于其高附加值有力地支撑着知识经济时代的经济增长。据1993年联合国有关组织统计，在发达国家中，以知识为基础的行业的产值已占到国内生产总值的50%以上；在制造业产值中，高新技术产业的产值已占到国内生产的产值已占到达25%，比20年前增长了解1倍；全世界国民生产总值中有65%与微电子技术有关。高新技术产业中信息成为发展最快的带头羊，全球GDP中，已有1/3的产值与信息产业有关。90年代以来，美国经济增长的主要源泉是以微软为代表的5000家计算机软件公司，微软公司市场价值现已超过美国三大汽车公司，美国的经济增长有27%归功于高新技术产业。除此之外，高新技术使工业经济时代形成的（汽车、建筑、石油、钢铁、运输和纺织等）披上了“知识”的新装，并延伸出。高新技术产业的发展决定着知识的生产、传播及应用的能力和效率。知识的生产是无穷无尽的，非消耗的，通过知识、信息和技术的投入，带动了高新技术产业的迅猛发展，使高新技术产业无可非议地成为知识经济时代下的第一支柱产业，从而改变了工业经济时代下经济发展从萧条、复苏、繁荣到衰退的周期性，使经济可持续增长成为可能。（2）知识经济时代下知识成为主体资源，为人类社会的可持续发展提供了保障知识经济时代下“资源”这个概念的内涵被大大地扩展了，工业经济时代，资源原来是指自然资源，随后扩大到社会资源、经济资源等。在知识经济时代下，资源已经成为生产活动和经济活动得以进行和开展的外在条件的总称，可分为信息资源与实物资源两大类。经济活动是永远离不开实物资源的，但信息资源的利用在一定程度上主导了实物资源，信息和知识不仅成为辅助资源，而且成为主导资源，甚至在一定情况下成为主体资源。信息和知识不仅用它来辅助与支配物质生产，而且本身就是一种独特的资源，进行独特的生产，形成独特的产业即信息产业和知识产业.
（一）数据来源及处理数据样本为安徽省、浙江省、全国，样本时序长度为2000—2012年共13期；用于分析的客观基础数据从国家统计出版社出版的安徽省、浙江省和中国相关样本年份的统计年鉴、统计信息网和国家统计局网站获取，部分数据来源于新中国60年统计资料汇编。其中，全要素生产率增长率的估算中，关于资本存量的估算采用张军的方法［17］；全要素生产率的测定采用非参数的DEA－MALMQUIST指数法在Deap2．1软件中实现。潜在产出根据平减后的真实GDP数据采用HP滤波方法，取λ＝100得到。由于数据的不统一，有关人均受教育年限主要根据有关省和国家的统计年鉴数据按照达到相应文化程度需要经历的受教育年数（小学为6年、初中为9年、高中为12年、大学为16年）和相应人口比例通过加权平均测算所得。对指标体系中的逆向指标运用极大值与指标的差值使其正向化；指标体系中的所有指标统一为同一正向指标后，为了消除量纲差异，同时又不改变指标数值的分布规律，采用均值化处理方法。
（二）时序因子分析法测度时序因子分析法是将时间维度与传统因子分析结合起来的一种多元统计分析方法。在综合评价的各类方法中，由于因子分析法具有变量降维、直接源于数据本身的结构而具有客观性的因子得分权重以及计算方法简明实用、比较规范等优点，因而在评价实践中应用普遍。具体分析步骤如下：1．前提条件的判断利用均值化处理后的变量数据相关矩阵采用主成分分析方法，经反复比较统一抽取前2个主因子，坐标轴旋转方法采用方差最大化法，得到安徽、浙江、全国的经济增长质量的稳定性、协调性、持续性、潜力和福利性等五个维度的KMO值均在0．5～1．0之间，在1％显著性水平下Bartlett球形检验皆拒绝原假设，表明选取的2000—2012年安徽、浙江、全国的经济增长质量的基础指标数据适宜在各维度进行因子分析。2．计算因子综合得分利用满足因子分析前提条件所得的前期结果，分别得到经济增长质量五个维度的2个主因。根据式（1）并利用2个主因子线性得分函数可以求出经济增长质量各维度的基础指标系数向量，并对系数向量作规范归一化处理得到相应权重（结果见表2）；运用式（1）计算各维度指数（结果见表3）。对上述五个维度指数F1t，F2t，…，F5t（t＝2000，2001，…，2012）是否适合作因子分析进行判断：通过抽取2个主因子（k1，k2），安徽省、浙江省、全国的变量共同度均高于80％、累计方差贡献率也都在85％以上；KMO值都在0．70以上、Bartlett球形检验均拒绝原假设。因此，各维度指数满足因子分析前提条件。进一步计算顶层的因子得分值（经济增长质量指数）Ft（t＝2000，2001，…，2012）：以2个主因子的方差贡献率作为权重分别对其线性得分函数值（k1t，k2t）进行线性加权求和。同样，根据式（2）并利用2个主因子线性得分函数可以求出各维度指数的系数向量，对系数向量作规范归一化处理而得到其相应权重（见表4）；运用式（1）计算得到经济增长质量指数（见表5）。
（三）二次加权评价法测度为反映评价对象在样本期间总体上的经济增长质量水平以及便于评价对象之间的直观比较，本文运用二次加权评价法［19］将评价对象在多个时间上的综合评价值通过时序集结算子转换为一个点值，形成对原有评价信息的转换，即将时序动态综合评价转化为静态综合评价。这里采用时序加权平均（TOWA）算子，其时间权重通过时间权重向量熵的非线性规划求解得到。根据时序因子分析结果（见表3和表5）运用TOWA算子，测算出静态综合评价值（结果见表6）。
二、测度结果的解释和分析
（一）从经济增长质量指数来看时间跨度为2000—2012年的13年间历经“十五”“十一五”和“十二五”的前两年，安徽省经济增长质量指数表现出小幅波动并呈上升趋势的动态变化特征，由2000年的－0．56经历短暂波动后，稳定地上升到2012年的1．053。与浙江省和全国的经济增长质量指数的变化轨迹相比较，后二者具有周期性波动的特点（见表5）。其中，安徽省经济增长质量水平高于浙江省的有7年（2000—2002年、2008年、2010—2012年），而好于全国的有9年（2000—2002年、2004年、2008—2009年、2010—2012年）。从近期看出（见表6），安徽省经济增长质量总体水平（0．915）优于全国（0．824）、浙江省（0．768）。在安徽省经济增长质量指数中，通过各维度指数的权重（见表4）可知，正向影响的维度指数有稳定性指数、协调性指数、潜力指数和福利性指数，其中福利性指数影响最大，为0．6095，其次是稳定性指数0．4961和潜力指数0．3664，只有持续性指数为负向影响，且对经济增长质量影响也较大，为－0．4033。而浙江省和全国对经济增长质量水平有负向影响的也是持续性指数，影响幅度大致接近；其他正向影响的四个维度指数中，浙江省最大的是潜力指数，为0．5321，全国最大的是稳定性指数，为0．5873。由此，可以说明安徽省经济增长质量在持续、稳定地上升，近期总体上要好于全国、浙江省，而且经济增长的福利性、稳定性和潜力的贡献较大，特别是在“十二五”开局的两年内，比全国、浙江省的经济增长质量水平有明显增进，这与安徽省一系列的规划、政策的实施（如《经济强省建设实施纲要》的着力推进、合芜蚌自主创新综合试验区和国家技术创新工程试点省建设、推进皖江城市带、合肥经济圈、皖北振兴等）和经济发展环境的改善、居民福利水平的增进有着密切的关系，但经济增长的持续性值得关注。
（二）从经济增长质量各维度指数来看1．经济增长的稳定性经济增长的稳定性是经济健康运行的重要基础，良好的稳定性反映经济增长过程中资源的配置和利用效率的改善。安徽省的稳定性指数呈明显频繁波动的特征，动态路径大致与浙江省、全国基本一致，只有2004年、2008年呈现偶然性剧烈波动（见表3），这与经济系统之外的冲击如“SARS”病毒传播、世界性金融危机爆发有关。由表4可知，影响安徽省稳定性的基础指标均为正向贡献，其中，经济增长率波动系数（X1）的贡献最大，权重为0．6862，其次为通货膨胀率（X2），其系数和权重分别为0．2584和0．5381，但浙江省的经济增长质量稳定性受通货膨胀率（X2）影响最大，其次为失业率（X3），全国的经济增长质量稳定性受失业率（X3）影响最大，其次为通货膨胀率（X2）。安徽省稳定性指数优于浙江省的只有6年（2000—2002年、2008年、2010—2011年），超过全国的也只有6年（2001—2003年、2005年、2008—2009年），但从2009年高峰下滑之后在2012年稳定性有所好转。表明安徽省经济增长过程中要素配置效率有所提高，价格水平相对稳定使得经济运行的潜在风险较小，经济增长拉动就业，尤其是城镇化的推进对农村劳动力转移就业效应得到改观。但是，在总体上，在经济增长的稳定性方面（见表6），安徽省经济增长质量水平（0．109）要低于全国（0．118）和浙江省的水平（0．249）。2．经济增长的协调性经济增长的协调性体现了经济增长过程中经济结构包括城乡结构、产业结构、收入结构、出口结构等的优化程度。安徽省的协调性指数具有与浙江省、全国类似的共变特征：具有显著的平稳上升趋势（表3），好于浙江省的仅有5年（2000年、2006—2009年），而高于全国的只有7年（2000—2002年、2008—2009年、2011—2012年），表明安徽省经济增长质量的协调性与浙江省、全国相比仍存在差距。但是，从安徽省自身观察，经济增长的协调性除个别年份（2009年）外表现出较快的上升态势，由2000年的－0．89升至2012年的0．72；通过表2发现，影响安徽省协调性的基础指标中，影响最为显著的是投资消费比例（X8），其系数和权重分别为0．1451和0．4831，其次为城镇化率（X6）、工业化率（X5），其系数和权重分别为0．1419和0．4725、0．1347和0．4485，这与全国的基本相同，而影响最小的指标为对外贸易依存度（X9），其系数和权重仅为0．0957和0．3186，这与安徽省所处中部腹地，且外向型经济占比不高（2012年安徽省对外贸易依存度仅为14．76％，而浙江省和全国分别为58．89％和47．00％）、对其他成分经济的外溢效应较小有关，但6个基础指标对协调性的影响均为正向的贡献。影响浙江省经济增长协调性的基础指标中，最为显著的是城镇化率（X6），其系数和权重分别为0．5888和0．5452，其次为对外贸易依存度（X9）、投资消费比例（X8），它们的系数和权重分别是0．4586和0．4247、0．4563和0．4225，而经济增长均衡率（X4）和工业化率（X5）却对协调性有负向的影响，其系数和权重分别为－0．4047和－0．3772、－0．1803和－0．1670。对全国经济增长的协调性有负向影响的是经济增长均衡率（X4），其系数和权重分别－0．1529和－0．3992。由数据分析可以认为，安徽省经济增长过程中结构性调整和转换所产生的经济增长效率在多数年份有所改善，但对安徽经济增长质量的贡献率（表4）不高，仅为0．2925，低于浙江的0．3953，比全国的0．2921略大，而从总体上看也确实如此（表6），安徽省经济增长的协调性水平（0．609）低于浙江省（0．635）而高于全国（0．498）。3．经济增长的持续性经济增长的持续性体现了经济增长的成本代价，较高的经济增长质量应是以较小的资源环境和生态代价而取得经济增长的。安徽省经济增长的持续性指数表现长期下降的趋势（表3），由2000年的0．84降至2011年的最低点－1．24，中间年份虽然在2003年、2005年、2008年有所回升，但均在一年后又继续下滑；尽管在2012年升至－0．39，但仍然在平均值0以下。这与浙江省、全国的波动趋势基本相似，只是后二者的变动幅度更大一些。安徽省经济增长的持续性水平超过浙江省的只有5年（2005—2008年、2012年），高于全国的也只有6年（2003年、2005—2008年、2012年），所以，在多数年份安徽省的经济增长持续性水平低于浙江省、全国的水平，而总体上也显示出这一结果（见表8）：安徽省经济增长持续性水平（－0．642）比浙江省（－0．634）、全国（－0．507）低。由各维度的基础指标系数向量及相应权重（表2）可以看出，影响安徽省经济增长持续性的基础指标中，工业固体废物生产量（X15）影响最大，其系数和权重分别为0．1505和0．4565，其次为工业废气排放量（X14）、工业废水排放量（X13），其系数和权重分别为0．1466和0．4447、0．1273和0．3861，与浙江省受此三个指标的影响方向相同，但全国的持续性水平受工业废水排放量（X13）影响最为显著，其次是工业废气排放量（X14）、工业固体废物生产量（X15）；安徽省资源配置率（X12）影响程度最低，但对安徽省持续性的影响要高于浙江省、全国水平，系数和权重分别达到0．0840和0．2548。而经济增长持续度（X10）和综合能耗产出率（X11）对安徽省和全国的持续性均产生较大的负向影响，浙江省只有综合能耗产出率（X11）对其持续性有着负向影响。这表明安徽省经济增长过程同浙江省、全国一样对生态环境的伤害、以牺牲环境为代价依然存在；特别地，安徽省、浙江省和全国的持续性指数对经济增长质量均表现为负向影响，因而，加强生态环境保护，实现绿色增长，实现向可持续的集约性增长方式转变依然任重道远。4．经济增长的潜力经济增长的潜力意味着经济增长的内生性动力的强弱。安徽省经济增长的潜力指数呈波动上升的趋势（表3），由2000年的低点－1．31几经升降，在2010年达到峰点0．81后至2012年降至0．59，其变化轨迹与浙江省、全国相近。安徽省经济增长的潜力水平超过浙江省的有8年（2001—2004年、2007年、2009—2011年），高于全国的有7年（2001—2002年、2004年、2008年、2009—2011年），在2003年与全国相同。总体上看，安徽省与浙江省、全国比较起来（见表8），经济增长的潜力（0．628）略高于浙江省（0．623）而低于全国水平（0．649）。由各维度的基础指标系数向量及相应权重（表2）可知，安徽省经济增长的潜力指数均受到基础指标的正向影响，其中人均受教育年限（X18）表现最为突出，其系数和权重分别达到0．5990和0．6011，其次是研发经费支出占GDP比重（X19）、经济潜在增长接近度（X16），其系数和权重分别为0．5776和0．5796、0．4951和0．4968，表明安徽省区域创新尤其是合芜蚌自主创新实验区的建设、研究与开发和教育投入对人力资本的积累及技术创新有着明显的正向激励，但全要素生产率增长率（X17）对经济增长潜力的贡献最低，而高于浙江省，低于全国。浙江省的经济潜在增长接近度（X16）、全要素生产率增长率（X17）均对其经济增长潜力有着负向影响，人均受教育年限（X18）和研发经费支出占GDP比重（X19）产生正向影响，较显著的是研发经费支出占GDP比重（X19）；全国经济增长的潜力受经济潜在增长接近度（X16）的负向影响，其余基础指标中正向影响最大的是人均受教育年限（X18），与安徽省一致，其次是研发经费支出占GDP比重（X19）、全要素生产率增长率（X17）。在影响经济增长质量指数（表4）中，安徽省的潜力指数具有正向影响，其系数和权重分别为0．1697和0．3664，但低于浙江省和全国。因此，安徽省要提高经济增长的内生动力，需要继续改善教育投入结构、引进民间投资，注重科研经费的投入产出效率，加强基础研究，实现科研成果的产业化转移，积极为区域产业承接升级服务，同时促进模仿创新向自主创新和协同创新转移。5．经济增长的福利性经济增长的福利性反映了经济增长成果的分享性，体现了经济增长的最终目的在于居民福利水平最大程度的改善。安徽省经济增长的福利性指数总体上表现出较快上升的态势（表3），由2000年的－0．40快速升至2002年的－0．15，自2006年－0．66开始快而平稳地提高到2012年的峰点1．43，运动路径与浙江省、全国较为接近，但后两者在2004年和2008年均降至低点，特别是浙江省自2011年开始出现下滑趋势。安徽省经济增长的福利性水平好于浙江省和全国的均只有6年（2000—2002年、2010—2012年），前期和后期的水平较高，但其间连续7年（2003—2008年）均劣于浙江省和全国的水平。从总体上看（表6），安徽省经济增长的福利性水平（1．037）反而优于浙江省（0．433）和全国（0．710）。由各维度的基础指标系数向量及相应权重（表2）可看出，安徽省的福利性指数均受其基础指标的正向影响，其中最为显著的是人均GDP（X20），其系数和权重分别为0．6758和0．6388，其次为城镇居民家庭恩格尔系数（X23）、农村居民家庭恩格尔系数（X22），它们的系数和权重分别为0．6020和0．5686、0．5040和0．4765，而城乡收入比（X21）影响最小，其系数和权重分别是0．2175和0．2054。与浙江省和全国比较，城乡收入比（X21）对二者的福利水平均产生了负向影响，而在正向影响的基础指标中，农村居民家庭恩格尔系数（X22）对二者的福利水平皆贡献最高。在影响经济增长质量指数中，安徽省的福利性指数对经济增长贡献较高，其系数和权重分别为0．2823和0．6095，高于浙江省和全国对经济增长质量的贡献。通过数据可以判断安徽省在经济增长过程中改善收入分配、缩小城乡差距，进而提高经济增长成果的分享性方面有着较好的表现。
二经济转轨后俄罗斯延续粗放经济增长方式的消极后果
1.大大降低了俄罗斯经济增长的效率
经济转轨以来，俄罗斯经济增长的效率不断下降：1990～1995年材料生产领域的劳动生产率下降近40％，工业下降近30％。1998年俄罗斯的工业劳动生产率仅相当于美国的12.0％，德国的18.0％，法国的16.0％，英国的23.0％。20世纪90年代工业劳动生产率下降幅度达20％，其中各个具体工业部门下降幅度从机器制造和金属加工业的13％～15％到石油加工工业的60％。而同期主要西方国家的劳动生产率则上升18％～36％。加工工业的劳动生产率比发达国家平均低80％～83％，比新兴工业化国家低33％（注：〔俄〕《世界经济与国际关系》2001年第5期。）；从私营工业企业情况看，情况亦然：在1998～1999年私营工业就业人员占全部工业的48％，却仅生产了27％～30％的工业产品，即仅相当于工业人均相对劳动生产率的0.7％～0.75％。进入新世纪初，俄劳动生产率仍仅相当于美国的15％和西欧国家的25％。农业部门的劳动生产率则更低，按照农业部门一个从业人员创造的增加值计算，俄罗斯比西欧主要国家低93％～95％。世界主要工业强国在1973年世界能源危机之后，单位国内生产总值的能耗呈稳定下降趋势。通过采取节约和合理利用能源措施，其单位国内总产值能耗下降22％，石油消耗下降近38％。而俄罗斯经济转轨以来单位国内总产值的能耗上涨了31％，工业生产上涨了39％，其中生产合成橡胶的能耗上涨了120％，黑色金属轧材上涨了110％。工业的原材料消耗量1997年上升了15％。整个国内生产的原材料消耗量比发达国家高2％～2.5％（注：〔俄〕《世界经济与国际关系》2000年第5期。）。
2.进一步降低了经济增长的效益水平
经济转轨以来俄罗斯国民经济各部门的赢利率水平不断下降：整个经济的赢利率从1993年的36.3％下降到1997年的5.4％，工业从1993年的32.0％下降到1997年的10.0％，电力工业从1993年的25.5％下降到1997年的17.3％，燃料工业从1993年的19.0％下降到1997年的14.5％，其中石油加工工业从1993年的28.6％下降到1997年的10.0％；黑色冶金工业从1993年的48.5％下降到1997年的3.0％，有色冶金业从1993年的43.6％下降到1997年的13.3％，化学与石油化工业从1993年的38.6％下降到1997年的4.0％，机器制造与金属加工业从1993年的43.5％下降到1997年的9.7％。其他非主导产业情况亦然：农业从1991年的74.89％下降到1996年的60.95％，林业从1992年的28.1％下降到1996年的22.22％，轻工业从1993年的36.2％下降到1997年的－29％，食品工业从1993年的23.5％下降到1997年的7.4％，商业从1991年的255.17％下降到1996年的85.06％，计算机信息服务业从1992年的54.55％下降到1996年的32.66％，金融业从1991年的209.91％下降到1996年的－16.82％，饮食业从1991年的164.27％下降到1996年的115.24％（注：〔俄〕《统计问题》2000年第5期。）。
3.加剧了未来俄罗斯经济结构调整的难度
经济转轨以来俄罗斯处于衰退性经济危机中，由于各工业部门的生产滑坡程度不同，加之受价格因素的影响，结果导致燃料动力和冶金等重工业部门在工业总产值的比重不断提高，如电力工业的比重从1991年的8.6％提高到1996年的13.5％，燃料工业从12.6％提高到1996年的46.9％。与此同时，轻工业在工业中的比重由1991年的6.8％降到1996年的2.0％，下降了4.8个百分点。而食品工业的比重基本没有变化；轻工业和食品工业合计比重从18.5％下降到14.1％（注：〔俄〕《经济学家》1997年第7期。）。采掘工业与加工工业的对比关系进一步恶化：1991年采掘工业在工业中的比重为15.5％，1996年上升为17.7％，而加工工业则相应从84.5％下降到82.3％。从总增加值的部门结构看，农业从1991年的13.8％下降到1997年的7.15％，建筑业从1991年的84.5％下降到1997年的8.6％，工业从1991年的38.16％下降到1997年的28.07％，其他生产活动从1.18％下降到0.84％。全部物质生产部门占总增加值的比重仅为36.2％。
4.大大削弱了俄罗斯经济增长的国际竞争力
经济转轨以来，无论俄罗斯的综合竞争力还是产业竞争力均呈不断下降趋势。从综合竞争力看，1999年俄罗斯居于世界59个主要国家最末位，次于波兰（43位）、中国（32位）、德国（25位）、日本（14位）、美国（2位）和新加坡（1位）；其中主要影响因子也位居落后地位；开放度（56位）、政府能力（59位）、财政能力（58位）、基础设施（58位）、工艺水平（55位）、管理能力（58位）、劳动力（25位）和组织能力（59位）（注：《统计通报》2001年第3期。）。从产业竞争力来看，俄罗斯主要产业的竞争力均低于美国：（以工业生产增加值比较）化学工业（3.8％）、石油加工业（9.6％）、冶金工业（16.4％）、工业和交通机器制造业（19.9％）、加工工业（13.0％）、采掘工业（87.5％）、建材工业（47.8％），整个工业17.8％。此外，从标志制造业竞争力的机床制造业情况看，1991～1999年俄罗斯自动金属加工生产线生产的高性能产品骤降。从横向比较看，十个最大机械制造产品出口国（地区）在世界出口额中的比重：美国18.1％，德国15.9％，日本14.3％，英国7.8％，意大利7.6％，法国5.9％，荷兰4.9％，台湾4.8％，新加坡4.3％，瑞士2.6％，1999年俄罗斯出口数控机床仅93台，仅相当于同期世界出口总额的0.0000019％。
5.大大减少了俄罗斯实质性财富的增长
按世界银行的测算方法，以货币购买力平价测算的各国人均GDP美元增长速度的比较基本上消除了各国间价格和汇率变动差异的影响，因而是一种较为合理和可行的增长速度比较。从纵向比较来看，经济转轨以来，若按本国货币计算，俄罗斯GDP总量是不断增长的，从1992年的19.2万亿卢布增长到1998年的433.3万亿卢布，人均GDP则从1992年的577美元增加到1998年的3127美元。但若按美元购买力平均计算人均GDP，则从1992年的6131美元下降到1998年的4513美元。从横向比较来看，在所有转轨国家中，按货币购买力平价计算的各国人均GDP，俄罗斯也处于较低水平。以1998年为例，俄罗斯为4513美元，低于白俄罗斯5007美元、克罗地亚7349美元、捷克10056美元、匈牙利7695美元、波兰7095美元、斯洛伐克8259美元、斯洛文尼亚13497美元的水平。此外，从转轨国家按购买力平价计算的国内生产总值的相对权数来看，如果1997年购买力平价计算的俄罗斯国内生产总值和波兰国内生产总值相比接近7∶1，那么到1998年它至多为3∶1（注：〔波〕格泽戈尔兹·W·科勒德克：《从休克到治疗——后社会主义转轨的政治经济》，上海远东出版社2000年版，第412页。）。
6.大大削弱了俄罗斯经济持续稳定增长的能力
在经历了近7年衰退性转轨危机之后，1999年以来，俄罗斯经济的主要指标均呈现了较快增长，其中GDP1999年增长3.2％，2000年增长7.6％，2001年预计增长5％。但是俄罗斯经济持续稳定增长的能力脆弱，主要表现在缺少作为经济持续稳定增长原动力的技术创新支持。经济转轨以来，俄罗斯技术创新虽有发展，但成效不够显著：开展技术创新活动积极的企业总量和比重均很小，1998年积极创新企业仅为1218个，仅占企业总数5.6％（注：俄罗斯国家统计委员会：《1999年俄罗斯统计年鉴》，第481页。）。企业技术创新力度部门间不平衡显著，燃料、冶金和化工部门积极性最高，而建材、轻工和食品部门积极性偏低；企业技术创新中采用新工艺的比重较小，多数企业从事完善工艺的创新活动；企业技术创新过程中对知识产权拥有量少，至2000年下半年，获得“技术决窍”的企业仅占积极创新企业的33％；企业技术创新的经济效益提高不显著，2000年下半年，利润增加的企业仅占积极创新企业的39％；技术创新企业的外向化程度不高，至2000年下半年，积极创新企业中仅17％在国外实现了产品销售额增长；企业技术创新的研发能力不强，实质性创新产品在积极创新企业总产量中不超过12％；主导产业技术创新成效很差，创新产品在其售出产品中的比重从1998年的13％降为1999年的10％（注：〔俄〕《经济学家》2001年第7期。）。
三经济转轨时期俄罗斯粗放经济增长方式难以转变的原因透视
（一）历史因素的制约：苏联时期长期粗放经济增长方式的消极后果
经济增长方式的转变是一个渐进的长期过程。苏联时期经济的高速增长曾令世人瞩目，但这种高速增长是以粗放的方式实现的。20世纪70年代初推行的集约化方针未取得实效：反映经济效益重要指标的劳动生产率不断下降，从1996～1970年的平均增长6.8％下降到1976～1980年的3.2％；单位产品的物资耗用量从1970年的占54.9％提高到1980年的57.2％。这种粗放经济增长方式造成巨大的消极后果，即经济增长中存在巨大的“增长缺口”。经济增长方式的转变有其自身的内在规律性：实践表明，一个国家（地区）的经济增长方式的转变，通常要经历从单项到综合，从局部到全面，从完全粗放到粗放为主型，再过渡到集约为主型乃至完全集约型的发展过程。上述经济学家的计算结果表明，巨大的“增长缺口”使苏联时期粗放经济增长方式长期化，从而大大延长了经济增长方式自然演进的过程，也大大增加了经济转轨后俄罗斯转变经济增长方式的难度。
（二）社会条件的制约：转轨时期科教水平的下降
1.科技进步滞后的制约
科技是第一生产力，经济增长方式的转变归根到底取决于科技进步：一方面经济集约经营增长的实质是低投入、低消耗、高产出、高效益，而其基础在于科技进步；另一方面科技进步使实现经济的集约增长成为可能。在技术水平一定的条件下，存在投资收益递减规律。只有科技达到一定新水平，并能不断提高的情况下，在同一时间、同一空间增加投资才不会造成收益递减，经济的集约增长才会成为可能。科技投入强度大小是技术进步的直接决定因素。经济转轨以来，俄罗斯的科技投入不断减弱，用于科研领域的资金从1990年占GDP的20.3％减少到1999年占0.97％。其利用于研究和开发的资金下降了83％多。从人均研究开发费用看，1998年俄罗斯为61美元，也大大低于发达国家水平：美国（794美元）、日本（715美元）、德国（511美元）（注：〔俄〕《财政》2001年第7期。）。到1999年俄罗斯的科技投入仅相当于越南、智利、葡萄牙和波兰的水平，明显低于发达国家同期的投入强度：美国（0.9％）、日本（0.61％）、法国（1.05％）、德国（0.86％）和英国（0.74％）。
2.教育水平下降的制约
科技进步是实现经济增长方式转变的核心力量，而科技进步的主体是人，科研成果的研制、开发、推广、使用最终都要靠人来实现，因此加快科技进步，实现经济增长方式转变的先导必须以劳动力素质的提高为保证。“发展和发挥人的潜力，归根到底是决定经济、社会和任何一种发展成败的关键。”（注：〔俄〕Л.И.阿巴尔金主编：《俄罗斯发展前景预测——2015年最佳方案》，社会科学文献出版社2001年版，第153页。）这不仅因为人的潜力是国家财富的主要组成部分，而且因为“人的素质决定科技进步的速度，决定劳动的组织和文化，决定劳动生产率”。教育水平指数概括地表明了构成每个国家技术和科学潜力基础的知识多寡和能力大小，它们是增加社会财富和提高活劳动效率和收益的基本要素。经济转轨以来，俄罗斯衡量人的素质的主要教育和科学指数均呈下降趋势。据俄国家统计委员会的专家评估，人的发展潜力指数从1992年的0.849减少到1998年的0.760；1993～1996年，某些行业工人的培训活动急剧减少：工业领域减少近半，其中机器制造工业和金属加工业减少了84.8％强，纺织工业减少了73％弱，化学工业减少了44.4％强（注：〔俄〕《统计通报》1999年第2期；《经济问题》1999年第2期。）。从经济领域中科研人员就业情况看，科研人员从1990年的280.4万减少到1996年的160万，其中从事研究及研发人员从221.6万减少到1997年的93.5万，经济领域每万人中研究及研发人员从1990年的294人减少到1997年的143人。从全俄科研人员的结构来看，研究人员从1991年占52.4％减少到1997年占48.7％，技术人员从1991年的12.0％减少到1997年的8.6％，辅助人员则从1991年的24.8％增加到1997年的26.2％，其他人员从1991年的10.8％增加到1997年的16.5％（注：〔俄〕Л.И.阿巴尔金主编：《俄罗斯发展前景预测——2015年最佳方案》，社会科学文献出版社2001年版，第58页。）。教育和科研的萎缩是制约转轨中俄罗斯经济增长方式转变的最根本原因。
（三）经济体制的制约：转轨时期特有的二元体制是制约经济增长方式转变的根本原因
1.微观经济主体的“体制惰性”在转轨中尚未克服
（1）企业的技术创新普遍活力不强积极性不高能力不强
俄罗斯由计划经济向市场经济转轨后，许多国有企业和非国有企业尚不适应市场竞争的环境，普遍缺乏在经济转轨中进行创新决策的能力，俄罗斯企业领导人中愿意从事技术创新活动的仅占19.5％（注：〔俄〕《经济问题》2001年第7期。）；企业领导人受计划经济体制的影响根深蒂固，其创新管理能力很差，习惯于一成不变的管理模式，不同意经常变化的达45.4％；由于多方面的原因，多数国有企业和非国有企业效益差，缺少资金积累，资本市场又未完全发展起来，企业缺乏创新所需要的投资活力，尚难以成为技术创新的主体；企业的研发能力营销能力不强，只有1／20的企业能创造符合现代市场要求的产品。
（2）工业企业尚未真正成为技术创新的主体
在经济转轨过程中，只有企业成为技术创新的主体，才能使技术创新取得良好绩效，从而为粗放经济增长方式的转变提供不竭的动力源泉。至2000年下半年，被调查企业中有创新积极性的：化学和石化工业有63％、机器制造和金属加工业有54％，其中食品工业和轻工业分别仅为29％和14％，小企业仅为3％（注：〔俄〕《经济学家》2001年第5期。）。就整体而言，企业还不是真正意义上的创新主体，即还不是创新的决策主体、投资主体、研究开发主体，缺乏创新动力。政府的过度保护使一些创新的企业也能够生存下来，使得来自企业内外的创新激励不足。在被调查的143家企业中有14.7％的企业创新目的是为生存，27.3％是为扩大生产规模。可见，企业普遍缺乏依靠技术创新谋求生存和发展的动力。在一些行业中，由于竞争不足，企业只要进行有限的创新，就可以较长时期地维持超额利润，存在“创新惰性”，因而企业缺乏尽快推动新一轮创新的市场压力。其结果是创新经济和替代的速度很慢，新一轮创新往往要等待较长时间。
（3）企业普遍缺乏采用新技术的内在动力
一种有效的有利于创新和提高经济效益的创新制度，在于既能发挥产权关系所产生的巨大的激励力量，又能使企业具有强大的创新能力。西方发达国家所普遍采用的股份有限公司形式，虽在产权激励上有弱化现象，但其创新能力大大提高：①有限责任避免了因创新风险而出现的创新投资不足；②股份制能大规模地聚集创新所需的资本；③股份制企业规模提高了企业的创新风险承担能力。（注：柳卸林：《技术创新经济学》，中国经济出版社1993年版，第169页。）而在俄罗斯私有化过程中，特别是在证券私有化阶段，大中型企业实行股份制时，75％～80％的企业选择了第二种方案，即按照规定，企业职工可以购买本企业决定资本51％的普遍股票。实际上，不少企业职工购买本企业的股票竟达70％，使3万家中80％的企业成了封闭型股份公司。这类股份企业对外部投资者的吸引力不大，游离于依市场评价而形成的资本流动之外，不能使企业所有权领导权掌握在能有权管理它的人手里。这使得公司职工只重视眼前利益，原来的厂长则变为大量股份资本的持有者，从而形成新的“内部的控制集团”（注：王潼：《前苏联东欧国家经济转轨五年概观》，载《世界经济》1996年第3期。），这种封闭式股份公司对技术创新内外激励不足。
（4）多数企业的现代组织管理水平不高
在经济转轨中，企业管理方式的转变是粗放式经济增长方式转向集约式经济增长方式的微观基础。对俄罗斯企业现代管理方式普及率调查显示，企业的现代管理方式普及率非常低；完全未采纳ISO9000—14000质量标准体系的占54.8％，未制定商业计划计算机程序的占47.5％，未采纳评价资金形势计算机程序的占43.3％，未使用自动规划系统的占49.7％，未采纳西方资金核算标准的占80.6％，未采纳管理核算计算机系统的占36.5％，未用计算机进行市场营销分析的占52.0％，未使用职员计算机测试系统的占79.2％，未在因特网上查寻信息的占32.8％（注：〔俄〕《经济问题》2001年第7期。）。此外，在开拓新投资方式、建立国内外新伙伴、建立新销售渠道、使用新工资核算表方面，多数企业也未做到。企业的现代管理方式普及率的非常低下是制约粗放式经济增长方式转向集约式经济增长方式的重要微观因素。
2.宏观经济中继续数量扩张的深刻体制根源
（1）经济结构调整中的消极适应政策
经济转轨以后，俄罗斯的产业结构调整不仅要考虑经济发展的长远利益，而且应服从于经济转轨中的反危机任务。因此，在俄国内需求不足、必须靠出口带动经济走向稳定以摆脱危机的情况下，俄政府对重轻产业结构的调整，转而实行“消极适应”政策。作为权宜之计，着重发展石油天然气等能源工业，以此带动整个经济走向稳定，待摆脱危机之后，再着手重轻结构的调整。在“消极适应”政策下，出口的扩大和投资的倾斜（1992年对燃料动力综合体的投资占工业投资总额的50％，1995年上升为64％。对其他部门的投资则相应减少；对农业投资的比重则从1991年的59％降至1995年的49％，轻工业的投资比重从1991年的33％降至1994年的23％，食品工业的投资比重则从1991年的81％降至1995年的65％，机器制造业的投资比重则从1990年的93％降至1994年的46％）（注：〔俄〕《经济学家》1997年第17期。），使石油天然气等能源工业部门的生产条件明显优于其他工业部门，从而在国民经济各部门中石油天然气部门得到优先发展，其在工业总产值中所占的比重逐步增大，并居各工业部门之首。
（2）转轨初期外贸体制改革中自由化的消极后果
经济转轨之初，俄在外贸领域实行自由化方针，全面取消出口关税。这就加快了原料、燃料等低附加值商品的出口。1994年工业制成品出口比重仅为54.2％，不仅落后于发达国家（76.6％），而且低于发展中国家（67.5％），与拉美国家相近（53.3％）；与此相反，矿物原料出口比重高达42.4％，比发达国家（9.9％）及发展中国家（18.1％）高几倍，与非洲44.9％的平均指标接近；原油出口从1992年占产量的35％上升到1999年的46％，成品油出口从1992年占产量的14％上升到1997年的42％，天然气出口从1992年占产量的14％上升到1999年的37％，原煤出口从1992年占产量的35％上升到1999年的11％，原木出口从1992年占产量的7％上升到1999年的32％，纸浆出口从1992年占产量的23％上升到1999年的80％（注：〔俄〕《经济学家》2000年第7期。）。对俄罗斯来说，这些不可再生的燃料和原材料的出口能力已到极限。俄罗斯的畸形出口结构进一步带动了国内原料、燃料部门的生产。与此同时，1991年后，俄罗斯制造业出口的高科技产品比重下降88％，在世界高科技产品贸易额中俄罗斯仅占0.3％（注：〔俄〕《世界经济与国际关系》2001年第5期。）制造业的高科技产品出口比重从1992年的88％减少为1996年的47％，而欧盟的同类产品比重为45％，美国为48％，日本为70％；从出口额看，1998年俄技术出口额为0.418亿美元，明显低于主要工业国家的水平（法国18亿美元、美国328亿美元）。这种不合理的出口结构，进一步加强了俄罗斯经济增长方式的粗放性。
（3）要素市场发育不健全所形成的制约
完善的市场经济体系是实现经济集约增长的必要条件。经济转轨10年以来，俄罗斯已经初步建立了市场经济的框架，包括商品市场、资金市场等，但是技术市场、信息市场、劳动力市场等要素市场发育严重滞后，尚不成熟。这使得价格、竞争和科技在资源的高效配置及规模经济中难以发挥积极的作用。特别是技术市场发育的滞后，使得作为转变经济增长方式先导的科技难以与经济进行有效结合。从而从根本上制约着俄罗斯经济增长方式由粗放向集约的转变。
3.经济转轨中中央与地方利益新格局中的粗放增长因素
（1）经济转轨后俄罗斯地区经济发展不平衡性的加强
经济转轨后，俄罗斯地区间社会发展差距急剧拉大：生产和收入非常集中，在89个联邦主体中10个最大的地区生产着全国GNP的44％，17个地区即占该项总值的58％。1990年10个最不发达地区的人均工农业产值和10个最发达地区的相应指标相比，前者是后者的57％，到1996年已经只能达到22％左右（注：李方仲：《苏联解体的悲剧会不会重演——普京政权面临的问题》，新华出版社2000年版，第199页。）。1994～1996年79个联邦主体中的许多主体的按人口平均地区产品总量规模的差异幅度呈直线上升趋势：1994年为11.4倍，1995年为17.7倍，1996年为20.4倍，这些指标的变异系数的变化也是直线上升的：1994年为0.488，1995年是0.489，1996年是0.562。（注：李方仲：《苏联解体的悲剧会不会重演——普京政权面临的问题》，新华出版社2000年版，第204页。）转轨中的困境促使落后地区进一步超常发展自身原本单一的产业，如秋明州着力发展石油工业。这就进一步加强了落后地区经济增长方式的粗放性。
