侯曉東

（河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，鄭州 450046）

0 引言

新常態(tài)下中國(guó)經(jīng)濟(jì)更需注重經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量與效益，經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)力結(jié)構(gòu)要實(shí)現(xiàn)從短期總量需求刺激向更長(zhǎng)期供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革轉(zhuǎn)換。供給方面，經(jīng)濟(jì)發(fā)展正面臨勞動(dòng)力紅利消失、土地等資源及環(huán)境要素供給強(qiáng)約束，產(chǎn)能過剩及高端消費(fèi)品有效供給不足。從需求角度看，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三駕馬車消費(fèi)、投資、進(jìn)出口對(duì)經(jīng)濟(jì)驅(qū)動(dòng)作用減弱，表現(xiàn)為居民消費(fèi)乏力、內(nèi)需不足，投資結(jié)構(gòu)失衡及外需持續(xù)低迷，現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)放緩其本質(zhì)是經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性改革與調(diào)整。通過供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革改造傳統(tǒng)動(dòng)能，創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)培育經(jīng)濟(jì)發(fā)展新動(dòng)能進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展成為學(xué)界共識(shí)。

綜合相關(guān)研究文獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)大都集中在全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響實(shí)證測(cè)度，偏重從量的角度分析勞動(dòng)、資本、技術(shù)及人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用機(jī)理及靜態(tài)比較分析。較少從要素供給效率結(jié)構(gòu)視角對(duì)生產(chǎn)要素與經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)力進(jìn)行深入研究。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入中高速增長(zhǎng)新常態(tài)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)力結(jié)構(gòu)加速調(diào)整，本文通過對(duì)全要素生產(chǎn)率實(shí)證分析，分析新常態(tài)下全要素供給結(jié)構(gòu)失衡現(xiàn)狀及要素供給結(jié)構(gòu)性優(yōu)化調(diào)整，認(rèn)為要素供給結(jié)構(gòu)性創(chuàng)新是實(shí)現(xiàn)要素供給高端化、智能化，進(jìn)而提高全要素生產(chǎn)率的關(guān)鍵路徑，提出創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)要素供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革轉(zhuǎn)化為新常態(tài)下經(jīng)濟(jì)發(fā)展新動(dòng)能政策優(yōu)化路徑。

1 要素供給結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)度實(shí)證分析

梳理要素驅(qū)動(dòng)宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷史及相關(guān)經(jīng)濟(jì)理論可以看出不同的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段需要不同的生產(chǎn)要素組合，各生產(chǎn)要素對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)度隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展不同階段而有所差別。

1.1 數(shù)據(jù)來源及測(cè)算方法

為了探究各要素供給對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)度，在已有文獻(xiàn)研究的基礎(chǔ)上，利用我國(guó)30個(gè)省份1996—2015面板數(shù)據(jù)，利用并創(chuàng)新柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)及索洛余值法，對(duì)我國(guó)各區(qū)域全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)量，從要素供給結(jié)構(gòu)視角實(shí)證分析各生產(chǎn)要素對(duì)我經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)度，實(shí)證沿用索洛余值思想即:全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)=產(chǎn)出增長(zhǎng)率-要素增長(zhǎng)率。選取全國(guó)各省數(shù)據(jù)進(jìn)行要素供給分析，更能體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)要素供給空間結(jié)構(gòu)，由于西藏年鑒數(shù)據(jù)缺失，樣本采用30個(gè)省份面板數(shù)據(jù)估算全要素生產(chǎn)率。

1.2 變量選取與模型設(shè)定

假定規(guī)模報(bào)酬不變的生產(chǎn)函數(shù)為柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)：

在規(guī)模報(bào)酬不變的假設(shè)下，α、β分別表示資本平均產(chǎn)出份額與勞動(dòng)平均產(chǎn)出份額，且α+β=1?？偖a(chǎn)出Yit代表國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，以1994年為基期對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行可比性調(diào)整。其中：Ait表示i省t年全要素生產(chǎn)率，勞動(dòng)投入量Lit采用歷年全社會(huì)就業(yè)人數(shù)指標(biāo)，全社會(huì)資本存量Kit采用固定資產(chǎn)永續(xù)盤存法測(cè)算得出，測(cè)算公式為：

其中,Kit表示i省t年實(shí)際資本存量，Iit表示以第i期實(shí)際價(jià)格水平計(jì)價(jià)的i省t年資本存量，Pit表示i省t年價(jià)格指數(shù)，對(duì)固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)折算為以1994年為基期的可比價(jià)格，δ為資本折舊率，根據(jù)經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)與我國(guó)實(shí)際情況定為5%。

對(duì)生產(chǎn)函數(shù)方程（1）進(jìn)行整理得到：

根據(jù)最小二乘法原理對(duì)式（3）進(jìn)行回歸分析，估算出α、β的值，進(jìn)而計(jì)算得出全要素生產(chǎn)率,在上述計(jì)算基礎(chǔ)上，對(duì)式（3）求解全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率，得到：

進(jìn)而求得勞動(dòng)、資本及全要素生產(chǎn)率經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率。

1.3 實(shí)證分析及回歸結(jié)果

首先對(duì)原始面板數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理并剔除物價(jià)水平波動(dòng)影響，分別對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根LLC檢驗(yàn)、單位根Fisher-ADF檢驗(yàn)及單位根Fish-PP檢驗(yàn)。平穩(wěn)性檢驗(yàn)表明上述變量均通過了檢驗(yàn)，數(shù)據(jù)變量平穩(wěn)進(jìn)而可以對(duì)要素變量進(jìn)行面板回歸分析。其次，對(duì)上述平穩(wěn)數(shù)據(jù)進(jìn)行hausman檢驗(yàn)，確定采用固定效應(yīng)模型。根據(jù)以上檢驗(yàn)，采用最小二乘法（OLS）進(jìn)行固定效應(yīng)面板回歸分析，得到以下回歸結(jié)果：

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，各參數(shù)回歸結(jié)果顯著并通過自相關(guān)檢驗(yàn)，將資本供給彈性α=0.673143代入式（4），可以計(jì)算出我國(guó)及30個(gè)省（市、自治區(qū)）1996—2015年全要素生產(chǎn)率及各要素供給對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)度。

表1顯示各要素供給比例結(jié)構(gòu)與要素對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)度，資本對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)要大于勞動(dòng)及其他全要素對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)度。數(shù)據(jù)顯示在1996—2015年度,資本要素投入對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)度達(dá)到66.01%，勞動(dòng)要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)度為20.96%，全要素對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)度為13.07%，數(shù)據(jù)表明近幾年我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要還是依靠投資驅(qū)動(dòng)型。

表1 要素供給比例結(jié)構(gòu)及要素對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)度分析表

表2進(jìn)一步分析了各要素區(qū)域供給結(jié)構(gòu)及要素對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展區(qū)域貢獻(xiàn)度。數(shù)據(jù)表明，全要素生產(chǎn)率存在較強(qiáng)的區(qū)域差異性，東部地區(qū)全要素生產(chǎn)率要大于中西部地區(qū)，東部地區(qū)全要素貢獻(xiàn)度也相應(yīng)高于中西部地區(qū)；中西部資本與勞動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)度要略大于東部地區(qū)。

表2 要素區(qū)域供給結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)度分析

2 全要素供給與經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)力結(jié)構(gòu)實(shí)證分析

現(xiàn)階段我國(guó)技術(shù)供給結(jié)構(gòu)性失衡主要表現(xiàn)為“模仿性創(chuàng)新”與“突破性創(chuàng)新”之間失衡。改革開放初期，由于我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，勞動(dòng)力、技術(shù)等生產(chǎn)要素低端化供給，為解決技術(shù)供給嚴(yán)重短缺，只能通過模仿創(chuàng)新推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步。隨著近年來綜合國(guó)力提高與企業(yè)創(chuàng)新意識(shí)、創(chuàng)新能力不斷增強(qiáng)，加上我國(guó)產(chǎn)權(quán)制度與產(chǎn)權(quán)環(huán)境完善優(yōu)化，核心技術(shù)突破性創(chuàng)新成為促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展新舊動(dòng)能轉(zhuǎn)化的現(xiàn)實(shí)選擇與關(guān)鍵路徑。然而由于長(zhǎng)期以來對(duì)模仿創(chuàng)新技術(shù)供給方式產(chǎn)生路徑依賴，我國(guó)產(chǎn)業(yè)原創(chuàng)性技術(shù)創(chuàng)新能力較低，關(guān)鍵領(lǐng)域核心技術(shù)沒有取得突破，重大技術(shù)攻關(guān)及突破性科技成果難以形成，產(chǎn)品技術(shù)創(chuàng)新附加值處于全球產(chǎn)業(yè)鏈、價(jià)值鏈低端。我國(guó)技術(shù)結(jié)構(gòu)表現(xiàn)為模仿性創(chuàng)新、低端創(chuàng)新供給多而突破性創(chuàng)新、高端創(chuàng)新供給少，從而導(dǎo)致技術(shù)供給結(jié)構(gòu)性失衡。

2.1 數(shù)據(jù)來源與變量設(shè)定

考慮到變量數(shù)據(jù)的完整性及時(shí)間跨度合理性，選取1997—2015年除西藏外30個(gè)省（市、自治區(qū)）平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。相關(guān)變量設(shè)定及計(jì)算方法如下頁表3所示，各變量描述統(tǒng)計(jì)計(jì)算結(jié)果如下頁表4所示。

2.2 面板門限模型設(shè)定及估計(jì)

為證明隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與要素比較優(yōu)勢(shì)變化，模仿

表3 模型變量設(shè)定及計(jì)算方法

表4 各變量描述性統(tǒng)計(jì)計(jì)算結(jié)果

性創(chuàng)新與突破性創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)是一個(gè)動(dòng)態(tài)變化非線性過程?；贖ansen（1996,1999,2000）固定效應(yīng)面板門限回歸模型，本文提出存在一個(gè)門限面板回歸模型：

其中，yit是被解釋變量，xit作為解釋變量是一個(gè)m維列向量，μi為“門限變量”，門限變量可以是解釋變量xit當(dāng)中的一個(gè)回歸變量，也可以作為一個(gè)獨(dú)立變量。γ為門限值，用于樣本分組，?i(γ)=[μi≤γ] 為概率函數(shù)，當(dāng) μi≤γ時(shí)，φi(γ)=1，否則值為0。Controlit為模型控制變量，μi為不可識(shí)別效應(yīng)，eit為殘差項(xiàng)。

2.3 門限面板模型估計(jì)結(jié)果分析

（1）各變量單位根檢驗(yàn)

對(duì)各變量進(jìn)行LLC面板單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，大多數(shù)原始對(duì)數(shù)序列數(shù)據(jù)存在單位根即非平穩(wěn)；對(duì)原始對(duì)數(shù)序列進(jìn)行一階差分處理后，各變量單位根消除，各變量顯示均為平穩(wěn)序列。

（2）門限個(gè)數(shù)及門限值估計(jì)

使用各變量差分后的平穩(wěn)序列對(duì)式（1）進(jìn)行估計(jì)，首先對(duì)門限變量各地區(qū)人均GDP進(jìn)行整理排序，以人均GDP（PCG）為門限值對(duì)模型進(jìn)行順序估計(jì)，根據(jù)殘差平方和最小原則確定門限估計(jì)值。其次，通過比較檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量及其臨界值進(jìn)一步檢驗(yàn)門限效應(yīng)存在性。人均GDP門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

通過對(duì)面板數(shù)據(jù)人均GDP進(jìn)行門限效應(yīng)檢驗(yàn)，得出單門限檢驗(yàn)估計(jì)值為35793。由表5可以看出其F統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值為0.001，在1%臨界值水平顯著，故拒絕原假設(shè)H0：不存在門限效應(yīng)，說明單門限檢驗(yàn)真實(shí)有效。在此基礎(chǔ)上，固定第一個(gè)門限值對(duì)人均GDP進(jìn)行雙門限檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明其F統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值為0.162大于10%臨界值，故接受原假設(shè)H0，即雙門限檢驗(yàn)不存在門限效應(yīng)。因此，最終確定只有唯一門限值35793。

表5 人均GDP門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

表6 面板門限回歸結(jié)果

從面板門限回歸結(jié)果可以可出，判定系數(shù)擬合優(yōu)度在0.6以上，說明該模型具有較好的解釋力，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)值顯著。同時(shí)，由回歸系數(shù)顯著性可以表明核心解釋變量存在著較明顯的面板門限效應(yīng)。通過對(duì)被解釋變量區(qū)域?qū)嶋H經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與核心解釋變量的進(jìn)一步分析可以得出，人均GDP達(dá)到35793元將成為模仿性創(chuàng)新與突破性創(chuàng)新選擇路徑拐點(diǎn)。

如果經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于較低水平（即區(qū)域人均GDP低于35793元），由表6可以看出，模仿性創(chuàng)新在這一區(qū)間對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著正向促進(jìn)作用（回歸系數(shù)為0.2117）；而突破性創(chuàng)新在該人均GDP增長(zhǎng)區(qū)間對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)（回歸系數(shù)為-0.1352）。這一回歸結(jié)果產(chǎn)生的原因是由于在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，一方面由于生產(chǎn)要素如人力資本積累有限、科學(xué)技術(shù)發(fā)展水平結(jié)構(gòu)不均衡，導(dǎo)致突破性創(chuàng)新與社會(huì)創(chuàng)新基礎(chǔ)環(huán)境脫節(jié)。另一方面，由于模仿性創(chuàng)新機(jī)會(huì)成本較小，能充分利用技術(shù)創(chuàng)新后發(fā)優(yōu)勢(shì)并借助先進(jìn)國(guó)家“技術(shù)外溢”效應(yīng)，加快區(qū)域經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新主體適應(yīng)性形成，進(jìn)而促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。

隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)階段性躍遷，當(dāng)人均GDP超過臨界水平35793元，突破性技術(shù)創(chuàng)新與模仿性技術(shù)創(chuàng)新對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)驅(qū)動(dòng)作用開始發(fā)生變化，突破性技術(shù)創(chuàng)新由過去與經(jīng)濟(jì)發(fā)展負(fù)相關(guān)轉(zhuǎn)變?yōu)閷?duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展正向促進(jìn)作用（回歸系數(shù)為0.1121），而模仿性創(chuàng)新由于全球價(jià)值鏈低端鎖定、邊際機(jī)會(huì)成本遞增，模仿性技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)驅(qū)動(dòng)作用減弱（回歸系數(shù)為0.0094）。因此，該階段突破性技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)度要大于模仿性創(chuàng)新，技術(shù)供給最優(yōu)結(jié)構(gòu)應(yīng)從模仿性技術(shù)創(chuàng)新向突破性技術(shù)創(chuàng)新轉(zhuǎn)變。

2015年我國(guó)人均GDP為5.2萬元（約為0.76萬美元），已經(jīng)進(jìn)入等中等偏上收入國(guó)家行列。根據(jù)回歸結(jié)果，當(dāng)人均GDP達(dá)到35793元（約為0.53萬美元），即2011年（“十二五”）前后，由于創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)加速轉(zhuǎn)型，相應(yīng)要求技術(shù)供給結(jié)構(gòu)實(shí)現(xiàn)優(yōu)化躍遷。

（3）模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

根據(jù)面板門限回歸模型的估計(jì)結(jié)果，證實(shí)了在不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與發(fā)展階段條件下，我國(guó)技術(shù)供給結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)演進(jìn)規(guī)律與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展非線性關(guān)系及相互作用機(jī)理。為消除模型中由于解釋變量與隨機(jī)誤差項(xiàng)相關(guān)內(nèi)生性問題以及由此而導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果偏誤，需要對(duì)設(shè)定模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)。為此，本文借鑒Kremer（2012）處理方法，對(duì)門限變量全要素生產(chǎn)率水平（TFP）采用GMM（廣義矩估計(jì)）法重新進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)方法及步驟同上，估計(jì)結(jié)果如表7所示。

表7 全要素生產(chǎn)率TFP門限效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

由表7全要素生產(chǎn)率TFP門限效應(yīng)估計(jì)結(jié)果表明模型存在兩個(gè)門限值,以全要素生產(chǎn)率滯后1期和2期為工具變量，參考Hansen（2009）運(yùn)用2SLS方法對(duì)門限值進(jìn)行估計(jì)，得到兩個(gè)門限值：0.951和1.092。在上述估計(jì)結(jié)果基礎(chǔ)上,分別以主要解釋變量模仿性技術(shù)創(chuàng)新（ITI）與突破性技術(shù)創(chuàng)新（BTI）滯后1階和2階作為工具變量對(duì)門限分段值進(jìn)行面板GMM估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表8所示。

以衡量技術(shù)水平的全要素生產(chǎn)率（TFP）為門限，對(duì)模仿性技術(shù)創(chuàng)新與突破性技術(shù)創(chuàng)新與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系進(jìn)行分析，面板門限GMM估計(jì)結(jié)果顯示：主要解釋變量與控制變量對(duì)被解釋變量矩估計(jì)大部分顯著，判定系數(shù)0.5以上表明擬合優(yōu)度良好，工具變量通過Sargan檢驗(yàn)，說明工具變量選取有效性。由上述估計(jì)結(jié)果可以得出：隨著一國(guó)或地區(qū)全要素生產(chǎn)率水平及結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)演進(jìn)，要求技術(shù)供給結(jié)構(gòu)有相應(yīng)的適應(yīng)性。即在要素供給水平處于較低水平區(qū)間時(shí)，選擇模仿性技術(shù)創(chuàng)新對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)較大（回歸系數(shù)為3.0104）；相反，隨著資本、勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素供給水平的提高，模仿性技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度呈現(xiàn)邊際遞減，而突破性創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)度逐漸呈現(xiàn)上升態(tài)勢(shì)。與之前回歸結(jié)果相類似，該矩估計(jì)結(jié)果證實(shí)了在不同要素稟賦水平與結(jié)構(gòu)條件下，我國(guó)技術(shù)供給結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)演進(jìn)規(guī)律與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展非線性關(guān)系及相互作用機(jī)理。

表8 面板門限GMM估計(jì)及穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3 結(jié)論對(duì)及對(duì)策建議

第一，要素供給比例結(jié)構(gòu)不均衡。實(shí)證結(jié)果表明，在各要素供給中資本要素供給比例較大，投資增長(zhǎng)率呈上升趨勢(shì)，有效勞動(dòng)力供給近幾年呈下降態(tài)勢(shì)并出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)，以技術(shù)、人力資本為代表的全要素供給比例增長(zhǎng)幅度較小。究其原因，一方面在于經(jīng)濟(jì)發(fā)展過度重視資本積累，隨著儲(chǔ)蓄率提高投資率大幅增加，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力主要依靠短期投資刺激，尤其是在2008年發(fā)生全球金融危機(jī)后，政府采取了強(qiáng)投資刺激政策，政府大規(guī)模投資加上超寬松貨幣政策導(dǎo)致投資過快增長(zhǎng)，相應(yīng)帶來產(chǎn)能迅速擴(kuò)張。另一方面，隨著我國(guó)工資水平不斷提高，廉價(jià)勞動(dòng)力的比較優(yōu)勢(shì)在逐漸消失，特別是技術(shù)含量低、勞動(dòng)密集型企業(yè)收到?jīng)_擊較嚴(yán)重。此外，以生產(chǎn)技術(shù)與人力資本為基本特征的全要素生產(chǎn)率水平較低，全要素供給結(jié)構(gòu)突出表現(xiàn)在企業(yè)技術(shù)研發(fā)創(chuàng)新能力較低、人力資本要素高端供給不足。

第二，區(qū)域要素供給結(jié)構(gòu)不均衡。要素供給區(qū)域結(jié)構(gòu)不均衡主要表現(xiàn)為相對(duì)于東部發(fā)達(dá)地區(qū)，中西部全要素供給不足，全要素生產(chǎn)率較低。中西部地區(qū)制造業(yè)及技能型人才等軟實(shí)力要素驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)力不足，區(qū)域發(fā)展很大程度上依賴投資驅(qū)動(dòng)與低成本勞動(dòng)力等初級(jí)要素，要素供給結(jié)構(gòu)不均衡，要素流動(dòng)性及配置效率較低導(dǎo)致全要素對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)度不高,創(chuàng)新科技成果轉(zhuǎn)化與技術(shù)創(chuàng)新能力弱,中西部地區(qū)應(yīng)以承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移為契機(jī),提高自主創(chuàng)新能力,發(fā)揮在勞動(dòng)力、土地及自然資源等生產(chǎn)要素供給基礎(chǔ)上的組合比較優(yōu)勢(shì)，為區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供持續(xù)動(dòng)力支撐。

第三，要素對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)度比例結(jié)構(gòu)失衡。從要素對(duì)經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)度來講,各要素供給對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)度結(jié)構(gòu)比例不均衡，資本投資對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)度達(dá)到65%以上，勞動(dòng)要素貢獻(xiàn)度達(dá)到20%，而全要素對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展貢獻(xiàn)度不足15%。新常態(tài)下,投資刺激總需求驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)傳統(tǒng)動(dòng)能正在減弱，以全要素生產(chǎn)率提高為核心的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)新動(dòng)能尚未形成。擴(kuò)大內(nèi)需不能僅依靠投資，資本要素投入過多就會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)構(gòu)失衡，目前導(dǎo)致我國(guó)經(jīng)濟(jì)下行主要因素就是經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性失衡，結(jié)構(gòu)失衡深層次原因就是生產(chǎn)要素供給結(jié)構(gòu)以及要素對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)度比例結(jié)構(gòu)失衡，通過提高全要素生產(chǎn)率進(jìn)而形成全要素驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力機(jī)制。