陳太明

[摘 要]改革開放40年來，中國經(jīng)濟創(chuàng)造了舉世公認的經(jīng)濟增長奇跡。文章基于20世紀70年代末中國實施改革開放的準自然實驗，首次使用雙重差分法實證研究改革開放的經(jīng)濟增長效應、測算改革開放對增長奇跡的貢獻份額，并深入挖掘改革開放影響經(jīng)濟增長的作用機制?；诳鐕姘鍞?shù)據(jù)模型的實證研究發(fā)現(xiàn)：改革開放的增長效應使得中國1979年以來的年均經(jīng)濟增長率提高了5個百分點，1979年前后經(jīng)濟增長率總體變化中的96%以上是由改革開放貢獻的，十分可觀。改革開放的增長效應主要是通過固定資本形成總額增加和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級渠道傳導的，人力資本的作用不顯著，政府規(guī)模起反作用。上述結(jié)論意味著，進一步深化改革開放進程中，在繼續(xù)加快推進經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變和促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的同時，應該更加重視教育投資及軟環(huán)境建設，并且遏制政府規(guī)模不斷擴張的強勁趨勢。

[關(guān)鍵詞]改革開放;經(jīng)濟增長;作用機制;雙重差分

[中圖分類號]F124;F224[文獻標識碼]A[文章編號]1673-0461（2020）12-0001-07

一、引 言

中國始于20世紀70年代末的改革開放是一場舉世矚目的偉大試驗，這一場深刻的“摸著石頭過河”和“走一步、看一步”的制度變遷過程，允許市場經(jīng)濟成分出現(xiàn)并成長，極大地調(diào)動了公眾的積極性和創(chuàng)造性，激發(fā)了社會活力，在經(jīng)濟社會發(fā)展、國際地位提升、經(jīng)濟體制構(gòu)建等方面均取得了舉世矚目的歷史成就[1]。然而，迄今為止，從定量層面上對改革開放的政策效果進行科學的評價并挖掘其背后的作用機制仍然是一個開放性的重大問題。

改革開放40年的歷史進程使得中國經(jīng)濟創(chuàng)造了舉世公認的經(jīng)濟增長奇跡，但中國的學術(shù)界仍然需要從學術(shù)層面上講好中國故事。2018年末，習近平總書記在慶祝改革開放40周年大會上發(fā)表重要講話，做出堅定不移全面深化改革、擴大對外開放等一系列戰(zhàn)略部署。既往改革開放的成功實踐，為中國未來進一步深化改革擴大開放提供了難能可貴的經(jīng)驗。站在中國改革開放40周年這一有重要歷史意義的新起點，通過評估改革開放的經(jīng)濟增長效應回顧改革開放的歷程，通過機制分析總結(jié)改革開放的經(jīng)驗無疑具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

為了從定量層面上客觀評價中國改革開放政策在經(jīng)濟增長實踐上的歷史效果，在進一步改革開放實踐中作出正確決策，如下最根本的問題尤為值得關(guān)注：改革開放是否對中國經(jīng)濟增長產(chǎn)生了因果意義上的作用呢？改革開放究竟在中國增長奇跡中做出了多大份額的貢獻呢？改革開放對中國經(jīng)濟增長的效應凈值究竟有多大呢？其背后的可能傳導途徑又是怎樣的呢？這些對進一步深化改革擴大開放有何啟示？明確上述關(guān)鍵問題對于評估既往改革開放政策對中國經(jīng)濟增長的因果效應、貢獻份額及其傳導途徑，并合理引導現(xiàn)行改革開放政策的進一步調(diào)整具有十分重要的理論和現(xiàn)實意義。本文將圍繞這些問題開展具體的研究。

二、文獻回顧

針對始自黨的十一屆三中全會的改革開放的政策效果，大量文獻都給予了積極評價。總體而言，這些研究主要是通過縱向比較中國宏觀層面經(jīng)濟指標在1979年前后的變化來判斷改革開放的政策效果，尤其是比較經(jīng)濟增長率的時序變化[2-10]。一個國家的國內(nèi)生產(chǎn)總值只是對其社會福利水平的部分測量，而且往往并不完善，但盡管如此，持續(xù)的經(jīng)濟增長仍然是提高社會福利水平的最重要的決定因素。但是，從實證方法方面來講，這些文獻主要是使用描述性統(tǒng)計的分析方法，根本無法驗證政策與經(jīng)濟增長之間的因果關(guān)系，或曰無法得到改革開放對經(jīng)濟增長的效應凈值和貢獻份額，進而給所得結(jié)論存在質(zhì)疑提供了巨大空間。

關(guān)于改革開放影響經(jīng)濟增長的作用機制，多數(shù)文獻只是進行初步的比較分析，相對嚴謹些的文獻也主要是采用OLS法進行相關(guān)性分析。如Lin（1992）采用1978—1984年省份面板數(shù)據(jù)實證研究私有化、價格調(diào)整等因素對中國改革開放以來農(nóng)業(yè)產(chǎn)出增長的貢獻，結(jié)果表明私有化能夠提升全要素生產(chǎn)率，進而解釋了50%左右的產(chǎn)出增長[11]。此外，中國改革開放以后經(jīng)濟增長奇跡的顯著特征之一是沿海地區(qū)比內(nèi)陸地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展更快，而對其背后的機制或原因，分析結(jié)論不一而足，主要包括：國家給予優(yōu)惠和政策傾斜[12]、地理因素[13]、市場因素[14]、FDI[15]、技術(shù)[16]、人力資本[17]、交通基礎設施[18]、金融發(fā)展程度[19]。能夠發(fā)現(xiàn)，這些國內(nèi)外文獻充其量是基于不同層面經(jīng)驗數(shù)據(jù)進行簡單回歸分析，所得結(jié)論也只能體現(xiàn)相關(guān)關(guān)系，難以識別因果關(guān)系，仍有待基于更科學的方法繼續(xù)加以更為精準的實證研究。

比上述國內(nèi)外已有研究文獻更進一步的是，本文以中國實施改革開放政策為背景，采用1960—2014年宏觀經(jīng)濟維度的跨國面板數(shù)據(jù)，在定量層面上深入地考察了改革開放政策對經(jīng)濟增長的因果效應并揭示了背后的傳導途徑。為了有效地識別改革開放對經(jīng)濟增長的因果性作用，本文把中國實施改革開放的政策沖擊視作一項準自然實驗，把中國當作實驗組，將東亞7個主要國家當作對照組，通過構(gòu)建雙重差分法（DID）模型來進行實證分析。本文得到的主要結(jié)論為，中國改革開放使得1979年以來的經(jīng)濟增長率提高了5個百分點，對中國增長奇跡的貢獻高達96%以上，相當可觀。改革開放創(chuàng)造中國增長奇跡的傳導途徑主要是通過固定資本形成總額增加和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級實現(xiàn)的，人力資本沒有發(fā)揮顯著作用。

相對于以往研究文獻，本文主要存在以下兩個方面的貢獻和差異：第一，在研究方法上，以中國實施改革開放這一宏偉的經(jīng)濟變革作為外生政策沖擊，基于準自然實驗框架，通過構(gòu)造雙重差分法模型嚴謹?shù)刈R別出中國既往改革開放對經(jīng)濟增長的因果效應，較好地解決了以往研究中可能潛藏的內(nèi)生性問題，從而得到的定量結(jié)果是改革開放對經(jīng)濟增長的效應凈值。以往文獻主要是基于縱向比較方法進行的粗略研究，無法識別因果關(guān)系，本文基于雙重差分法的研究能夠揭示因果關(guān)系，可以填補這一領(lǐng)域的空白。第二，在研究內(nèi)容上，不僅測算既往改革開放政策對經(jīng)濟增長的效應凈值和貢獻份額，而且還研究了既往改革開放影響經(jīng)濟增長背后的多維傳導途徑，這既拓展了有關(guān)改革開放政策效果的研究，又增進了我們對改革開放影響經(jīng)濟增長的傳導途徑的理解與認識，而鮮有的研究改革開放政策效果的相關(guān)文獻卻遺漏了針對傳導途徑的分析。傳導途徑分析結(jié)果將為中國未來進一步深化改革和擴大開放提供有針對性的政策建議，并且這些政策建議也將是中國推進供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的寶貴嘗試。

三、研究設計

（一）實證方法

本文主要關(guān)注改革開放與中國經(jīng)濟增長之間的因果關(guān)系問題，為了剝離掉其他共時性因素的干擾，實證分析中使用了雙重差分的方法。具體來講，尋找到同一時間沒有實施改革開放政策的東亞主要國家，其經(jīng)濟增長率變化體現(xiàn)了除改革開放政策之外的其他共時性因素的影響，將改革開放前后的中國經(jīng)濟增長率變化和沒有實施改革開放政策的東亞主要國家對應時間經(jīng)濟增長率變化相減，便可以得出剝離掉其他共時性因素影響以后的影響效應凈值。

1978年12月召開的黨的十一屆三中全會將中國人民的熱忱、能力和創(chuàng)造力從階級斗爭重新拉回到社會主義現(xiàn)代化建設上來，啟動了中國對內(nèi)改革和對外開放的歷史進程。作為舉世矚目的偉大變革，改革開放改變了中國。作為中國改革開放的總設計師，鄧小平將改革開放形象地比喻為“摸著石頭過河”，將改革開放視為一場冒險與試驗，以實用主義的精神和試驗的手段改革中國 [10]。確切來講，中國在改革開放政策實施之初并沒有一個預先設計的藍圖 [20]，也就是說，決策層并沒有預先規(guī)劃好一系列改革方案，也并沒有描述長期目標，而是采取漸進的改革開放模式，這種模式是以實踐為準則的[21]，鑒于此，中國實施改革開放的政策沖擊完全可以視為一項準自然實驗，這使得我們可以使用雙重差分法對其增長效應及其傳導途徑進行科學評估與實證分析。相比于任何其他國家的組合來講，選擇一些東亞主要國家作為對照組無疑是更加合適的，畢竟只有東亞主要國家才與中國有著更為相近的歷史、文化等共性特征。退一步講，即使這樣的對照組選擇可能存在一定的局限性，但至少可以確信的一點是，選擇東亞主要國家作為對照組進而展開雙重差分法研究結(jié)果的科學性，一定會遠勝未選擇任何對照組而進行的簡單差分法研究結(jié)果的科學性。正如約翰·梅納德·凱恩斯所言：“粗略的正確比精確的錯誤要強?！睘榇吮疚恼J為，選取東亞主要國家作為參照提供了一個雖然粗略但卻合理的基礎?；谝陨系目紤]，作為對照組的東亞主要國家，本文選擇了7個，具體包括馬來西亞、印度尼西亞、新加坡、泰國、菲律賓、韓國和日本。

雖然中國與這7個東亞主要國家之間的同質(zhì)性程度要明顯高于中國與其他發(fā)展中國家之間的同質(zhì)性程度，但畢竟中國與這些東亞主要國家之間不是完全同質(zhì)的，基于此，本文嘗試通過引入一系列的控制變量來盡量控制中國與這些東亞主要國家之間的異質(zhì)性問題。

（二）模型設定與變量定義

本文在Barro（2000）[22]等典型的經(jīng)濟增長實證模型基礎上，添加國家和時間虛擬變量的交叉項作為核心解釋變量，使用雙重差分法估計改革開放的增長效應，回歸模型設定為：

grit=β0+β1Treat+β2Policy+β3Treat×Policy+γXit+ζit[JY]（1）

其中，i表示國家，t表示時間，grit是被解釋變量，代表國家i在第t期的經(jīng)濟增長率，交替使用實際人均GDP增長率（growth）和實際GDP增長率（ggrowth）來加以度量，以增強所得結(jié)論的可信性。Policy表示時間虛擬變量，如果時間t是1979年及以后，那么Policy取值為1，其余均為0。Treat表示國家虛擬變量，如果國家i是中國，那么Treat取值為1，其余皆為0。Treat×Policy是本文重點關(guān)注的核心解釋變量，由國家虛擬變量和時間虛擬變量的交叉項構(gòu)造而成，表示國家i在第t期是否實施改革開放，如果國家i在第t期實施了改革開放，那么Treat×Policy取值為1，其余都為0。Xit表示其他影響經(jīng)濟增長的國家層面的控制變量向量。ζit是隨機擾動項。系數(shù)β3表示改革開放對經(jīng)濟增長的因果效應估計值，為本文主要關(guān)注的核心解釋變量系數(shù)。

在控制變量方面，依據(jù)以往相關(guān)研究[23-24]的通常做法，本文控制了一些可能會影響經(jīng)濟增長的因素，具體包括：①物質(zhì)資本（記為k），運用固定資本形成總額與GDP的比值來控制物質(zhì)資本對經(jīng)濟增長的影響。②初始GDP（記為igdp），控制了初始年份的實際人均GDP來捕捉初始GDP對經(jīng)濟增長的影響。③政府規(guī)模（記為gov），采用政府消費占GDP的份額來厘清政府規(guī)模對經(jīng)濟增長的影響。④人力資本（記為hc），使用人均人力資本指數(shù)來控制人力資本對經(jīng)濟增長的影響。⑤產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（記為industry），控制了服務業(yè)增加值與GDP的比重來揭示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的影響。所有的回歸分析都在國家層面進行聚類，同時采用穩(wěn)健標準誤進行估計。

（三）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文使用的實證分析樣本總共包括中國與東亞7個主要國家1960—2014年的面板數(shù)據(jù)。除了政府規(guī)模和人力資本兩個變量的原始數(shù)據(jù)來自于PWT9.0之外，其余所有變量的原始數(shù)據(jù)均來源于世界銀行的WDI數(shù)據(jù)庫。此外，所有實際變量均以2011年為基期。

表1列出了模型中各個相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。東亞主要國家樣本的統(tǒng)計顯示：實際人均GDP增長率最小值為-[KG-*4]26.5%，最大值為16.1%，并且最大值與最小值均出現(xiàn)在中國，這說明中國有極個別年份為負增長的狀態(tài)，而且經(jīng)濟增長率在不同年份之間的差異性比較大，最大值和最小值之間差距為42.6%。物質(zhì)資本的最大值與最小值依次是0.953和0.045，二者之間差距達到了21倍，這說明有些國家擁有較多的物質(zhì)資本存量，而有些國家則擁有較少。初始GDP的最大值與最小值分別為8 607.657和191.791，兩者之間的差異高達44倍多。政府規(guī)模和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的平均值依次為15.4%和48.8%。人力資本的平均值和標準差分別為2.209和0.625，這表明東亞各個主要國家之間的人力資本水平存在很大的差異性。

四、實證結(jié)果及分析

（一）改革開放的增長效應

表2展示了改革開放對中國經(jīng)濟增長率的雙重差分估計結(jié)果。從估計結(jié)果來看，對于模型（1）至模型（6），交叉項Treat×Policy的系數(shù)估計值都在1%的統(tǒng)計水平上高度顯著。模型（1）和模型（4）顯示，改革開放對經(jīng)濟增長率的效應凈值高達6.7%和6.9%，當模型中逐漸加入了物質(zhì)資本、初始GDP、政府規(guī)模、人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)這一系列國家級層面的控制變量之后，效應凈值有所下降，控制變量最多的模型（3）和模型（6）顯示，效應凈值下降為5.2%和5.3%。就福利比較而言，以人均GDP為衡量尺度，經(jīng)濟增長才有意義[25]，為此，我們接下來的分析主要是基于模型（6）的估計結(jié)果。

基于WDI年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)，經(jīng)過算術(shù)平均值計算后的結(jié)果顯示，中國實際人均經(jīng)濟增長率在1960—1978年間的平均值為3.2%，在1979—2014年間的平均值上升至8.7%，由此不難得到，樣本期間內(nèi)，1979年前后中國實際人均經(jīng)濟增長率總體提高了5.5%。進一步地，在1979年前后中國經(jīng)濟增長率的總體變動當中，改革開放的貢獻高達97%以上（具體計算過程為：5.3%÷5.5%×100%=96.4%），可見，改革開放對中國增長奇跡的貢獻是十分可觀的?；谏鲜龅膶嵶C結(jié)果及定量測算結(jié)果，我們能夠有理有據(jù)地斷言，改革開放對中國經(jīng)濟增長產(chǎn)生了因果意義上的顯著作用，創(chuàng)造中國增長奇跡的正是改革開放。

表2中控制變量的系數(shù)估計值具有重要的經(jīng)濟學含義。物質(zhì)資本與人力資本均對中國經(jīng)濟增長存在顯著的正面影響，其中，物質(zhì)資本在所有模型中都能夠通過1%的統(tǒng)計顯著性檢驗，而人力資本則是在10%的水平上顯著，兩者對經(jīng)濟增長的影響方向符合經(jīng)濟增長理論的基本直覺。初始GDP的系數(shù)估計值在全部模型中均顯著為負，這說明中國和東亞主要國家之間的經(jīng)濟增長存在著條件β收斂，這與最新文獻[26]的研究結(jié)論完全一致。對于這一結(jié)論也不難理解，中國改革開放的起點是非常低的勞動生產(chǎn)率和收入水平，遠遠落后于新加坡、馬來西亞、韓國和日本等其他東亞主要國家，使得中國能夠比較容易地利用這種后發(fā)優(yōu)勢，進行大幅度的結(jié)構(gòu)調(diào)整 [8]。政府規(guī)模對中國經(jīng)濟增長具有顯著的負面影響，這是由于政府規(guī)模較大的國家通常意味著較為嚴重的政府行政干預，這會造成資源配置扭曲和效率損失[27-29]，而資源配置效率不高妨礙了全要素生產(chǎn)率的提高[30-32]，最終不利于長期經(jīng)濟增長。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級對中國經(jīng)濟增長存在顯著的推動作用，這是由于第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展較好的國家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)更加合理，從而其生產(chǎn)效率也相對較高。

（二）作用機制分析

中國40年來的改革開放取得了令世界矚目的偉大成就，并且為全球經(jīng)濟帶來了深遠的影響，有相當多值得借鑒和學習的經(jīng)驗與特色，為此，需要更充分地理解中國改革開放取得成功的路徑和渠道，以促進世界范圍內(nèi)對中國改革開放與經(jīng)濟發(fā)展的理解。鑒于此，探討改革開放影響中國經(jīng)濟增長的傳導途徑就變得尤為重要。接下來，將使用雙重差分法來實證考察改革開放對物質(zhì)資本、政府規(guī)模、人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，以從這4個方面來厘清改革開放影響中國經(jīng)濟增長的具體傳導途徑。表3給出了上述4個控制變量的雙重差分估計結(jié)果，我們重點關(guān)注的是兩個虛擬變量交叉項的系數(shù)估計值（見表3最后一列）。

物質(zhì)資本是影響長期經(jīng)濟增長的重要因素。如表3所示，平均而言，中國在1960—1978年的物質(zhì)資本為0.232，而在1979—2014年演變?yōu)?.350，增加了0.118。與此同時，東亞其他主要國家物質(zhì)資本平均值在這個期間內(nèi)卻僅增加了0.053。中國的物質(zhì)資本在改革開放之后出現(xiàn)了顯著的增加。這揭示了物質(zhì)資本的積累是中國增長奇跡的動力來源，這一結(jié)論與既有研究得出的主流結(jié)論完全一致。事實上，眾多國內(nèi)外學者均認為，中國的經(jīng)濟增長主要依賴于生產(chǎn)要素尤其是物質(zhì)資本的投入[33-34]，這樣的增長方式具有明顯的粗放特征[35-36]，并且政府部門強調(diào)多年的轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式始終沒有取得顯著的成效 [28-37]。因此，為了最終能夠?qū)崿F(xiàn)中國經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展，繼續(xù)加快推進經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變是必然的選擇。

在東亞各主要國家的經(jīng)濟增長中，政府部門無疑都發(fā)揮了重要作用。根據(jù)表3，樣本期間內(nèi)，1979年至今，中國和東亞其他主要國家的政府規(guī)模都有明顯的增加，中國政府規(guī)模從17.4%增加為20.8%，平均每年增加3.4個百分點，東亞其他主要國家政府規(guī)模平均值從13.6%增至15.4%，平均每年增加1.8個百分點，中國比東亞其他主要國家增加得更多，所以改革開放擴張了中國的政府規(guī)模。另外，從表2能夠看出，政府規(guī)模的擴張對經(jīng)濟增長存在負向影響。政府規(guī)模的擴張意味著政府干預更多，資源配置效率低下，進而阻礙了全要素生產(chǎn)率的提高，最終損害經(jīng)濟增長。因此，為了減緩政府規(guī)模對經(jīng)濟增長的不利影響，應該降低中國政府規(guī)模，也即黨的十八屆三中全會關(guān)于“讓市場在資源配置中發(fā)揮決定性作用”的決議應該落到實處，進而實現(xiàn)市場在資源配置中發(fā)揮決定性作用，以期建立現(xiàn)代市場體系。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異也是導致東亞各主要國家之間經(jīng)濟增長差異的主要原因之一。改革開放前，重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略導致中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏離了比較優(yōu)勢，造成了數(shù)次經(jīng)濟負增長;改革開放后，資源配置逐漸向服務業(yè)等勞動力密集型產(chǎn)業(yè)傾斜，偏離比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)扭曲得到了一定的矯正 [38]，進而促進了經(jīng)濟增長。具體而言，服務業(yè)在改革開放前由于受到嚴格的壓制而削弱，在改革開放后，這些壓制明顯放松，服務業(yè)顯現(xiàn)了迅猛的擴張 [8]。表3的結(jié)果顯示，中國和東亞其他主要國家的服務業(yè)增加值與GDP比重在1960—1978年依次是26.2%和46.9%，在1979—2014年分別是35.8%和53.3%。中國和東亞其他主要國家的這一比重均有所上升，但中國的上升幅度0.096高于東亞其他主要國家的上升幅度0.064。因此，改革開放明顯推動了中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。

人力資本積累能夠提高勞動力的技能，也能夠為研發(fā)提供充分的人力資源，進而推動經(jīng)濟增長。中國的人力資本指數(shù)平均值在1960—1978年為1.409，在1979—2014年上升為2.058，平均值上升了0.649。東亞其他主要國家的人力資本指數(shù)平均值在1960—1978年為1.755，在1979—2014年上升為2.531，平均值上升了0.776。無論是兩個階段各自的人力資本指數(shù)水平值，還是人力資本指數(shù)的變化值，中國都要小于東亞其他主要國家。為此，表3人力資本一行交叉項的估計系數(shù)為負，中國的人力資本在改革開放后并未顯著提高。

[8]MADDISON A.Chinese economic performance in the Long Run 9602030AD[M].OECD，Paris，2008.

[9]NAUGHTON B.The Chinese economy：transition and growth[M].MIT Press，2010.[ZK）]

[10]COASE R，WANG N.How China became capitalist[M].Palgrave Macmillan，2012.

[11]LIN J Y.Rural reforms and agricultural growth in China[J].American economic review，1992，82（1）：34-51.

[12]FLEISHER B M，CHEN J.The coastnoncoast income gap，productivity and regional economic policy in China[J].Journal of comparative economics，1997，25（2）：220-236.

[13]BAO S，CHANG G H，SACHS J D，et al.Geographic factors and Chinas regional development under market reforms[J].China economic review，2002，13（4）：89-111.

[14]韋倩，王安，王杰.中國沿海地區(qū)的崛起：市場的力量[J].經(jīng)濟研究，2014（8）：170-183.

[15]魏后凱.外商直接投資對中國區(qū)域經(jīng)濟增長的影響[J].經(jīng)濟研究，2002 （4）：19-26.

[16]吳延兵.自主研發(fā)、技術(shù)引進與生產(chǎn)率：基于中國地區(qū)工業(yè)的實證研究[J].經(jīng)濟研究，2008 （8）：51-64.

[17]姚先國，張海峰.教育、人力資本與地區(qū)經(jīng)濟差異[J].經(jīng)濟研究， 2008（5）：49-59.

[18]劉勇.交通基礎設施投資、區(qū)域經(jīng)濟增長及空間溢出作用[J].中國工業(yè)經(jīng)濟， 2010 （12）：37-46.

[19]林毅夫，孫希芳.銀行業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長[J].經(jīng)濟研究， 2008 （9）：31-45.

[20]RAWSKI T G.Chinas state enterprise reforms：an overseas perspective[J].China economic review，1997，8（1）：89-98.

[21]江小涓.中國開放三十年的回顧與展望[J].中國社會科學， 2008 （6）：66-85.

[22]BARRO J R.Inequity and growth in a panel of countries[J].Journal of economic growth，2000，5：87-120.

[23]LEVINE R，RENELT D.A sensitivity analysis of crosscountry growth regressions[J].American economic review，1992，82（4）：942-963.

[24]劉生龍，王亞華，胡鞍鋼.西部大開發(fā)成效與中國區(qū)域經(jīng)濟收斂[J].經(jīng)濟研究，2009 （9）：94-105.

[25]CAMERON R，NEAL L.A Concise economic history of the worldfrom paleolithic times to the present [M].Oxford University Press，2003.

[26]BARRO J R.Economic growth and convergence，applied especially to China[R].NBER Working Paper，No.21872，2016.

[27]MITCHELL D J.The impact of government spending on economic growth[R].Backgrounder No.1831，2005.

[28]王小魯，樊綱，劉鵬.中國經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)換和增長可持續(xù)性[J].經(jīng)濟研究，2009 （1）：4-16.

[29]王小魯.結(jié)構(gòu)調(diào)整與中國經(jīng)濟增長前景[J].比較， 2016（5）：3-11.

[30]HSIEH C T，KLENOW P.Misallocation and manufacturing TFP in China and India[J].Quarterly journal of economics，2009，124（4）：1403-1448.

[31]龔關(guān)，胡關(guān)亮.中國制造業(yè)資源配置效率與全要素生產(chǎn)率[J].經(jīng)濟研究，2013 （4）：6-14.

[32]蓋慶恩，朱熹，程名望，等.要素市場扭曲、壟斷勢力與全要素生產(chǎn)率[J].經(jīng)濟研究，2015 （5）：61-75.

[33]KRUGMAN P.The myth of Asias miracle[J].Foreign affairs，1994，73（6）：62-78.

[34]YOUNG A.Gold into base metals：productivity growth in the Peoples Republic of China during the reform period[J].Journal of political economy，2003，111（6）：1220-1261.

[35]張卓元.深化改革，推進粗放型經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變[J].經(jīng)濟研究，2005 （11）：4-9.

[36]國務院發(fā)展研究中心課題組.中國：加快結(jié)構(gòu)調(diào)整和增長方式轉(zhuǎn)變[J].管理世界，2007 （7）：3-13.

[37]吳敬璉.讓歷史照亮未來的道路：論中國改革的市場經(jīng)濟方向[J].經(jīng)濟社會體制比較，2009 （5）：1-10.

[38]林毅夫，蔡昉，李周.中國的奇跡：發(fā)展戰(zhàn)略與經(jīng)濟改革[M].上海：格致出版社，上海三聯(lián)書店，上海人民出版社，2002.