[摘 要：本文根據(jù)產(chǎn)出核算理論和具有外部性的內(nèi)生增長(zhǎng)模型，對(duì)改革開放以來中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)奇跡進(jìn)行了理論和經(jīng)驗(yàn)分析。研究發(fā)現(xiàn)，1978年以來，中國(guó)進(jìn)入具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的內(nèi)生增長(zhǎng)路徑，在這一階段，增加要素投入可以獲得更高的產(chǎn)出，即使控制了人力資本和制度等變量，結(jié)果仍然是穩(wěn)健的。宏觀經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)與產(chǎn)出函數(shù)的性質(zhì)密切相關(guān)，中國(guó)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)主要得益于制度改善，以及市場(chǎng)廣度和深度的提高。今后，中國(guó)要堅(jiān)持深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革這條主線，構(gòu)建開放合作的新發(fā)展格局，充分發(fā)揮超大市場(chǎng)優(yōu)勢(shì)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，以便更好地實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；增長(zhǎng)核算；規(guī)模經(jīng)濟(jì)；新發(fā)展格局

中圖分類號(hào)：F124 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1000?176X（2023）05?0014?13 ]

一、引 言

自1978年改革開放以來，中國(guó)經(jīng)歷了年均近10%的快速增長(zhǎng)，2021年的經(jīng)濟(jì)規(guī)模是1978年的四十多倍（以1978年=100的2021年GDP指數(shù)為4 336.48），增長(zhǎng)持續(xù)時(shí)期之長(zhǎng)在所有高增長(zhǎng)經(jīng)濟(jì)體中絕無僅有，堪稱增長(zhǎng)奇跡。2盡管從不同角度出發(fā)，學(xué)術(shù)界對(duì)中國(guó)四十多年的快速發(fā)展有著各種各樣的解釋，但增長(zhǎng)理論無疑是理解這一問題的基本出發(fā)點(diǎn)。以Solow［1］為代表的新古典增長(zhǎng)模型通常假設(shè)總產(chǎn)出函數(shù)規(guī)模報(bào)酬不變，Kaldor［2］所描述的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)典型性事實(shí)也使人們對(duì)規(guī)模報(bào)酬不變假設(shè)深信不疑。不過，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)很大程度上得益于高儲(chǔ)蓄支撐的高投資。相比之下，就業(yè)人數(shù)最高的2014年僅比1978年增長(zhǎng)了90.15%，明顯低于資本存量增長(zhǎng)，要素投入與產(chǎn)出變化并不完全同步，總產(chǎn)出函數(shù)規(guī)模報(bào)酬不變的假設(shè)并不一定適用于1978年改革開放以來的中國(guó)經(jīng)濟(jì)。

通常來說，利用C?D或CES生產(chǎn)函數(shù)能夠很方便地得到各要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度（稱為增長(zhǎng)核算法，Growth Accounting Approach）［3］?？偖a(chǎn)出函數(shù)的具體形式及其是否存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，對(duì)于宏觀經(jīng)濟(jì)分析具有非常重要的意義。理論上，只有在規(guī)模報(bào)酬不變的假設(shè)下，才可以通過歐拉定理得到要素收入占比等于其產(chǎn)出彈性的結(jié)論，這也是對(duì)偶法（Dual Approach）產(chǎn)出核算的理論出發(fā)點(diǎn)［4］。政策上，只有在合適的總產(chǎn)出函數(shù)形式下，才能用生產(chǎn)函數(shù)法估計(jì)產(chǎn)出缺口，并作為判斷經(jīng)濟(jì)形勢(shì)、通脹壓力及開展經(jīng)濟(jì)規(guī)劃的依據(jù)［5］。不過，很多研究都忽略了對(duì)中國(guó)總產(chǎn)出函數(shù)規(guī)模經(jīng)濟(jì)性質(zhì)的討論，而直接利用規(guī)模報(bào)酬不變假設(shè)，采用人均生產(chǎn)函數(shù)形式估計(jì)中國(guó)的總產(chǎn)出函數(shù)［6-7］。這樣的做法有所欠缺，畢竟，規(guī)模不變的C-D生產(chǎn)函數(shù)是以工業(yè)化國(guó)家為背景［8］，新古典增長(zhǎng)理論假設(shè)規(guī)模報(bào)酬不變和完全競(jìng)爭(zhēng)，難以完全匹配中國(guó)現(xiàn)實(shí)。

事實(shí)上，早期經(jīng)濟(jì)學(xué)理論都強(qiáng)調(diào)了規(guī)模經(jīng)濟(jì)在增長(zhǎng)中的作用。Smith［9］在《國(guó)民財(cái)富的性質(zhì)和原因的研究》中開宗明義地指出，“生產(chǎn)力的最大提高，技能、靈巧和能運(yùn)用于任何方面判斷的最重要部分，看來一直都是勞動(dòng)力分工的作用”，而后者受到市場(chǎng)范圍的限制。從廣義上講，這就是規(guī)模經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，Young［10］的經(jīng)典論文對(duì)此作了進(jìn)一步闡釋。作為規(guī)模經(jīng)濟(jì)最早的經(jīng)驗(yàn)研究成果，凡登定律指出［11］，制造業(yè)長(zhǎng)期勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)與產(chǎn)出增長(zhǎng)之間存在緊密關(guān)系，勞動(dòng)生產(chǎn)率很大程度上內(nèi)生于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，通過規(guī)模效應(yīng)由產(chǎn)出增長(zhǎng)率決定［12］。隨后，以Romer［13］和Lucas［14］為代表的內(nèi)生增長(zhǎng)理論發(fā)展起來，這一理論雖然主要是對(duì)技術(shù)內(nèi)生化等模型的發(fā)展，但很大程度上其出發(fā)點(diǎn)是對(duì)規(guī)模經(jīng)濟(jì)、完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)等假設(shè)的質(zhì)疑，以及之前的理論無法對(duì)20世紀(jì)50、60年代的快速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和70年代以來的低速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作出令人滿意的解釋。

從增長(zhǎng)機(jī)制的角度看，內(nèi)生增長(zhǎng)理論強(qiáng)調(diào)技術(shù)、人力資本等的作用相當(dāng)于要素外部性作用的擴(kuò)散，由此，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可以實(shí)現(xiàn)超過要素投入所應(yīng)取得的產(chǎn)出結(jié)果（即所謂“規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)”）。就要素外部性來源而言，除了R&D和人力資本外，制度改進(jìn)同樣會(huì)起到非常重要的作用。20世紀(jì)90年代以來，增長(zhǎng)理論與新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)也呈現(xiàn)出相互融合發(fā)展的趨勢(shì)。內(nèi)生增長(zhǎng)模型表明，政策的不同能夠解釋各國(guó)增長(zhǎng)的差異［15］，大量實(shí)證研究也充分說明了制度在長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用［16-17］。對(duì)貿(mào)易和規(guī)模經(jīng)濟(jì)的研究指出，貿(mào)易因素相當(dāng)于市場(chǎng)擴(kuò)大和交易成本降低帶來的制度外部性作用的擴(kuò)散及由此形成的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)［18］。

當(dāng)然，應(yīng)該認(rèn)識(shí)到，新古典增長(zhǎng)理論與內(nèi)生增長(zhǎng)理論在本質(zhì)上仍然是統(tǒng)一的，因?yàn)槔碚撋辖?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)應(yīng)該符合規(guī)模報(bào)酬不變，否則在規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)下，只要增加要素投入就會(huì)推動(dòng)產(chǎn)出的更快增長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)將一直擴(kuò)張而無法收斂到穩(wěn)態(tài)。要素外部性和規(guī)模經(jīng)濟(jì)的作用將導(dǎo)致產(chǎn)出的快速增長(zhǎng)，一旦這些因素的作用消耗殆盡，經(jīng)濟(jì)也就回歸新古典穩(wěn)態(tài)增長(zhǎng)模式，這也與第二次世界大戰(zhàn)后各主要發(fā)達(dá)國(guó)家的增長(zhǎng)路徑相符合。事實(shí)上，在發(fā)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的實(shí)證研究中，其樣本期包含了很長(zhǎng)一段經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較快時(shí)期或經(jīng)濟(jì)起飛階段［19］，而更為穩(wěn)健和長(zhǎng)期的研究并不支持規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)［20］。

可見，外部性等帶來規(guī)模報(bào)酬遞增的內(nèi)生增長(zhǎng)模式仍將回歸新古典穩(wěn)態(tài)增長(zhǎng)模式，而技術(shù)、人力資本和制度等因素則可以解釋各國(guó)增長(zhǎng)的差異，這為理解要素外部性、規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、高增長(zhǎng)經(jīng)濟(jì)體，以及不同國(guó)家或同一國(guó)家不同階段經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的差異等問題提供了嶄新的視角。改革開放以來，中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)既得益于市場(chǎng)導(dǎo)向的制度改進(jìn)和全國(guó)統(tǒng)一市場(chǎng)的逐步形成，也得益于對(duì)外開放日益融入世界經(jīng)濟(jì)體系，特別是2001年加入WTO之后，中國(guó)全面深入?yún)⑴c到全球分工當(dāng)中，這符合強(qiáng)調(diào)貿(mào)易與規(guī)模經(jīng)濟(jì)之間存在密切關(guān)系的內(nèi)生增長(zhǎng)理論。

全球金融危機(jī)以來，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增速呈趨勢(shì)性下降態(tài)勢(shì)，很多學(xué)者根據(jù)增長(zhǎng)理論的“收斂假說”和各國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的典型性事實(shí)，對(duì)未來二十年甚至更長(zhǎng)時(shí)期中國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)趨勢(shì)進(jìn)行預(yù)測(cè)［21-22］。當(dāng)前，中國(guó)經(jīng)濟(jì)正轉(zhuǎn)向以中高速增長(zhǎng)為特征的高質(zhì)量發(fā)展階段，外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境發(fā)生了深刻變化。面對(duì)世界百年未有之大變局，中國(guó)經(jīng)濟(jì)更要充分發(fā)揮超大規(guī)模市場(chǎng)優(yōu)勢(shì)，為世界各國(guó)提供更加廣闊的市場(chǎng)機(jī)會(huì)，加快形成以國(guó)內(nèi)大循環(huán)為主體、國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局［23］。如何從增長(zhǎng)理論的角度認(rèn)識(shí)中國(guó)經(jīng)濟(jì)由增長(zhǎng)奇跡到雙循環(huán)新發(fā)展格局的轉(zhuǎn)變，具有非常重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。為此，本文根據(jù)產(chǎn)出核算理論和具有外部性的內(nèi)生增長(zhǎng)模型，對(duì)中國(guó)總產(chǎn)出函數(shù)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)性質(zhì)進(jìn)行解釋和檢驗(yàn)，從而更為深刻地理解改革開放以來中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)路徑和發(fā)展模式，更好地實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。全文具體安排如下：第二部分根據(jù)產(chǎn)出核算理論和內(nèi)生增長(zhǎng)理論，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行理論分析，并基于外部性的內(nèi)生增長(zhǎng)模型，對(duì)經(jīng)濟(jì)由存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的內(nèi)生增長(zhǎng)路徑收斂至規(guī)模報(bào)酬不變的新古典增長(zhǎng)路徑進(jìn)行理論刻畫；第三部分分別以時(shí)間序列數(shù)據(jù)和截面數(shù)據(jù)為樣本，估計(jì)中國(guó)的總產(chǎn)出函數(shù)并分析改革開放前后不同時(shí)期的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)；第四部分引入制度、人力資本等變量，對(duì)內(nèi)生增長(zhǎng)經(jīng)濟(jì)情形下的產(chǎn)出函數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，并進(jìn)一步考察宏觀經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的影響；最后是結(jié)論性評(píng)述。

二、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)：理論分析

（一）國(guó)民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出核算與規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)

盡管以Solow［1］為代表的新古典增長(zhǎng)理論假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)規(guī)模報(bào)酬不變，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)要素分析（通常將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分解為資本、勞動(dòng)及全要素生產(chǎn)率TFP的貢獻(xiàn)）并不要求這一假設(shè)，因?yàn)镾olow［24］使用的是隱函數(shù)分析，并不需要假定總產(chǎn)出函數(shù)的具體形式及函數(shù)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)性質(zhì)，規(guī)模報(bào)酬不變的假設(shè)實(shí)際上是對(duì)偶法增長(zhǎng)核算的前提條件［4］。通過對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)賬戶的考察可以清晰地看到這一點(diǎn)。

理論上，產(chǎn)品市場(chǎng)決定商品和服務(wù)的價(jià)格pt和產(chǎn)量Qt，總產(chǎn)品價(jià)值即為ptQt，也即消費(fèi)者的總消費(fèi)支出和生產(chǎn)者的總收入；要素市場(chǎng)決定要素投入的規(guī)模（即勞動(dòng)Lt和資本Kt）及相應(yīng)的要素價(jià)格（勞動(dòng)力工資[wt]和資本租金[rt]），對(duì)要素投入付出的總支出[wtLt+rtKt]即為生產(chǎn)者的總成本及消費(fèi)者的總收入（這里實(shí)際上隱含了魯賓遜經(jīng)濟(jì)假設(shè)）。生產(chǎn)者方面，總收入等于總成本；消費(fèi)者方面，總支出等于總收入，這兩個(gè)等價(jià)條件將產(chǎn)品市場(chǎng)和要素市場(chǎng)聯(lián)結(jié)起來，并由此得到國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算GDP的恒等式，如式（1）：

[ptQt=wtLt+rtKt? ? ? ?] （1）

這個(gè)恒等式實(shí)際上也是在既定資本、勞動(dòng)力和技術(shù)條件下，經(jīng)濟(jì)運(yùn)行所面臨的預(yù)算約束，以產(chǎn)品支出或增加值計(jì)算的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)活動(dòng)等于勞動(dòng)和資本的要素收入（等式左邊實(shí)際上就是通常意義的GDP，右邊是國(guó)內(nèi)總收入GDI，或是以收入法計(jì)算的GDP）。這里的國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算是以現(xiàn)價(jià)計(jì)量的，屬于靜態(tài)表述。引入比例因子St以反映單位總投入所能獲得的實(shí)際產(chǎn)出，式（1）可以改寫為式（2）：

[p0Qt=Stw0Lt+r0Kt? ? ? ?]? （2）

在基年0時(shí)，比例因子為1（S0=1），比例因子隨著資本和勞動(dòng)力生產(chǎn)效率的變化而變化。如果式（2）兩邊同時(shí)除以[w0Lt+r0Kt]，那么比例因子St實(shí)際上就是每單位要素投入的實(shí)際產(chǎn)出。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)核算理論很大程度上就是度量St并將實(shí)際產(chǎn)出增長(zhǎng)分解為資本、勞動(dòng)力投入及生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)。對(duì)式（2）進(jìn)行變換可以得到一個(gè)St的拉氏指數(shù)形式，如式（3）：

[StS0=St=QtQ0w0Lt+r0Ktw0L0+r0K0? ? ? ?] （3）

對(duì)[St]的解釋可以從生產(chǎn)者和消費(fèi)者兩方面來理解。從生產(chǎn)者角度來說，[ St]通常被解釋為“單位投入的產(chǎn)出”或“全要素生產(chǎn)率”（也被稱作TFP的代數(shù)指數(shù)法）；從消費(fèi)者角度來說，早期文獻(xiàn)傾向于認(rèn)為[St]是創(chuàng)新的福利（即實(shí)際要素收入與全部總產(chǎn)品之差），因?yàn)楫a(chǎn)出的增加能夠通過加速利用要素（資本或勞動(dòng)），也即提高“全要素生產(chǎn)率”而獲得。觀察式（3），令基年產(chǎn)出標(biāo)準(zhǔn)化為1，有[St=Qt（w0Lt+r0Kt）。]在規(guī)模經(jīng)濟(jì)的情況下，[St>1]，總產(chǎn)出GDP與總收入GDI并不相等，且理論上GDP應(yīng)該大于GDI。

（二）外部性與規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)

本文根據(jù)Barro［25］模型的簡(jiǎn)化形式進(jìn)行分析。Romer［13］的理論模型表明，生產(chǎn)效率隨著經(jīng)驗(yàn)的積累而提高，廠商的產(chǎn)出不僅依賴其資本和勞動(dòng)投入，而且與廣義經(jīng)濟(jì)資本存量有關(guān)，企業(yè)通過投資獲得更高的生產(chǎn)效率，除此之外，知識(shí)可以在企業(yè)間相互溢出，這樣每個(gè)企業(yè)的生產(chǎn)效率取決于總的學(xué)習(xí)規(guī)模，這個(gè)過程可以由C-D生產(chǎn)函數(shù)形式表現(xiàn)，如式（4）：

[Yi=AKαiKβL1-αi? ? ?] （4）

其中，[1>α>0， β≥0]。對(duì)于既定的社會(huì)資本存量，單個(gè)廠商的生產(chǎn)函數(shù)相對(duì)于單個(gè)廠商的投入（Ki，Li）而言仍然是規(guī)模報(bào)酬不變的，如果[β>0]，就會(huì)出現(xiàn)外部性的溢出。假設(shè)每個(gè)廠商都是完全競(jìng)爭(zhēng)的，在既定的資本租金R、工資水平w及社會(huì)總資本存量K下，要素邊際產(chǎn)出等于要素報(bào)酬，因而有：[R=αYi/Ki]，[w=（1-α）Yi/Li]。均衡條件下每個(gè)企業(yè)都采用相同的資本—?jiǎng)趧?dòng)比例（[ki=k≡KL）]，式（4）可寫成式（5）：

[Yi=AkαikβLiLβ=Akα+βLiLβ? ? ? ?] （5）

將廠商產(chǎn)出加總，可以得到[Y=Akα+βL1+β]，而由[k≡KL]即可得到總產(chǎn)出函數(shù)式（6）：

[Y=AKα+βL1-α? ? ? ?] （6）

顯然，如果[β]大于0，那么經(jīng)濟(jì)就是規(guī)模報(bào)酬遞增的。Romer［13］強(qiáng)調(diào)技術(shù)和廣義資本的作用，Lucas［14］則更強(qiáng)調(diào)人力資本的作用，式（4）中的[Ki]作為個(gè)別企業(yè)投入的人力資本或技術(shù)，K則可視為整個(gè)行業(yè)或國(guó)家的人力資本或技術(shù)，這樣外部性就由高水平人力資本向勞動(dòng)者外溢，產(chǎn)生外部性和規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

（三）增長(zhǎng)速度和經(jīng)濟(jì)收斂路徑

隨著內(nèi)生增長(zhǎng)理論被廣為接受，加速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)已成為新的典型性事實(shí)［26］。不過，新古典增長(zhǎng)模式和規(guī)模經(jīng)濟(jì)不變才是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的常態(tài)。無論是由于外部性技術(shù)沖擊的新古典模型，還是內(nèi)生增長(zhǎng)模型，都可以得到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度由最初高速增長(zhǎng)轉(zhuǎn)向穩(wěn)態(tài)零增長(zhǎng)（也即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度是增長(zhǎng)過程的減函數(shù)）的結(jié)論。通過如下推導(dǎo)就可以清楚地觀察到這一點(diǎn)。首先考慮新古典情形。索洛模型的關(guān)鍵式為[k=sfk-n+δk]，穩(wěn)態(tài)條件下，[k=0]。本文主要考慮經(jīng)濟(jì)由起飛階段向穩(wěn)態(tài)狀態(tài)的變化過程，也即考察人均資本存量的變化過程。對(duì)索洛模型關(guān)鍵式進(jìn)行變換可得：[kk=gk=sf（k）k-（n+δ）]。令生產(chǎn)函數(shù)為C?D生產(chǎn)函數(shù)，[Y=AKαL1-α]，則有f（k）[=Akα]，將其帶入并對(duì)k求導(dǎo)，則有式（7）：

[g'k=sAα-1kα-2<0? ? ] （7）

也就是說，人均資本存量增速是一個(gè)減函數(shù)，隨著資本的增加而下降，人均資本存量增速最終將為零，收斂到穩(wěn)態(tài)。接下來考慮存在外部性的內(nèi)生增長(zhǎng)情形。根據(jù)索洛模型關(guān)鍵式[k=sfk-n+δk]，并令生產(chǎn)函數(shù)為式（6），可得式（8）：

[fk=AkαKβ=Akα+βLβ? ? ] （8）

對(duì)式（8）兩邊除以k得：[ kk=sfk/k-n+δ]，也即式（9）：

[gk=sALβkα+β-1-n+δ? ? ? ] （9）

同樣，對(duì)式（9）求k的導(dǎo)數(shù)，有式（10）：

[g'k=α+β-1sALβkα+β-2? ? ] （10）

觀察式（10）很容易證明，當(dāng)[β=0]時(shí)，經(jīng)濟(jì)屬于索洛新古典增長(zhǎng)模式，[g'k<0]，人均資本存量增長(zhǎng)率是一個(gè)減函數(shù)，隨著資本存量的增加而下降，直至為零，收斂到均衡狀態(tài)。當(dāng)[β>0]時(shí)，也就是當(dāng)內(nèi)生增長(zhǎng)模式和外部性發(fā)揮作用時(shí)，若[α+β<1]，[g'k<0]，內(nèi)生增長(zhǎng)模式下人均資本存量增長(zhǎng)率g（k）要大于新古典情形，且資本增長(zhǎng)率的下降速度[g'k]較新古典情形下更??；若[α+β>1]，[g'k>0]，還可能出現(xiàn)人均資本存量增速遞增的情形，這取決于[β]的大小及其變化路徑，而[β]正是由技術(shù)、人力資本、制度等因素決定的。

三、對(duì)中國(guó)規(guī)模經(jīng)濟(jì)的經(jīng)驗(yàn)分析

（一）對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出核算的考察

在對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算的分析中，只要存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，那么全部產(chǎn)品支出的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP與全部要素收入的GDI就應(yīng)該是不相等的，而且理論上GDP應(yīng)該大于GDI。目前，中國(guó)并沒有公布正式的國(guó)內(nèi)總收入統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。2016年6月之前各版本世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)公布了根據(jù)國(guó)民生產(chǎn)總值（GDP）和貿(mào)易條件（Terms of Trade，TOT）調(diào)整后的不變價(jià)GDI數(shù)據(jù)，結(jié)合同一數(shù)據(jù)庫(kù)中不變價(jià)GDP數(shù)據(jù)，可以考察兩個(gè)指標(biāo)的比例關(guān)系并觀察規(guī)模經(jīng)濟(jì)情況。1本文根據(jù)2014年5月版和2016年6月版WDI數(shù)據(jù)庫(kù)得到1978—2014年不變價(jià)中國(guó)GDP與GDI之比的數(shù)據(jù)。根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》指標(biāo)解釋，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP是一定時(shí)期內(nèi)常住單位的生產(chǎn)活動(dòng)最終成果，而GNI（也即國(guó)民生產(chǎn)總值）是一定時(shí)期內(nèi)常住單位初次分配的最終結(jié)果，等于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值加上來自國(guó)外的凈要素收入。GDP是個(gè)生產(chǎn)概念，與之相對(duì)應(yīng)的收入概念就是國(guó)內(nèi)總收入GDI，即有式（11）：

GNI=GDP/GDI+來自外國(guó)的凈要素收入=GDP/GDI+（來自外國(guó)的總收入-對(duì)外國(guó)的總支出） （11）

由此可得GDI與GNI的關(guān)系為式（12）：

GDI=GNI-來自外國(guó)的凈要素收入 （12）

國(guó)民生產(chǎn)總值與來自國(guó)外的凈要素收入之差即為國(guó)內(nèi)總收入，這個(gè)關(guān)系實(shí)際上是一個(gè)恒等式，通過式（12）計(jì)算的GDI實(shí)際上等于GDP。中國(guó)GDP與GDI的關(guān)系如圖1所示。

由圖1可見，1978—2014年，GDP/GDI平均為1.01，除20世紀(jì)90年代中期至2001年小于1以外，大部分時(shí)期該指標(biāo)都是大于1的，而且加入WTO之后，GDP與GDI之比明顯高于20世紀(jì)90年代初期之前的水平，2012年和2013年明顯回落并在2014年再次小于1，這與中國(guó)經(jīng)濟(jì)改革和融入全球市場(chǎng)的實(shí)際情況非常吻合。由此，可大致判斷中國(guó)在1978年改革開放后出現(xiàn)了規(guī)模經(jīng)濟(jì)。需要指出的是，由于統(tǒng)計(jì)上的誤差和定義上的難以完全匹配，即使是在統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)質(zhì)量完備的美國(guó)，GDI指標(biāo)統(tǒng)計(jì)仍存在誤差問題并對(duì)相關(guān)研究帶來一定困擾。因此，上述方法只能大致觀察中國(guó)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)情況。而且，雖然產(chǎn)出核算法或代數(shù)指數(shù)法能夠直觀地體現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)及全要素生產(chǎn)率的變化，但這種方法并沒有明確的生產(chǎn)函數(shù)，實(shí)際上隱含著要素完全可替代和要素邊際生產(chǎn)率恒定的假設(shè)，因而這種方法更多是作為一種概念性方法，并不適合用于嚴(yán)格的經(jīng)驗(yàn)分析［27-28］。對(duì)于長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)或全要素生產(chǎn)率等問題，通常是在具體增長(zhǎng)理論（新古典或內(nèi)生增長(zhǎng)理論）的指導(dǎo)下，通過特定體形式的生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析。因此，需要通過對(duì)中國(guó)產(chǎn)出函數(shù)的估計(jì)，更為嚴(yán)格地考察中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

（二）模型構(gòu)建、指標(biāo)數(shù)據(jù)和計(jì)量技術(shù)說明

1.模型構(gòu)建

一般來說，對(duì)產(chǎn)出函數(shù)進(jìn)行估計(jì)主要采用C?D生產(chǎn)函數(shù)形式。雖然內(nèi)生增長(zhǎng)理論更強(qiáng)調(diào)技術(shù)進(jìn)步、人力資本和制度等因素的作用，但有關(guān)度量人力資本與制度因素的研究也僅在20世紀(jì)90年代才逐步開展起來，其統(tǒng)計(jì)準(zhǔn)確性和成熟性遠(yuǎn)遠(yuǎn)不如GDP、就業(yè)等傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。而且，由于本文更關(guān)心中國(guó)產(chǎn)出函數(shù)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)情況（而非要素貢獻(xiàn)），理論上的度量誤差不會(huì)影響對(duì)產(chǎn)出函數(shù)規(guī)模經(jīng)濟(jì)性質(zhì)的判斷。因此，僅考察包括資本（K）、勞動(dòng)力（L）的總產(chǎn)出函數(shù)形式：[Yt=AtKαKtLαLt]，兩邊取對(duì)數(shù)，則有[logYt=logAt+αKlogKt+αLlogLt]。如果生產(chǎn)函數(shù)規(guī)模報(bào)酬不變，則有[αK+αL=1]，否則，當(dāng)[αK+αL>1]，就存在規(guī)模報(bào)酬遞增，而[αK+αL<1]則是規(guī)模報(bào)酬遞減。這樣，通過Wald系數(shù)檢驗(yàn)，對(duì)[αK+αL=1]原假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)，以考察產(chǎn)出函數(shù)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)性質(zhì)。

2.指標(biāo)數(shù)據(jù)

本文以GDP作為總產(chǎn)出序列。采用永續(xù)盤存法估計(jì)資本存量：[Kt=Kt-11-δt+It]，其中，K為資本存量，I為當(dāng)年投資，[δ]為折舊率?；曩Y本存量方面采用折舊—貼現(xiàn)法，以1952年為基期，以1952年投資除以之后15年投資幾何平均增長(zhǎng)率與基期年份折舊率之和得到以1952年為基年的資本存量，即[K1952=I1952g1952-1967+δ1952。]當(dāng)年投資序列采用支出法GDP統(tǒng)計(jì)中的固定資本形成序列，根據(jù)現(xiàn)有研究［16，29］將折舊率設(shè)定為6%，GDP和資本存量均為1978年不變價(jià)序列。1本文采用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的就業(yè)人員指標(biāo)作為勞動(dòng)力序列。盡管就業(yè)人員在1990年出現(xiàn)明顯斷點(diǎn)，根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》的說明，斷點(diǎn)的原因主要是根據(jù)人口調(diào)查情況進(jìn)行了調(diào)整，但如果以1996年以前未經(jīng)調(diào)整數(shù)據(jù)及其后調(diào)整的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，或直接將各省就業(yè)人數(shù)加總作為全國(guó)就業(yè)人數(shù)進(jìn)行回歸，并不會(huì)影響最終的結(jié)論。因此，本文仍采用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局經(jīng)過調(diào)整的官方數(shù)據(jù)。

3.計(jì)量技術(shù)說明

很多估算中國(guó)生產(chǎn)函數(shù)的經(jīng)驗(yàn)研究都直接將1952—1978年與改革開放后的時(shí)期作為同一樣本區(qū)間［30］，或樣本中剔除部分年份（1958—1969年）［31］。不過，1978年前后中國(guó)的總產(chǎn)出函數(shù)性質(zhì)顯然發(fā)生了根本性改變，剔除樣本點(diǎn)的做法實(shí)際上違背了產(chǎn)出函數(shù)穩(wěn)定性假設(shè)。另外，在總產(chǎn)出函數(shù)的估計(jì)上，為了處理時(shí)間序列自相關(guān)問題，本文主要采用傳統(tǒng)的廣義差分方法，或引入時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)或其他代理變量代表產(chǎn)出函數(shù)技術(shù)進(jìn)步趨勢(shì)［30-31］，但這樣處理的估計(jì)結(jié)果與原模型的真實(shí)值相比仍是有偏的。盡管索洛殘差（即全要素生產(chǎn)率，TFP）可歸結(jié)為對(duì)“無知的度量”，但簡(jiǎn)單地加入趨勢(shì)項(xiàng)無法解決這個(gè)問題，不如將遺漏因素完全歸到“殘差”項(xiàng)中，直接考察資本存量和勞動(dòng)等要素投入與總產(chǎn)出的函數(shù)關(guān)系。本文針對(duì)全國(guó)時(shí)間序列回歸采用Newey?West自相關(guān)異方差一致協(xié)方差進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，一定程度上能夠克服不同時(shí)期生產(chǎn)函數(shù)結(jié)構(gòu)性變化對(duì)顯著性檢驗(yàn)和回歸結(jié)果的影響。類似地，截面數(shù)據(jù)同樣隱含著各省生產(chǎn)函數(shù)相同的假設(shè)，可能帶來異方差問題，本文對(duì)省際截面數(shù)據(jù)采用White異方差一致協(xié)方差進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。

（三）時(shí)間序列分析

首先對(duì)取對(duì)數(shù)形式的各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)各變量都是單整序列，且通過Johansen協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)三個(gè)序列在5%水平下至少存在兩個(gè)確定性協(xié)整關(guān)系，因而可直接對(duì)原始序列進(jìn)行回歸。2正如前文指出的，生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)需要總產(chǎn)出函數(shù)具有穩(wěn)定性，因而以1978年作為分隔點(diǎn)是合理的。盡管如此，本文仍考察了全部樣本時(shí)期，以及1952—1959年、1970—1977年經(jīng)濟(jì)正常時(shí)期的情況。1由表1可見，1978年改革開放以后，Wald系數(shù)檢驗(yàn)（F統(tǒng)計(jì)量）在1%顯著性水平下拒絕了[αK+αL=1]的原假設(shè)，自變量也均通過了1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，說明總產(chǎn)出函數(shù)確實(shí)具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。各時(shí)期回歸方程經(jīng)調(diào)整后的R2都在0.950以上，說明資本存量和就業(yè)可以解釋絕大部分的產(chǎn)出，遺漏人力資本或制度因素的問題并不是很嚴(yán)重。一個(gè)有意思的發(fā)現(xiàn)是，改革開放前的1952—1959年、1970—1977年，Wald系數(shù)檢驗(yàn)無法拒絕[αK+αL=1]的原假設(shè)，說明1978年之前中國(guó)的產(chǎn)出函數(shù)符合規(guī)模報(bào)酬不變的假設(shè)，屬于新古典增長(zhǎng)模式。只是改革開放后中國(guó)經(jīng)濟(jì)走上了內(nèi)生增長(zhǎng)的道路，制度、技術(shù)和人力資本的外部性給經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來了規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入內(nèi)生增長(zhǎng)路徑的持續(xù)快速增長(zhǎng)階段。

（四）省際截面數(shù)據(jù)分析

以全國(guó)歷年省級(jí)數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行截面數(shù)據(jù)分析，可對(duì)歷年全國(guó)生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行估算，進(jìn)而判斷1952年以來總產(chǎn)出函數(shù)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)性質(zhì)。結(jié)果表明，1959年、1960年、1966—1977年和1984年勞動(dòng)力變量未通過顯著性檢驗(yàn)（如果是在15%顯著性水平，改革開放后所有方程都顯著）。與時(shí)間序列結(jié)果類似，對(duì)各年截面數(shù)據(jù)回歸方程[αK+αL=1]的Wald系數(shù)檢驗(yàn)表明，隨著改革開放的深入，以1986年為分界點(diǎn)，各年生產(chǎn)函數(shù)表現(xiàn)出了非常明顯的規(guī)模經(jīng)濟(jì)特征，而在建國(guó)后直至1985年之前，生產(chǎn)函數(shù)都是規(guī)模報(bào)酬不變的（具體回歸結(jié)果如表2所示）。其中，重慶、海南、西藏部分年份固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)缺失，以全國(guó)固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)替代；重慶固定資產(chǎn)基期為1985年，海南、西藏固定資產(chǎn)基期為1978年。目前，各省支出法GDP統(tǒng)計(jì)最新數(shù)據(jù)為2017年，因而僅對(duì)1952—2017年截面數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。省際截面數(shù)據(jù)回歸再次表明，改革開放后由于制度、技術(shù)和人力資本等因素外部性作用的發(fā)揮，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和內(nèi)生增長(zhǎng)模式是理解改革開放以來持續(xù)快速增長(zhǎng)的重要視角。

四、有關(guān)內(nèi)生增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的進(jìn)一步討論

（一）考慮人力資本和制度的內(nèi)生增長(zhǎng)情形

以上經(jīng)驗(yàn)分析表明，1978年以來中國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)際上處于規(guī)模報(bào)酬遞增的內(nèi)生增長(zhǎng)路徑。除外部性以外，人力資本也是內(nèi)生增長(zhǎng)理論的重要內(nèi)容，制度因素同樣也是必須考慮的變量。盡管人力資本的重要性已被高度重視，但對(duì)人力資本準(zhǔn)確度量的研究仍處于完善階段。在研究中，通常以識(shí)字率、入學(xué)率或受教育年限為替代變量，但Barro［32］指出，以識(shí)字率或入學(xué)率等指標(biāo)為人力資本的替代變量在經(jīng)驗(yàn)研究中面臨很多的問題，并主張采用受教育年限這一指標(biāo)。類似地，與GDP等宏觀總產(chǎn)出變量有著完善的統(tǒng)計(jì)不同，制度是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所有要素中最難以量化的變量，往往傾向于將無法歸類的因素都劃入制度的范疇（如法律、政治、宗教、文化）。但是，這樣的制度定義不免過于寬泛，難以操作且很可能存在度量偏差問題（制度指標(biāo)通常是事先設(shè)定的，一個(gè)自然的偏見是富裕地區(qū)的制度是好的制度）［17］。這里，采用Fraser研究所公布的經(jīng)濟(jì)自由度數(shù)據(jù)作為制度變量，根據(jù)Barro和Lee［33］及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)得到15歲以上勞動(dòng)力平均受教育年限數(shù)據(jù)（Sch15），1對(duì)1978年以來的樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果如表3所示。由表3可見，控制人力資本和制度因素后，中國(guó)經(jīng)濟(jì)確實(shí)呈現(xiàn)明顯的規(guī)模報(bào)酬遞增現(xiàn)象，中國(guó)在1978年之后應(yīng)處于內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)階段。通過制度等因素的改善，可以明顯改進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間，這也支持了加大人力資本投入、深化要素市場(chǎng)化改革、擴(kuò)大雙向?qū)ν忾_放等以保持較高增長(zhǎng)為目標(biāo)的政策主張［6，34］。

（二）要素產(chǎn)出彈性與宏觀經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)

由于數(shù)據(jù)樣本不同，特別是各省就業(yè)數(shù)據(jù)在1990年前后并未進(jìn)行調(diào)整，因而時(shí)間序列和截面數(shù)據(jù)分析得到產(chǎn)出函數(shù)表現(xiàn)形式有所不同。盡管時(shí)間序列結(jié)果中，勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性基本都在0.700左右，但截面數(shù)據(jù)結(jié)果表明，勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性只有在建國(guó)初期與多數(shù)國(guó)家的情形一致，基本在0.300以下。在時(shí)間序列樣本中較高的勞動(dòng)產(chǎn)出彈性估計(jì)很可能反映了1978年改革開放以來，中國(guó)勞動(dòng)力使用效率的提高或人力資本等改進(jìn)因素在發(fā)揮作用，這在截面分析中無法充分體現(xiàn)。不過，無論時(shí)間序列還是截面數(shù)據(jù)，資本的產(chǎn)出彈性都是較大的（即使是改革開放前也在0.400以上），遠(yuǎn)大于發(fā)達(dá)國(guó)家約0.300的水平。一般來說，在經(jīng)濟(jì)起飛階段，資本邊際收益在理論上應(yīng)更高，本文的發(fā)現(xiàn)也符合這一點(diǎn)。而且，過高的資本產(chǎn)出彈性也說明中國(guó)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)主要來自于資本效率的提高，這符合Romer［13］描述的情形。

由截面數(shù)據(jù)回歸結(jié)果還可以發(fā)現(xiàn)，勞動(dòng)力和資本存量的產(chǎn)出彈性與中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)具有非常密切的關(guān)系。一般來說，要素產(chǎn)出彈性越大（回報(bào)越高），經(jīng)濟(jì)體將更多地增加該要素投入，因而經(jīng)濟(jì)體的投資消費(fèi)結(jié)構(gòu)與資本或勞動(dòng)的要素產(chǎn)出彈性或資本回報(bào)率密切相關(guān)。根據(jù)1978—2017年省際截面數(shù)據(jù)樣本的回歸結(jié)果，可以得到資本產(chǎn)出彈性（[αK）]和勞動(dòng)產(chǎn)出彈性（[αL]）序列?？梢园l(fā)現(xiàn)，[αK]與投資率顯著正相關(guān)且與消費(fèi)率顯著負(fù)相關(guān)，而[αL]則分別與消費(fèi)率和投資率顯著正相關(guān)和負(fù)相關(guān)，這說明截面數(shù)據(jù)得到的要素產(chǎn)出彈性估計(jì)是合理的，且與當(dāng)前中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和投資主導(dǎo)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式相吻合。當(dāng)然，如果同時(shí)控制投資率和消費(fèi)率，可以發(fā)現(xiàn)回歸方程中投資率系數(shù)并不顯著且系數(shù)符號(hào)出現(xiàn)了方向性變化，這一結(jié)果應(yīng)該是受到了多重共線性的影響。

另外，結(jié)合白重恩和張瓊［35］、李宏瑾和唐黎陽［36］估算的包含存貨因素的資本回報(bào)率數(shù)據(jù)，與[αK、αL]進(jìn)行回歸，由表4可見，資本回報(bào)率與[αK]顯著正相關(guān)，而資本回報(bào)率與[αL]顯著負(fù)相關(guān)。在投資推動(dòng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式下，隨著資本存量的迅速增加和折舊率的上升，近年來[αK]和資本回報(bào)率都出現(xiàn)了不同程度的下降，中國(guó)的潛在產(chǎn)出增速也出現(xiàn)了明顯的下降。與此同時(shí)，隨著中國(guó)人口紅利的逐步消失、就業(yè)人數(shù)下降，以及服務(wù)業(yè)產(chǎn)值和就業(yè)人數(shù)占比的上升，勞動(dòng)產(chǎn)出彈性由全球金融危機(jī)前后的0.160左右逐年上升至目前的0.240以上，經(jīng)濟(jì)增速也出現(xiàn)明顯下降，這與現(xiàn)有研究的結(jié)論一致［6，35］。隨著資本產(chǎn)出彈性、勞動(dòng)產(chǎn)出彈性和資本回報(bào)率的趨勢(shì)性變化，中國(guó)的投資消費(fèi)結(jié)構(gòu)逐步調(diào)整，投資率在2011年（47.0%）達(dá)到最高后開始逐步下降，而最終消費(fèi)率則由2010年最低的49.4%逐步回升?？梢姡疚膶?duì)截面數(shù)據(jù)要素產(chǎn)出彈性的估計(jì)是合理穩(wěn)健的。

（三）要素產(chǎn)出彈性與要素收入占比

將各省收入法GDP加總可得到全國(guó)收入法GDP數(shù)據(jù)，其中，勞動(dòng)者報(bào)酬占比從1995年開始持續(xù)下降，到2007年達(dá)到最低的42.9%。幾乎與此同時(shí)，1997年以來，中國(guó)的勞動(dòng)產(chǎn)出彈性呈現(xiàn)逐年下降的趨勢(shì)，與收入法GDP中勞動(dòng)者報(bào)酬占比和支出法GDP中居民消費(fèi)支出占比的下降趨勢(shì)相吻合，這也說明計(jì)量分析的可靠性。在規(guī)模報(bào)酬不變且完全競(jìng)爭(zhēng)假設(shè)下，由隱函數(shù)推導(dǎo)的要素產(chǎn)出彈性等于要素占總收入的比重（[αK≡RKY]，[αL≡wLY]），這也是對(duì)偶法產(chǎn)出核算的基礎(chǔ)。也就是說，只有在規(guī)模報(bào)酬不變的情況下，才可以采用對(duì)偶法進(jìn)行產(chǎn)出核算及對(duì)全要素生產(chǎn)率等進(jìn)行估計(jì)。不過，在上文對(duì)中國(guó)產(chǎn)出函數(shù)的估計(jì)表明，1978年以來中國(guó)生產(chǎn)函數(shù)具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)性質(zhì)，因而理論上，要素產(chǎn)出彈性與要素收入占比并不相等。這里，可通過對(duì)勞動(dòng)力相關(guān)指標(biāo)的分析進(jìn)行考察。

對(duì)各省截面數(shù)據(jù)的分析可以得到1978年以來全國(guó)各年勞動(dòng)產(chǎn)出彈性，通過收入法國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算，可以得到1978年以來全國(guó)勞動(dòng)者報(bào)酬占GDP的比重，從而得到勞動(dòng)收入占產(chǎn)出份額比重序列，這樣可以考察全國(guó)[αL]與[wLY]的關(guān)系。分別對(duì)這兩個(gè)序列的均值和方差相等性進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，均值、中位數(shù)和方差都顯著拒絕相等的原假設(shè)，這說明1978年以來中國(guó)總產(chǎn)出函數(shù)具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的結(jié)論是可靠的。

當(dāng)然，勞動(dòng)產(chǎn)出彈性與勞動(dòng)收入占產(chǎn)出份額比重仍存在非常密切的相關(guān)關(guān)系。由勞動(dòng)產(chǎn)出彈性與勞動(dòng)收入份額的散點(diǎn)圖1可知，兩個(gè)序列顯著正相關(guān)，但回歸變量系數(shù)Wald檢驗(yàn)顯著拒絕了等于1的原假設(shè)，說明本文對(duì)勞動(dòng)產(chǎn)出彈性的估計(jì)是合理的。雖然白重恩和錢震杰［27］指出，2004年統(tǒng)計(jì)核算方法的調(diào)整對(duì)勞動(dòng)收入份額的下降產(chǎn)生了一定影響，但即使是2004年后，直至2007年勞動(dòng)者報(bào)酬占GDP的比重仍然在下降，而且孫文杰［37］研究表明，宏觀經(jīng)濟(jì)投資和消費(fèi)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及市場(chǎng)組織結(jié)構(gòu)的變化是導(dǎo)致勞動(dòng)報(bào)酬份額變化的重要原因，從而可以理解要素分配份額由于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性變化而發(fā)生的改變，再次表明本文對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的討論是可靠的。

五、結(jié)論性評(píng)述

規(guī)模經(jīng)濟(jì)不變是穩(wěn)態(tài)經(jīng)濟(jì)的必要條件，否則只要增加要素投入就會(huì)獲得更高水平的產(chǎn)出，經(jīng)濟(jì)將持續(xù)擴(kuò)張而無法收斂，這也是新古典增長(zhǎng)理論描述的情形。但是，新古典增長(zhǎng)理論的經(jīng)濟(jì)收斂模式和穩(wěn)態(tài)增長(zhǎng)路徑多少有些令人沮喪，因?yàn)槌窃黾右赝度牖虺霈F(xiàn)外部沖擊，否則經(jīng)濟(jì)只能進(jìn)行“簡(jiǎn)單”的自我復(fù)制，這也與20世紀(jì)50年代和60年代發(fā)達(dá)國(guó)家及其后很多成功起飛的新興經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)驗(yàn)不符。相比之下，內(nèi)生增長(zhǎng)理論提供了更為合理的解釋，要素外部性作用的發(fā)揮使經(jīng)濟(jì)體獲得了規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，增加要素投入可以獲得更多產(chǎn)出，經(jīng)濟(jì)體將處于持續(xù)擴(kuò)張的快速增長(zhǎng)階段，由此可以更好地理解1978年改革開放以來中國(guó)持續(xù)四十多年的增長(zhǎng)奇跡。

然而，畢竟規(guī)模報(bào)酬不變才是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的常態(tài)，一旦外部性作用消耗殆盡，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也將由內(nèi)生增長(zhǎng)模式回歸到新古典的穩(wěn)態(tài)增長(zhǎng)路徑。盡管對(duì)于外部性的來源還需要進(jìn)一步深入研究，但技術(shù)、人力資本、組織和生產(chǎn)結(jié)構(gòu)及市場(chǎng)化等因素所促進(jìn)的無形資本積累，對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)揮了重要的作用。隨著加入WTO后市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)大的積極因素日漸消失，中國(guó)潛在產(chǎn)出增速“換檔”已成為各界共識(shí)，但中國(guó)人口紅利（特別是人力資本、勞動(dòng)參與率提高等所帶來的第二次人口紅利）仍有巨大開發(fā)潛力。本文的經(jīng)驗(yàn)分析進(jìn)一步表明，中國(guó)規(guī)模經(jīng)濟(jì)更多是來自于資本效率的提高，這主要得益于技術(shù)創(chuàng)新和市場(chǎng)化制度變革帶來的要素配置效率的提高。當(dāng)前，中國(guó)發(fā)展仍處于重要戰(zhàn)略機(jī)遇期，但機(jī)遇和挑戰(zhàn)都有新的發(fā)展變化。在雙循環(huán)新發(fā)展格局下，中國(guó)更要堅(jiān)持深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革這條主線，通過開放合作的雙循環(huán)，促進(jìn)更深層次改革和更高水平開放，深入挖掘國(guó)內(nèi)外兩個(gè)市場(chǎng)、兩種資源，充分發(fā)揮超大規(guī)模市場(chǎng)優(yōu)勢(shì)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，更好實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

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LI Hong?jin

（Research Bureau， the Peoples Bank of China， Beijing 100800， China）

Summary：Currently， Chinas economy is shifting towards a high?quality development stage， and the external environment has undergone profound changes.Amid global changes of a magnitude not seen in a century， it is of great theoretical and practical significance to understand the transformation of Chinas economy from the growth miracle to the new? development pattern from the perspective of growth theory. However， since the reform and opening up， Chinas factor input and output changes have not been completely synchronized， and the constant returns to scale hypothesis of the neoclassical growth theory is not fully applicable to Chinas economy since 1978.

Based on the output accounting theory and the endogenous growth model with externality respectively， this paper provides a theoretical and empirical analysis of Chinas growth miracle since 1978. According to the output accounting theory， if the economy of scale holds， the factorsgross output （GDP） should be greater than gross income （GDI） theoretically. The World Bank data show that the ratio of Chinas constant price GDP to GDI is greater than 1 for most of the periods after the reform and opening up， indicating the existence of effects of economies of scale. The endogenous growth model considering externality well depicts the effects of economies of scale in economic growth. The empirical analysis based on the national time series and provincial cross?sectional data shows that Chinas total output function has obvious returns to scale feature since the reform and opening up， and China has achieved rapid growth with an endogenous growth path. The results are robust even if the human capital， system and other variables are controlled.

This paper contributes to the existing literature from two aspects. First， different with the most existing studies， this paper conducts theoretical and empirical analyses on Chinas economies of scale effect since reform and opening up based on the output accounting theory and the endogenous growth theory respectively， so as to better understand Chinas growth miracle in theory. Second， the analysis of economic convergence path based on the endogenous growth theory model with externality shows that the neoclassical growth theory and endogenous growth theory are still uniform in essence. Once promotion factors of the externality and effects of economies of scale， such as demographic dividends and world trade， disappear， the economic growth will gradually converge and return to the neoclassical steady?state growth mode. From that， we can better understand the new? development pattern.

Under the new development pattern， China should adhere to the main line of deepening supply?side structural reform， promote deeper reforms and higher levels of opening up through the open and cooperative dual circulation deeply explore international and domestic markets and resources， fully leverage the economies of scale effects of ultra?large?scale market advantages， and better achieve high?quality economic development.

Key words：economic growth; growth accounting; economy of scale; new development pattern

（責(zé)任編輯：鄧 菁）

［DOI］10.19654/j.cnki.cjwtyj.2023.05.002

［引用格式］李宏瑾.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)：從增長(zhǎng)奇跡到新發(fā)展格局［J］．財(cái)經(jīng)問題研究，2023（5）：14-26.

1 文責(zé)自負(fù)，與任何機(jī)構(gòu)無關(guān)。

2 在不作特殊說明的情況下，本文數(shù)據(jù)皆來自于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。

收稿日期：2022?12?07

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目“罕見災(zāi)難沖擊、宏觀經(jīng)濟(jì)下行與宏觀經(jīng)濟(jì)政策調(diào)控研究”（20&ZD055）；國(guó)家自然科學(xué)基金重點(diǎn)課題項(xiàng)目“中國(guó)金融體系的演化規(guī)律和變革管理”（71733004）；國(guó)家自然科學(xué)基金重點(diǎn)課題項(xiàng)目“結(jié)構(gòu)性貨幣政策的理論與評(píng)估”（72133006）

作者簡(jiǎn)介：李宏瑾（1978-），男，遼寧沈陽人，副研究員，博士，主要從事宏觀經(jīng)濟(jì)、貨幣理論和政策研究。E?mail：leehongjin@163.com

1 需要指出的是，WDI數(shù)據(jù)庫(kù)中的GDI主要反映了國(guó)內(nèi)生產(chǎn)所形成的總收入的購(gòu)買力，這與產(chǎn)出核算理論中GDI主要是指用于總產(chǎn)出生產(chǎn)的勞動(dòng)資本投入價(jià)值仍存在一定的差異。不過，出于數(shù)據(jù)可得性和經(jīng)驗(yàn)研究可行性的考慮，本文仍采用世界銀行公布的GDI序列進(jìn)行分析。

1 國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布了1990—2019年的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)。這里根據(jù)《中國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料1952—1995》《新中國(guó)五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》公布的資本形成指數(shù)和現(xiàn)價(jià)數(shù)據(jù)，計(jì)算得到1990年之前固定投資價(jià)格指數(shù)；根據(jù)支出法三大需求對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率和拉動(dòng)率，計(jì)算得到2020年、2021年固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，進(jìn)而得到不變價(jià)資本存量序列。

1 具體檢驗(yàn)結(jié)果未在正文中列出，留存?zhèn)渌鳌?/p>

2 雖然這樣回歸方程的自由度很少，但由于僅有兩個(gè)自變量，而且為發(fā)現(xiàn)更有價(jià)值的現(xiàn)象，本文不得不在技術(shù)的嚴(yán)格性與可行性上進(jìn)行權(quán)衡。1952—1978年的回歸結(jié)果不顯著，故此不報(bào)告。

1 Fraser研究所僅在1995年之后才公布年度數(shù)據(jù)，1980—1995年僅每五年公布一次數(shù)據(jù)，最新數(shù)據(jù)為2022年9月所公布的截至2020年數(shù)據(jù)。類似地，Barro和Lee［33］也是每五年公布數(shù)據(jù)，最新數(shù)據(jù)為2018年6月修正的截至2010年數(shù)據(jù)。這里，通過線性插值法得到缺失數(shù)據(jù)，其中，2011—2020年受教育年限數(shù)據(jù)是在Barro和Lee［33］的基礎(chǔ)上，結(jié)合全國(guó)第六次和第七次人口普查相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算而得。

1 散點(diǎn)圖未在正文中列出，留存?zhèn)渌鳌?/p>