羅海平，陶一桃

（1．南昌大學中國中部經濟發(fā)展研究中心，江西南昌330047; 2．深圳大學中國經濟特區(qū)研究中心，廣東深圳 518060）

“特區(qū)奇跡”的全要素生產率實證研究
——基于深圳數據:1980－2007

羅海平1，陶一桃2

（1．南昌大學中國中部經濟發(fā)展研究中心，江西南昌330047; 2．深圳大學中國經濟特區(qū)研究中心，廣東深圳 518060）

深圳等經濟特區(qū)創(chuàng)造了世界工業(yè)化、城市化、現(xiàn)代化建設的奇跡。從理論上特區(qū)有先行先試的政策優(yōu)勢、獨特的對外發(fā)展的區(qū)位優(yōu)勢，而最重要的是轉型時期的改革家和改革家精神的作用?；谏钲诘冉洕貐^(qū)的實證研究發(fā)現(xiàn)，“特區(qū)奇跡”產生根源于制度的創(chuàng)新和技術的進步。而制度創(chuàng)新和技術進步差異的背后是改革家與改革家精神、企業(yè)家與企業(yè)精神的稟賦差異。

經濟特區(qū);深圳;改革家精神;稟賦差異

一 引言

深圳作為我國第一個經濟特區(qū)，自成立以來，GDP年均增長26．9%，地方財政收入年均增長34．3%，工業(yè)總產值年均增長40．7%，出口年均增長超過36%。改革開放使深圳從GDP不足2億元的邊陲小鎮(zhèn)，發(fā)展成為人均和地均GDP全國第一、出口全國第一、工業(yè)總產值全國第二、地方財政收入全國第三、GDP全國第四的現(xiàn)代化特大城市。2007年深圳人均GDP 7．85萬元，比上海、北京總和還多，地均高出北京、上海和廣州總和0．12億元/平方公里。胡錦濤總書記在深圳經濟特區(qū)建立30周年慶祝大會上的講話中指出，“深圳經濟特區(qū)創(chuàng)造了世界工業(yè)化、城市化、現(xiàn)代化建設的奇跡，為我國改革開放作出了重要貢獻?！?/p>

深圳奇跡的產生并不是歷史的偶然，而是具有多方面的因素，既有先行先試的歷史原因、也有獨特區(qū)位所帶來的發(fā)展因素的匯聚，更有中央政府和特區(qū)改革家的不斷創(chuàng)新和努力?？傮w而言，可歸納為:（1）先天區(qū)位優(yōu)勢以及“先行先試”政治優(yōu)勢所形成的內外“勢差”，為深圳“外引內聯(lián)”的實現(xiàn)創(chuàng)造了條件。（2）FDI和出口貿易的快速增長促成了深圳超常規(guī)發(fā)展。（3）改革家精神以及革新精神是最重要的經濟增長和體制轉型要素，［1］是確保特區(qū)政治地位、經濟發(fā)展績效，確保特區(qū)根本利益，最核心、最根本的要素。

二 實證檢驗

（一）模型選擇與樣本數據選擇

1．模型選擇。根據理論分析，經濟特區(qū)作為轉型空間路徑的起點和增長極，［2］發(fā)展因素既有內外市場的利用，又有自身能動性的充分發(fā)揮。但從要素的角度看，則有大規(guī)模政府主導下的投資驅動（K）、大量外資的引用（F）以及建立在廉價勞動力（L）基礎上的出口工業(yè)（E）。經濟特區(qū)除了以上這些可以量化的因素外，還包含有大量不可量化但卻對特區(qū)發(fā)展產生重大影響的系列因素，比如制度的創(chuàng)新、改革家以及改革家精神以及區(qū)位與自然條件等資源稟賦。

參照柯布—道格拉斯生產函數，構建經濟特區(qū)的生產函數:Y（T，K，F(xiàn)，E，L）=A（T）KαFβLγEλ。A（T）表示

2．原始數據采集。鑒于數據采集的方便，以全社會固定資產投資表示K，用實際利用外資代表F（已按當年匯率折算成人民幣），其中出口為E（已按當年匯率折算成人民幣）以及歷年年末職工人數為L。根據《深圳統(tǒng)計年鑒》，采集1980到2006年的相應數據。

3．GDP平減指數處理。由于原始數據沒考慮價格因素，故需要對以貨幣表示的變量作GDP平減指數處理。鑒于《深圳統(tǒng)計年鑒》沒有直接提供GDP平減指數，故參考國內學者馬樹才、孫長清和李寧［3］［4］的處理方式，按照如下公式進行估算:

第i年GDP平減指數=（yi/yi指數）×（y1980指數/ y1980i），其中yi，yi指數，y1980指數，y1980分別指第i年的名義GDP值、GDP指數、1980年GDP指數以及1980年名義GDP值。

數據處理后的統(tǒng)計屬性如下。

表1:運算用數據屬性

（二）時間序列的平穩(wěn)性檢驗

本模型中的所有的系列均為時間序列，故需分別進行時間序列的平穩(wěn)性檢驗。序列的平穩(wěn)性要求均值、方差和協(xié)方差等不隨時間變化而變化。檢查序列的平穩(wěn)性要求檢查序列是否存在單位根。為此，平穩(wěn)性檢驗即為單位根檢驗。本文采用EVIEWS5．0系統(tǒng)默認的ADF檢驗，即增廣的迪克—福勒檢驗（Augmented Dick－Fuller，ADF）。ADF模型有如下三種形式:

其中yt為被檢時間序列，t表示時間，且t=1，2，3……T，△為差分因子，α0為截距項，α1為趨勢項△yt－1為滯后項，εt為隨機擾動項為白噪音序列（White noise）。

ADF檢驗原假設為:H0∶δ=0，如δ的t－Statistic值小于ADF分布的臨界值，則拒絕原假設，接受H0∶δ＜0的假設，說明時間序列yt具有平穩(wěn)性。如果t－Statistic值大于臨界值，則接受原假設，說明yt單位根存在。按照系統(tǒng)默認的AIC和SC最小信息準則選取滯后階，分別對LnY，LnL，LnK，LnF，LnE進行ADF檢驗，結果如下:

表2:時間序列ADF檢驗結果

由以上ADF檢驗運算結果表明，根據AIC和SC最小原則原時間序列都不是平穩(wěn)序列，即存在一個單位根。而從一階差分序列來看，都不拒絕有一個單位根的原假設，故這些序列都是一階單整序列，并可能存在長期協(xié)整關系。

（三）協(xié)整檢驗

協(xié)整關系的估計檢驗，目的在于檢驗序列之間的線形組合是否平穩(wěn)。為此，在檢驗之前，先要初步判斷和各單一系列是否與存在顯著的線形關系。通過考察分別與和的散點圖作初步判斷。由下圖可見，與線性關系顯著，與和存在線性關系，但擾動較大，尤其是與線性關系不明顯。

（圖1:變量間散點圖）

再通過LnY與LnL、LnK、LnF和LnE作OLS線性協(xié)整回歸，回歸方程參數分別為:R2=0．992886，DW= 0．439093，F(xiàn)=767．6519?？梢娫摶貧w方程擬合度很高，但LOG（F）和LOG（E）的t檢驗值偏低，t＜t0．05（25）= 1．711，即說明LnF和 LnE參數不顯著。而 D．W值= 0．439093明顯偏低，說明方程存在自相關問題?，F(xiàn)實中深圳長期以來都具有“三來一補”的產業(yè)特色。引進的外資往往是用于出口生產，所以出口和外資存在自相關具有現(xiàn)實依據。從統(tǒng)計數據來看，當進行LnF和LnE的OLS回歸時，具有顯著相關。故可考慮去掉變量LOG （F），再作OLS回歸時D．W值=0．487097，依然偏低。選擇通過運用Cochrane－Orcutt法進行一階迭代處理后，D．W值=1．467918明顯改善，但依然偏低，需再作二階迭代。作二階迭代后，發(fā)現(xiàn)LOG（L）不夠顯著，但現(xiàn)實中勞動力作為重要投入，故不能去掉。選擇去掉常數項C，作同樣的二階迭代，發(fā)現(xiàn)各項參數正常。運算結果如下。

表3:回歸方程運算結果

根據方程運算結果參數均顯著，擬合度高，再對該方程殘差作ADF檢驗，t－Statistic=－5．335473，通過了1%顯著性檢驗（－3．737853）。所以殘差系列ε是平穩(wěn)系列。且（4－du）=2．35＞D．W=2．206891＞du=1．65不存在自相關（顯著水平α=0．05）。方程擬合與殘差軌跡如圖。

（圖2:擬合與殘差軌跡圖）

該方程通過了各項檢驗，證明為有效。根據方程運算結果，可知投資的彈性系數α=0．284892，表示在其它要素投入不變的情況下，投資每增加1%，產出Y增加0．284892%，同理勞動力或人口的彈性系數γ=0．185700，表示人口每增加1%，則產出Y增加0．185700%，出口彈性系數λ=0．111219，則表示出口每增加1%，產出Y增加0．111219%。

（四）經濟增長因素貢獻率

因素貢獻率源自要素貢獻率，反映的是對經濟增長的影響大小，計算公式是:要素貢獻率=（要素增長率×要素彈性系數）/GDP增長率×100%。按照公式分別計算出歷年投資、勞動力以及出口對真實GDP增長的貢獻率即C_R_K、C_R_L和C_R_E。索洛將技術進步納入生產函數中，在把資本增長和勞動增長對經濟增長的貢獻剝離出來以后，剩余部分歸結為廣義技術進步，從而定量分離出了技術進步在經濟增長中的作用，這就是著名的“索洛余值”，也稱全要素生產率TFP。索洛假設技術進步是?？怂怪行缘模瑓⒄账髀宓亩x可構建生產函數:Y =A（t）F（K，L，E），其中A（t）為t期的技術水平的一個衡量指標。也被稱為全要素生產率（Total Factor Productivity）。定義α=（?Y/?K）/（K/Y）、γ=（?Y/?L）/（L/ Y）和λ=（?Y/?E）/（E/Y）分別為資本、勞動和出口的產出彈性，即在其他條件不變的情況下，投資、勞動或出口每增加1%，產出分別增加α%、γ%或λ%。對Y=A（t） F（K，L，E）求全微分，并在兩端同除以Y，經整理得增長速度方程式:dY/Y=dA+α（dk/K）+γ（dL/L）+λ（dY/ E）。該式表明產出的增長是由投資、勞動投入量和出口的增加和技術水平的提高帶來的。用差分近似取代微分，則得要素增長率貢獻方程:△Y/Y=△A/A+α（△K/ K）+γ（△L/L）+λ（△Y/E），根據方程可得如下結論:產出的增長=全要素增長率的增長+投資的貢獻+勞動的貢獻+出口的貢獻?！鰽/A就是全要素生產率的增長率，即“索洛余值”（Solow Residual）。為此，C_R_T=1－（C_R_K+C_R_L+C_R_E）。結果如下。

表4:增長率與貢獻率

三 深圳數據的實證啟示

通過以上以深圳為例的特區(qū)發(fā)展因素的分析，可得到如下結論:投資驅動和出口驅動是特區(qū)發(fā)展的重要動力。在特區(qū)建立的前幾年，固定資產投資的貢獻率幾乎都保持在30%以上，1981－2006年25年間有15個年份投資貢獻率在20%以上，其中7個年份在30%以上。同時投資的貢獻率受政治事件的影響很大，鄧小平的兩次南巡都給經濟特區(qū)帶來投資的高漲，比如，1984年投資貢獻率為28．91%，1992年投資貢獻率達80．77%。另外投資受整個經濟景氣的影響比較明顯，經濟過熱時投資收縮迅速，比如1986年和1995年都出現(xiàn)過投資收縮。近年投資貢獻率有所下降，2006年僅為10．65%，表明深圳特區(qū)已不再是特區(qū)建設早期的投資驅動模式。

我國所有經濟特區(qū)都是外向型經濟，出口在深圳經濟中占有很大比例，其中共有9個年份的出口貢獻率都在20%以上。尤其是在在1983－1987年間出口貢獻率幾乎都在50%以上，成為深圳經濟起飛的重要推動力。與投資不同的是出口不僅受國內政治環(huán)境的影響，更與世界經濟環(huán)境密切關聯(lián)，在1997年亞洲金融危機的幾年出口貢獻率都走低，1998年跌至－0．30%。

同時勞動力所構成的比較優(yōu)勢對深圳的快速發(fā)展尤其是在深圳起飛階段（80年代中后期到90年代末期）亦起著重要作用。由于我國是人口大國加之農村勞動力的大量轉移，對深圳等沿海經濟特區(qū)來說勞動力的供給基本是無限的（近年所出現(xiàn)的“民工荒”除外），所以勞動力的貢獻率歷年來都比較平穩(wěn)。近年隨著深圳高新技術產業(yè)的發(fā)展以及產業(yè)轉移的升級，勞動力的貢獻率逐年降低，2005年僅為3．11%。

（圖3:深圳各要素貢獻率軌跡圖）

縱觀深圳特區(qū)30年的發(fā)展，投資、出口和勞動力等都無法準確概括和解釋“深圳奇跡”，為此，索洛余值在大多數年份都具有很大比重，在25個年份中有21個年份超過20%以上的經濟增長率不能用單一的物質要素的貢獻來解釋。全要素貢獻率達30%以上的年份有19個，40%以上的有17個年份，且近年一直保持在60%以上?？梢?，深圳特區(qū)作為我國五大綜合型特區(qū)中發(fā)展最為成功的特區(qū)，盡管投資、出口、外資還是人口方面都占有絕對優(yōu)勢，但最大的優(yōu)勢則表現(xiàn)在以改革家精神為主要動力所帶來的技術和制度創(chuàng)新能力的提高，也即全要素生產率的提高。這也證明了前文所分析到的經濟特區(qū)的本質并不在于物質要素的集聚，而在于創(chuàng)新精神引發(fā)的技術進步或制度創(chuàng)新。

全要素生產率是一個綜合的非物質要素解釋量，并不單指狹義技術進步，對特區(qū)來說，轉型制度創(chuàng)新更為重要。而這種創(chuàng)新主體在早期主要是改革家主導下的政府。轉型啟動時期，1981年全要素生產率的增長率達51．29%。這種全要素主要表現(xiàn)為制度創(chuàng)新帶來的要素生產率的提高，這與90年代中后期至如今全要素貢獻率含義有本質區(qū)別，比如2006年全要素生產率的增長率達53．44%，主要反映的是深圳技術進步的作用，此時技術進步的主體是企業(yè)家領導下的企業(yè)，要素生產率的提高是基于技術進步。與早期不同的是，市場經濟基本制度已形成，轉型制度創(chuàng)新的作用開始減弱。

四 五大特區(qū)發(fā)展因素的差異性比較

對其它幾個特區(qū)來說，投資、出口以及廉價勞動力對經濟增長的貢獻具有相似性。由下圖可見深圳（SZ）、汕頭（ST）、珠海（ZH）、海南（HN）、廈門（XM）的要素分布（L，K，E）差異與其經濟發(fā)展的軌跡基本一致。所以，通過以深圳為例得出的啟示對其它特區(qū)依然具有一定的解釋意義。

（圖4:五大特區(qū)發(fā)展因素比較）

從人口規(guī)模對經濟的影響來看，海南作為五大特區(qū)中唯一的一個省，人口規(guī)模一度遠遠超過深圳、珠海、廈門和汕頭等城市特區(qū)。但人口或勞動力優(yōu)勢并沒有給海南相應的經濟發(fā)展。一個重要原因在于海南主要是發(fā)展農業(yè)和旅游業(yè)，與主要發(fā)展城市工業(yè)的其它特區(qū)相比，勞動力的集約化利用程度不夠。另外，汕頭相比珠海和廈門來說，也具有一定的優(yōu)勢，但該優(yōu)勢并沒有轉化為汕頭的發(fā)展優(yōu)勢。

從投資來看，深圳歷年的投資總額最高，其次是廈門、海南，然后是珠海和汕頭。汕頭的投資額在所有特區(qū)中最低，投資在五大特區(qū)中的地位與其經濟總量的地位基本一致，故汕頭的經濟發(fā)展問題，很大原因是投資不足。

出口量對于各大特區(qū)經濟的解釋，與投資基本一致。但汕頭的出口工業(yè)相對于海南來講，依然具有明顯優(yōu)勢，故海南的問題在于出口工業(yè)等外向程度不夠等方面。而對于廈門和珠海來說，無論是人口、投資還是出口工業(yè)的發(fā)展，基本與其經濟發(fā)展相吻合。故對于珠海和廈門來說，主要需從各方面綜合改進和提升，才能縮小與深圳的差距。由于無論是人口規(guī)模、還是投資和出口工業(yè)，其實都是經濟發(fā)展的重要組成部分。所以，對所有特區(qū)來說，差距的形成，根本原因依然在于制度的創(chuàng)新和技術進步上。而制度創(chuàng)新和技術進步差異的背后是改革家與改革家精神、企業(yè)家與企業(yè)精神的稟賦差異。而從政府角度來講根本差異產生于改革家與改革家精神。

［1］羅海平，鐘堅．基于原生市場和轉型市場的特區(qū)模式研究［J］．深圳大學學報（人文社會科學版），2009（2）:20－25．

［2］高進田．增長極理論與國家綜合配套改革試驗區(qū)建設［J］．財經問題研究，2008（2）:120－124．

［3］馬樹才，孫長清．我國政府支出對經濟增長拉動作用研究［J］．財經理論與實踐2005（6）:100－104．

［4］李寧．廣東經濟增長中財政支出貢獻的測度分析［D］．廣州:廣東商學院碩士學位論文，2007:17－20．

An Empirical Study of Entire Factor Productivity for“Miracles of SEZ”——Based on Shenzhen’s Data:1980-2007

LUO Hai-ping1，TAO Yi-tao2

（1．Research Center for CED，Nanchang University，Nanchang330047，China; 2．Research Center for SEZ，Shenzhen University，Shenzhen518060，China）

Shenzhen and other special economic zones have created the miracle of industrialization，urbanization and modernization worldwide，which result，in theory，from the advantges of relevant policies and of their unique export-oriented geographical location but above all from the function of reformists and their spirit in the transitional period．As is shown by an empirical study based on Shenzhen and other SEZs，the“miracle of SEZs”originates from their institutional innovation and technological progress，whose difference arises from dissimilarities in the endowments between reformists and their spirit and enterprisers and their spirit．

special economic zones;Shenzhen;the spirit of reformists;differences in endowments

F061．5 < class="emphasis_bold">文獻標識碼:A

A

1674－5310（2011）－05－0086－06

2010年國家社科基金重點項目“經濟特區(qū)與中國道路研究”（編號:10AJL001）。特區(qū)制度創(chuàng)新和技術進步等影響特區(qū)經濟增長的因素，而制度創(chuàng)新和技術進步則跟特區(qū)改革家與改革家精神的稟賦關聯(lián)。對函數取對數變換如下:LOG（Y）=LOGA （T）+αLOG（K）+βLOG（F）+γLOG（L）+λlog（E），其中α，β，γ，λ分別為投資、外資、勞動力人數以及出口的彈性系數，表示在其它情況不變的情況下，各要素增長1%，則產出分別增長α%，β%，γ%，λ%。

2011－05－18

羅海平（1979－），四川南充人，南昌大學中國中部經濟發(fā)展研究中心講師，博士，主要從事市場經濟理論研究;陶一桃（1958－），女，滿族，黑龍江哈爾濱人，深圳大學黨委副書記，教授，博士生導師，主要從事制度經濟學研究。

（責任編輯:李 莉）