李榮富，傅懿兵，王　萍（.池州學院 商學院，安徽 池州 47000；.煙臺職業(yè)學院 會計系，山東 煙臺 64000；.東北財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，遼寧 大連 605）

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華東經(jīng)濟

提升安徽省經(jīng)濟增長質(zhì)量的途徑研究
——基于SUR模型的多方程系統(tǒng)分析

李榮富1，傅懿兵2，王萍3
（1.池州學院 商學院，安徽 池州 247000；2.煙臺職業(yè)學院 會計系，山東 煙臺 264000；3.東北財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，遼寧 大連 116025）

摘要：文章嘗試性地從主要影響因素方面分析和判斷安徽省經(jīng)濟增長質(zhì)量的提升途徑。選擇度量經(jīng)濟增長質(zhì)量及其受經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、技術(shù)創(chuàng)新、區(qū)域差異、經(jīng)濟金融化程度等方面因素影響的觀測變量，運用似不相關(guān)回歸（SUR）模型的多方程系統(tǒng)，研究1981-2013年安徽省經(jīng)濟增長質(zhì)量受主要因素的定量影響效應(yīng)；通過SUR模型設(shè)定、估計和目標路徑仿真，分析同一經(jīng)濟系統(tǒng)內(nèi)諸因素對安徽省改革開放以來經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響路徑，提出改善經(jīng)濟增長質(zhì)量的途徑。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟增長質(zhì)量；SUR模型；多方程系統(tǒng)；安徽省

［DOI］10.3969/j.issn.1007-5097.2016.03.003

一、引　言

世界任何一國或地區(qū)社會經(jīng)濟的發(fā)展皆需要一定程度的經(jīng)濟增長。1997-2006年間，美國實際GDP平均增長3.3%，德國、日本、韓國、俄羅斯、印度和中國分別為1.5%、0.9%、4.9%、5.0%、6.6%、9.4%①，而在2007-2014年它們分別平均增長1.2%、1.1%、0.3%、3.5%、2.5%、7.3%、9.6%②。各經(jīng)濟體的適度經(jīng)濟增長推動著世界經(jīng)濟在經(jīng)歷2008年金融海嘯后緩慢復(fù)蘇。然而，伴隨著經(jīng)濟發(fā)展過程中全球性的生態(tài)、環(huán)境、健康和安全等問題的出現(xiàn)，人們在關(guān)注經(jīng)濟增長規(guī)模和速度的同時，對經(jīng)濟增長質(zhì)量更為側(cè)目。中國的具體國情和所處的社會經(jīng)濟發(fā)展階段及政府主導(dǎo)型特征決定了政府決策層、經(jīng)濟主體和學界比較早地重視經(jīng)濟增長的質(zhì)量和效益，如何衡量或判斷某國或地區(qū)一定經(jīng)濟發(fā)展階段的經(jīng)濟增長質(zhì)量也就成為經(jīng)濟增長的深度問題。比起國外學者對經(jīng)濟增長影響因素和內(nèi)生動力源泉理論、模型的研究，近年來中國研究者們更多地偏向經(jīng)濟增長質(zhì)量的研究并取得了豐碩的成果，主要包括經(jīng)濟增長質(zhì)量內(nèi)涵的界定［1-5］、經(jīng)濟增長質(zhì)量的數(shù)量化顯性判斷（即主要采用綜合評價方法將影響經(jīng)濟增長質(zhì)量的多因素利用替代指標復(fù)合成指數(shù)）［6-10］、經(jīng)濟增長質(zhì)量的價值取向［11-12］。從這些研究成果不難得出：分析經(jīng)濟增長既是對經(jīng)濟增長過程和結(jié)果的數(shù)量擴張的分析，又是對其質(zhì)量和效益優(yōu)劣的價值判斷，猶如一枚硬幣的正、反兩面，兩者統(tǒng)一于經(jīng)濟增長這一經(jīng)濟范疇。

經(jīng)濟增長的數(shù)量性與質(zhì)的規(guī)定性決定了其影響因素的多維度特征，可以認為，影響經(jīng)濟增長的因素實質(zhì)上既是影響經(jīng)濟增長數(shù)量方面的因素，也是影響經(jīng)濟增長質(zhì)量方面的因素。由于經(jīng)濟發(fā)展的階段特征和內(nèi)生性驅(qū)動以及宏觀經(jīng)濟政策導(dǎo)向，學者對經(jīng)濟增長影響因素的研究也具有階段性、逐漸演進的特點，由早期的側(cè)重因素對經(jīng)濟增長數(shù)量方面影響的研究發(fā)展到近期側(cè)重因素對經(jīng)濟增長內(nèi)在質(zhì)的方面的影響研究。龔志民、張月朗（2013）將經(jīng)濟增長質(zhì)量分為經(jīng)濟增長的可持續(xù)性和經(jīng)濟增長的效率（包括資本生產(chǎn)率和勞動生產(chǎn)率在內(nèi)）兩個維度，利用主成分分析法測算出中國1985-2010年的經(jīng)濟增長質(zhì)量及其維度指數(shù)，運用經(jīng)濟計量方法分析經(jīng)濟增長質(zhì)量影響因素之一的消費結(jié)構(gòu)與前者之間的長期均衡關(guān)系和因果關(guān)系，并得出消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的具體內(nèi)涵［13］。劉秋生、劉雪嬌（2013）選擇產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動作為經(jīng)濟增長質(zhì)量影響因素，也采用主成分分析法計算出四個維度的經(jīng)濟增長質(zhì)量指數(shù)，由建立的經(jīng)濟增長質(zhì)量指數(shù)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動之間的數(shù)量關(guān)系模型顯示，江蘇省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動促進了經(jīng)濟增長質(zhì)量的提高［14］。葛楓、任保平（2014）以資本偏向型技術(shù)與勞動偏向型技術(shù)之比代表不同狀態(tài)的技術(shù)結(jié)構(gòu)失衡，利用2000-2010年的省際面板數(shù)據(jù)實證分析其對經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響，認為技術(shù)結(jié)構(gòu)失衡反映了經(jīng)濟體在經(jīng)濟增長過程中對其要素稟賦結(jié)構(gòu)偏離的技術(shù)選擇以及對影響經(jīng)濟增長質(zhì)量的其他因素（如資源配置效率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展戰(zhàn)略等）的選擇，亦即它既影響了經(jīng)濟增長的數(shù)量方面，也尤其深刻影響著經(jīng)濟增長質(zhì)量；實證分析結(jié)果顯示適當?shù)募夹g(shù)結(jié)構(gòu)失衡卻能夠帶來更高的經(jīng)濟增長質(zhì)量［15］。馬軼群和史安娜（2012）、李凍菊和薛冰（2013）先后運用VAR模型分析了金融發(fā)展對中國經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響，前者的研究得出金融發(fā)展（金融機構(gòu)存貸款總額與GDP的比值）與經(jīng)濟增長協(xié)調(diào)性、可持續(xù)性和經(jīng)濟增長結(jié)果質(zhì)量存在協(xié)整關(guān)系，并且有著長短期的影響差異，與經(jīng)濟增長方式質(zhì)量、經(jīng)濟增長穩(wěn)定性卻不存在協(xié)整關(guān)系；后者認為金融發(fā)展（金融機構(gòu)存款額占GDP比重、全社會固定資產(chǎn)投資中國內(nèi)貸款與國家預(yù)算資金比）的能力和效率對經(jīng)濟增長質(zhì)量（采用Solow余值法測算的全要素生產(chǎn)率TFP衡量）產(chǎn)生長期的影響，其中金融發(fā)展能力對經(jīng)濟增長質(zhì)量作用更大［16-17］。

現(xiàn)有研究的不足主要表現(xiàn)在：可能受基于數(shù)據(jù)驅(qū)動（DGP）的VAR模型參數(shù)估計的限制，分析經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響因素單一，如只選擇消費結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展等某一因素，不利于深入地探索較多因素對經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響路徑；缺乏同一經(jīng)濟系統(tǒng)內(nèi)因素對經(jīng)濟增長質(zhì)量的數(shù)量化影響分析；對綜合評價指數(shù)測度的經(jīng)濟增長質(zhì)量影響因素的分析難以避免變量的內(nèi)生性問題。本文分析1981-2013年安徽省經(jīng)濟增長質(zhì)量的主要影響因素，提出有參考意義的經(jīng)濟增長質(zhì)量提升路徑，創(chuàng)新之處主要在于：利用多方程系統(tǒng)分析區(qū)域經(jīng)濟增長質(zhì)量；基于要素生產(chǎn)率視角分析多因素影響區(qū)域經(jīng)濟增長質(zhì)量的邊際效應(yīng)和主要因素的目標路徑控制。

本文第二部分借鑒這些先期研究成果，避免現(xiàn)有研究的缺陷，根據(jù)安徽省改革開放以來的經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)實，選擇代表經(jīng)濟增長質(zhì)量及其影響因素的觀測變量，測算、取得客觀的觀測數(shù)據(jù)，設(shè)定多方程系統(tǒng)的SUR模型；第三部分運用FGLS估計SUR模型，對其結(jié)果作出解釋和說明；第四部分根據(jù)SUR模型的估計結(jié)果對安徽省經(jīng)濟增長質(zhì)量的目標路徑進行仿真分析；最后是根據(jù)分析結(jié)果所得出的有意義的結(jié)論。

二、變量選擇、數(shù)據(jù)來源和模型設(shè)定

（一）觀測變量選擇和數(shù)據(jù)來源

1.經(jīng)濟增長質(zhì)量

以反映經(jīng)濟增長過程中要素投入的產(chǎn)出效率作為衡量經(jīng)濟增長優(yōu)劣的重要方面，也是任何方式的經(jīng)濟增長所要實現(xiàn)的經(jīng)濟效益目標。借鑒多數(shù)學者的做法，采用全要素生產(chǎn)率（Total Factor Productivity，TFP）、資本生產(chǎn)率（Capital Productivity，CAPR）、勞動生產(chǎn)率（Labour Productivity，LAPR）等三個變量測度安徽省經(jīng)濟增長質(zhì)量。其中，全要素生產(chǎn)率（TFP）根據(jù)安徽省經(jīng)GDP平減指數(shù)（1978=100）折算的1978年不變價格GDP、資本存量和三次產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)運用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，并假定規(guī)模報酬不變和Hicks中性技術(shù)進步，通過Solow余值法測算（資本產(chǎn)出彈性為0.8216，勞動產(chǎn)出彈性為0.1784）；資本生產(chǎn)率（CAPR）=1978年不變價格GDP（億元）/資本存量（億元）；勞動生產(chǎn)率（LAPR）=1978年不變價格GDP（萬元）/從業(yè)人數(shù)（人）。數(shù)據(jù)來源于相關(guān)年份的《安徽省統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料1952-1995》；由于資本存量數(shù)據(jù)目前尚不能直接獲取于統(tǒng)計年鑒，因此安徽省該數(shù)據(jù)也采用估算的方法，即Goldsmith（1951）提出的永續(xù)盤存法：Kt=It/Pt+（1-d）Kt-1，其中，Kt為第t年末資本存量；Kt-1為第t-1年末資本存量；It為第t年的名義投資；Pt為投資價格指數(shù)；d為折舊率。具體計算采用張軍（2004）的處理方法［18］。1978年安徽省資本存量初始值以1978年的實際固定資產(chǎn)投資（按1978＝100的固定資本投資價格指數(shù)平減）15.85億元除以1978-2013年的年均實際GDP增長率（15.85%）與經(jīng)濟折舊率9.6%的和，得到62.28億元，即15.85/ （15.85%+9.6%）。

2.經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響因素

主要以經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、技術(shù)創(chuàng)新、區(qū)域差異、經(jīng)濟金融化程度等4個維度反映。

（1）經(jīng)濟結(jié)構(gòu)因素。從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)、制度結(jié)構(gòu)和資源配置等方面度量。其中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（Industry Structure，INDS）以非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重為觀測變量，即非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重=二、三產(chǎn)業(yè)增加值（億元）/GDP（億元）；就業(yè)結(jié)構(gòu)（Employment Structure，EMST）以非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重測量，則非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重=二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)（萬人）/總就業(yè)人數(shù)（萬人）；城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)（Urban and Rural Structure，URST）以二元對比系數(shù)作為代理變量，即二元對比系數(shù)=農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率（%）/非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率（%）；制度結(jié)構(gòu)（Institution Structure，INST）以政府支出比重代替，即政府支出比重=政府消費（億元）/支出法GDP（億元）；資源配置（Resource Allocation，REAL）以資源配置率為測度變量，則資源配置率=實際的全社會固定資產(chǎn)投資增長率（%）/實際GDP增長率（%）。

（2）技術(shù)創(chuàng)新因素。以人力資本和工業(yè)制成品進、出口結(jié)構(gòu)衡量技術(shù)創(chuàng)新的潛力和技術(shù)擴散效應(yīng)。人力資本存量（Human Capital Stock，HCST）以地方財政中公共教育經(jīng)費支出（億元）代表人力資本投入形成的積累，并按安徽省GDP平減指數(shù)（1978= 100）扣除了價格因素，為消除數(shù)量級差異，該變量的數(shù)據(jù)序列取自然對數(shù)，即HCST=ln（地方財政中公共教育經(jīng)費支出）；工業(yè)制成品進口結(jié)構(gòu)（Industrial Manufactured Imports Structure，IMIS）=工業(yè)制成品進口額（億元）/進口總額（億元）；工業(yè)制成品出口結(jié)構(gòu)（Industrial Manufactured Exports Structure，IMES）=工業(yè)制成品出口額（億元）/出口總額（億元）。數(shù)據(jù)來源于相應(yīng)年份的《安徽省統(tǒng)計年鑒》。

（4）經(jīng)濟金融化程度。用金融相關(guān)比率度量經(jīng)濟金融化程度（Degree of Economic Finance，DECF），借用多數(shù)學者的經(jīng)驗：金融相關(guān)比率=（金融機構(gòu)存款余額+金融機構(gòu)貸款余額）（億元）/1978年不變價格GDP（億元）。數(shù)據(jù)來源于相應(yīng)年份的《安徽省統(tǒng)計年鑒》。

（二）多方程系統(tǒng)的SUR模型設(shè)定

似不相關(guān)回歸（Seemingly Unrealated Regression，SUR）［20-22］模型是一類多方程系統(tǒng)（multiple-equation system），其被解釋變量互不相同而似乎沒有直接關(guān)系，但隨機擾動項之間卻存在相關(guān)性。本文考慮到度量經(jīng)濟增長質(zhì)量的3個變量與10個因素變量在同一經(jīng)濟系統(tǒng)內(nèi)存在對經(jīng)濟增長質(zhì)量的某一被解釋變量的干擾項影響，必然也會傳遞到其另外被解釋變量，因此對安徽省經(jīng)濟增長質(zhì)量及其影響因素進行系統(tǒng)估計符合似不相關(guān)回歸的要求，也可以避免前文已述及的研究不足。3個方程（3個被解釋變量TFP、CAPR、LAPR），每個方程有多期觀測值，則多方程系統(tǒng)的SUR模型設(shè)定如下：

其中，X為10個解釋變量（INDS、EMST、URST、INST、REAL、HCST、IMES、IMIS、REGD、DECF）；ε為隨機擾動項。

假設(shè)各方程的擾動項（ε）之間存在同期相關(guān)，對上式運用可行廣義最小二乘法（Feasible General?ized Least Square，F(xiàn)GLS）可得到SUR估計的回歸參數(shù)估計值。

三、經(jīng)濟增長質(zhì)量的SUR模型分析

（一）SUR模型估計

由于安徽省1978年改革開放后統(tǒng)計部門公開的進、出口貿(mào)易數(shù)據(jù)最早年限為1981年，而最近的分析所使用數(shù)據(jù)年份限于統(tǒng)計部門出版統(tǒng)計年鑒的時滯為2013年，因而SUR模型估計的樣本期間為1981-2013年，即樣本期為33，分析的觀測數(shù)據(jù)為429個。各觀測變量的具體數(shù)據(jù)見表1所列。

對安徽省1981-2013年經(jīng)濟增長質(zhì)量（TFP、LAPR、CAPR）和影響因素（INDS、EMST、URST、INST、REAL、HCST、IMES、IMIS、REGD、DECF）的多方程系統(tǒng)模型運用FGLS迭代估計，分別得到被解釋變量殘差相關(guān)矩陣、多方程顯著性和各解釋變量回歸系數(shù)及其顯著性檢驗的SUR模型收斂估計，其中TFP方程加入了一階自回歸項AR（1）以減弱殘差一階自相關(guān)，結(jié)果見表2和表3所列。

表2　殘差相關(guān)矩陣及獨立性檢驗

表3　回歸系數(shù)估計及其顯著性檢驗

續(xù)表3

由表2可知，3個被解釋變量之間存在一定程度的相關(guān)性，同時Breusch-Pagan的殘差獨立性檢驗結(jié)果顯示P值低于5%，因而拒絕各方程的擾動項無同期相關(guān)的原假設(shè)，表明SUR模型估計的有效性和被解釋變量的同期相關(guān)，這與全要素生產(chǎn)率、勞動生產(chǎn)率和資本生產(chǎn)率之間有實質(zhì)性聯(lián)系相吻合，符合經(jīng)濟增長質(zhì)量的內(nèi)涵。由表3可以判斷3個被解釋變量的方程在整體上均具有統(tǒng)計顯著性，解釋變量對其差異的解釋能力分別達到83.4%、99.5%和93.3%，由此可以得出多方程系統(tǒng)整體上有著良好的解釋性。從多方程系統(tǒng)的動態(tài)預(yù)測效果（圖1）也可以看出估計的方程有較好的預(yù)測能力。

圖1　多方程系統(tǒng)的多步動態(tài)預(yù)測

（二）結(jié)果分析

根據(jù)表3，分析各因素對安徽省經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響。

1.經(jīng)濟結(jié)構(gòu)分析

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（INDS）對全要素生產(chǎn)率（TFP）有顯著的正向邊際影響，但對勞動生產(chǎn)率（LAPR）和資本生產(chǎn)率（CAPR）均為負向邊際效應(yīng)；就業(yè)結(jié)構(gòu)（EMST）對全要素生產(chǎn)率有顯著的負向邊際效應(yīng)，而對勞動生產(chǎn)率和資本生產(chǎn)率的邊際貢獻皆為正；資源配置（REAL）正向影響全要素生產(chǎn)率和資本生產(chǎn)率，逆向影響勞動生產(chǎn)率。這種效應(yīng)與安徽省工業(yè)化的較快推進和經(jīng)濟增長方式存在著必然聯(lián)系。在改革開放后持續(xù)30多年的經(jīng)濟發(fā)展過程中，安徽省經(jīng)濟增長方式呈現(xiàn)出不同的特征。借鑒任保平（2012）對經(jīng)濟增長方式的“粗放度（d）”度量方法（0≤d<0.5為集約型；1≤d或d<0為超高度粗放型；0.8≤d<1為高度粗放型；0.7≤d<0.8為中度粗放型；0.5≤d<0.7為低度粗放型）［23］，測算出安徽省1981-2013年的經(jīng)濟增長方式的類型（表4），33年中經(jīng)濟增長方式為中度粗放型、高度粗放型和超高度粗放型的年份合計為29年，占87.9%；只有4年為集約型，占12.1%。根據(jù)新古典經(jīng)濟增長理論，從要素生產(chǎn)率視角表明安徽省經(jīng)濟增長質(zhì)量表現(xiàn)出高投入、低效率的粗放型特征。1981-2013年間，安徽省非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重幾乎每隔一個“五年計劃”上升至一個高位，由1981年的48.1%經(jīng)過7個“五年計劃”升至2013年的87.7%，年均上升1.12個百分點。然而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的加快提升對勞動生產(chǎn)率和資本生產(chǎn)率產(chǎn)生了逆向影響，表明在產(chǎn)業(yè)升級過程中存在某些低效率產(chǎn)業(yè)的過度發(fā)展，勞動和資本要素被長期鎖定在這些產(chǎn)業(yè)中，阻礙了要素的合理配置，降低了要素的使用效率。但產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高級化變遷促進了技術(shù)進步和生產(chǎn)能力改善，對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了正向影響。

表4　安徽省1981-2013年經(jīng)濟增長的粗放度（d）

非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的變化方向和幅度類似于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，說明勞動力向二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移明顯加快。隨著安徽省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移升級，引起勞動力在各產(chǎn)業(yè)間和產(chǎn)業(yè)內(nèi)部的重新配置，尤其是農(nóng)村大量剩余勞動力市民化和每年一定規(guī)模的新增高校畢業(yè)生為非農(nóng)產(chǎn)業(yè)供給了廉價的勞動力資源，而勞動力與包括資本在內(nèi)的其他要素的有機結(jié)合有利于改善勞動和資本的生產(chǎn)率，但勞動力的非農(nóng)產(chǎn)業(yè)就業(yè)并沒有帶來全要素生產(chǎn)率的顯著增進，反而具有負向的明顯抑制作用，其主要原因可以解釋為勞動力要素較多地轉(zhuǎn)移到產(chǎn)業(yè)效率較低的第三產(chǎn)業(yè)中的勞動密集型部門，而第二產(chǎn)業(yè)盡管效率較高，但對勞動熟練程度和專業(yè)技能有相應(yīng)要求的就業(yè)門檻限制了勞動力從低效率產(chǎn)業(yè)向高效率產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，吸納勞動力有限，因而存在勞動力就業(yè)的結(jié)構(gòu)性矛盾，影響勞動力資源配置效率的改善。

資源配置率的結(jié)果顯示，樣本期間的安徽省全社會固定資產(chǎn)投資增長率超過名義GDP增長速度的年份達26年，除少數(shù)年份為負值外（1981年、1989年全社會固定資產(chǎn)投資負增長，1991年名義GDP負增長），只有1987-1989年、2011年低于經(jīng)濟增長速度，說明在經(jīng)濟增長過程中安徽省經(jīng)濟增長主要是通過投資來支撐的；而基礎(chǔ)設(shè)施、產(chǎn)業(yè)的技術(shù)、設(shè)備等的投資對資本生產(chǎn)率和全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了顯著的正向影響，但在投資轉(zhuǎn)化過程中，可能存在資本深化形成資本替代勞動，資本與勞動配置比例過高造成勞動對資本品使用效率下降，對勞動力的教育、培訓等的投資不足降低了勞動要素的生產(chǎn)率。

城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)（URST）和制度結(jié)構(gòu)（INST）對全要素生產(chǎn)率有顯著的正向邊際影響，但對勞動生產(chǎn)率和資本生產(chǎn)率均為負向邊際效應(yīng)，表明安徽省城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、地方政府主導(dǎo)經(jīng)濟的特征不利于勞動、資本要素的合理配置。

2.技術(shù)創(chuàng)新分析

安徽省人力資本存量（HCST）和反映技術(shù)溢出的工業(yè)制成品出口結(jié)構(gòu)（IMES）對勞動生產(chǎn)率有顯著的增進作用，每增加1%公共經(jīng)費支出，勞動生產(chǎn)率平均增加890元，制成品出口每提高1%，勞動生產(chǎn)率平均增加790元，而兩者對全要素生產(chǎn)率和資本生產(chǎn)率均具有反向影響，可以說明安徽省人力資本投入有助于提升勞動力素質(zhì)和技能，工業(yè)制成品出口產(chǎn)生的技術(shù)擴散效應(yīng)強化了勞動力的學習能力，但可能由于在產(chǎn)業(yè)升級、就業(yè)轉(zhuǎn)移、投資項目選擇、出口引起的技術(shù)向國內(nèi)外市場擴散的過程中，人力資本的技術(shù)創(chuàng)新能力薄弱，或單一的政府投資主體對人力資本的投入不足，或限于勞動力對先進技術(shù)吸收、消化再創(chuàng)新的能力，以致影響了資本生產(chǎn)率和全要素生產(chǎn)率的提高。安徽省工業(yè)制成品進口結(jié)構(gòu)（IMIS）代表的技術(shù)溢入對資本生產(chǎn)率有正向邊際貢獻，進口結(jié)構(gòu)每提高1%，資本生產(chǎn)率將提高1.09%，而對全要素生產(chǎn)率和勞動生產(chǎn)率有著負向影響，反映了進口部門進口必需的原材料及先進的技術(shù)、設(shè)備和中間產(chǎn)品有利于改善資本使用效率，但進口引致的技術(shù)溢入未能有效地轉(zhuǎn)化為勞動生產(chǎn)率以及促進要素資源的有效配置，導(dǎo)致勞動生產(chǎn)率和全要素生產(chǎn)率的下降。

3.區(qū)域差異和金融化程度分析

區(qū)域差異（REGD）通過泰爾指數(shù)度量安徽省城鄉(xiāng)收入差異，反映安徽省城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民在收入分配上的不平等程度。由SUR估計結(jié)果顯示，區(qū)域差異對資本生產(chǎn)率有顯著的正邊際貢獻，而對全要素生產(chǎn)率和勞動生產(chǎn)率具有程度不同的抑制效應(yīng)，城鄉(xiāng)收入差距拉大1%，資本生產(chǎn)率提高1.751%，全要素生產(chǎn)率和勞動生產(chǎn)率將分別降低0.497%和1.511%，可見城鄉(xiāng)收入分配的不平等不利于安徽省綜合要素效率改善和勞動力資源的優(yōu)化。經(jīng)濟金融化程度（DECF）顯著正向影響全要素生產(chǎn)率和勞動生產(chǎn)率，逆向影響資本生產(chǎn)率，.表明安徽省金融機構(gòu)根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展配置信貸資源有利于提高全要素生產(chǎn)率和勞動要素使用效率。

四、提升經(jīng)濟增長質(zhì)量的目標路徑仿真

在上述SUR模型估計結(jié)果的基礎(chǔ)上，假定代表安徽省經(jīng)濟增長質(zhì)量的內(nèi)生變量（全要素生產(chǎn)率、勞動生產(chǎn)率、資本生產(chǎn)率）的未來運動沿著某條預(yù)設(shè)的路徑運行，求解某個有著顯著影響的外生變量調(diào)控過程，即實現(xiàn)經(jīng)濟增長質(zhì)量的目標路徑仿真。

（一）全要素生產(chǎn)率的目標路徑仿真

非農(nóng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（INDS）對全要素生產(chǎn)率影響顯著，假設(shè)控制INDS，若在2014-2020年的7年間安徽省全要素生產(chǎn)率每年實現(xiàn)遞增0.5%的目標，則非農(nóng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)每年需要有一定幅度的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換和升級并向高級化演進，分別從2014年的93.99%逐漸上升到2020年95.14%，如圖2所示。

圖2　非農(nóng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)控仿真

由于“產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級和改進是一個緩慢的過程”［24］，因而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整需要從勞動和資源密集型產(chǎn)業(yè)逐步向資本、知識技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，從低附加值產(chǎn)業(yè)向高附加值產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，在產(chǎn)業(yè)內(nèi)部從價值鏈低端向高端轉(zhuǎn)移，特別是第三產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)優(yōu)化和升級，這也是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變的一般規(guī)律。

（二）勞動生產(chǎn)率的目標路徑仿真

區(qū)域差異（REGD）對勞動生產(chǎn)率負向影響顯著，假設(shè)控制REGD，如果在2014-2020年間安徽省每年勞動生產(chǎn)率沿著遞增1%的目標路徑行進，那么安徽省的區(qū)域差異每年應(yīng)該以一定的幅度縮小這種城鄉(xiāng)收入分配上的差異，泰爾指數(shù)將從2014年的-0.21降低至2015年的-0.27，如圖3所示。

圖3　區(qū)域差異的調(diào)控仿真

（三）資本生產(chǎn)率的目標路徑仿真

非農(nóng)就業(yè)結(jié)構(gòu)（EMST）對資本生產(chǎn)率正向影響顯著，假設(shè)控制EMST，若安徽省在2014-2020年間每年實現(xiàn)資本生產(chǎn)率遞增1%的目標，則每年需要按一定幅度調(diào)控就業(yè)結(jié)構(gòu)，非農(nóng)就業(yè)結(jié)構(gòu)將從2014年的80.5%逐年升至2015年的83.53%，如圖4所示。

圖4　非農(nóng)就業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)控仿真

上述目標路徑仿真只是在經(jīng)濟增長質(zhì)量的單一目標下對主要影響因素的調(diào)控模擬，但在同一經(jīng)濟系統(tǒng)內(nèi)，不同的目標之間可能存在相互沖突，應(yīng)根據(jù)安徽省總體經(jīng)濟發(fā)展的實踐要求和資源的配置狀態(tài)以及各區(qū)域的異質(zhì)性，注意調(diào)控的協(xié)調(diào)性和適度，避免顧此失彼，為了某一經(jīng)濟增長質(zhì)量目標而影響經(jīng)濟增長質(zhì)量其他目標的實現(xiàn)。

五、結(jié)論與啟示

根據(jù)安徽省1981-2013年經(jīng)濟增長質(zhì)量和影響因素的多方程系統(tǒng)SUR模型估計結(jié)果分析和目標路徑仿真，可以得出：①在統(tǒng)一的經(jīng)濟系統(tǒng)內(nèi)部，反映經(jīng)濟增長質(zhì)量的全要素生產(chǎn)率、資本生產(chǎn)率和勞動生產(chǎn)率之間存在相關(guān)性，體現(xiàn)出經(jīng)濟增長內(nèi)在質(zhì)和量統(tǒng)一的數(shù)量特征。②經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、技術(shù)創(chuàng)新、區(qū)域差異和經(jīng)濟金融化程度是影響經(jīng)濟增長質(zhì)量的主要維度，由SUR模型估計結(jié)果顯示出各觀測變量以不同方向和程度影響安徽省經(jīng)濟增長質(zhì)量。其中，非農(nóng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)、資源配置率和金融化程度對全要素生產(chǎn)率有著局部的正向邊際效應(yīng)，非農(nóng)就業(yè)結(jié)構(gòu)、人力資本存量、金融化程度對勞動生產(chǎn)率產(chǎn)生了正向的邊際貢獻，而非農(nóng)就業(yè)結(jié)構(gòu)、制成品進口結(jié)構(gòu)和城鄉(xiāng)收入差異正向影響資本生產(chǎn)率。有負向影響的因素，可以為宏觀部門提供參考，需要總結(jié)經(jīng)驗、找出原因，在未來的經(jīng)濟增長過程中加以調(diào)控、疏導(dǎo)或防范。③安徽省經(jīng)濟增長質(zhì)量的目標路徑控制仿真表明，實現(xiàn)經(jīng)濟增長質(zhì)量按預(yù)定目標提升需要進一步優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)，縮小城鄉(xiāng)收入分配的差距，實現(xiàn)要素效率的提高，尤其是全要素生產(chǎn)率的遞增，這也正是安徽省未來長期且艱巨的區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展目標。

由以上分析結(jié)論可知，提升安徽省經(jīng)濟增長質(zhì)量的最根本出路就是要優(yōu)化配置各種要素，提高要素使用效率。實現(xiàn)這一目標的重要途徑就是以要素驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)變，具體推進策略可以從以下幾個方面展開：

一是優(yōu)化創(chuàng)新環(huán)境，利用安徽省融入長三角、長江經(jīng)濟帶建設(shè)的契機，優(yōu)化自主創(chuàng)新的制度環(huán)境，包括優(yōu)化自主創(chuàng)新的體制、機制，制定穩(wěn)定的促進自主創(chuàng)新的政策體系，包括財政、融資、土地、人才和激勵政策等，確立企業(yè)作為自主創(chuàng)新的主體地位，加強對知識產(chǎn)權(quán)保護和有效監(jiān)督。

二是積極探索自主創(chuàng)新的新模式，有效利用合蕪蚌自主創(chuàng)新綜合試驗區(qū)的科技成果的有效轉(zhuǎn)化，同步輻射皖北、皖江城市帶，實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動安徽省經(jīng)濟、社會的發(fā)展，引領(lǐng)安徽省產(chǎn)業(yè)承接和新一輪的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，催生新的高科技產(chǎn)業(yè)業(yè)態(tài)，促進結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)換，提高產(chǎn)業(yè)的競爭優(yōu)勢，縮小南北經(jīng)濟、社會發(fā)展的差距，帶動安徽省整體成為長三角重要的新興增長極。

三是促進金融機構(gòu)為創(chuàng)新主體提供優(yōu)惠貸款支持和服務(wù)。

四是利用長江經(jīng)濟帶各省市的高校、科研機構(gòu)、企業(yè)研發(fā)中心的資源優(yōu)勢和人才資源存量，合理盤活人力資本存量；大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，特別是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，主動承接服務(wù)業(yè)價值鏈高端的離岸服務(wù)外包。

五是優(yōu)化制成品出口結(jié)構(gòu)，鼓勵企業(yè)到國外投資，提高出口產(chǎn)品中高新技術(shù)產(chǎn)品比重，通過國內(nèi)外市場規(guī)模提升企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力；繼續(xù)改善進口結(jié)構(gòu)，加強對進口先進設(shè)備、技術(shù)的學習、消化和再創(chuàng)新能力。通過進、出口結(jié)構(gòu)的升級、調(diào)整和優(yōu)化，促進安徽省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向高級化轉(zhuǎn)換。

注釋：

①數(shù)據(jù)來源于國際貨幣基金組織2015年4月發(fā)布的《世界經(jīng)濟展望：不平衡增長——短期和長期因素》中的表2和表4。

②根據(jù)國際貨幣基金組織2015年4月發(fā)布的《世界經(jīng)濟展望：不平衡增長——短期和長期因素》中表2和表4的數(shù)據(jù)計算得出。

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［責任編輯：余志虎］

中圖分類號：F127

文獻標志碼：A

文章編號：1007-5097（2016）03-0014-07

收稿日期：2015-06-22

基金項目：安徽省教育廳人文社會科學研究重點項目（SK2013A123）

作者簡介：李榮富（1966-），男，安徽懷寧人，副教授，經(jīng)濟學碩士，研究方向：經(jīng)濟增長，國際貿(mào)易，計量經(jīng)濟；傅懿兵（1969-），女，山東煙臺人，經(jīng)濟學碩士，研究方向：勞動經(jīng)濟學；王萍（1962-），女，遼寧大連人，教授，經(jīng)濟學博士，研究方向：勞動經(jīng)濟學，人力資源開發(fā)與管理。

A Study on the Ways to Improve Economic Growth Quality in Anhui Province —Based on Multi-equation System Analysis of SUR Model

LI Rong-fu1，F(xiàn)U Yi-bing2，WANG Ping3
（1.School of Business，Chizhou University，Chizhou 247000，China；2.Department of Accounting，Yantai Vocational College，Yantai 264000，China；3.School of Economics，Dongbei University of Finance and Economics，Dalian 116025，China）

Abstract：This paper tries to analyze and judge the ways to improve economic growth quality from the main influencing factors in Anhui province.The paper chooses the observed variables to measure economic growth quality and other observed variables，which are influenced by economic structure，technology innovation，regional difference，the degree of economic financialization and so on.It applies multi-equation system of seemingly unrelated regression（SUR）model to study the quantitative impacts of the main factors on economic growth quality in Anhui province from 1981 to 2013.By the SUR model setting，estimation and target path simulation，the paper analyzes the paths of the influences of various factors within the same economic system on economic growth quality in Anhui province since the reform and opening up，and puts forward the ways to improve economic growth quality.

Keywords：economic growth quality；SUR model；multi-equation system；Anhui province