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摘要：改革以来，中国制度变迁的一个显著特征——市场化进程的不断加深，市场化对中国区域经济增长的作用日趋显著。利用2001—2005年间中国的省域数据，分析了市场化对中国省域经济增长及对要素效率的影响，研究结果发现，在此样本期间，各省域的市场化程度通过对提升技术、资本和劳动的产出弹性，而对经济增长具有显著的促进作用；其中市场化程度对资本产出弹性的影响程度最大，对劳动产出弹性和技术产出弹性依次减小。在以后一段时间内，推进中国的市场化改革，增加资本投资及扩大劳动就业是保证中国区域经济快速发展的主要动力。
关键词：制度变迁；市场化；经济增长；要素效率
中图分类号：F120.2文献标志码：A文章编号：1673-291X（2010）34-0004-04
引言
经济增长一直是各国政府和学者关注的关键问题之一。专家学者们在不同的理论框架下作了大量的研究，并得出了有益的结论。制度变迁理论对经济增长的源泉及内生机制进行了分析并对经济增长提出了全新的视角，认为资本积累、技术进步等本身就是经济增长的结果，经济增长的根本原因在于制度变迁。制度变迁比技术进步对经济增长起着更为重要的作用，通过制度创新能促进生产率的提高。因此，国家有效地推行制度上的改革，是实现经济增长的有效途径。
中国的市场化改革是人类历史上一次最大规模的制度变迁（罗兰，2004），这种制度变迁能够促进经济增长（诺思，1994）。Chow（2002）、Wang和Yao（2003）、洪名勇（2004）、王立平、龙志和（2004）、王文举、范合君（2007）、江峰等（2008）等利用中国实际数据对市场化与经济增长的关系进行分析，结论一致表明中国的市场化改革是经济高速增长的主要动力。然而，这些已有研究都并没有讨论市场化是如何作用于经济增长。因此，本文的目的是：一要考察中国市场化进程的宏观经济增长效应；二要考察中国市场化对于微观意义上的生产要素效率提升的作用以及这种作用的特点。本文对于正确评价中国的市场化改革有着重要的理论意义，而且可以为更进一步推进改革提供实证方面的支持。
一、研究模型与数据
（一） 模型
一个地区的技术水平、资本存量和劳动力是决定其生产能力的主要要素。本文通过Cobb-Douglas生产函数来表示这种关系，具体形式为：
Y=AKαLβeμ（1）
其中，Y表示国内产出；A为技术水平；K为资本存量；L为劳动量；α和β分别表示资本和劳动的产出弹性。该模型的特点是假定一个地区的资本、劳动的产出弹性不变，这种弹性度量了要素的生产率；随机扰动项用于反映除技术、资本与劳动之外其他生产因素对生产的影响。
在完全竞争的前提下，经济的市场化可以通过市场来对资源进行最优配置，但完全竞争包含着很丰富的内容，如公平竞争、制度合理（交易成本为零）、信息完全、分工理想等。然而，即便是西方发达的市场经济，也没有达到完全的市场化，政府对市场的干预也不少见。经济的市场化本身就是一个发展进程，因此，它对资源的优化配置作用也在不断地改变，从而要素的生产效率也将不断变化。因此可以将式（1）演化为：
Y=AbA0+bA1MKbk0+bk1MLbL0+bL1Meμ （2）
其中，M表示市场化程度；bA0+bA1M、bk0+bk1M和bL0+bL1M分别反映随市场化程度而变化的技术、资本和劳动要素的产出弹性；bA1、bk1和bL1描述了完全不存在市场化这一极端经济下技术、资本和劳动要素的产出弹性；bA0、bk0和bL0为市场化对技术、资本、劳动和人力资本要素效率的边际影响参数，即市场化对要素产出弹性的边际影响参数。
因此，在对式（2）取对数并引入下标i与t，i表示第i个地区，t表示第t时期，得到如下的基本计量模型式（3）：
lnYit=bA0lnAit+bA1MlnAit+bk0lnKit+bk1MlnKit+bL0lnLit+
bL1MlnLit+δi+εit （3）
此时，δi为个体非观测效应；模型中的εit为随机误差项。
考虑到产出可能会依赖过去水平，为了防止基本计量模型的设定偏误，本文通过引入因变量的滞后项而将其扩展为一个动态模型。同时，本文还在动态模型的基础上引入人力资本（E）及其二次项（E2）来考察人力资本与地区产出的非线性关系。动态模型的好处还在于，当模型中一些解释变量存在内生性时，可以通过动态面板数据的计量方法消除模型的内生性偏误，从而获得这些解释变量系数的一致性估计（Brackman et al， 2004）。因而最终得到如下的计量模型：
lnYit=ρlnYit-1+bA0lnAit+bA1MlnAit+bk0lnKit+bk1MlnKit+
bL0lnLit+bL1MlnLit+Eit+E2it+δi+εit（4）
式（4）中的反映了滞后一期产出对本期产出的影响弹性；其他符号如前所示。
本文将通过计量模型式（4）来研究中国市场化程度对地区生产力的影响及其影响机制。
（二）数据
本文以地区国内生产总值（GDP）、发明专利授权量、就业人数分别作为各地区产出（Y）、技术水平（A）、劳动（L）的观测数据，这些数据均来自2001—2006年的《中国统计年鉴》；地区资本存量数据来自于单豪杰（2008）对1952—2006年中国各地区资本存量估计的数据；市场化数据来自中国经济改革基金会国民经济研究所（2007）在《中国市场化指数——各省区市场化相对进程：2006年报告》中公布的市场化指数；人力资本数据用2001—2006年的《中国统计年鉴》数据计算的人均受教育年限反映，在计算过程中小学以6年、初中9年、高中12年、中专12年、大学专科15年、大学本科16年、研究生以20年赋值，若是以大专及以上则赋值15.4年。①由于缺乏香港、澳门、台湾、四川和重庆的资本存量数据，因此，本文数据由不包括以上五个地区在内的29个省域，2001—2005年共五年的面板数据构成。
二、变量描述及相关分析
（一）各变量的基本描述
在表1中给出了变量的简单统计描述。表1显示中国各省区产出、技术、资本存量、劳动人数、人力资本及市场化程度大致呈上升趋势。市场化指数从2001年的平均水平4.61上升到2005年的6.49，年平均增长量为0.47，约为0.5，年均增幅达10.2%；但从市场化指数的标准差来看，随着时间的推移，地区间的市场化进程差异越来越大，这可能会成为影响到区域经济增长差异的重要因素。
（二）市场化程度与产出的相关分析
在表2中给出了市场化指数与产出对数的简单相关系数和控制了技术对数、资本对数、劳动对数和人力资本后的偏相关系数。从这些相关系数来看，市场化指数与产出对数均呈显著相关，这表明中国各省域的市场化程度与其产出之间均同向变动趋势。
三、模型估计及结果分析
在计量模型（4）中，即使假定εit不存在序列相关，方程中因变量的一阶滞后项lnYit-1与复合误差项中的非观测效应δi也会存在相关性，从而导致混合OLS估计和组内估计的结果都是有偏的，一般而言，因变量滞后项系数（ρ）的混合OLS估计量会因非观测个体固定效应的存在而发生向上偏误（Hisao，1986），因变量滞后项系数（ρ）的组内估计量在短时间面板数据中则会产生向下偏误（Nickell，1981）。因此，为了获得各解释变量系数的一致性估计，本文采用两步系统GMM法对计量模型式（4）进行估计。估计结果（如表3所示）。根据表3中的估计结果1，在5%的水平下，汉森检验和差分汉森检验均表明矩条件是有效的，但残差差分项无法拒绝一阶与二阶无自相关，这表明系统广义矩估计可能无效。在估计结果2中，在5%的水平下，残差差分项无一阶自相关，而二阶自相关存在，同时汉森检验和差分汉森检均不拒绝原假设，因此估计结果2的两步广义矩估计有效。
根据回归系数的估计结果，不管是估计结果1还是估计结果2，市场化指数（m）与技术水平对数、资本存量对数及劳动人数对数的交互项均为正，且在5%的水平下显著，这表明在2001—2005年间，市场化程度的提升有利于区域经济发展。在技术水平、资本存量、劳动人数及人力资本处于这一时期的平均水平时，以各地区市场化程度每年平均变化0.5的幅度计算，将会使GDP增长：
GDP增长百分数=（bA1lnAit+bk1lnKit+bL1lnKit）×ΔM
=（0.0077×5.0775+0.0280×7.3159+0.0237×7.2783）×0.5≈0.2082
也就是说，在2001—2005年间，若其他条件处于此期间的平均水平上不变，以各地区市场化程度每年平均变化0.5的幅度计算，平均而言，就可以使GDP每年以高出0.2082%的增长速度发展。
以上的分析表明，市场化程度对区域经济增长的刺激作用是巨大的。它的作用机制是通过对区域技术、资本与劳动要素的配置而影响技术、资本及劳动的产出弹性，进而影响区域经济增长。
仍以市场化程度每年平均变化0.5的幅度计算，将使技术产出弹性E（A）、资本产出弹性E（K）和劳动产出弹性E（L）分别变化：
ΔE（A）=bA1ΔM=0.0077×0.5≈0.0039
ΔE（K）=bK1ΔM=0.0280×0.5≈0.0140
ΔE（L）=bL1ΔM=0.0237×0.5≈0.0119
计算说明，若各地区市场化程度每年以0.5的幅度增加，资本产出弹性E（K）上升最快，达0.0140，劳动产出弹性E （L）次之，为0.0119，技术产出弹性E（A）最小，为0.0039。由此看出，市场化进程通过资本对经济增长的影响程度最大，以样本期间资本存量的平均水平计算，市场化程度每增加0.5个单位，使资本产出弹性增加0.0140个单位，进而使经济增长0.1024%；使劳动产出弹性增加0.0119个单位，进而使经济增长0.0866%；使技术产出弹性增加0.0039个单位，进而使经济增长0.0198%；在三个方面的共同作用下，市场化程度每增加0.5个单位，将使经济增长高出0.2082%。
由此可知，在样本期间及以后一段时间内，推进中国的市场化改革，增加资本投资及扩大劳动就业是保证中国区域经济快速发展的主要动力。根据前文的分析发现——中国各地区市场化进程差异不断变大的事实，以及市场化程度对经济增长具有显著作用可知，市场化进程的差异是中国省域经济增长差异的一个重要因素。
结论
改革以来，中国制度变迁的一个显著特征——市场化进程的不断加深，市场化对中国区域经济增长的作用日趋显著。本文利用2001—2005年间中国的省域数据，分析了市场化对中国省域经济增长及对要素效率的影响，研究结果发现，在此样本期间，各省域的市场化程度通过对提升技术、资本和劳动的产出弹性，而对经济增长具有显著的促进作用；其中市场化程度对资本产出弹性的影响程度最大，对劳动产出弹性和技术产出弹性依次减小。
由以上结论可知，在样本期间及以后一段时间内，推进中国的市场化改革，增加资本投资及扩大劳动就业是保证中国区域经济快速发展的主要动力。
参考文献：
[1]洪名勇.初始条件、市场化改革与区域经济非均衡增长的实证研究[J].中国软科学，2004，(4).
[2]江峰，康继军，张宗益.企业市场化、对外开放与中国经济增长——基于非平稳面板时间序列数据的经验分析[J].管理工程学报，2008，(4).
[3]李佐军.为什么“市场化改革”遭质疑 [J].中国发展观察，2009，(6).
[4]罗兰.转型与经济学[M].北京：北京大学出版社，2004.
[5]诺思.制度、制度变迁与经济绩效 [M].上海：上海三联书店，上海人民出版社，1994.
[6]单豪杰.中国资本存量的再估算：1952—2006[J].数量经济技术经济研究，2008，(10).
[7]王立平，龙志和.中国市场化与经济增长关系的实证分析[J].经济科学，2004，(2).
[8]王文举，范合君.中国市场化改革对经济增长贡献的实证分析[J].中国工业经济，2007，(9).
[9]中国经济改革基金会国民经济研究所.中国市场化指数——各省区市场化相对进程2006年报告 [M].北京：经济科学出版社，2007.
[10]国家统计局.中国统计年鉴(2002—2006)[K].北京：中国统计出版社，2006.
[11]Brackman，S.，H.Garretsen，and M.Schramm，“The Spatial Distribution of Wages: Estimating the Helpman-Hanson Model for Germany”，Journal of Regional Science，2004，44(3)，437-466.
[12]Chow.G，Lin.An-loh.“Accounting for Economic Growth in Taiwan and Mainland China:A Comparative Analysis”.Journal of Compara-tive Economics，2002，(3).
[13]Hsiao，C.，“Analysis of Panel Data”，Cambridge: Cambridge University Press，1986.Nickell，S.，“Biases in Dynamic Models withFixed Effects”，Econometrica，1981，49 (6)，1417-1426.
[14]Wang.Y.，Yao.Y.“Sources of China’s Economic Growth 1952—1999:Incorporating Human Capital Accumulation”. China EconomicReview，2003，(1).
[责任编辑 吴高君]
关键词：制度变迁；市场化；经济增长；要素效率
中图分类号：F120.2文献标志码：A文章编号：1673-291X（2010）34-0004-04
引言
经济增长一直是各国政府和学者关注的关键问题之一。专家学者们在不同的理论框架下作了大量的研究，并得出了有益的结论。制度变迁理论对经济增长的源泉及内生机制进行了分析并对经济增长提出了全新的视角，认为资本积累、技术进步等本身就是经济增长的结果，经济增长的根本原因在于制度变迁。制度变迁比技术进步对经济增长起着更为重要的作用，通过制度创新能促进生产率的提高。因此，国家有效地推行制度上的改革，是实现经济增长的有效途径。
中国的市场化改革是人类历史上一次最大规模的制度变迁（罗兰，2004），这种制度变迁能够促进经济增长（诺思，1994）。Chow（2002）、Wang和Yao（2003）、洪名勇（2004）、王立平、龙志和（2004）、王文举、范合君（2007）、江峰等（2008）等利用中国实际数据对市场化与经济增长的关系进行分析，结论一致表明中国的市场化改革是经济高速增长的主要动力。然而，这些已有研究都并没有讨论市场化是如何作用于经济增长。因此，本文的目的是：一要考察中国市场化进程的宏观经济增长效应；二要考察中国市场化对于微观意义上的生产要素效率提升的作用以及这种作用的特点。本文对于正确评价中国的市场化改革有着重要的理论意义，而且可以为更进一步推进改革提供实证方面的支持。
一、研究模型与数据
（一） 模型
一个地区的技术水平、资本存量和劳动力是决定其生产能力的主要要素。本文通过Cobb-Douglas生产函数来表示这种关系，具体形式为：
Y=AKαLβeμ（1）
其中，Y表示国内产出；A为技术水平；K为资本存量；L为劳动量；α和β分别表示资本和劳动的产出弹性。该模型的特点是假定一个地区的资本、劳动的产出弹性不变，这种弹性度量了要素的生产率；随机扰动项用于反映除技术、资本与劳动之外其他生产因素对生产的影响。
在完全竞争的前提下，经济的市场化可以通过市场来对资源进行最优配置，但完全竞争包含着很丰富的内容，如公平竞争、制度合理（交易成本为零）、信息完全、分工理想等。然而，即便是西方发达的市场经济，也没有达到完全的市场化，政府对市场的干预也不少见。经济的市场化本身就是一个发展进程，因此，它对资源的优化配置作用也在不断地改变，从而要素的生产效率也将不断变化。因此可以将式（1）演化为：
Y=AbA0+bA1MKbk0+bk1MLbL0+bL1Meμ （2）
其中，M表示市场化程度；bA0+bA1M、bk0+bk1M和bL0+bL1M分别反映随市场化程度而变化的技术、资本和劳动要素的产出弹性；bA1、bk1和bL1描述了完全不存在市场化这一极端经济下技术、资本和劳动要素的产出弹性；bA0、bk0和bL0为市场化对技术、资本、劳动和人力资本要素效率的边际影响参数，即市场化对要素产出弹性的边际影响参数。
因此，在对式（2）取对数并引入下标i与t，i表示第i个地区，t表示第t时期，得到如下的基本计量模型式（3）：
lnYit=bA0lnAit+bA1MlnAit+bk0lnKit+bk1MlnKit+bL0lnLit+
bL1MlnLit+δi+εit （3）
此时，δi为个体非观测效应；模型中的εit为随机误差项。
考虑到产出可能会依赖过去水平，为了防止基本计量模型的设定偏误，本文通过引入因变量的滞后项而将其扩展为一个动态模型。同时，本文还在动态模型的基础上引入人力资本（E）及其二次项（E2）来考察人力资本与地区产出的非线性关系。动态模型的好处还在于，当模型中一些解释变量存在内生性时，可以通过动态面板数据的计量方法消除模型的内生性偏误，从而获得这些解释变量系数的一致性估计（Brackman et al， 2004）。因而最终得到如下的计量模型：
lnYit=ρlnYit-1+bA0lnAit+bA1MlnAit+bk0lnKit+bk1MlnKit+
bL0lnLit+bL1MlnLit+Eit+E2it+δi+εit（4）
式（4）中的反映了滞后一期产出对本期产出的影响弹性；其他符号如前所示。
本文将通过计量模型式（4）来研究中国市场化程度对地区生产力的影响及其影响机制。
（二）数据
本文以地区国内生产总值（GDP）、发明专利授权量、就业人数分别作为各地区产出（Y）、技术水平（A）、劳动（L）的观测数据，这些数据均来自2001—2006年的《中国统计年鉴》；地区资本存量数据来自于单豪杰（2008）对1952—2006年中国各地区资本存量估计的数据；市场化数据来自中国经济改革基金会国民经济研究所（2007）在《中国市场化指数——各省区市场化相对进程：2006年报告》中公布的市场化指数；人力资本数据用2001—2006年的《中国统计年鉴》数据计算的人均受教育年限反映，在计算过程中小学以6年、初中9年、高中12年、中专12年、大学专科15年、大学本科16年、研究生以20年赋值，若是以大专及以上则赋值15.4年。①由于缺乏香港、澳门、台湾、四川和重庆的资本存量数据，因此，本文数据由不包括以上五个地区在内的29个省域，2001—2005年共五年的面板数据构成。
二、变量描述及相关分析
（一）各变量的基本描述
在表1中给出了变量的简单统计描述。表1显示中国各省区产出、技术、资本存量、劳动人数、人力资本及市场化程度大致呈上升趋势。市场化指数从2001年的平均水平4.61上升到2005年的6.49，年平均增长量为0.47，约为0.5，年均增幅达10.2%；但从市场化指数的标准差来看，随着时间的推移，地区间的市场化进程差异越来越大，这可能会成为影响到区域经济增长差异的重要因素。
（二）市场化程度与产出的相关分析
在表2中给出了市场化指数与产出对数的简单相关系数和控制了技术对数、资本对数、劳动对数和人力资本后的偏相关系数。从这些相关系数来看，市场化指数与产出对数均呈显著相关，这表明中国各省域的市场化程度与其产出之间均同向变动趋势。
三、模型估计及结果分析
在计量模型（4）中，即使假定εit不存在序列相关，方程中因变量的一阶滞后项lnYit-1与复合误差项中的非观测效应δi也会存在相关性，从而导致混合OLS估计和组内估计的结果都是有偏的，一般而言，因变量滞后项系数（ρ）的混合OLS估计量会因非观测个体固定效应的存在而发生向上偏误（Hisao，1986），因变量滞后项系数（ρ）的组内估计量在短时间面板数据中则会产生向下偏误（Nickell，1981）。因此，为了获得各解释变量系数的一致性估计，本文采用两步系统GMM法对计量模型式（4）进行估计。估计结果（如表3所示）。根据表3中的估计结果1，在5%的水平下，汉森检验和差分汉森检验均表明矩条件是有效的，但残差差分项无法拒绝一阶与二阶无自相关，这表明系统广义矩估计可能无效。在估计结果2中，在5%的水平下，残差差分项无一阶自相关，而二阶自相关存在，同时汉森检验和差分汉森检均不拒绝原假设，因此估计结果2的两步广义矩估计有效。
根据回归系数的估计结果，不管是估计结果1还是估计结果2，市场化指数（m）与技术水平对数、资本存量对数及劳动人数对数的交互项均为正，且在5%的水平下显著，这表明在2001—2005年间，市场化程度的提升有利于区域经济发展。在技术水平、资本存量、劳动人数及人力资本处于这一时期的平均水平时，以各地区市场化程度每年平均变化0.5的幅度计算，将会使GDP增长：
GDP增长百分数=（bA1lnAit+bk1lnKit+bL1lnKit）×ΔM
=（0.0077×5.0775+0.0280×7.3159+0.0237×7.2783）×0.5≈0.2082
也就是说，在2001—2005年间，若其他条件处于此期间的平均水平上不变，以各地区市场化程度每年平均变化0.5的幅度计算，平均而言，就可以使GDP每年以高出0.2082%的增长速度发展。
以上的分析表明，市场化程度对区域经济增长的刺激作用是巨大的。它的作用机制是通过对区域技术、资本与劳动要素的配置而影响技术、资本及劳动的产出弹性，进而影响区域经济增长。
仍以市场化程度每年平均变化0.5的幅度计算，将使技术产出弹性E（A）、资本产出弹性E（K）和劳动产出弹性E（L）分别变化：
ΔE（A）=bA1ΔM=0.0077×0.5≈0.0039
ΔE（K）=bK1ΔM=0.0280×0.5≈0.0140
ΔE（L）=bL1ΔM=0.0237×0.5≈0.0119
计算说明，若各地区市场化程度每年以0.5的幅度增加，资本产出弹性E（K）上升最快，达0.0140，劳动产出弹性E （L）次之，为0.0119，技术产出弹性E（A）最小，为0.0039。由此看出，市场化进程通过资本对经济增长的影响程度最大，以样本期间资本存量的平均水平计算，市场化程度每增加0.5个单位，使资本产出弹性增加0.0140个单位，进而使经济增长0.1024%；使劳动产出弹性增加0.0119个单位，进而使经济增长0.0866%；使技术产出弹性增加0.0039个单位，进而使经济增长0.0198%；在三个方面的共同作用下，市场化程度每增加0.5个单位，将使经济增长高出0.2082%。
由此可知，在样本期间及以后一段时间内，推进中国的市场化改革，增加资本投资及扩大劳动就业是保证中国区域经济快速发展的主要动力。根据前文的分析发现——中国各地区市场化进程差异不断变大的事实，以及市场化程度对经济增长具有显著作用可知，市场化进程的差异是中国省域经济增长差异的一个重要因素。
结论
改革以来，中国制度变迁的一个显著特征——市场化进程的不断加深，市场化对中国区域经济增长的作用日趋显著。本文利用2001—2005年间中国的省域数据，分析了市场化对中国省域经济增长及对要素效率的影响，研究结果发现，在此样本期间，各省域的市场化程度通过对提升技术、资本和劳动的产出弹性，而对经济增长具有显著的促进作用；其中市场化程度对资本产出弹性的影响程度最大，对劳动产出弹性和技术产出弹性依次减小。
由以上结论可知，在样本期间及以后一段时间内，推进中国的市场化改革，增加资本投资及扩大劳动就业是保证中国区域经济快速发展的主要动力。
参考文献：
[1]洪名勇.初始条件、市场化改革与区域经济非均衡增长的实证研究[J].中国软科学，2004，(4).
[2]江峰，康继军，张宗益.企业市场化、对外开放与中国经济增长——基于非平稳面板时间序列数据的经验分析[J].管理工程学报，2008，(4).
[3]李佐军.为什么“市场化改革”遭质疑 [J].中国发展观察，2009，(6).
[4]罗兰.转型与经济学[M].北京：北京大学出版社，2004.
[5]诺思.制度、制度变迁与经济绩效 [M].上海：上海三联书店，上海人民出版社，1994.
[6]单豪杰.中国资本存量的再估算：1952—2006[J].数量经济技术经济研究，2008，(10).
[7]王立平，龙志和.中国市场化与经济增长关系的实证分析[J].经济科学，2004，(2).
[8]王文举，范合君.中国市场化改革对经济增长贡献的实证分析[J].中国工业经济，2007，(9).
[9]中国经济改革基金会国民经济研究所.中国市场化指数——各省区市场化相对进程2006年报告 [M].北京：经济科学出版社，2007.
[10]国家统计局.中国统计年鉴(2002—2006)[K].北京：中国统计出版社，2006.
[11]Brackman，S.，H.Garretsen，and M.Schramm，“The Spatial Distribution of Wages: Estimating the Helpman-Hanson Model for Germany”，Journal of Regional Science，2004，44(3)，437-466.
[12]Chow.G，Lin.An-loh.“Accounting for Economic Growth in Taiwan and Mainland China:A Comparative Analysis”.Journal of Compara-tive Economics，2002，(3).
[13]Hsiao，C.，“Analysis of Panel Data”，Cambridge: Cambridge University Press，1986.Nickell，S.，“Biases in Dynamic Models withFixed Effects”，Econometrica，1981，49 (6)，1417-1426.
[14]Wang.Y.，Yao.Y.“Sources of China’s Economic Growth 1952—1999:Incorporating Human Capital Accumulation”. China EconomicReview，2003，(1).
[责任编辑 吴高君]