資本集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的非線性研究——基于系統(tǒng)動(dòng)態(tài)GMM估計(jì)和門檻回歸的經(jīng)驗(yàn)分析

王明益

(山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 國(guó)際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，山東 濟(jì)南250014)

一、引 言

要素的空間集聚現(xiàn)象是世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的特征之一，有關(guān)要素集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究很多。大多數(shù)研究支持了要素的空間集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用，認(rèn)為要素的空間集中可以帶來(lái)技術(shù)、知識(shí)的外溢、相關(guān)產(chǎn)業(yè)的前后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)及勞動(dòng)力市場(chǎng)的外部性等。然而，多數(shù)學(xué)者忽視了要素(如資本、勞動(dòng)力、技術(shù)等)的空間集聚也會(huì)帶來(lái)一些不利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素，如:競(jìng)爭(zhēng)過(guò)于激烈，擁擠效應(yīng)及資源的過(guò)分消耗等。即:要素的空間集聚取決于向心力和離心力的大小對(duì)比。短期來(lái)看，向心力可能會(huì)大于離心力，導(dǎo)致集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生促進(jìn)作用，長(zhǎng)期來(lái)看，離心力可能會(huì)大于向心力，導(dǎo)致要素集聚不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此，要完整的分析要素的空間集中與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，應(yīng)該考慮時(shí)間的動(dòng)態(tài)性。有部分學(xué)者對(duì)要素的集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用產(chǎn)生質(zhì)疑并進(jìn)行了相應(yīng)地經(jīng)驗(yàn)研究。如:Williamson［1］通過(guò)對(duì)空間集聚與早期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的研究，認(rèn)為要素的空間集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用是逐漸減弱最后可能阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展。Bertinelli和Black［2］認(rèn)為一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)往往從發(fā)生要素集聚的地點(diǎn)或城市發(fā)起，在集聚初期，集聚產(chǎn)生的收益足以抵消擁擠等造成的成本，但是隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的上升，各種阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展的因素造成的成本迅速上升，導(dǎo)致集聚的促進(jìn)作用逐漸減弱。Longstaff［3］基于墨西哥32個(gè)州1994-2000年的面板數(shù)據(jù)，用每平方公里的人口數(shù)來(lái)代表集聚水平，實(shí)證結(jié)果沒有發(fā)現(xiàn)集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的顯著相關(guān)關(guān)系。陳得文、苗建軍［4］根據(jù)新增長(zhǎng)理論和新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論構(gòu)建了空間集聚和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)面板數(shù)據(jù)聯(lián)立方程，運(yùn)用GMM三階段最小二乘法實(shí)證檢驗(yàn)了1995-2008間中國(guó)省域空間集聚和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)生關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，空間集聚對(duì)我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在倒U關(guān)系。Weber［5］用1985-2002年的挪威行業(yè)數(shù)據(jù)，以每平方公里的人數(shù)表示集聚變量，檢驗(yàn)結(jié)果也沒有發(fā)現(xiàn)人口密度對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率有顯著的促進(jìn)作用。Ciccone［6］利用美國(guó)制造業(yè)行業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)集聚和生產(chǎn)率增長(zhǎng)之間存在倒U關(guān)系。孫浦陽(yáng)等［7］基于全球85個(gè)國(guó)家近10年的面板數(shù)據(jù)，用系統(tǒng)動(dòng)態(tài)GMM估計(jì)方法探討了空間集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。研究結(jié)果支持了“威廉姆森”假說(shuō)，即伴隨著國(guó)家經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，集聚的好處將被削弱。王麗麗、范愛軍［8］基于中國(guó)28個(gè)制造行業(yè)的面板數(shù)據(jù)，認(rèn)為空間集聚與全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)之間存在門檻效應(yīng)，并得出集聚水平介于0.0155和0.0492之間最有利于促進(jìn)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的結(jié)論。

現(xiàn)有研究集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證文獻(xiàn)，雖然實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果幾乎全部都驗(yàn)證了集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)長(zhǎng)期存在非線性關(guān)系。但大多存在如下問題或不足:第一，很多學(xué)者以產(chǎn)業(yè)為研究層面實(shí)證檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，很少有學(xué)者從要素集聚(特別是資本集聚)角度分析分析。事實(shí)上，產(chǎn)業(yè)的集聚是以要素(如:勞動(dòng)力、土地、資本等)的集聚為基礎(chǔ)的，而要素中資本要素(可以包括物質(zhì)資本、人力資本及技術(shù)資本)的集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的具有決定性影響［9］。第二，很多相關(guān)文獻(xiàn)在檢驗(yàn)集聚促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在門檻效應(yīng)時(shí)，直接建立門檻模型，這樣做的后果是若數(shù)據(jù)搜集不連續(xù)或不準(zhǔn)確，即便變量間存在線性關(guān)系仍可以得到門檻值。

針對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的不足，本文做了如下嘗試:第一，檢驗(yàn)的是資本集聚而不是產(chǎn)業(yè)集聚;第二，實(shí)證分析更加嚴(yán)密、符合邏輯。首先建立動(dòng)態(tài)非線性模型，檢驗(yàn)資本集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)非線性(二次)關(guān)系是否存在，在此基礎(chǔ)上再檢驗(yàn)是否存在門檻效應(yīng)、確定門檻值及門檻個(gè)數(shù)，然后修正計(jì)量模型分兩個(gè)樣本分別實(shí)證分析資本集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。第三，以交易成本為門限變量，并給出了關(guān)于交易成本新的計(jì)算方法。另外，本文所用數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度較長(zhǎng)，即從我國(guó)全面對(duì)外開放(1992)作為起始年份截止到2011年共20年，這相對(duì)于諸多學(xué)者們一般用10年之內(nèi)的數(shù)據(jù)分析兩者之間的非線性關(guān)系更具實(shí)效性和說(shuō)服力。

二、資本集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)非線性關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)

(一)基本計(jì)量模型的構(gòu)建

期初:

(1)/(2)得:

(4)式兩邊取自然對(duì)數(shù)，得:

為分析資本積聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)影響及捕捉兩者可能存在的非線性關(guān)系，把被解釋變量的滯后項(xiàng)、資本集聚水平的二次項(xiàng)及資本集聚水平與人均國(guó)民收入的乘積三項(xiàng)加入到(5)式中，建立如下計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型:

其中，yit表示區(qū)域i在t年份相對(duì)于基期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指數(shù)，t為時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，λt表示技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，li，t，ki，t，ai，t，pcii，t，vi，ξi，t分別表示i地區(qū)報(bào)告期的勞動(dòng)力數(shù)量相對(duì)于基期的增長(zhǎng)指數(shù)、資本存量的增長(zhǎng)指數(shù)、資本積聚的增長(zhǎng)指數(shù)、人均國(guó)民收入指數(shù)、不隨時(shí)間變化的個(gè)體效應(yīng)及隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。AGGit表示地區(qū)i在t期的資本集聚水平。

(二)主要變量說(shuō)明及數(shù)據(jù)來(lái)源

1.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指數(shù)(yi，t):用i地區(qū)基期的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值去除該地區(qū)t期的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。用來(lái)反應(yīng)i地區(qū)報(bào)告期相對(duì)于基期經(jīng)濟(jì)總量的變化。數(shù)據(jù)來(lái)源于全國(guó)各省份每年的統(tǒng)計(jì)年鑒，西藏自治區(qū)因數(shù)據(jù)不具連續(xù)性未列入考查范圍。為消除價(jià)格波動(dòng)的影響，i地區(qū)報(bào)告期的經(jīng)濟(jì)總量都用價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了平減。基期設(shè)定為1992年。

2.資本集聚水平(AGGi，t):借鑒克魯格曼提出的空間區(qū)位熵概念，定義地區(qū)i在t年份資本積聚水平為:

該比值大于1，說(shuō)明該地區(qū)資本集聚水平較高，該比值小于1，說(shuō)明該地區(qū)資本集聚水平較低。其中，資本存量k用的是i地區(qū)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額與外商直接投資額之和，外商直接投資額根據(jù)當(dāng)年的人民幣兌美元的匯率進(jìn)行計(jì)算。

3.勞動(dòng)力、資本、集聚增長(zhǎng)指數(shù)(li，t，ki，t，ai，t，pcii，t):各數(shù)據(jù)分別來(lái)自于《中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》、中國(guó)數(shù)據(jù)在線數(shù)據(jù)庫(kù)(China Data Online)、《中國(guó)制造業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《新中國(guó)55年統(tǒng)計(jì)資料匯編》并經(jīng)過(guò)作者簡(jiǎn)單計(jì)算整理所得。其中，各地區(qū)資本存量指數(shù)、人均國(guó)民收入指數(shù)都經(jīng)過(guò)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了平減。面板數(shù)據(jù)時(shí)間跨度為1992-2011年，共20年①因?yàn)檠芯抠Y本集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的跨期影響，故時(shí)間跨度較長(zhǎng)。。

(三)實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析

因式(6)是一動(dòng)態(tài)模型，考慮到系統(tǒng)內(nèi)生性問題，以該式為計(jì)量模型，使用系統(tǒng)動(dòng)態(tài)GMM方法估計(jì)。系統(tǒng)GMM估計(jì)是在差分GMM估計(jì)基礎(chǔ)上引入了水平方程，并以滯后的差分變量作為水平方程的工具變量，只要工具變量的滯后期數(shù)相對(duì)較長(zhǎng)，最終會(huì)使估計(jì)結(jié)果比差分GMM估計(jì)更具有效性和一致性。根據(jù)Arellano和Bond［10］提出的動(dòng)態(tài)GMM估計(jì)的工具變量選擇方法和動(dòng)態(tài)模型(6)一階差分?jǐn)?shù)據(jù)，用內(nèi)生變量(lnyi，t-1，lnai，t)的水平值及滯后三期值作為工具變量，這樣可以有效地消除面板數(shù)據(jù)中不可觀測(cè)的個(gè)體效應(yīng)(vi)的影響。此外，使用系統(tǒng)的Sargan檢驗(yàn)及相應(yīng)的p值來(lái)衡量系統(tǒng)工具變量總體的有效性。表1是各變量名稱、英文符號(hào)及描述性統(tǒng)計(jì)。

表1 各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征

使用Stata10.0軟件對(duì)資本集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果見表2。表2對(duì)4個(gè)模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。模型一沒有納入資本集聚的平方項(xiàng)及資本積聚與人均國(guó)民收入指數(shù)的交互項(xiàng)這兩個(gè)變量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，資本集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是不顯著的，原因是在所選時(shí)間段的不同時(shí)期資本集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響不同(前期資本集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響為正，而后期影響為負(fù))。模型二是在模型一的基礎(chǔ)上加入了資本集聚水平的平方項(xiàng)，用來(lái)捕捉資本集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間可能存在的二次關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在10%的顯著性水平上發(fā)現(xiàn)了兩者之間存在二次關(guān)系(倒U型)。模型三是在模型二的基礎(chǔ)上又加入了資本集聚水平與人均國(guó)民收入①用每省各年份的人均國(guó)民收入指數(shù)來(lái)衡量每個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)性。其數(shù)據(jù)根據(jù)各省《統(tǒng)計(jì)年鑒》并用價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減而得。的交互項(xiàng)，目的是進(jìn)一步檢驗(yàn)資本集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的長(zhǎng)期關(guān)系。數(shù)值是-0.012，并且通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)?？梢岳斫鉃橘Y本集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率是逐年下降的，下降幅度為1.2%。模型三的檢驗(yàn)結(jié)果證明，資本集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是動(dòng)態(tài)變化的，貢獻(xiàn)率是逐年下降的，這也間接證明了模型二的實(shí)證結(jié)論。模型四用的是增長(zhǎng)收斂型截面數(shù)據(jù)回歸方法，沒有考慮資本集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在時(shí)間維度上的變化。其實(shí)證結(jié)果諸多都不能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。通過(guò)截面回歸和門檻回歸兩種估計(jì)方法的對(duì)比，驗(yàn)證了本文所使用的系統(tǒng)動(dòng)態(tài)GMM估計(jì)方法的正確性和合理性。

表2 資本集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)態(tài)關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果(系統(tǒng)GMM估計(jì))

三、資本集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的門限模型構(gòu)建及分析

(一)門檻回歸簡(jiǎn)介

(二)統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)及門檻模型構(gòu)建

1.統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果

本實(shí)證檢驗(yàn)所運(yùn)用的軟件是MATLAB7.0。

由圖1可知，在交易成本lntc=10.99%時(shí)，Si(γ)殘差平方和取得最小值20.98。在交易成本的其他水平上，Si(γ)殘差平方和都在60-90范圍內(nèi)取值。圖1表明只存在一個(gè)門檻值。

由表3可知，檢驗(yàn)結(jié)果顯著拒絕了不存在門檻值的假設(shè)，接受了存在一個(gè)門檻值的假設(shè)。這與圖1一致。

圖1 單門檻模型回歸殘差平方圖

表3 門檻值存在性、門檻個(gè)數(shù)及顯著性檢驗(yàn)結(jié)果

表4給出了門檻值的置信區(qū)間和Bootstrap P值。由表4可知，在95%的水平上門檻值的置信區(qū)間是:［0.0876，0.1195］。Bootstrap P值很小，可以在1%顯著水平下拒絕不存在門檻效應(yīng)的原假設(shè)。

表4 門檻估計(jì)值及置信區(qū)間

2.計(jì)量模型的修正

根據(jù)對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性檢驗(yàn)，可知上述所構(gòu)建模型只含有一個(gè)門限值，根據(jù)第二部分的理論推導(dǎo)，把交易成本①交易成本指貨物從裝運(yùn)地到目的地產(chǎn)生的費(fèi)用支出，即到岸與離岸價(jià)格之差，計(jì)算公式為:。指數(shù)(lntc)作為門限變量，修正模型(6)后得到:

其中I(·)為指示函數(shù)，γ為交易成本門限值。表5為門檻回歸與普通面板回歸結(jié)果。

表5 普通面板回歸和門檻回歸結(jié)果

續(xù)表5

表5中，模型1是普通面板線性回歸結(jié)果(本模型中沒有納入資本集聚水平的二次項(xiàng))，結(jié)果沒有發(fā)現(xiàn)資本集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)顯著的推動(dòng)作用(原因同表2對(duì)模型一的分析)，也沒有發(fā)現(xiàn)交易成本的“門檻”作用。模型2是對(duì)整個(gè)樣本進(jìn)行的門檻回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，設(shè)定門檻變量后，資本集聚能夠在5%的水平上顯著地推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，貢獻(xiàn)率為15.3%，也在1%的顯著性水平上捕捉到了資本集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的非線性關(guān)系;交易成本在5%的水平上起到了顯著性作用。模型3是在交易成本低于門檻值(lntc＜0.1099)條件下的分樣本門檻回歸結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)在交易成本(本文指運(yùn)輸及保險(xiǎn)費(fèi)用)較低時(shí)，資本集聚動(dòng)力不足，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率僅為13.9%，交易成本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度為-2.1%。模型4是在交易成本較高(lntc＞0.1099)時(shí)的分樣本門檻回歸結(jié)果。結(jié)果發(fā)現(xiàn)在交易成本較高時(shí)，資本集聚動(dòng)力得到加強(qiáng)，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率達(dá)到21.2%，并且通過(guò)了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)。相對(duì)較高的交易成本構(gòu)成了資本集聚的動(dòng)力，從而也間接地促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率為2.1%。

四、結(jié)論及政策建議

本文基于改進(jìn)的C-D生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建動(dòng)態(tài)非線性計(jì)量模型，利用中國(guó)1992-2011年共20年、30個(gè)省的面板數(shù)據(jù)，首先驗(yàn)證了資本集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的非線性關(guān)系的存在性。然后對(duì)計(jì)量模型進(jìn)行修正建立了門檻回歸模型，驗(yàn)證資本集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間是否存在門檻效應(yīng)。結(jié)果表明:資本集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間存在單一門檻值，并基于該門檻值對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了分樣本門檻回歸，門檻回歸結(jié)果表明，資本集聚與交易成本存在此消彼長(zhǎng)的關(guān)系，當(dāng)交易成本較高時(shí)，資本集聚動(dòng)力較足(此時(shí)資本收益率較高)，隨著交易成本的逐漸降低，資本集聚的動(dòng)力逐漸減弱(此時(shí)其貢獻(xiàn)率逐漸下降)，當(dāng)資本集聚水平跨過(guò)交易成本門檻(也即資本集聚水平超過(guò)最優(yōu)狀態(tài))后，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)會(huì)明顯下降甚至有可能為負(fù)值。據(jù)此提出以下政策建議:

第一，隨著沿海經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)日趨完善，交通網(wǎng)絡(luò)日益發(fā)達(dá)，交易成本會(huì)逐漸降低，資本自身集聚動(dòng)力會(huì)減弱，資本集聚的負(fù)面效應(yīng)會(huì)逐漸凸現(xiàn)出來(lái)，但當(dāng)?shù)卣畢s容易忽視這一規(guī)律，仍通過(guò)某些優(yōu)惠政策加強(qiáng)資本的集聚，其結(jié)果很容易造成資本集聚超過(guò)最優(yōu)水平，導(dǎo)致行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)過(guò)于激烈，資本貢獻(xiàn)率會(huì)大幅下降。在此情況下，有關(guān)管理部門應(yīng)該加強(qiáng)對(duì)部分資本集聚過(guò)度的行業(yè)進(jìn)行資本流向管理及政策引導(dǎo)，讓過(guò)剩資本流向周邊及西部資本相對(duì)短缺的地區(qū)。

第二，中西部地區(qū)，交通條件相對(duì)落后，交易成本較高，資本集聚動(dòng)力較足，此時(shí)應(yīng)該進(jìn)一步制定相關(guān)優(yōu)惠政策措施、加大教育投入力度，提高當(dāng)?shù)厝肆Y本水平，創(chuàng)造良好的制度、人文及生態(tài)環(huán)境，增強(qiáng)對(duì)外部資本的吸引力加強(qiáng)資本集聚的動(dòng)力，充分利用資本集聚帶來(lái)的積極效應(yīng)來(lái)加快地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

第三，為了更好地發(fā)揮資本集聚的積極效應(yīng)，有關(guān)部門應(yīng)加強(qiáng)對(duì)各種資本本身質(zhì)量的考核與監(jiān)管。我國(guó)應(yīng)該進(jìn)一步完善各種資本的引進(jìn)、引導(dǎo)或生成機(jī)制。對(duì)于物質(zhì)資本，可以通過(guò)引入優(yōu)質(zhì)FDI及國(guó)內(nèi)金融部門的創(chuàng)造獲取，對(duì)于人力資本(或技術(shù)資本)，應(yīng)加大投資力度，樹立正確的生成、培養(yǎng)機(jī)制，以便讓其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)揮更大的作用。

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