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來源：天勇談經濟

　　題記：2025年12月17日，中信出版集團與北大國發院、北大中國經濟研究中心共同主辦「承澤論壇」第49期暨《讀懂「十五五」》新書分享會。本文根據中國經濟體制改革研究會國民經濟工程實驗室主任，中國人民大學全球治理研究院高級研究員，中央黨校（國家行政學院）國際戰略研究院原副院長周天勇的主題演講整理。

　　感謝北大「承澤論壇」第49期暨《讀懂「十五五」》新書分享會的邀請。因為是在北大的演講，今天來的聽衆大部分是北大、清華和其他高校的學生，還有一部分是老師，我的演講側重於學理性，並結合數理邏輯的推算，展望中國經濟體制改革對未來增長的推動前景。

　　內容分為三個方面：一是改革與增長內生計算的數理邏輯；二是我國漸進式轉軌經濟的增長潛能究竟體現在何處；三是今後需推進哪些關鍵領域的改革，才能實現經濟的中高速增長。

　　改革與增長內生計算的數理邏輯

　　中國是一個特長周期經濟體制轉軌的國家。世界各國的體制類型主要分為三類：一是「資本主義+市場經濟」模式，二是社會主義+計劃經濟」模式，三是我國特色的「社會主義+市場經濟」模式。並且，與前蘇聯和東歐等國的瞬時轉軌不同，我國體制的漸進式轉軌周期很長，已持續47年仍未完成，預計還需15到20年的時間。

　　那麼，在長期處於二元體制下的漸進式轉軌過程中，我國的經濟增長究竟應如何計算？

　　現在主要採用現代經濟學中的主流增長模型來測算中國經濟增長，但我認為這種測算方式存在較大誤差。原因在於，這些主流模型暗含的假定是體制既定不變，但中國經濟的顯著特點是體制處於持續的轉變之中。若認為體制變動對產出與經濟增長毫無影響，顯然不符合實際情況。

　　經濟學家伍曉鷹2023年12月在北大的一次演講中認為，我們的體系是一個生產系統，無法把其他與生產函數無關的變量加進來。制度不可能是其中統計上可以建立的系統性變量。現在還沒有辦法讓制度變量直接進來用以計算。這就存在一個學理和計算方面的難題：你說1978年以來的改革推動了經濟增長，那你證明給我看看；更重要的是，你說未來可能只有市場化改革，才能給經濟增長釋放巨大的潛能，那你有較靠譜數理邏輯地給我計算一下。

　　但在我看來，若無法實現體制內生變量化，便難以證明改革與增長之間內在的關聯。因此，我今天演講的內容偏重於講數理邏輯，看能否從學理層面實現體制的內生變量化。

　　以往，在測算改革與增長的關係時，主要採用的是「改革前後比較法」，即通過對比改革前後的增長數據，得出「改革推動經濟增長」的結論。但這種方法本質上是一種「黑箱式」分析，未能揭示改革影響增長的內在機制。第二種常用方法是「專家改革權重打分法」，即對各項改革措施賦予相應權重，由專家進行評分後加權計算，最終得出增長率數據。但這種方法有較強的主觀經驗色彩，科學性不足。

　　在全要素生產率（TFP）的測算方面，國際國內多個知名組織和學者均有相關研究成果。以1978年至2010年這一改革階段為例，不同研究得出的全要素生產率對於增長的貢獻率存在較大差異：較低的測算結果如格羅寧根大學團隊的約為0.6%，國內較高學者和機構的研究，則達到3.5%至4%。如中國國家統計局何平的研究，就認為TFP增長在4%以上。我注意到，在亞洲生產率組織的測算中，同期韓國的全要素生產率增長率為1.6%，而中國卻達到3.6%。這不禁讓人產生疑問：難道我國這一時期的技術進步速度遠超韓國？

　　而且，亞洲生產率組織的測算結果比荷蘭格羅寧根大學對中國的測算結果高出3%。倘若技術進步帶來的生產率增長為0.6%，那麼剩餘3%的增長來源究竟是什麼？是我國1978年至2010年的技術進步速度確實遠超韓國，還是存在其他驅動因素？

　　因此，我們希望通過特定方法對這部分額外增長進行分解，探究其來源。這裏的「額外增長」指未包含在要素投入生產過程中的TFP增長部分。

　　實際上，我們在統計數據和實際的經濟生活中，經常看到如與中國發展水平相近的幾個人口規模較大國家，其農業就業比目前在9%左右，而中國的數據是22%，而農業領域的勞動生產率只是工商服務業領域的1/4；如市場經濟國家國有經濟比例在10%左右，我們為46%左右，而中國國有資產利潤率在1%左右，也是競爭性企業的1/4。而無標準統計數據的土地閒置、浪費和低利用率，只能通過抽樣調查推斷，但毫無疑問，肯定要比市場經濟國家高得多。

　　可能對這些司空見慣的現象，在經濟學研究方面卻熟視無睹。當然，我們也可能深切地感覺到這一切。但是，在勞動力的流動方面，如戶籍、遷移人口的子女教育、土地不能市場化退出黏性等影響勞動力要素配置因素，還有在資本配置方面的非競爭性國有企業，無法先將它們作為體制變量。如戶籍、國有企業，這個概念等於幾，確實是不可理喻的。

　　中國已經進行了47年的經濟體制改革，積累了豐富的數據和實踐案例，我覺得中國的經濟學研究，應當到了解決體制變量化的時候了。而且，從另一個方面講，穩定住，並且尋找動能加速，將國民經濟增長支撐住，更為樂觀地，將其在未來穩定在5%，甚至更樂觀一些5.5%的速度上，也迫切要求中國的經濟學界，解決這一難題。

　　在研究一個特長周期體制漸進轉軌的中國經濟時，需要轉變的是一個思路。從抽象的學理方面看，體制是一種安排；體制發生作用的結果是一種狀態，但這種狀態表達的，則是這種作用過程影響的體制。

　　這樣，我們明確兩個基本前提：第一，將由市場機制調節的領域和結果定義為「標準競爭性領域和結果」，該領域的資源分佈、要素產出狀態等均符合市場規律；第二，將受計劃行政干預的領域界定為「扭曲性、非競爭性領域和狀態」。

　　而分佈和狀態是可以變量化的。如分佈變量，前述的與中國發展水平相當的市場經濟國家，農業就業比是9%，中國是22%；還如狀態變量，非競爭性的國有企業的資產利潤率是1.1%，競爭性的非國有企業是4.5%。這樣，我們就可以從資源流入端，計算出戶籍等一系列阻礙勞動力優化配置的面積，即體制擋板變量為1億多個勞動力；而非國有企業形成的利潤產出端擋板，為10萬億元左右。

　　我及團隊的研究發現，中國改革開放以來，上述3%的TFP中，40%左右來自於實物的貨幣化、資產化和財富化溢值。如80年代初近78%的勞動力，82%的農村人口生活，是勞動與實物的交易，中介是各生產隊的工分，而不是貨幣。90年代中土地和城鎮住宅是沒有價格的生產和生活資料。然而，80年代廢除人民公社，解散集體勞動，農村家庭聯產土地承包經營制改革，農民可以搞多種經營，銷售自己的勞動產品，可以進入鄉鎮企業，可以外出務工，勞動貨幣化了；90年代，居住、工商、服務業建設用土地從無償供給到有償出讓，而城鎮住宅從無償分配到商品化購買，土地和城鎮住宅貨幣化、資產化和財富化了。

　　在此前提下，我們將供給資源和需求潛能列為「實體性變量」，例如勞動力、非金融企業資產、土地面積等；還設定了「分佈比例變量」，用於衡量各類資源在競爭性領域中的分佈佔比，以及衡量這些資源在競爭性主體、競爭性領域中的要素產出狀態、需求有效支出水平及效率的「狀態變量」。我們將供給資源和需求潛能在競爭性領域的數據視為「標準值」，而將在行政計劃的非競爭性領域中的相關數據視為「扭曲值」。

　　如計算中，我們選取了世界上約8個人口大國，且這些國家的人均GDP與我國相差不超過5000美元，經加權平均計算後發現，這些國家2024年的農業就業率約為9.5%，而我國的農業就業率則為23%。我們將前者（無人口流動干預的國家）的農業就業率視為競爭性領域中的資源分佈比例標準；同時，將非農業領域中無勞動力干預情況下的單個勞動力產出狀態作為基準，以此衡量我國非競爭性領域中農業勞動力的產出效果、效率及生產力水平。

　　在完成上述邏輯分類後，對於生產要素配置體制內生影響產量的關係，建立了靜態體制與產出的生產函數1式：

　　體制變動影響的產量 = 資源 （競爭性領域分佈比例 - 非競爭領域分佈比例）（競爭性領域中產出狀態 - 非競爭領域產出狀態）即：

　　其中，Q為生產量、收入和需求，Res為生產要素資源規模以及收入和需求的潛在規模；（yr - xr）表示生產要素、收入和需求在市場競爭配置比例與計劃行政配置比例間的差值；（yp - xp）則表示生產要素、收入和需求在市場經濟配置效率和水平與計劃行政配置效率和水平間的差值。

　　這裏不考慮勞動者的貨幣化。只解釋前面已述的，無價格的土地房屋貨幣化、資產化和財富化溢值形成的TFP。建立收入溢值函數：

　　體制變動影響的國民收入溢值 = 土地面積 * 開關變量（允許交易1，禁止交易0）* 放開交易後實現交易的比率 * 交易價格。即：

　　其中，Q為土地房屋資產化改革溢值額；L為土地或者房屋面積；r代表交易率；I（ω）為允許交易1，或者不允許交易0； P為土地或者房屋的價格。

　　對上述產出量和溢值性TFP靜態函數動態化和求導，就可以得到體制變量內生影響經濟增長的計算模型。

　　至此，我們就能夠測算出因體制扭曲導致的產出損失，從而解決了改革與增長關係的內生計算問題，也實現了體制的變量化。這一思路看似簡潔，但其實是我長期持續思考而最終凝練得出的，過程頗為不易。

　　勞動力、土地、資本等要素均存在上述體制性扭曲問題。其中，勞動力、資本等要素的比例分佈數據可從統計部門的公開數據中獲取，我們將其稱為「統計標準型的標準值與扭曲值」。例如，通過國家統計局發布的不同類型企業資產及資產利潤率數據，可加權計算出國有企業等非競爭性企業與競爭性企業的資產利潤率，這些經計算得出的數值便是可參考的標準值與扭曲值。

　　而土地要素的相關數據則無法直接從統計資料中獲取。例如，難以直接查詢到非競爭性領域與競爭性領域各自的土地佔有量。對此，需通過抽樣調研的方式進行推斷。在標準型領域中，土地的最大利用率可達95%，而在非競爭性領域中，土地閒置率可能達到35%。這種測算方式需要依託大量樣本數據作為支撐，相關數據需通過自主抽樣調查獲取，我們將其稱為「非統計性數據」。

　　通過上述方法，能夠分解出要素經市場化配置後，因生產率提升所帶來的全要素生產率增長。

　　但實際測算後發現，亞洲生產率組織與格羅寧根大學的測算結果差額仍有較大部分未得到解釋。這部分未解釋的增長源於何處？我們發現，除了要素市場化帶來的生產率提升，還存在另一重要驅動因素：土地與房屋的交易放開。這一因素並非連續性的體制變量，而是間斷性的差分變量。

　　在土地與房屋禁止交易的時期，其價值無法體現；而當政府出台政策放開土地與房屋交易後，一旦發生真實交易，這部分資產的價值便從0向市場價格溢值。這一價值增值在國民經濟覈算中，收入法與支出法均有體現，但生產法中並未包含，最終表現為GDP的殘差或餘值。舉個例子，某老教授早年分配到一套住房，該住房在住房商品化改革前沒有進行過交易，因此在當年的GDP覈算中，無論是收入法還是支出法均未體現其價值；2000年住房商品化改革完成後，該住房可在二手市場交易，若教授將其以700萬元的價格出售，這一交易金額便會在收入法與支出法中有所體現，最終實際上就是財富資產化帶來的餘值。這部分規模同樣可觀，我們已將其納入分解範圍。

　　再如政府的土地出讓金：原本禁止交易的土地毫無市場價值，而一旦進入市場交易，便可產生數千萬元的出讓收入，這一價值增值同樣屬於上述財富餘值範疇。

　　綜上，我國改革開放以來的經濟增長，主要源於兩大動力：一是要素市場化配置帶來的效率提升；二是土地與房屋資產化帶來的財富餘值。我國經濟新增量的核心來源正在於此。

　　漸進轉軌經濟的增長潛能在哪裏？

　　凱恩斯主義的經濟增長潛能測算方法與我國經濟增速偏低時的潛能測算思路存在差異，且適用的體制環境也有所不同。凱恩斯主義所針對的經濟問題，如儲蓄大於投資、企業與居民貨幣持有量大於消費支出，或還債規模大於收入，其根源均在於貨幣流動性。凱恩斯認為，貨幣是非中性的，在流動性不足的情況下，勞動力增長與價格變動能夠推動低速經濟增長迴歸潛在增長水平。

　　凱恩斯主義的核心前提是市場在資源配置中起基礎性作用，在此基礎上實施宏觀調控。但我國的核心問題在於，資源配置的基礎是二元體制：一部分領域以市場為基礎進行資源配置，另一部分領域則通過行政與計劃手段配置資源，這與凱恩斯主義的適用場景存在本質區別。在二元體制下，即便貨幣流動性持續注入，但由於流動性慣性流入政府還債、基建項目及國有企業，仍無法解決積累過重與消費不足的問題。這也解釋了為何近年來我國貨幣供應量持續增加，但消費價格仍未上漲，生產過剩與消費需求不足的問題依然存在，經濟下行壓力持續較大。

　　我國經濟增長的潛能究竟在哪裏？發展經濟學家劉易斯提出無限剩餘勞動力理論，認為農業領域的剩餘勞動力向工商領域轉移，能夠推動經濟增長，核心原因在於工商領域生產率更高。而我國的增長潛能不僅在於結構轉型帶來的剩餘勞動力，更在於體制扭曲所積累的「體制性剩餘」。我們通過生產領域的標準值與扭曲值的差值，乘以總供給資源，便可測算出體制性剩餘要素。例如，我國當前農業就業率為22%，而國際標準值為9.5%，結合我國7.1億的全部就業勞動力總量，可推算出農業領域存在1.2億體制性剩餘勞動力。

　　這些體制性剩餘勞動力之所以是增長潛能，核心邏輯在於：將其從低生產率領域轉移至高生產率領域，便能直接推動經濟增長；反之，若將勞動力從高生產率領域轉移至低生產率領域，則會導致經濟負增長。

　　在具體測算過程中，我們面臨一個技術問題：覈算歷史數據時，可採用對數函數生產模型，將體制變量（C）內生化，通過差值變量體現體制變動的影響；但測算未來增長時，由於土地與房屋的閒置率較高，對數函數生產模型已不再適用，因此必須迴歸古典的勞動、資本、土地三要素生產函數與增長模型。

　　此外，在要素投入之外，還需通過影子價格測算禁止交易的土地與房屋總資產，結合其年度預期交易率，得出年度增值量（d量）。這部分增值並非生產活動直接產生，而是資產交易帶來的額外價值，因此需在三要素生產函數的基礎上額外計入。最終，我們構建了一個古典模型與凱恩斯模型相結合的聯立運算系統。這是因為，除了生產領域的標準值與扭曲值，收入分配領域、轉移支付領域（如財政支出、社會保障）同樣存在扭曲值，僅通過生產領域的改革無法實現全面優化，還需同步推進分配領域、轉移支付領域的改革，才能形成交叉網絡式的計算系統，確保測算結果的準確性。

　　我們已運用該方法對歷史數據進行了全面覈算，並開發了未來增長預測軟件。當前的核心數據如下：2024年，我國體制性剩餘勞動力有12045萬人，未發揮生產作用的體制性剩餘資本約為290萬億元。具體來看，1978年至2008年，國有資產佔全社會資本的比例從76%下降至19.5%。由於國有企業資產利潤率低於非國有企業，這一比例下降直接帶動了1個百分點以上的新增經濟增長率；但2009年起，國有資產佔比從19.5%回升至2024年的46%左右，資本向低生產率的國有企業集中，導致每年約0.98個百分點的增長率損失。通過2024年的標準利潤率與實際利潤率的差值，除以標準利潤率，便可測算出未充分發揮作用的資產規模，即上述290萬億元的體制性剩餘資本。

　　此外，全國低利用率體制剩餘性建設用地（暫未包含農業用地）約為1.3億畝。若將農業建設用地、城鎮建設用地、農村建設用地等全部納入，按影子價格測算，總資產規模約為650萬億元。若通過工程調水、土地開發等措施，未來三至五年這一規模有望提升至1000萬億元左右。這一測算結果正是基於生產函數與凱恩斯模型相結合的混合模型，綜合考慮了供給、分配、需求等多方面因素。

　　未來10年的增長潛力與關鍵的改革部位

　　未來10年，只要推進關鍵部位的改革，我國就仍有中高速增長的潛能。

　　在供給側可進行如下改革：

　　在創新方面，通過創新體制改革及其他方面的總體改革，激發研發人員的積極性，增加技術發明並加快新技術產業化，促進創新全要素生產率由負轉正，貢獻經濟增長率0.5%。

　　在勞動力領域，改革的核心是消除勞動力流動障礙，盤活體制剩餘勞動力，推動勞動力從低生產率領域向高生產率領域轉移。這將有望為經濟增長每年貢獻0.6個百分點。

　　在資本領域，市場化改革的路徑有兩條：一是降低國有企業資產佔比，二是提高國有企業資產盈利率。從實際情況來看，前者可行性更高。通過資本市場化改革，有望釋放部分增長潛力，貢獻經濟增長年均0.6個百分點。

　　在土地領域，需改革計劃行政管理制度，放開土地一、二級市場交易，盤活體制性剩餘土地。這一改革若能落地，有望帶來0.5個百分點的增長貢獻。

　　若能推進土地與房屋資產化改革，並使其能夠定價和交易，貨幣化和財富化帶來的溢值預計貢獻1%的經濟增長率；

　　若改革水資源分配，增加農業和建設用地，便可帶來0.5%的增長貢獻。當前我國土地利用率約為71%，而許多國家已達到80%以上，若我國土地利用率僅提高5個百分點，便可新增7.2億畝土地，其中1億畝可作為建設用地。

　　通過上述改革，我國有望釋放3至3.5個百分點的改革紅利，再疊加要素自然增長，未來5年實現5至5.5%的經濟增速完全可行。

　　在需求側可進行如下改革：

　　從聯立方程系統來看，僅靠生產領域改革還不夠，還需同步調整分配與需求結構。若缺乏需求端的相應調整，經濟循環將難以順暢運行。

　　若實施分配和消費側的體制改革，居民消費與民生支出領域有望貢獻2.27個百分點的增長；若民營企業、居民與外資三大投資需求能夠擴大，預計可帶來2.23個百分點的增長貢獻；若總出口增長保持在5%左右的水平，淨出口增長保持0.35個百分點的增速，再疊加要素自然增長，從需求側測算，同樣可實現5.5%的經濟增速。這與供給側測算結果形成均衡。

　　小結

　　當前正是推進改革的關鍵窗口期，機不可失，時不再來。如果錯失改革機遇，我國可能陷入經濟停滯甚至倒退。歷史上很多國家的衰落，核心癥結之一便是拒絕改革。1978年時，我國人均GDP在全球排名位於倒數第三位，而如今已躍升至全球中位數以上，這一巨大成就的核心驅動力正是改革。

　　當前，我們必須持續推進改革：通過要素市場化改革和土地資產化改革等大力度改革，以及對分配製度、需求結構、轉移支付等領域的系統性改革，推動經濟在未來10年繼續保持中高速增長。

　　考慮價格與匯率因素，若能順利推進上述改革，到2035年我國人均GDP達到2.5萬美元完全可行。這將幫助我國順利應對老齡化挑戰，成功跨越中等收入陷阱，實現人民富裕，穩步邁向高收入國家行列，並最終會在2035年初步實現現代化目標，2049年成為發達國家。

　　總而言之，加快關鍵領域改革可實現中高速增長，若停止改革將導致經濟0增長，若改革倒退則會引發負增長。我們應聚焦前文所述的關鍵領域推進改革。我們堅信，在黨中央、國務院已啓動要素市場化改革試點，且總書記強調「大力推進改革」的背景下，在黨的領導下，「十五五」期間，我國經濟增速目標有望實現在5.5%左右的中高速水平上。

　　（報告在整理修改稿中，周天勇教授又補充了一些內容。）

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責任編輯：宋雅芳