時間:2023-08-03 17:27:42
開篇:寫作不僅是一種記錄,更是一種創造,它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感,將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇經濟增長貢獻率,希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友,陪伴您不斷探索和進步。
中圖分類號:F224.12 文獻標識碼:A 文章編碼:1003-2738(2012)06-0163-01
前言:狹義上的技術進步具體表現為對舊設備的改造和采用新設備改進舊工藝,采用新工藝使用新的原材料和能源,對原有產品進行改進研究開發新產品,提高工人的勞動技能等。從廣義上講,技術進步是指技術所涵蓋的各種形式知識的積累與改進。經濟增長是指一國經濟總量與能力的增加和擴張,是生產力發展的結果。近些年來,新疆在西部大開發戰略等國家宏觀政策的調控下,充分利用自然、勞動等資源優勢,較快實現了經濟起步和增長。本文從定量角度對資本、勞動、技術進步對新疆經濟增長的貢獻率進行分析。
一、理論結構
(一)柯布-道格拉斯生產函數由美國數學家Charles Cobb和經濟學家Paul Douglas提出,假定技術進步為Hicks中性,并以一個固定指數比率增長,那么在兩種投入要素下,用于估算的C-D生產函數形式為:Yt=A0eλtKtaLtβeu,其中A0表示初始技術水平,λ表示技術進步比率,K為資本要素投入量,L為勞動要素投入量,α為資本產出彈性,β為勞動產出彈性,α,β均為待估參數。假定規模報酬不變,即α+β=1,則有0≤α≤1,0≤β≤1。對上式進行轉換得:Ln(Yt/Lt)=LnA0+λt+aLn(Kt/Lt)+u根據表1的數據,應用最小二乘方法估計出上式中α、β值。
(二)技術進步對經濟增長的貢獻。
目前經濟增長要素分析中最常用的仍然是索羅模型以及在此基礎上發展起來的其他模型。1957年由Solow提出用總量生產函數度量技術進步的總量增長方程,認為產出量的增長是由資本、勞動和技術進步增長的共同貢獻的結果。
技術進步所帶來的經濟增長率,反映在一定時期內技術進步對經濟增長的影響程度。用下式定義:λ=y-αk-βl (1) 其中:α為資本產出彈性,β為勞動產出彈性;y為產出增長率,k為資本投入增長率,l為勞動投入增長率;λ為技術進步所帶來的經濟增長率,是指剔除由于增加資本投入、增加勞動投入因素之外的其余因素部分對經濟增長的影響程度。
二、技術進步對新疆經濟增長貢獻率的測算
(一)數據的收集與整理。
本文涉及的數據主要有總產出、資本存量和勞動力數量。本文使用國內生產總值(Y)代表總產出;資本(K)投入是指當年資本的總存量,本文用歷年固定資本形成總額來代替;勞動(L)投入是指在生產過程中實際投入的勞動量,要考慮勞動人數、勞動時間、勞動質量等因素,但由于數據缺乏,本文采用歷年年末從業人員數量來代替。
(二)參數估計和檢驗。
將上表數據進行整理,運行Eviews6.0軟件包,輸入C-D生產函數線性轉化模型,運用普通最小二乘法(OLS)估計結果為: Ln(Y/L) = 1.355 + 0.224 + 0.653Ln(K/L)
從而可得:K/L較高,R2 =0.98,呈高度正相關,模型的擬合效果很好;F值和DW值較大,在5%的置信區間內,模型的各項檢驗均獲通過,參數估計是顯著的;資本產出彈性α=0.653,勞動產出彈性β=1-0.653=0.347,在其他要素不變的情況下,資本存量、勞動投入每增長1個百分之一,將分別帶來新疆經濟增長0.653、0.347個百分點。資本的產出彈性要比勞動的產出彈性高,說明新疆經濟增長對資本投入增長的敏感度要遠高于對勞動增長的敏感度。
(三)技術進步貢獻率計算。
由表1數據可計算出2001-2010年間新疆國內生產總值、年投資完成額、年末從業人員平均增長速度為:y=15.02%,k=19.2%,l=2.79%。將α和β的值帶入(1)式得新疆經濟平均技術進步率為:γ=1.51%,技術進步對經濟增長的貢獻率為: EA=γ/y×100%=10.03%,資本增長率對經濟增長的貢獻率: EK=aK/y×100%=83.49%,勞動增長率對經濟增長的貢獻率:El=βl/y×100%=6.48%。
三、結論分析
(1)α值較高,達到0.653,這說明資本投入是該區經濟增長的主要推動因素。
(2)β值為0.347低于資本的產出彈性,這是由于新疆勞動力資源較豐富,但勞動力素質普遍不高,影響經濟的增長。
(3)GDP的增長速度為15.02%,平均技術進步率(γ值)為1.51%,而資本投入平均年增長率為19.2%,勞動投入平均年增長率為2.79%,說明該區技術發展水平較低。
(4)技術進步對經濟增長的貢獻率為10.03%,而資本投入和勞動力投入對經濟增長的貢獻率分別為83.49%和6.48%,說明近些年來新疆經濟增長主要是依靠大量資本投入實現的。
四、政策建議
一方面,要提倡以創新為核心的技術進步,繼續加大研究與開發的投入。2010年新疆GDP為5437.47億元,R&D經費投入總額約為26.7億元,R&D經費投入強度為0.49%,遠低于內地等經濟發達地區。新疆不僅需要引入先進技術,投入大量資金和勞動力,還需要通過創新培育核心競爭力,提高勞動生產率,促進經濟的增長。另一方面,新疆應加大對教育的投入力度,提高人力資本的素質。近年來新疆在科技人員的投入方面還是有所進步的,但仍然遠遠落后于發達地區,為加快新疆經濟的增長必須加強對科教的投入,提高全區人民的科學文化素質,有助于新疆地區經濟的快速發展。
參考文獻:
[1]杜江.計量經濟學及其應用[M].北京:機械工業出版社,2010.3.
[2]張明祥,郭民生.技術進步對河南省經濟增長貢獻率的實證分析[J].經濟理論研究.
[3]李曉寧. 經濟增長的技術進步效率研究:1978-2010[J].科技進步與對策,2012年4月第29卷第7期.
[4]蔡玲玲,羅燕婷.技術進步對安徽省經濟增長貢獻率的實證分析[J].安徽科技交流與探討.2006,(1).
以珠海市2000-2014年的投入產出統計數據為例,測算出科技進步貢獻率,分析科技進步貢獻率與該市地區生產總值增長率之間的變化趨勢,并就正確評估科技進步貢獻率在城市經濟發展中的作用及其與城市經濟增長之間的關系進行闡述。
關鍵詞:
科技進步貢獻率;經濟增長;影響;珠海市
隨著當前中國經濟整體進入結構性減速期,研究科技進步貢獻率(又稱全要數貢獻率TFP)對城市經濟增長的潛在影響變得越來越重要。當前比較一致的觀點是:由于外界沖擊對經濟產出的影響,度量短期內的科技進步貢獻率意義不大。因此本文采用2000年至2014年的統計數據,測算出珠海市科技進步貢獻率,再分析評估其在城市經濟發展中的作用、局限性,并就科技進步貢獻率與城市經濟增長之間的關系作出闡述。
1測算方法和數據處理
1.1測算方法目前,以生產函數模型為基礎的索洛(Solow)余值法是測算科技貢獻率最為廣泛的研究方法。該方法要求市場完全競爭、規模報酬不變、技術進步為??怂怪行缘燃s束條件。本文采用索洛余值法對科技進步貢獻率進行測算,主要原因是自2000年以后,該市的經濟發展環境可近視為符合完全競爭市場、規模報酬不變和技術進步為希克斯中性等約束條件。
2數據來源及處理
測算數據來源于2000年至2014年《廣東省統計年鑒》以及珠海市統計年鑒。
2.1經濟產出量Y的數據處理將國內生產總值作為經濟產出量Y,通過2000年至2014年該市的國內生產總值統計表,可以得到2000年為基期的不變價格城市實際地區生產總值。
2.2資本投入量K的數據處理將固定資本存量作為資本投入量K,采用“永續盤存法”(PIM)來計算,即對該市歷年來形成的固定資產進行重新估價后,再根據所選的折舊方式來確定資本消耗,最后逐年推算得出歷年的資本存量總額,其計算表達式為:Kt=It+(1-δ)Kt-1其中Kt為第t年的資本存量,It為第t年的固定資產形成額,δ是固定資產存量折舊率。本文固定資產存量折舊率取國內各研究的綜合估計值0.13,同時參考和借鑒現有關于廣東省及珠三角地區歷年來固定資本存量估算的研究思路、方法及成果,利用該市歷年來占比珠三角地區全社會固定資產投資的數據序列,估算2000年至2014年該市的固定資本存量。
2.3勞動投入量L數據計算勞動投入量L,采用可直接用于對比的城鎮單位就業人員數作為計算數據。
2.4科技進步貢獻率測算根據上述統計數據,可計算出產出量Y、固定資本存量K和勞動投入量L的增長率,代入上述索洛余值法測算計算公式,即可得到科技進步對經濟增長的貢獻率,如表1所示。
2.5科技進步貢獻率與地區生產總值增長之間的關系由圖1可知,2004年至2008年珠海市科技進步貢獻率達到一個峰值,其后表現較為平穩,2007年至2011年出現一個明顯的下降,之后在2008年至2012年又呈現出整體上升趨勢。出現上述現象,本文分析認為主要原因有以下幾點:一是2008年以前,該市地區生產總值增長對資本投入和勞動力投入依賴不大,科技進步貢獻率保持平穩上升趨勢;二是2008以后,受金融危機的整體影響,該市地區生產總值增長對資本投入的依賴開始增大,導致科技進步貢獻率出現一定下降;三是2012以后,該市整體經濟產業結構轉型成效開始逐漸顯現,高新技術產業在經濟產業結構中的比重增大,科技進步貢獻率又開始呈現上升。從整體上看,2000年至2014年珠海市年均科技進步貢獻率年達到52.12%,并且與該市的地區生產總值增長率呈現高度正相關性,說明科技進步貢獻率對地區生產總值有潛在促進作用。
3科技進步貢獻率參考價值的局限性
科技進步貢獻率對于評價一個地區、一種產業或行業具有重要參考意義,特別是當它與其他指標相結合時,可以反映出一個國或者地區在經濟高速增長中存在的潛在問題,具有重要參考價值。但是根據當前的測算數學模型,認為經濟產出中除了勞動與資本之外的部分全部都是科技進步貢獻份額,是忽略了資源配置、規模經濟、產品構成、教育水平等因素的影響。特別是在經濟劇烈波動時,經濟增長率、資本增長率和勞力增長率三個統計數據易受到影響,測算出來的數據往往嚴重失真。因此對于科技進步貢獻率這一指標,注意以下兩個方面的問題:(1)從使用性質上來看,該指標不適合作為絕對值指標??萍歼M步貢獻率不同于其他總量指標或者平均指標,它實際上反映的是兩個增長率之比,其大小取決于經濟增長速度和科技進步速度之間的關系。當經濟增長速度較慢時,科技進步貢獻率就會較大;當經濟增長速度較快時,科技進步貢獻率就會較小。即使是一些發達國家或地區,其經濟繁榮時期的科技進步貢獻率也不是特別高。不能簡單依據科技進步貢獻率的高低,進而評價一個國家或地區的科技發展水平。(2)從測算時間長度上看,該指標不適合作為短期指標。因為科技進步貢獻率往往具有較大的波動性,表現在分析圖表上就是一定的滯后性、長期性及周期性。這是因為科技進步對經濟增長的貢獻是儲備和積累的過程,與經濟周期和科技進步自身發展規律密切相關。因此,在運用這一指標上,建議有關部門要積極宣傳科技進步貢獻率的正確涵義,避免對科技進步貢獻率的作用過分夸大,特別是不能簡單地將科技進步貢獻率跟考核評優聯系起來,要綜合資本和勞動的角度,分析評價一個地區的科技進步水平,進而說明在一定經濟增長率前提下的科技進步貢獻率作用。
參考文獻:
[1]何錦義.關于科技進步貢獻率的幾點認識[J].統計研究,2012(8).
[2]郭存芝,杜延軍,李春吉.計量經濟學[M].科學出版社,2009.[3]黃國華,呂開顏.珠江三角洲經濟增長因素分析[J].南方經濟,2006(3).
[4]孫輝,支大林.對中國各省資本存量的估計及典1978-2008[J].廣東金融學院學報,2010(5).
摘要:借鑒教育年限法和收益率法,結合兩種方法的優點,運用教育人年限法模型,針對河北省2005―2011年的統計數據,對
>> 人力資本結構對經濟增長貢獻率的實證分析 農村人力資本對經濟增長貢獻率的實證分析 人力資本對經濟增長的貢獻率 教育人力資本、健康人力資本對經濟增長的貢獻率分析 中國人力資本對經濟增長貢獻率分析 河北省人力資本、物質資本與經濟增長的實證研究 人力資本對經濟增長貢獻率測算研究 人才資本對經濟增長貢獻率的分析 人力資本對區域經濟發展的貢獻率研究:以安徽省為例 人力資本對經濟發展貢獻率的計量研究 湖北省農村人力資本對農村經濟增長貢獻的實證分析 黑龍江省經濟增長中人力資本貢獻的實證分析 河北省就業結構變化對經濟增長貢獻的實證分析 人力資本投入對經濟增長貢獻的實證分析 人力資本投資對經濟增長的貢獻分析 人力資本對經濟增長的貢獻分析 成都市人力資本對經濟貢獻率研究 創新型人力資本對經濟發展貢獻率研究 人力資本對經濟增長的實證分析來自云南省的證據 貿易對香港經濟增長貢獻率的實證分析 常見問題解答 當前所在位置:l.
[3]舒爾茨.人力資本投資:教育和研究的作用[EB/OL].(2009-09-19).
.
[4]陸瀟.人力資本對浙江經濟增長貢獻的實證分析[J].商業經濟,2010,(19).
[5]劉宏霞,謝宗棠.甘肅省科技進步對經濟增長的貢獻率研究[J].西北民族大學學報(自然科學版),2010,(12).
[6]黃維德,郗靜,湯磊.上海人才貢獻率研究[J].華東理工大學學報(社會科學版),2010,(2).
[7]余躍.人力資本對上海經濟增長貢獻的實證分析[J].山西財政稅務專科學校學報,2011,(8).
基金項目:本文是2013年度河北省人力資源社會保障廳科研合作課題《提高河北省人力資本對經濟增長貢獻率的路徑分析》(課題編號:JRSHZ-2013-03027)的階段性研究成果。
作者簡介:王麗錕(1982-),女,河北玉田人,管理學碩士,講師,河北省石家莊市委黨校管理學教研部教師,主要研究方向:社會管理;劉江茹(1966-)女,河北無極人,本科,教授,河北省石家莊市委黨校市情研究所教師,主要研究方向:社會科學。
教育發展與經濟增長呈現出一種互動關系,經濟增長能促進教育發展,教育發展反過來又能推動經濟增長。本文分析了我國教育發展與經濟增長的交互作用,并從二者交互影響的視角,針對我國目前的經濟與教育狀況,提出了促進我國教育發展和經濟增長的相關對策。
【關鍵詞】
教育投資;經濟增長貢獻率;差異;對策
0 引言
對于教育在經濟發展中的作用,人力資本理論的奠基人舒爾茨指出,教育的結果可看作資本的一種形式,即人力資本。人力資本是社會進步的決定性因素,在經濟增長中會更多地代替其他生產要素。但是它的取得不是無代價的,而是要投資一定量的金錢和其他稀缺資源,即人力資本投資。教育投資是人力資本投資的主要方式。教育投資主要是一種為了增加未來收入和滿足而進行的長期性投資。教育投資提高了國民的人力資本,增加了國民生產總值,教育的擴張可提高國民收入,促進經濟的增長。教育投資成為實現整個經濟增長的重要動力與源泉。
1 計算高等教育對經濟增長貢獻率的模型選擇
在定量分析中,柯布—道格拉斯(C-D)生產函數是國內外眾多估算方法的基礎,本文也主要在柯布—道格拉斯(C-D)生產函數的基礎上進一步細分教育投入和經濟產出之間的函數關系??虏肌栏窭梗–-D)生產函數是由美國數學家柯布和經濟學家道格拉斯根據歷史統計資料,研究二十世紀處在研究美國制造業勞動和資本對產出的作用時得出一個生產函數,即著名的柯布—道格拉斯(C-D)生產函數:
Y=AKαLβ(1)
這個生產函數可以表述為:假設土地數量沒有變化,導致經濟增長的因素抽象為資本K、勞動L和技術進步率A,K、L可以相互替代,且能以可變的比例組合,又假設經濟發展處于完全競爭的市場經濟條件下,生產要素都以其邊際產品作為報酬,規模報酬保持不變,那么在時間t范圍內變化的中性技術進步的產出增長模型可以被構造為:Yt=At KtαLtβ(2)
其中,Yt是第t期經濟產出量,用GDP表示;At為第t期技術水平,一般作為常數;Kt為第t期的物質資本存量;Lt為第t期人力資本存量;α是資本的產出彈性系數,β是勞動的產出彈性系數,而且α﹥0,β﹥0,α﹢β=1。
這同時和新經濟增長理論的代表人物盧卡斯(Robert E Lucas)于1988年提出的內生經濟增長模型Y=Kα(Hl)1-α的思想基本一致(《經濟增長導論》,2002)對公式(2)兩邊取自然對數后再求時間t的全導數,然后再用差分方程近似代替微分方程得到方程:y=a+αk+βl0+βe(3)其中,y表示一定時期內經濟的年均增長率,a為社會技術進步的水平增長率,α表示產出的資本投入彈性,K為資本投入的年均增長率,β表示產出的勞動投入彈性,l0代表初始勞動投入的年均增長率,e代表教育投入的年均增長率。因此,估算教育對經濟增長率的貢獻可表示為:Re=(ye/y)×100%=(βe/y)×100%(4)
公式(4)是目前國際廣泛采用的計算教育對經濟增長貢獻率的模型,它表示教育這個要素投入所帶來的那部分國民產值的增長率占國民產值總增長率的比率。在實際計算過程中,教育投入的年均增長率e也可以表示教育綜合指數的年均增長率。在此基礎上進一步求出廣東高等教育對經濟增長的貢獻。
2 教育投資對經濟增長貢獻率的地區差異與對策統計分析
由于對整個教育投資體制的改革,我國教育投資的來源呈現出來源主體和來源渠道多元化、政府對教育的投資比例遞減而預算外教育投資所占比重越來越高的格局和態勢。盡管如此,政府對教育的投資在整個教育投資中仍然占絕對的比重,即教育投資仍是以政府投資為主的。因此,政府對教育投資的大小直接影響到全社會教育投資總量的大小。財政收入占GDP比重的減小,省級財力的不足,直接導致了教育投資的不足。除此之外,更深層的原因則在于政府部門的財力分散,管理不規范。按照國際通行的政府收入口徑來計算,我國各地區政府收入,除了列入預算內的財政收入外,還包括預算外收入、未納入預算外管理體制的制度外收入和財政收入退庫等。由于大量政府收入游離于預算之外,不受財政部門監督,其管理陷于混亂,易造成教育資金流失,而財政部門能夠調度的僅限于預算收入這一塊,使政府在安排教育投資支出問題上陷入困境。那么,教育投資對經濟增長貢獻率的對策分析應該做到:
2.1 首先要思想上到位,真正把教育優先發展戰略地位落到實處
必須從思想上深入解決重物質資源投入、輕人力資源開發的傾向。無論是社會主義市場經濟體制的建立,還是增強綜合實力參與區域間的競爭,都將取決于國民素質和大批高水平專門人才,取決于教育事業的發展,而教育特別是高等教育則是一種高度智力密集和高度科技密集型的事業,其成就和效益很大程度上取決于人員的素質和教學科研儀器設備的先進程度,這就必須要投入更多的資金。
2.2 繼續保持政府教育投資一定規模的增長
由于政府在整個教育發展中所具有的重要作用而非其他投資主體所能替代,在教育投資來源構成中,政府財政支出仍占主體地位,其它來源成份只能是對政府教育投資的補充,起輔助作用。因此,政府要充分挖掘財政增加教育投入的潛力,逐步提高財政性教育經費占GDP的比例,切實保證政府對教育投資的主渠道地位。
2.3 進一步健全和完善多渠道籌措教育經費、保證教育經費穩步增長的機制
考慮到欠發達地區政府財政弱化、其能為教育提供的經費比較有限,教育投資僅靠政府財政的投入是遠遠不能滿足經濟和社會發展的需要的。在確保和增加政府財政投入的同時,應采取各種措施鼓勵和引導社會各方對教育的投入,充分動員社會力量辦學,充分開發和利用各種教育資源,是解決目前欠發達地區教育經費不足的有效手段。
3 結論與啟示
(1)政府對教育的投入是影響我省經濟波動的重要原因,是推動經濟增長的重要力量。增加教育投入有助于促進我省實際經濟總量的增長,政府對教育的投入的經濟增長彈性為1.248,即政府對教育的投入每增長1%,則經濟增長1.248%。(2)私人對教育投入和教育出口投入低于政府對教育的產出彈性,分別為-0.155和-0.023,它們對經濟增長的貢獻并未如一些文獻所說的那樣,對經濟增長發揮著絕對的作用。主要原因與國家對教育的政策變化有一定的關系,另外也與一些數據的估計不準確性有直接關系。這也是此項目后續需要研究的問題。
【參考文獻】
[1]陳璋.西方經濟理論與實證方法論[M].北京:北京大學出版社,1993
關鍵詞:經濟增長 教育投資 生產函數 資源配置
一、教育生產函數的提出
在上述回歸數列中義務教育的產出彈性為1.728189,與固定資產投入的產出彈性0.610568相比,是非常不合理的,這主要是由于在前邊的分析中,義務教育階段的每十萬人口平均在校生數與人均GDP并不存在相關關系,這是因為義務教育的在校生數主要是由我國人口出生率及育齡人口數決定;但是,國民接受義務教育的人數,卻決定了我國未來人力資本的數量及質量,因而不能忽略。所以,在此模型中,雖然義務教育作為調整項被加入非線性回歸分析,并且我們不可能增加義務教育的在校生數,但是義務教育在整個國民經濟中所起作用也是不可忽視的。在粗放型經濟模式下,我國人口數量的飛速發展,曾經在我國經濟發展中起到了重要作用,也是使我國成為“世界工廠”的基礎。但是,隨著信息時代的到來,我國進一步實現“科教興國”戰略,對于義務教育,將更注重質的提高而不是量的積累。
從式6中可以知道,高中階段的產出彈性是0.245836,高等教育的產出彈性是0.181011,從目前的數據看,高中教育的產出彈性高于高等教育的產出彈性,但我們卻不能就此認為,高中教育對我國經濟增長的效率比高等教育高。因為根據對外國教育與經濟發展的對照可以得出如下結論:世界各國的三級教育投資分配結構,在經濟和教育發展的最初階段,初等教育投資比例最高,其次是中等教育投資,高等教育投資比例最低。隨著各國社會經濟的發展,對教育的要求也在不斷提高,因此,教育結構也在不斷地變化。各國在初等教育基本普及的情況下,就自然而然地轉向發展中等教育,此時,教育投資的重點也就轉向了中等教育方面。在基本完成中等教育的普及之后,就開始進入普及高等教育階段,此時教育投資的重點也就開始向高等教育傾斜。
三、經濟發展需求下教育投資在各級教育間配置的理論方向
通過對教育生產函數的估計,在教育投資優化配置方面,我們的出以下結論:
(1)初等教育是一國教育科技的基礎,對經濟增長有很強的促進作用,但是,隨著一國經濟結構的不斷優化、全民素質的不斷提升以及全球老齡化社會的到來,一個國家不可能永遠在這一指標上取得優勢。因此我們要講教育投資的方向逐步向高中教育及高等教育轉移。
(2)隨著我國經濟的發展及經濟結構的轉變,我國教育的重點應遵循初等教育――中等教育――高等教育這一規律逐步向中等教育、進而向高等教育進行轉移,教投資的方向也應隨之同步轉移[4]。如果依然不能意識到這一問題,繼續加大對初等教育的投入,必然影響教育和經濟的協同發展。
(3)近年來,我國高等教育的毛入學率快速提升,從 1998年的9.76%到2002年的15%,再到2011年的26.9%,我國高等教育從精英教育階段進入大眾化階段,但這仍然遠遠低于發達國家平均水平(68.8%),并且在校生數的產出彈性低于高中在校生的產出彈性。由此可以看出我國高等教育問題絕不簡單是擴招過度問題,主要還是教育投資在結構上的配置不合理,導致擴招的同時,經費投入不足,教育質量下降,從而在校生數的產出彈性偏低。
四、結束語
由于我國人口眾多,現實和潛在的教育人口數目較為龐大,與此相對應的我國教育資源十分短缺,政府雖然不斷加大教育經費的投入,但仍然有限。因而提高我國的教育投資的效率,在各級教育間合理配置教育資源,并充分利用好有限的教育資源、辦好我國各級教育,是目前迫切需要解決的一個大問題。這對提高國民素質和綜合國力,增強我國在國際舞臺上的競爭能力,早日成為世界強國之一都具有重大的意義。
參考文獻:
[1]劉澤云,蕭今.教育投資收益分析[M].北京師范大學出版社,2009年3月
[2]舒爾茨.人力資本投資[M].北京:商務印書館,1993.
一、研究方法及數據選擇
(一)研究方法
本文以我國采用的支出法核算GDP的方法為基礎,采用最小二乘法來測算消費、投資、政府購買、凈出口與經濟增長的關系,從而確定最終消費與經濟增長之間的彈性關系,確定消費彈性系數的大小及方向,彈性系數大小說明消費對經濟增長的貢獻大小;彈性系數正負則說明它們之間的變動方向。同時本文分析了居民消費貢獻率、城鎮居民消費貢獻率、農村居民消費貢獻率等指標,并通過江蘇居民消費對經濟增長的拉動百分比指標來反映經濟增長率中有多少是由于消費需求增加而拉動的。各指標的計算公式為:
居民消費對經濟增長的拉動百分比=消費對經濟增長的貢獻率×經濟增長率
居民消費對經濟增長的貢獻率=消費增長額/GDP增長額
城鎮居民消費對經濟增長的貢獻率=城鎮居民消費增長額/GDP增長額
農村居民消費對經濟增長的貢獻率=農村居民消費增長額/GDP增長額
(二)數據選擇
本文選擇區間為1991—2011年度的樣本數據,數據來源于歷年的《江蘇統計年鑒》。通過對江蘇國內生產總值、居民消費及居民消費構成等原始數據的實證分析,統計出GDP增長率、居民消費貢獻率以及居民消費對經濟增長的拉動百分比,以反映自1991年以來江蘇省居民消費對經濟增長貢獻的程度及發展變化趨勢,為進一步研究提供實證基礎。
二、實證分析
(一)最終消費對江蘇省經濟的貢獻率
1.模型估計。本文選擇1991—2011年江蘇省地方生產總值(GDP)為被解釋變量,C、I、G、X-M為解釋變量。GDP為歷年的江蘇地區生產總值,C為江蘇歷年居民消費總額,I為江蘇歷年社會投資總額,G為江蘇歷年政府購買,X-M為江蘇歷年進出口凈額,C0為常數項。所取數據均來自歷年江蘇統計年鑒。
建立模型如下:GDP=aC0+bC+cI+dG+e(X-M)
利用Eviews軟件對上式進行最小二乘法估計結果如下:
t值
F=1104.572 S E=0.016160D.W=1.677
R2=0.992994
2.參數檢驗。(1)參數檢驗。經查表t檢驗在a=0.05顯著性水平下全部顯著通過;F檢驗顯著通過,方程擬合度較高,達到0.992994。
(2)異方差檢驗:異方差是指隨機干擾項序列存在異方差性,典型的異方差檢驗方法是懷特(while)檢驗,經檢驗:P>0.05,因此應接受不存在異方差的原假設,故不存在異方差。
(3)自相關檢驗:德賓一沃特森檢驗法。經查表:在0.05顯著水平下,Du(1,57)﹤DW(1.677)﹤4-Du =2.323,所以在0.05顯著水平下,認為模型無序列自相關。
3.模型的經濟含義。b=1.912說明消費每增加1%時,江蘇GDP增加1.912%,c=3.56說明投資每增加1%時,江蘇GDP增加3.56%,d=1.096說明政府購買每增加1%時,江蘇GDP增加1.096%,0.172%說明進出口每增加1%時,江蘇GDP增加0.172%。
4.結論分析。消費是經濟增長的原動力,只有消費增加了企業才會增加投資,增加原材料及人才的需求,從而促進就業提高居民收入,居民收入提高又會增加消費從而使經濟進入良性循環。實證結果表明江蘇消費對經濟增長的彈性為1.91,比私人投資要低。證實了江蘇面前的經濟增長仍然主要靠投資推動,消費的推動作用不夠明顯。所以應探索調整產業結構,提高居民人均可支配收入的途徑,進一步刺激消費。
(二) 江蘇居民消費對經濟增長貢獻率的測度結果及分析
1.江蘇居民消費對經濟增長貢獻的測度結果。根據本文提出的指標和計算公式,江蘇城鄉居民消費對經濟增長的測度結果(如下表所示):
2.測度結果分析。(1)江蘇省農村居民消費對經濟(GDP)的累計貢獻率分析。居民消費對GDP 增長的貢獻率平均為27.33%。其中,城鎮居民消費的貢獻率平均為20.03%,占居民消費對 G D P 貢獻率的73.28%;農村居民消費對 G D P 增長的貢獻率平均為7.30%,占居民總消費對貢獻率的22.72%。其中1994年-1996年國家實行重大匯改政策,農村消費貢獻率一度超過了城鎮居民消費貢獻率,更進一步說明本文測度結果的準確性。其余年份均是城鎮居民消費貢獻率大于農村消費貢獻率,即城鎮居民消費的拉動作用要高于農村居民;而近幾年農村居民消費貢獻率明顯低于城鎮居民消費貢獻率,說明在近幾年的擴大內需的政策下,對城鎮居民的刺激效果比較明顯,對農村居民消費刺激較弱。
(2)城鎮居民消費對 G D P 增長的貢獻率和居民消費對GDP 增長的貢獻率變動軌跡基本一致,而農村居民消費對GDP增長的貢獻率一直都偏低,1998年、1999年為負值,主要原因是當時實行緊縮性經濟政策導致消費下降出現負增長。2003年、2004年也出現負值,原因是2003年我國出現“非典”疫情,導致經濟下滑,消費水平下降。總體來說農村居民消費沒有充分發揮其對經濟增長的作用,有效需求嚴重不足。
(3)1991- 2011年居民消費對經濟增長的拉動百分比,即居民消費對經濟增長的貢獻基本呈上升趨勢,但是上升趨勢不明顯,部分年份還出現下滑,總體上維持在4%附近,說明居民總消費對經濟增長的拉動作用一直不夠明顯,沒有體現其為經濟增長的原動力地位。
三、小結
【關鍵詞】生產函數 科技進步 經濟增長 貢獻率
隨著科學技術的高速發展,科學技術對經濟增長的作用越來越明顯。因此,深入研究科學技術進步和經濟增長的關系,正確認識和評價科技進步在經濟增長中的作用,并作出定量的分析,是具有重要的理論意義和實際意義的。本文以青島市為實證研究的對象,采用“柯布-道格拉斯(C-D)生產函數”和索洛“增長速度方程”相結合的生產函數法就青島市科技進步對第三產業的影響進行了測算。
一、科技進步貢獻率的測算方法
丁伯根改進的C-D生產函數模型的形式為:
Y=A0emtK?琢L?茁?滋
其中:Y表示產出量,A0為初始科技水平,m為科技進步參數,t為時間,emt稱作綜合科技進步因素,K表示資本投入,?琢表示資本的產出彈性,L表示勞動投入,?茁表示勞動的產出彈性,?滋是隨機誤差,代表了估計的誤差水平?琢+?茁=1(0
將丁伯根改進模型兩邊取自然對數,得到:
1nY=1nA0+mt+?琢1n(K/L)
又由于產出彈性存在關系:?琢+?茁=1,可令?茁=1-?琢,代入上式則有:1n(Y/L)=1nA0+mt+?琢1n(K/L)
1957年美國經濟學家羅伯特?索洛(R?M?Solow)從技術變革和總量生產函數中提出的估計科技進步對經濟增長的貢獻的經濟計量模型(即“索洛余值法”),被經濟學家們認為是科技進步經濟學的經典之作,在世界各國的長期經濟增長研究中得到廣泛的應用。
索洛增長速度方程為:?琢=y-?琢k-?茁l
其中:y表示產出的年平均增長速度;?琢表示科技進步速度;k表示資金投入的年平均增長速度;l表示勞動投入的年平均增長速度。
二、測算指標的確定
產出量Y是第三產業按照不變價格計算的各年增加值;投入的資本量K是第三產業按照不變價格計算出來的各年固定資產投資額;投入的勞動量L是第三產業各年的從業人數。
測算科技進步對經濟增長的貢獻率,必須首先確定資本和勞動的產出彈性系數?琢、?茁。根據有關資料,目前確定資本和勞動產出彈性系數的方法主要有三種:一是經驗估計法。依據國家計委、國家統計局1992年聯合的《關于開展經濟增長中科技進步作用測算工作的通知》要求,首先將資本的產出彈性系數?琢設定為0.3,然后再利用公式對其進行修正,勞動的產出彈性系數?茁則利用關系式?琢+?茁=1導出。此法比較簡單,但是由于全國各地的發展水平不同,生產規模報酬形式不確定,?琢值會有較大的差別,因此準確性較差。二是回歸法。直接應用C-D生產函數(包括丁伯根改進模型),運用計量經濟學原理對?琢、?茁進行回歸估計,這是最經典的方法。三是比值法。利用與資本投入量和勞動投入量有關的數據計算兩者的比值。如,從收入法的角度看,國內生產總值由勞動者報酬、固定資產折舊、生產稅凈額和營業盈余四個部分組成。勞動者報酬為勞動的收入,固定資產折舊和營業盈余可以看作是資本的收入,而生產稅凈額則為勞動和資本共同創造的收入。假定生產稅凈額中資本和勞動的貢獻份額分別為?琢和?茁,勞動的產出彈性系數為:?茁=勞動者報酬/(勞動者報酬+固定資產折舊+營業盈余)。但是該方法涉及的數據以往統計部門未進行統計,不便于使用。對上述三種方法進行對比,本文采用第二種方法,即回歸法來估計產出彈性系數
三、青島市科技進步對第三產業貢獻率測算的實證分析
本文所采用的各項數據資料主要來自青島市各年度的《青島統計年鑒》。選取的樣本區間為1990-2005年。在測算科技進步對經濟增長的作用時,必須對產出和投入指標做出統一規定,消除價格變化的影響,保證統計數據口徑的一致和結果的可比性。本文將產出和投入的數據都換算成以1990年為基期不變價的指標數據。
參照《青島統計年鑒》,選取1990-2005年的相關數據作為樣本,得到表1。
對表1中的投入與產出數據按照上述數據處理原則,進行相應的可比價格調整,并運用SPSS統計軟件進行回歸分析,得出回歸方程為:
經檢驗,回歸方程通過了所有的統計檢驗。于是,青島市第三產業增加值的生產函數模型為:Y=2221.638e0.084tK0.148L0.852?滋
索洛增長速度方程為:
?琢=y-0.148k-0.852l
根據年平均增長速度計算公式和索洛增長速度方程,測算出各要素在經濟增長中的貢獻率(見表2)。
四、結論與分析
隨著社會的進步和經濟的發展,推動經濟增長的主要力量逐漸由原來的物質要素轉向科技進步因素,經濟的增長越來越依賴于科技的進步和創新。在國際經濟理論界,通常將科技進步對經濟增長的貢獻率作為衡量一個國家或地區經濟增長方式的重要指標。如果科技進步對經濟增長的貢獻率超過勞動力投入和資本投入的綜合,即該指標大于50%,則可以認為該國家或地區已經進入集約型經濟增長階段;相反,則被認為尚處于粗放型經濟增長階段。根據本文測算的結果,青島市自20世紀90年代以來,科技進步對第三產業經濟增長的貢獻率已經超過了50%,達到了55.8%,說明青島市的第三產業已經進入了集約型經濟增長階段。
根據測算結果可以發現,1990-2005年間青島市經濟的科技進步貢獻率并不穩定,十五時期與九五時期相比存在較大波動。對于一定的經濟增長,當投資大幅度增加時,科技進步貢獻率就會迅速減少;相反,當投資減少時,科技進步貢獻率就會增加。十五時期通過快速增長的投資規模來拉動經濟增長,盡管經濟增長速度上去了,但是卻壓低了科技進步貢獻率。十五時期青島市第三產業的科技進步對經濟增長的貢獻率為48.6%,低于50%,說明青島市在十一五時期應該適當控制固定資產的投資增長速度。
從一個較長的時期來看,科技進步對第三產業的貢獻率已超過了50%,表明第三產業已經進入集約型經濟增長時期。從不同時期來看,九五時期科技進步對經濟增長的貢獻率最高,十五時期出現了下滑,說明通過擴大投資拉動經濟增長必然帶來降低科技進步貢獻率的副作用。
【參考文獻】
[1] 趙國慶:計量經濟學(第二版)[M].北京:中國人民大學出版社,2005.
[2] 劉達民、程巖:應用統計[M].北京:化學工業出版社,2004.
[3] 潘德均:技術進步與經濟效益德科學測度方法[J].科技進步與對策,1993(2).
[4] 陳偉、羅來明:技術進步與經濟增長的關系研究[J].社會科學研究,2002(4).
關鍵詞:全要素生產率;經濟增長;要素貢獻率
中圖分類號:F127 文獻標志碼:A 文章編號:1673-291X(2008)01-0150-03
一、前言
1994年美國經濟學家保羅?克魯格曼在“東亞奇跡的神話”一文中指出:東亞新興工業化國家20世紀60年代以來的高速增長所依靠的主要是資本和勞動力的大量使用,而非技術進步或生產率的提高,并認為這種依靠高投入驅動的增長模式與前蘇聯黃金時期的增長模式沒什么區別。因此,克魯格曼認為,東亞經濟的高速增長是不會持續的,而1997年的亞洲金融危機也恰恰印證了其預言。
經濟的增長一般可以通過兩種途徑來實現,一是增加生產要素的投入數量,一是提高投入要素的產出效率。然而,地球上的資源是稀缺的,因此要素的投入不可能是無限的;再有,根據要素邊際報酬遞減的規律,如果其他因素不變,產出隨著要素投入的增加而增加;然而到達一定極限后,產出將隨著要素投入的增多而減少。由此看來,經濟的可持續增長只能靠生產率的提高來維持。
我們通常用全要素生產率(Total Factor Productivity, TFP)來作為衡量生產率的指標。全要素生產率是宏觀經濟學中的重要概念,同時也是分析經濟增長源泉的重要工具,尤其是政府制定長期可持續增長政策的重要依據。首先,估算全要素生產率有助于進行經濟增長源泉的分析,即分析各種投入要素對經濟增長的貢獻,識別經濟是投入型增長還是效率型增長,確定經濟增長的可持續性。其次,估算全要素生產率是制定和評價長期可持續增長政策的基礎。具體來說,通過全要素生產率增長對經濟增長貢獻與要素投入貢獻的比較,就可以確定經濟政策是應以增加總需求為主還是應以調整經濟結構、促進技術進步為主。
黑龍江省作為我國的老工業基地,在建國初期為我國的工業化做出了巨大的貢獻,然而改革開放以來,黑龍江省的經濟增長速度一直居于全國的中下游。黑龍江省是一個資源大省,有著豐富的煤、鐵、石油資源,然而,黑龍江省的經濟發展究竟是要素投入增多所帶來的呢,還是技術進步導致生產率的提高而造成的呢?本文就此問題,利用參數方法對黑龍江省的全要素生產率進行測算,并分析各投入要素和TFP增長對經濟增長的貢獻率。
本文的結構安排如下:第二部分是分析方法的介紹;第三部分是數據的說明;第四部分是報告回歸結果,并分析結果;第五部分是本文的結論,并針對結論提出合理的政策建議。
二、全要素生產率測算的方法
全要素生產率的估算方法可歸結為兩大類:一是增長會計法,一是經濟計量法。增長會計法是以新古典增長理論為基礎的,估算過程相對比較簡單,考慮因素較少,但其假設約束較強,也較粗糙,因此我們在本文中選擇使用經濟計量的方法。
在全要素生產率的定量研究上,荷蘭的丁伯根被認為是第一個使用全要素生產率進行研究的經濟學家。隨后對全要素生產率測算具有重大貢獻的是Solow,他將產出增長中扣除資本集約程度增長后的為被解釋的部分歸為技術進步的結果,稱為“索洛余值”,即全要素生產率增長。之后美國經濟學家喬根森在索洛和丹尼森的基礎上更進一步,使用超越對數生產函數對生產率進行度量。以所說的生產率度量均屬于參數方法,即首先通過對生產函數的估計,再在這一估計結果的基礎上對生產率進行估計。20世紀70年代末,隨著生產率理論的進一步發展,生產率的度量也出現了新的突破,非參數的方法被運用到了生產率的度量領域。最典型的方法就是Malmqutist生產率指數方法。其主要通過線性規劃技術對產出進行分解,從而計算出生產率的變化趨勢,通過數據包絡分析方法?穴Data Envelop Analysis, DEA?雪計算出Malmqutist生產率指數。非參數方法即DEA方法通過所觀測的大量數據,基于一定的生產有效性標準找出位于生產前言包絡面上的相對有效點,通過計算實際生產點與前沿面各點的距離得出生產率的估計值,并將生產率的變化直接分解為技術進步與技術效率的變化。雖然非參數估計方法有不用尋找生產前沿面的具體函數形式等優點,但DEA方法很容易受數據度量誤差的影響(Chen, Huffman and Rozelle,2003),同時也無法控制住生產過程中一些隨機性的影響。因此,本文將采用參數的方法對黑龍江省的全要素生產率進行估計。
布蘭查德和費希爾(Blanchard and Fischer)采用索洛(Solow,1957)提出來的一個經濟增長分析方法,把人均收入的增長率分解為全要素生產率增長率和資本產出比率的增長率之和,他們研究表明,人均收入的增長率變化完全是全要素生產率的增長率和要素產出比率相互作用的結果。因此,在本文中我們借鑒這種方法,構建出黑龍江省經濟增長的樹理模型。
函數(12)的經濟含義即為:產出的增長率等于TFP增長率、資本要素投入量增長率和勞動力要素投入量增長率的加權和。
三 數據說明
本文所采用的數據均來自《黑龍江省統計年鑒》(1980―2006年),下面我們將對本文所采用的變量進行具體說明。
1.產出變量。本文所使用的產出變量是黑龍江省各年的GDP總量,為剔除物價因素的影響,本文對各報告年的名義GDP進行了折算,將名義GDP折算成以1978年不變價格的實際GDP。
2.資本要素投入變量。資本要素投入變量在本文中我們選用黑龍江省每年年底的資本存量。由于官方數據僅提供資本每年的增量,也就是說僅僅有流量沒有存量。現我們使用永續盤存法對黑龍江省每年年底的資本存量進行估計。永續盤存法的計算公式為:
初始年份即1978年年底的資本存量,我們直接使用張軍等(2004)所估計的結果,即黑龍江省1978年年底的資本存量為159億元。據此,我們可以估算出1979―2005年黑龍江省每年年底的資本存量。
3.勞動力要素投入變量。勞動力投入要素變量在本文中我們選用黑龍江省每年的社會從業人員總數,此數據可直接從各年年鑒中獲得。
四 估計結果及分析
現在我們將數據根據方程(4)進行估計,估計結果如下:
從下表中我們可以看到模型整體回歸擬合的效果比較好,F統計量為6643.479,并且顯著水平小于1%。而調整后的判定系數(Adj.R-Square)也比較理想,其值為0.9988,接近于1;自變量回歸的結果也比較顯著,且在1%水平下顯著;D―W值為2.0168,也可以接受。因此,我們得出資本要素投入量的彈性為:0.5977,根據規模報酬不變的假設,我們可以得到勞動力要素投入量的彈性為:0.4023。
根據方程(9)我們可以得到第t年的全要素生產率:
根據式(12)我們可以得出資本貢獻率、勞動貢獻率和TFP貢獻率(如下圖)。
接下來我們根據估計結果并結合上圖分別對資本貢獻率、勞動貢獻率和TFP貢獻率進行分析。(1)資本貢獻率。從整體趨勢上看,資本貢獻率在過去的幾十年中呈下降趨勢,在1980年到1987年這八年中,資本貢獻率起伏不定,然而從1988年開始,資本貢獻率開始趨于穩定,并且逐年下降。從1987年的98%一直下降到2005年的58%,這說明在這一時期中,黑龍江省經濟的增長還主要是靠固定資產的投資來拉動的,這也恰恰是本文開篇中克魯格曼所描述的情況。錢納里(Chenery)在對全世界發展中國家1971年到1992年的估計中發現,發展中國家的資本貢獻平均為48%。而我們黑龍江省一直到2005年,還比這個平均水平高10個百分點。但值得慶幸的是,黑龍江省近十幾年中資本貢獻率一直在下降。(2)勞動貢獻率。觀察上圖我們發現,勞動貢獻率一直以來都沒有太大的變化,一直穩定在11%上下。然而我們通過對黑龍江省1978年和2005年從業人員數量的比較上看,2005年的從業人員總數是1978年的1.73倍,人數雖有所增加,但對產出的貢獻卻一直未有增長,這從側面反映了我省勞動力素質并不很高,人力資本的質量也并未有很大的提升。(3)TFP貢獻率。TFP貢獻率在1980―1987年間同資本貢獻率一樣起伏不定,從1988年開始趨于穩定,并逐漸上升。并且TFP貢獻率在1992年之前一直為負值,從1992年開始為正值,這說明黑龍江省的技術進步在1992年之前對經濟增長起了阻礙作用,這與黑龍江省工業技術老化有很大的關系。從1992年開始黑龍江省的技術進步才開始對經濟增長有正的促進作用,這說明從1992年開始,黑龍江省已經開始注重技術進步對經濟增長的促進作用。TFP貢獻率也從1992年的13%上升到2005年的27%,這僅僅比錢納里所估計的結果高了2個百分點。
五 結論
本文利用改革開放后的黑龍江省宏觀數據,對黑龍江省全要素生產率進行了估計,并進一步估計各投入要素對經濟增長的貢獻率,結論如下:
1.資本貢獻率逐年下降,TFP貢獻率逐年上升,依靠資本投入的經濟發展模式正在向依靠技術進步發展的模式轉變。雖然固定資本的投入依然起到了巨大的作用,但從長期趨勢看,資本貢獻率逐年降低,TFP貢獻率逐年上升,這表明黑龍江省已經開始注意技術進步對經濟增長的重要性了。
2.勞動貢獻率穩步發展。勞動貢獻率自從改革開放后就沒有太大的變化,一直在11%上下浮動,然而在改革開放后,黑龍江省的從業人員數量卻是改革開放初期的1.7倍,在改革開放后的幾十年中,黑龍江省的人力資本質量并沒有得到任何改善。
針對黑龍江省發展經濟的現實情況,并結合本文的估計結果,我們提出建議如下:
1.加大科技投入,轉變經濟增長模式,提高各要素效率和全要素生產率。在改革開放后的時期內,甚至在未來的發展中,黑龍江省經濟的增長還是主要依靠固定資本的投入,所以說我們不能就此忽略要素投入的重要性。但是,我們也應該更清楚地認識到提高全要素生產率增長對經濟長期的可持續發展的重要性。
2.加快國有企業改革。黑龍江省作為建國后的老工業基地,國有企業的比重占50%以上,因此加快國有企業改革,建立現代企業制度,明晰產權,是黑龍江省經濟發展的當務之急。
3.加大公共教育投入。人力資本已經成為當今經濟發展的重要力量,因此,加大對勞動者的技能培訓,提高勞動者的素質也是黑龍江省發展的重中之重。
參考文獻:
[1] 張軍,吳桂英,張吉鵬.中國省際物質資本存量估算:1952-2000[J].經濟研究,2004,(10).
[2] 郭慶旺,賈俊雪.中國全要素生產率的估算:1979-2004[J].經濟研究,2005,(6).
[3] 張軍,施少華.中國經濟全要素生產率變動:1952-1998[J].世界經濟文摘,2003,(2).
關鍵詞:索洛模型;安徽;農業經濟增長
中圖分類號:F30文獻標識碼:A文章編號:1672-3198(2008)07-0125-02
1 索洛經濟增長模型
1928年Cobb和Dauglas提出Y= AKαLβ。其中: Y-產出、K-資本投入、L-勞動投入;α、β分別表示資本與勞動的產出彈性,且滿足0≤α≤1,0≤β≤1,α+β>1、=1、<1時分別表示規模報酬遞增、不變和遞減;A為效率系數,是廣義技術進步水平的反映。在此模型中,雖然引入了技術要素A,但僅將其作為獨立于其他要素之外的一個不變參數。其基本假設是:技術進步是廣義、中性的;技術進步改變了由其他投入要素的數量決定的生產活動的效率;技術進步的作用在所有樣本點上都是相同的。顯然,這些假設是不符實際的。于是1957年,Solow提出了如下改進的C-D生產函數模型:Y= A(t) KαLβ(1)假設A (t) = A0 eλt ,其中Y ,K,L分別代表產出、資金、勞動投入量,t為時間變量,α、β分別代表資金和勞動的產出彈性,這里α=YKKY,βYLLY,且α+β如上面的C-D模型中的結果。采用(李子彪2006)文獻中的方法將(1)式記為:Y = A (t)(K, L)對t求導:dYdt =dAdtf+YKdKdt+YLdLdt;兩邊乘以dtY 得到:dYY=dAA+αdKK+βdLL;當Δt1時有: ΔYY=ΔAA+a=ΔAA,k=ΔKK,l=ΔLL;則y=a+ak+βl。進而(1)式可表示為y=a+ak+βl,其中y,k,l分別表示產出、資金、勞動的年平均增長率,λ/y,ak/y,βl/y分別表示技術進步、資金、勞動對產出增長速度的貢獻率。我們看到利用索洛模型來分析安徽省農業經濟增長,需加入一個制度虛擬變量,這時模型為:y=a+ak+βl+p。
2 運用修正后的索洛模型對安徽省農業經濟增長的實證分析
為了建立上述改進的Solow模型,需要采集1978年-2006年的安徽省的農業國民生產總值Y、農業固定資本存量K、及農業勞動力L的樣本數據,我們運用對農、林、牧、漁業固定資產投資代替固定資本存量K、以農業人數代替勞動投入量L 。為了保持數據的可比性,我們把安徽省的農業國內生產總值經GDP平減指數處理,這樣消除價格因素就可以得到實際的GDP值,數據見下表。
通過OLS法進行一階差分和異方差修正得到結果。模型λ、α、β項的零系數概率分別為0.000、 0.00041、0.0007。它們均小于0.05,F=440.036,顯著通過F檢驗, D.W=1.93,模型不再存在自相關。調整后的R2=0.979該模型擬合度較高。模型為:LnY=0.031t+0.29lnK+0.159lnL得到安徽省農業經濟的Solow增長模型為:y=0.0107+0.2899k+ 0.158l。
從模型中我們看到,農業資本的產出彈性0.2899大于農業勞動的產出彈性0.158。一方面表明農業資金投資增長對安徽省農業經濟增長具有巨大的拉動作用;另一方面表明安徽省的勞動生產率提高速度相對緩慢,對于技術貢獻率在農業投入資金不大的情況下,農業技術貢獻率很高。據統計,在基礎研究領域,安徽省農業技術比起全國其他北京上海等先進地區農業技術的開發還很遠。我們再經過計算最終得到y=7.19%,k=10. 87%,l=1.28%,即安徽省農業的國內生產總、資金投入和勞動投入的年平均增長率分別為:7.19%,10. 87%,1.28%。所以農業技術進步貢獻率:Eλ=λy ×100%=42.64%;農業資金投入貢獻率:EK=aky×100%=43.76%;農業的勞動投入貢獻率:EL=βly×100%=13.6%。從上面的結果可以看到,農業的資金投入對安徽省農業經濟增長的貢獻率達到43.76%,其次是技術進步貢獻率為42.64%,勞動力投入對安徽省農業經濟增長的貢獻率較小為13.6%。
我們由上面貢獻率計算公式得到1978年技術進步、資金和勞動投入的貢獻率分別為:Eλ1978=λ y×100%=50.154%;Ek1978=aky ×100%=3.98%;El1978=βly ×100%=23.46% 同理可得1979年-2006年的年技術進步、資金、勞動投入貢獻率。
由上圖,1978年-1990年農業勞動投入貢獻率比較平緩,農業技術進步貢獻率呈現下降趨勢,而農業資金投入的貢獻率卻呈現持續上升的態勢。1990-2006年之后,農業資金投入的貢獻率雖然有所大的起伏,但總的趨勢卻是上升的,農業技術進步貢獻率相對較緩,農業勞動投入貢獻率卻呈現下降的趨勢。從未來的趨勢來看,農業資金投入的貢獻率高于其他兩個貢獻率。
3 結論
本文選取1978年-2006年數據建立了安徽省農業經濟增長的生產函數模型,利用Eviews和excel軟件對數據進行處理得到農業技術、資金、勞動投入對經濟增長的貢獻率,在一定程度上反映了農業資本、勞動和技術進步對安徽省農業經濟增長的不同影響。但是由于獲取數據的局限性,以安徽省農業固定資產投資代替資金投入量,計算結果可能不能完全準確反映安徽省農業經濟增長的現實情況。如果能用農業的固定資本存量代替資金投入量,可能計算的結果會更加準確。但總體來說,安徽省農業經濟增長還處于相對落后的水平,如此下去肯定會影響安徽省整個經濟發展水平,當前安徽省地處中部大省承擔著聯系東西經濟的紐帶,所以重視農業經濟的增長當前勢在必行。
參考文獻
[1]李子奈,潘文卿.計量經濟學[M].北京:高等教育出版社,2005.
[2]汪偉.基于Solow改進的C-D生產函數模型對我國經濟增長的分析[J].科技與經濟,2006,(5).
[關鍵詞]海洋產業;經濟增長;貢獻率;海南
[中圖分類號]F74[文獻標識碼]A[文章編號]2095-3283(2017)04-0094-04
一、引言
海南是我國海洋大省,按《聯合國海洋法公約》的規定和我國主張,海南省管轄的海域面積約200萬平方千米,是我國海洋面積最大的省份。21世紀以來,隨著國家海洋戰略的推進,南海已經成為國家海洋經濟開發的重點領域,海洋經濟亦已成為海南名副其實的增長點。2006年我國開始實施《海洋生產總值核算制度》,向社會公布海洋生產總值數據,從統計數據看,2007-2014年,海南海洋生產總值年均增長1427個百分點,高于全國平均水平的1389%;2006―2014年海南海洋生產總值占地區生產總值比重年均2791%,而全國數據為1109%。隨著國際旅游建設的深入開展,海南省委、省政府更加重視海洋資源開發利用,提出了依托海洋資源優勢,建設海洋經濟強省的宏偉目標。海洋產業在海南國民經濟中地位的日益顯著。
海洋產業與區域經濟發展的關系已經引起學界的廣泛關注,相關文獻頗豐。近期的熱點研究領域主要包括:海洋產業貢獻度,探討海洋產業發展及其產業結構優化對經濟增長的貢獻(狄乾斌等,2014);海洋產業的集群和集聚效應,探索海洋產業與經濟增長的互動關系(傅遠佳,2011;紀玉俊等,2013);海洋產業的就業效應,研究海洋產業的就業彈性和就業效應及對海洋產業就業驅動機理(崔旺來等,2011);海洋產業結構優化對海洋經濟增長的拉動效應(王玲玲等,2013);海陸產業的協同,探究了海洋產業與陸域產業的協同和演進趨勢及空間差異(李福桂等,2012)。對海南海洋產業研究的文獻不多,較有代表性的如葉波等(2011)從靜態、動態的層面對海南省產業結構的現狀進行了量化分析,總結了海南海洋產業發展的特點。這些研究為探討海南海洋產業發展與經濟增長的關系奠定了較好的基礎。
本文的研究重點關注2006年《海洋生產總值核算制度》實施后海洋產業對海南經濟增長的貢獻。主要基于兩個層面,一是海洋產業總產值增長對地區生產總值增長的貢獻;二是海洋三次產業產值增長對海南三次產業產值增長的貢獻。在構建理論模型的基礎上,使用2006-2014年官方公布的統計數據對海南海洋產業與經濟增長兩個層面的關系進行實證分析。在此基礎上提出發展海洋產業的政策建議。
二、模型構建
由于國民經濟由海洋產業和非海洋產業構成,將地區生產總值用Y表示,海洋產業生產總值和非海洋產業生產總值分別用Yocean和Yothers表示,則有以下函數成立,
式(5)即可用于測度海洋產業總產值對地區生產總值的貢獻,也可用于分三次產業分別測度海洋各產業產值對海南三次產業產值的貢獻。本文將在接下來的部分,使用不同的方法對海南產業對海南經濟增長的貢獻進行實證分析。
三、實證分析
(一)海洋產業總產值對海南地區生產總值增長的貢獻
根據式(5),我們使用2006-2014年官方統計數據計算海洋產業總產值對海南地區生產總值增長的貢獻率。結果如表1所示。
2在計算海洋生產總值增長率時,均以上一年為基期計算實際值。
表1展示了2007-2014年海洋產業總產值對海南地區生產總值增長的貢獻率。分年度看,海洋產業總產值對海南地區生產總值增長的貢獻率在2013年后有下降趨勢,但平均來看,海洋產業總產值對海南地區生產總值增長的貢獻率達到362%,貢獻率最高的2012年達到578%。相比較而言,海南同期三次產業平均貢獻率分別為155%、303%和542%。海洋產業對海南生產總值增長的貢獻率已經遠超第一產業并高于第二產業,成為海南經濟增長的重要拉動力。
(二)海洋三次產業產值對海南三次產業產值增長的貢獻
為進一步分析海洋產業總產值對海南地區生產總值增長貢獻率變動的原因,我們按照《中國海洋統計年鑒》中對海洋一產、二產、三產的分類,并將國民經濟同樣按照三次產業分類,使用同樣的方法分別計算2007-2014年海洋各產業產值對海南各產業產值增長的貢獻。結果如表2所示。
2增長率均以上一年為基期計算實際值
通過表2數據可以看到,平均來看,2007-2014年 ,海洋三次產業對海南對應產業增長的貢獻率為375%、243%和274%,說明從對應產業的貢獻率來看,說明海洋各產業對海南各產業貢獻率從大到小依次是第一產業、第二產業和第三產業。從上述數據還可以看出,2013年海洋產業總產值對海南地區生產總值增長的貢獻率下降可能是由于海洋第三產業增長率下降所致。同時也說明了第三產業在海南經濟增長中的支柱作用。
海洋第一產業貢獻率較大的主要原因在于漁業產出的增長。漁業是海南第一產業的重要組成部分,同時也是海洋第一產業的支柱產業。同時,由于海南漁業以海水捕撈水產品為主,受自然條件和市場行情變動的雙重影響,因此年均產值不夠穩定,雖然總體上產值持續增長,但不同年份增長的差異較大。
海洋第二產業平均增長率相對較低而對海南第二產業貢獻率較高的主要原因在于,一方面海南第二產業發展基礎薄弱,增長率總體下降;另一方面海洋第二產業覆蓋范圍廣,包括海洋鹽業、海洋油氣業、海洋礦業、海洋化工業、海洋生物醫藥業、海洋電力、海水利用業、海洋船舶業、海洋工程建筑業、海洋漁業工業建筑業、海洋食品加工業等產業,是海南第二產業的重要組成,依托海洋資源發展的各類工業成為海南第二產業的主要推動力。
海洋第三產業貢獻率較好反映了海南以第三產業為主導的產業結構。由于海南海洋第三產業主要包括濱海旅游業、海洋交通運輸業、海洋科學研究、海洋教育、海洋批發零售業、海洋漁業服務業以及游艇、會展等其它海洋服務業,特別是濱海旅游業、海洋交通運輸業、游艇、會展等產業近年來發展態勢良好,在較大程度上促進了海南第三產業發展。
(三)海洋、非海洋產業三次產業產值對海南總產值增長的貢獻
本文將海洋三次產業和非海洋三次產業放在一起,使用計量分析方法考察各產業對海南經濟增長的貢獻。我們將海洋三次產業產值分別用X1、X2、X3表示,非海洋產業三次產業產值分別用X4、X5、X6表示,則海南地區生產總值可用下式表示。
調整后的R2為1,說明方程擬合良好。從回歸結果看,海洋第一產業對海南經濟增長的影響在統計上不顯著,這主要是因為海洋第一產業以海洋漁業為主,海洋漁業產值的變動基本反映了海南第一產業產值的增長情況,然而海南當前海洋漁業的生產規模還不大,對地區生產總值的影響有限。海洋第三產業對經濟增長的影響較大,每增長1%可帶動海南經濟增長029%,影響程度已接近非海洋第三產業的031%。海洋第二產業每增長1%可帶動海南經濟增長008%,影響程度是非海洋第二產業的一半。結合前文分析,海洋產業對海南經濟增長平均貢獻率362%,這主要來自海洋第二產業和海洋第三產業的增長,特別是海洋第三產業,與非海洋第三產業共同成為海南經濟增長的主要推動力。
回歸結果與前面的實證分析結論恰好相互印證。從整體上看,海洋產業發展在極大程度上促進了海南經濟增長,年均貢獻率362%。而海洋產業對整體經濟的貢獻主要來自于海洋第三產業的發展,其對海南經濟增長的影響已經接近非海洋第三產業,二者之和的彈性系數達到06,意味著海南第三產業每增長1%可以帶動海南經濟增長06%。海洋第一產業發展對海南第一產業發展貢獻率超過其他兩類產業,然而對整體經濟增長的影響有限,海洋漁業應是海南重點發展的產業之一,這既關乎海南海洋強省建設中海洋第一產業的發展,同時關系到海南第一產業自身的發展,漁業經濟結構調整和產業優化升級迫在眉睫。海洋第二產業在海南第二產業中的優勢并不顯著,其對海南第二產業的貢獻小于其他兩個產業,對海南經濟增長的影響程度也遠小于海洋第三產業,且遠小于海南第三產業,這與海南工業基礎薄弱有關,第二產業并不是海南經濟增長的主要推動力。
四、結論和政策建議
本文使用2006―2014年的時間序列數據實證分析了海洋產業對海南經濟增長的影響。從三個層面分別檢驗海洋產業對海南經濟增長的總體貢獻,海洋三次產業對對應海南三次產業的貢獻,以及海洋和非海洋三次產業對海南經濟增長的貢獻。本文的主要發現是:第一,海洋產業是海南經濟增長的重要來源,海南經濟增長1/3以上的貢獻來自海洋產業;第二,海洋第一產業發展有力促進了海南第一產業增長,但對整體經濟增長的影響有限,這與海南第一產業和海洋漁業發展緩慢有關,大力發展海洋漁業是促進海南海洋經濟和第一產業增長的關鍵環節,對海南進一步優化產業結構至關重要;第三,海洋第二產業發展促進了海南第二產業產值增長,對整體經濟增長影響顯著,但在貢獻程度上遠小于第三產業;第四,在海南經濟增長過程中,海洋第三產業的地位與非海洋第三產業的地位同等重要,海洋第三產業既是海南第三產業發展的重要推動力,又是海南經濟增長的主要來源。第五,海南經濟結構中雖然第二產業比重小于第一產業,但對經濟增長的貢獻高于第一產業,繼續優化產業結構是促進海南經濟長期可持續增長的關鍵。
本文的發現具有重要的研究啟示?;谏鲜龇治?,提出以下政策建議:第一,大力促進海洋經濟發展,形成海洋經濟與非海洋經濟相互促進、協同發展的產業格局。第二,為加快海南海洋強省建設目標,當前的重點是推動漁業經濟結構調整和產業優化升級,加快海洋捕撈與海水養殖新技術引進和原有技術升級,形成海洋第一產業的核心競爭力。第三,有重點的發展海洋第二產業,如制鹽化工業和海洋油氣開采加工業等海南優勢海洋產業,提高海洋第二產業對海南經濟增長的貢獻率。第四,著力促進海洋第三產業發展,注重海洋產業與非海洋產業
的融合,特別是與旅游業的融合,有力推動以濱海旅游業為主體的海洋第三產業迅速發展,形成海南旅游業優勢和特色。
[參考文獻]
[1]狄乾斌,劉欣欣,王萌我國海洋產業結構變動對海洋經濟增長貢獻的時空差異研究[J].經濟地理,2014,34(10).
[2]傅遠佳海洋產業集聚與經濟增長的耦合關系實證研究[J].生態經濟,2011(9).
[3]紀玉俊,劉琳婧海洋產業集群與沿海區域經濟發展關聯關系分析[J].海洋開發與管理,2013,3(3).
[4]崔旺來,周達軍,劉潔等浙江省海洋產業就業效應的實證分析[J].經濟地理,2011,3(8).
[5]王玲玲,殷克|我國海洋產業結構與海洋經濟增長關系研究[J].中國漁業經濟,2013,31(6).
關鍵詞:經濟增長 投資需求 消費需求
消費需求、投資需求、凈出口需求作為拉動經濟增長的“三駕馬車”,對經濟增長具有不同的作用。消費需求作為經濟運行的主要動力,既是GDP的組成部分,又是拉動經濟增長的助推器。投資需求作為一把“雙刃劍”,短期可以增加需求,拉動經濟增長;長期可以形成一定的生產力,增加社會產品的生產能力,提高商品供給,推動經濟增長。外貿是經濟增長的發動機。出口的增長會導致國內有效需求的增加,有利于一國進行必要的外匯積累,資本和技術的進口,從而提高生產能力。另外,出口的增加也能提高企業的生產效率,促進企業技術進步和創新,增強企業的國際競爭力,從而獲得外部規模經濟效益。
一、“三駕馬車”對青海省經濟增長的貢獻及拉動分析
按支出法統計的GDP是從需求角度衡量國民經濟發展的總量指標,它由最終消費、資本形成總額、貨物和服務凈出口三部分構成,其公式為:
支出法國內生產總值=最終消費+固定資本投資總額+貨物和服務凈出口
三大需求要素各增加量之和即為當年GDP總的增加量,其中每一要素的增加量占GDP總增加量的比重就是當年該要素對GDP增長的貢獻度,而用這一貢獻度乘以GDP的年增長率就是該要素對當年CDP增長的貢獻率。用公式表示即為:
某需求要素貢獻度=某需求要素增量/GDP增量×100%:
某需求要素貢獻率:某需求要素貢獻度/GDP增長率
根據上表我們可以看出:
(一)最終消費需求對青海省經濟增長貢獻較平穩
1994―2008年間,最終消費、資本形成、貨物和服務凈出口對經濟增長的平均貢獻份額分別為55.53%,72.24%,―27.77%,最終消費對青海省經濟增長的貢獻位居第2。從時間區間上看。最終消費需求對青海省經濟增長的貢獻相對比較平穩,1997年僅為-0.63個百分點,對經濟的增長貢獻為6.96%,成為這15年間最終消費需求對經濟增長貢獻的最低點;2005年最終消費需求對經濟增長的貢獻又達到高峰值,其對經濟增長的貢獻率達91.85%,對經濟產生11.21個百分點的拉動力,極大地帶動了青海省經濟的快速發展。2008年由于受美國次貸危機的影響,消費需求對經濟增長的貢獻呈下降趨勢,對經濟增長的貢獻率僅為32.56%,拉動經濟增長4.13個百分點。從最終消費對經濟增長貢獻的總體波動趨勢上看,除了1997年之外,最終消費對青海省經濟增長貢獻相對比較平穩,2000―2007年年均貢獻率為75.55%,對經濟的發展具有極大的影響和推作用。
(二)資本的形成對經濟增長的貢獻影響較大
從上表可以看出,資本的形成對青海省經濟增長的影響最大。1994―2008年間,最終消費、資本形成、貨物和服務凈出口對經濟增長的平均貢獻份額上看,資本形成對經濟增長的影響高達72.24%,平均拉動力為7.8個百分點,位居第1。從總體趨勢上看,資本形成對經濟增長的影響波動性也較大,呈“雙u+雙N”形式。1997年資本形成對經濟增長的貢獻率達92.84%,對經濟的拉動為8.36個百分點,之后在2001年又達到高峰時期,對經濟增長完全起拉動作用;2001年經濟增長率為13.82%,資本形成的貢獻率高達140.64%,對經濟增長的拉動為16.45個百分點;2002年資本形成仍對經濟增長起絕對拉動作用,對經濟增長拉動13.54個百分點,貢獻率達111.89%。15年間資本形成對經濟增長貢獻率峰值之差達80.72%,落差較大。2008年雖受美國次貸危機的影響,但青海省的資本形成對經濟的拉動仍呈上升趨勢,拉動力為10.47個百分點。比上年增長了1.94個百分點,對經濟增長的貢獻率高達82.46%。
(三)貨物及服務凈出口對經濟增長貢獻的波動較大,且對經濟增長呈負效應
青海省地處青藏高原又深居內陸地區,其對外貿易發展水平較低。“八五”之前其貿易主要以農畜產品為主,近年來隨著產業結構的不斷調整,雖一改過去單一產品對外貿易出口的格局形式,但由于自身技術水平的限制,加之全球經濟一體化發展,對外貿易產品需求更加趨向專業化、技術化、科技化。從而極大制約了青海省對外貿易發展,對外貿易對經濟發展的影響處于劣勢地位。1998年之前,青海省貨物和服務凈出口對經濟增長的貢獻呈正值,且對經濟增長的拉動均在1個百分點之上。自1998年開始,青海省貨物和服務凈出口對經濟增長的貢獻呈負值,而且下降比速較快,2001年對經濟增長的貢獻下降到116.10%,達到對經濟影響的最低點對經濟的拉動為-13.58個百分點。之所以造成這種局面主要是由于產品技術含量較低,不能達到相關國際產品標準,致使對外貿易發展遇到了阻挫,對經濟發展產生較大的負面影響。
二、基于索羅模型的實證分析
為進一步揭示“三駕馬車”對青海省經濟增長的拉動作用,本文運用索羅模型對消費、投資和凈出口對青海省經濟增長的拉動作用進行分析。
根據三大需求要素與YfGDPI增長之間的關系,以總消費TC,總投資I,進口(M)和出口(x)為解釋變量,以GDP為被解釋變量,建立如下的多元線性回歸模型:
LnY=C+alnTC+BlnI+γ/lnX+δlnM
本文根據青海省1983―2009年相關數據,運用E-views5.0軟件進行OLS分析可以得出:
由于R2=0.99,幾乎接近1,說明模型的擬合優度非常高。根據F分布表可知,時,F=5029.4>FOD1(4,22)=4.31,回歸方程十分顯著。由于to=3.36,t1=7.26,h=13.31,t3=3.03,t4=-0.19,給定顯著性水平a=0.05,查t分布表中自由度為22(n-k-1=27-4-1=22)的相應臨界值,t.(22)=2.074,可知t值除了進口外都大于該臨界值,所以拒絕原假設,即除了進口外的四個解釋變量都在95%的水平下影響顯著,都通過了變量顯著性檢驗。D.W=1.04.查D.W.檢驗上下界表,在5%的顯著性水平下,k=5(包括常數項),n=27時有du=1.76,dt=1.08,很明O
由于R2=0.99,幾乎接近1,說明模型的擬合優度非常高。F=3257.9>F0.01(4.21)=4.37 to=2.63,t1=3.77,t2=4.08,
t3=2.81均大于ta(21)=2.080,模型通過了F檢驗和T檢驗。又由于1.76
通過上述模型我們可以得出:消費每增加1%經濟將增加0.36%,投資每增加1%經濟將增加0.63%,出口每增加1%經濟將增加0.02%,進口每增加1%將使經濟減少0.01%。從彈性系數角度分析可知,投資是青海省經濟增長的主要因素,消費次之,而出口對促進青海省經濟增長的作用偏小,進口對經濟增長起反向的拉動作用,這一定程度上說明了青海省經濟增長主要依靠消費和投資推動。
三、結論與建議
根據上述模型和數據統計分析可以看出,近年來青海省投資拉動型的經濟增長趨勢更加明顯,經濟增長對投資增長的依賴性越來越強;消費對GDP增長的貢獻率也在日益提高,消費在未來數年內將超過投資貢獻成為促進青海省經濟增長的第一要素。就目前來看,青海省凈出口對經濟增長的貢獻相對不大,相關性不強,不是青海省GDP增長的主要拉動力量:但從長期來看,青海省對外貿易依存度一度呈上升趨勢,隨著經濟全球化進程逐漸深入,進出口對青海省經濟增長的貢獻將可能與投資和消費對青海省經濟增長的貢獻不分伯仲。
為進一步促進青海省經濟的快速穩定發展,本文提出如下建議:
(一)進一步加大投資力度,提高資金利用效率,滿足地區經濟發展的需求
從模型中可以看出,投資對產出的影響大于消費,且貢獻率較大。這是由于青海省正處于工業化和城市化發展進程中,資本形成對經濟增長的作用是不言而喻的,因此,青海省應加大投資力度,提高政府投資的效益,充分調動民間投資,滿足地區經濟建設需要。同時,由于青海省的投資主要投向了高能耗的粗放型部門,所以收效甚微,低水平重復投資現象嚴重,對環境也造成了嚴重破壞,今后應致力于改善投資結構和投資力度,以提高投資的利用效率。
(二)縮小城鄉收入差距,刺激消費,擴大內需
擴大內需是促進經濟發展的內在主動力。雖然投資需求對青海省經濟增長的貢獻最大,但由于投資需求是消費需求派生出來的,其本身不可能成為經濟增長的持久拉動力量。因此,無論從量還是從增長率角度來看,最終消費對產出的影響都是最大的。近年來,隨著大量外來人口的不斷涌入和自身人口的不斷增長,青海省消費潛力巨大,而要充分利用好這一資源,必須提高居民的購買力,不斷使產業結構和消費結構相匹配,減小貧富差距,特別要致力于提高農牧民收入,實現城鄉協調發展,完善社會保障體系,以促使經濟的穩定協調發展。
關鍵詞:公共投資;經濟增長;貢獻率
中圖分類號:F830.59文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2008)07-0102-02
一、引言
江蘇省是處于東部沿海地區比較發達的省份之一,在其經濟快速發展的過程中,公共投資呈現了一種什么變化趨勢,它對經濟增長的貢獻變化如何?這些都是關系到江蘇經濟快速發展的重要問題。
二、理論分析與模型選定
公共投資主要包括三個部分,即:財政用于形成物質資本的支出、用于提高勞動力素質即形成人力資本的支出以及用于促進技術進步的支出;其次,從供給的角度分析公共投資政策對經濟增長的作用。
在內生經濟理論的框架下,構建公共投資對經濟增長影響的理論模型。如果一個地區的經濟產出的增長可以看做是勞動力投入增長、固定資本投入增長和技術進步共同作用的結果,技術進步是廣義的,同時屬于希克斯中性,則相應的柯布―道格拉斯生產函數有如下的形式:Yt=AKαtLβt
其中,Yt、A、Kt、Lt分別是一地區的經濟產出水平、技術進步狀態、固定資本投入和勞動力投入。α、β分別為固定資本和勞動力投入的產出彈性系數,在不存在規模經濟的前提下,α+β=1。
如果將固定資本分為公共投資和非公共投資(私人部門投資)兩部分,則相應的生產函數可以表示為:Yt=AKαtsLβtPtγ
其中,Kts、Pt分別為非公共投資和公共投資,γ為公共投資的產出彈性,α、β分別為非公共投資和勞動力投入的產出彈性系數,在不存在規模經濟的前提下,α+β+γ=1。
三、對江蘇省的實證分析
1.江蘇省公共投資與經濟增長關系分析
從國家統計局近年公布的有關固定資產投資的相關數據可以看出,有兩種分類可以用于區分公共投資和非公共投資的方法:一是按國民經濟行業分的固定資產投資,可以分為農林牧漁業、采掘業、制造業、建筑業等16類。雖然這些行業已經有了民間投資的進入,但由于這些部門通常被認為是公共部門,其資本積累仍可以看做是公共資本,這樣得到的數據在一定程度上高估了公共資本;二是全社會固定資產投資從投資資金來源上分,可以分為政府預算資金、國內貸款、利用外資、自籌資金和其他投資。其中政府預算投資形成的固定資產可以被看做是公共投資。
2.實證模型的確定
在理論模型的基礎上,為了更加準確地了解公共投資對經濟增長的貢獻所在,我們除了測算公共投資整體對經濟增長的貢獻外,還具體分析了公共投資內部各投資行業對經濟增長的貢獻情況。為達到這一目的,將公共投資按照其性質作如下的分類:第一類為公共基礎設施,包括電力、煤氣及水的生產及供應業;地質勘察業、水利管理業;交通運輸倉儲和郵電通信業;第二類為社會服務及文化體育福利事業,包括社會服務業;衛生體育和社會福利業;第三類為教育與科技事業,包括教育、文化藝術和廣播電影電視業;科學研究和綜合技術服務業;第四類為國家機關、政黨機關和社會團體。
從而,實證過程中的估計模型有如下形式:
其中,i=1、2、3、4分別為公共投資的四大類,ε為殘差項,Y為經濟產出,Ks、P分別為非公共投資和公共投資,L為勞動力投入量。
為了進一步計算公共投資及其各類型投資對經濟增長的貢獻率,要對上面的實證模型進行進一步變形,對上面兩方程進行兩邊求導,可得:
率,即各變量的產出彈性系數與該自變量變化和產出變化比值的乘積。
3.基礎數據的獲得
在進行測算時,經濟產出用地區生產總值來表示,這是國際公認的反映經濟增長比較有效的指標,公共部門和非公共部門投資按照分行業的固定資產投資完成額來獲得,勞動力投入量按照從業人數來計算,從業人數是按照從1990年的調整數據,反映了一定時期內全部勞動力資源的實際利用情況。所有的數據都來自于《江蘇統計年鑒》(1991―2004),樣本區間為1990―2003年。
4.實證結果及分析
按照上面的模型及數據,首先估計一個不區分公共投資具體類型的方程,然后再估計區分公共投資各具體類型的方程,其結果見表1、表2。
從表1的分析可以看出,公共投資增長對地區國民生產總值增長的巨大作用,其產出彈性系數為0.499,也就是公共投資額每增加1%,經濟產出值就會增加0.499%,顯著地大于非公共投資增長的產出彈性系數0.206。可見,在推動經濟增長的過程中,公共投資所起到的作用要遠遠大于非公共投資,這也說明了要保證公共投資增長的重要性。在表2中,將公共投資具體分為四大類,可以看出,公共投資中的教育科技事業對經濟增長的產出彈性系數最大,為0.299,即教育科技事業投資每增加1%,經濟產出就增加0.299%,其次是公共基礎設施,政府機關和社會團體的產出彈性系數為負值,雖然其t統計量不很顯著,但是零假設檢驗表明該數值明顯不為零。
通過上面的估計結果并結合貢獻率測算公式,我們可以進一步測算出公共投資及各具體類型對經濟增長的貢獻大小。經計算,由表1中的數據可得,非公共投資對經濟增長的貢獻率為31.47%,公共投資對經濟增長的貢獻率為45.48%。由表2中的數據可得,非公共投資對經濟增長的貢獻率為32.69%,在公共投資各具體類型中,以教育科技事業投資對經濟增長的貢獻率最大,達到了39.47%,政府機關和社會團體的投資對經濟增長的貢獻率最小,僅為17.16%。
四、結論
通過以上利用生產函數模型,我們評價了公共投資對江蘇經濟增長的效應,其產出彈性系數大致為0.5,貢獻率達到了45%,都比非公共投資對經濟增長的促進作用要大??梢?,公共資本投資對經濟增長具有較強的推動作用。從該結論中,可以得出,政府在支配各種公共財政時,政府投資應逐漸退出一般競爭性領域或行業,重視對公共部門或領域的投資,通過增加基礎設施建設和科技教育等來促進經濟增長,減少政府機關和社會團體的公共投資,優化財政支出結構,從而更加合理的利用公共資本,使其效用發揮到最大。
參考文獻:
[1]曹建海,朱波,趙錦輝.公共投資、私人投資與經濟增長關系的實證研究――一個向量誤差修正模型[J].河北經貿大學學報,2005,(2).
[2] Etsuroshioji. Public Capital and Economic Growth: A Convergence Approach Journal of economic Growth.No,6,2001:205-227.
[3]Teresa Garcia-Mila, Therese J. McGuire, and Robert H. Porter. The Effect of Public Capital in State-Level Production Functions Reconsidered. The Review of Economics and Statistics, Vol.78, No,2,1996:177-180.