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緒論：在尋找寫作靈感嗎？愛發(fā)表網(wǎng)為您精選了8篇經(jīng)濟增長的要素，愿這些內(nèi)容能夠啟迪您的思維，激發(fā)您的創(chuàng)作熱情，歡迎您的閱讀與分享！
關(guān)鍵詞：聯(lián)立方程 經(jīng)濟增長 2SLS
消費、投資、出口是拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”，其中消費是GDP增長的主導因素。消費占GDP的貢獻率中通常占50%~60%左右，國外消費占GDP的貢獻率一般高達70%~80%左右，美國、英國甚至高達85%以上。投資主要由企業(yè)及個人投資和政府投資組成，企業(yè)及個人投資仍然主要取決于銷售，取決于消費。政府投資的適當增加可以促進經(jīng)濟增長，但依靠財政收入的政府投資畢竟是有限的，政府投資和財政收入仍然與消費密切相關(guān)?？梢钥闯觯M的地位是如此地重要，所以有必要對經(jīng)濟增長的消費結(jié)構(gòu)進行統(tǒng)計分析。
吳巧云等（2007）在《利率對我國固定資產(chǎn)投資的調(diào)控效果分析》一文中通過實證檢驗，指出利用利率對我國固定資產(chǎn)投資進行調(diào)控效果不理想，并進一步建立模型分析發(fā)現(xiàn)，調(diào)控效果不明顯的原因有:央行對利率的管制，導致利率與固定資產(chǎn)投資的相關(guān)關(guān)系不確定;我國當前投資收益偏高，使投資主體對成本不敏感；行政控制力或貨幣政策對貨款的直接作用，也使利率對投資的影響效果不顯著。楊江娜等（2007）在《我國貸款利率對固定資產(chǎn)投資影響的實證分析》一文中指出，理論上貸款利率的高低對固定資產(chǎn)投資產(chǎn)生很大的影響――低利率對固定資產(chǎn)投資活動有刺激作用，高利率對固定資產(chǎn)活動有抑制作用，但是通過實證研究發(fā)現(xiàn)我國貸款利率對固定資產(chǎn)投資的影響并不顯著。
本文在相關(guān)模型的構(gòu)建上通過數(shù)據(jù)分析同樣得出了實際貸款利率的固定資產(chǎn)投資的影響不顯著，從而重新構(gòu)建模型，最后很好地說明了經(jīng)濟增長的結(jié)構(gòu)分析。
模型設(shè)定
反映經(jīng)濟增長的指標有人均國民收入、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值、國民生產(chǎn)總值、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、人均GDP等。GDP是國際公認最綜合反映一個國家或地區(qū)經(jīng)濟現(xiàn)代化以及經(jīng)濟實力和增長的指標，它反映了一個國家或區(qū)域內(nèi)一定時期經(jīng)濟生產(chǎn)過程的最終成果，能夠較好地反映一個國家的生產(chǎn)能力。因此，本文用GDP來反映一國的經(jīng)濟增長，研究一個國家的經(jīng)濟增長就是研究GDP與消費、投資、凈出口等之間的關(guān)系。
在國民經(jīng)濟系統(tǒng)中，由于人們消費心里因素等原因，最終居民消費決定于上期的產(chǎn)出水平，同時它又是同期產(chǎn)出的一個部分，因此必定受它的影響，故應(yīng)將總產(chǎn)出滯后項列為解釋變量。同時，通常情況下稅收水平會間接地影響居民的最終消費，因此，考慮到相關(guān)因素，最終建立消費方程為：
其中Ct為最終消費，Yt為總產(chǎn)出、用GDP表示， Tt為稅收水平，β0、β1、β2、為對應(yīng)系數(shù)。
投資發(fā)展水平取決于上一期的經(jīng)濟規(guī)模和利率影響，由于經(jīng)濟活動中往往存在滯后性，上一期的效應(yīng)往往會傳遞給下一期，利率相當于資本的價格，直接影響著投資。據(jù)此，建立投資函數(shù)（雖然下文我們剔除了利率這個因素，但這里為了使得問題的周全，暫時可以實際貸款利率這個因素考慮進來，這不會對本文的分析造成影響）：
式中相關(guān)系數(shù)解釋同上面的消費函數(shù)。
稅收水平?jīng)Q定于一國的經(jīng)濟規(guī)模，隨著經(jīng)濟規(guī)模不斷壯大，稅收快速增長，因而，建立稅收函數(shù)：
式中相關(guān)系數(shù)解釋同上面的消費函數(shù)。
凈出口受經(jīng)濟體整體水平的制約，同時也會受到國內(nèi)消費需求的影響，因此最后確定的凈出口方程為：
根據(jù)模型可識別的階條件，構(gòu)建的模型都是可以識別的，雖然階條件只是模型識別的必要條件，但是在Andrew Harvey的《The Econometrics Analysis of Time Series》的第二版指出，階條件通常已足以保證可識別性，雖然當心秩條件是重要的，但不去驗證它，一般不會造成什么危害。綜上所討論，建立聯(lián)立方程模型為：
消費函數(shù)：
投資函數(shù)：
稅收函數(shù)：
凈出口函數(shù)：
收入恒等式：
其中： C：消費支出，，Y：收入，I：投資，T：稅收，G：政府購買，r：實際存款利率，u：干擾項，NX：凈出口。
模型中的內(nèi)生變量是C、I、T和Y，而前定變量是G（政府購買）、r、Yt-1 。
數(shù)據(jù)來源及處理
本文運用1990~2007年的數(shù)據(jù)進行實證研究，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局的中國統(tǒng)計年鑒（其中，實際存款利率的數(shù)據(jù)根據(jù)相關(guān)利率加權(quán)而得）。
樣本數(shù)據(jù)是將現(xiàn)價數(shù)據(jù)換算成1978年可比價后的數(shù)據(jù)，其中國內(nèi)生產(chǎn)總值、凈出口用GDP縮減指數(shù)換算；居民最終消費、政府消費和稅收用居民消費價格指數(shù)換算；由于1991年前的固定資產(chǎn)價格指數(shù)是沒有的，所以固定資產(chǎn)投資用1991年的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)換算 （991=100），1990年的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)設(shè)為（1991=85）。處理后的樣本數(shù)據(jù)如表1所示。由于利率已經(jīng)是實際貸款利率了，所以本文沒有對利率再進行處理，相關(guān)數(shù)據(jù)都保留了兩位小數(shù)。
實證研究
運用Eviews 6.0對所構(gòu)建的聯(lián)立方程進行參數(shù)估計，用到的是兩階段最小二乘估計（2SLS）方法。聯(lián)立方程模型的參數(shù)估計如表2所示。
由表2可以看出，不論是從參數(shù)的經(jīng)濟意義還是統(tǒng)計意義上出發(fā)，整體上除了投資方程中利率的系數(shù)不顯著外，聯(lián)立方程模型的構(gòu)建都是合理的，進一步驗證了利率對固定資產(chǎn)的影響不顯著。因此，聯(lián)立方程進一步構(gòu)建成以下形式：
消費函數(shù)：
投資函數(shù)：
稅收函數(shù)：
凈出口函數(shù)：
收入恒等式：
投資方程剔除利率后的兩階段估計結(jié)果如表3所示。由表3可以看出，不論是從參數(shù)的經(jīng)濟意義還是統(tǒng)計意義上出發(fā)，聯(lián)立方程的構(gòu)建是合乎人意的，各個方程的具體形式如下：
調(diào)整R^2=0.999DW=1.42
稅收系數(shù)為0.45，表明稅收增加1億元，消費將增加0.45億元，這從另一個方面反映出稅收的增加使得政府的消費支出大于居民的消費減縮，從而使得稅收的增加對消費產(chǎn)生正的效應(yīng)。
調(diào)整R^2=0.937 DW=0.19
前一期的收入對當期的投資有較大的影響，原因在于上一期的收入中很大一部分構(gòu)成了當期投資的基礎(chǔ)，對當期的投資起到了積極的作用。
調(diào)整R^2=0.953DW=0.28
該方程的各項系數(shù)均可以通過檢驗，說明國家可以通過調(diào)節(jié)稅收反過來影響收入（二者之間存在著因果關(guān)系）。
調(diào)整R^2=0.713DW=0.54
該方程的各項系數(shù)均可以通過檢驗，由此可見當期消費對凈出口產(chǎn)生顯著的影響，當期消費每增加1元，會帶來凈出口增加0.24元。
為了進一步研究前定變量對經(jīng)濟增長的影響，可以估計出關(guān)于模型的簡化式。本文的主要目的在于研究經(jīng)濟增長的拉動作用，所以構(gòu)建了政府購買和經(jīng)濟總量滯后一期的計量模型，結(jié)果為：
調(diào)整R^2=0.999DW=0.60
由于模型的簡化式參數(shù)表述的是前定變量對內(nèi)生變量的直接影響和間接影響的總和，因此可由簡化式模型的參數(shù)找出政府消費與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，每當期政府消費每增加1元，會帶來當期的產(chǎn)出增加0.57元。
結(jié)論
經(jīng)濟增長對居民消費、投資和稅收都產(chǎn)生直接影響，而且這種影響是正向的，即經(jīng)濟的增長會帶來消費、投資和稅收的增加；政府的稅收用于購買與個人因稅收而減少消費相比，政府的購買規(guī)模大大超過了個人的消費抑制。前期的經(jīng)濟總量對當期投資的影響具有正的作用，因此要想未來投資具有更大的規(guī)模，必須在現(xiàn)階段增加經(jīng)濟總量；與人們觀念不同的是消費反而增加了凈出口，說明消費的很大一部分還是國內(nèi)生產(chǎn)的，這使得國內(nèi)的產(chǎn)業(yè)有條件擴大規(guī)模并間接地帶動了凈出口；在適當?shù)某潭壬?，?yīng)該加大政府的購買力，以進一步拉動經(jīng)濟的快速增長和發(fā)展。
參考文獻：
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4.張斌,楊越．外部經(jīng)濟環(huán)境變化對中國經(jīng)濟的影響：基于聯(lián)立方程的經(jīng)驗分析[J]．世界經(jīng)濟，2002（6）
[關(guān)鍵詞]索羅模型；內(nèi)生增長模型；全要素生產(chǎn)率；實證分析
[中圖分類號] F061.5 ［文獻標識碼］ A
[文章編號] 1673－0461（2008）12－0063－05
引 言
20世紀90年代以來，上海充分發(fā)揮區(qū)位優(yōu)勢，以金融市場開發(fā)、土地批租和吸引外資為三大投資動力推動了經(jīng)濟的高速增長，上海經(jīng)濟增長已連續(xù)十幾年實現(xiàn)兩位數(shù)增長，自1992年到2007年的16年中，平均增幅達到12.3％，已連續(xù)第15年保持兩位數(shù)增長。2006年，在經(jīng)濟增長慣性推動和內(nèi)生增長動力的驅(qū)動下，全年實現(xiàn)生產(chǎn)總值上海市生產(chǎn)總值（GDP）10,296.97億元，按可比價格計算，比上年增長12%，2007年生產(chǎn)總值（GDP）12,001.16億元，按可比價格計算，比上年增長13.3%。
顧國章等人研究了1952年到1998年技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的作用得出：1992年到1998年上海市的技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的貢獻為39.50%，資本對經(jīng)濟增長的貢獻仍是第一位的，但1992～1998年間的技術(shù)進步貢獻率要遠高于1978～1998年間的技術(shù)進步貢獻率[1]。他主要運用的是索羅增長模型，不存在規(guī)模經(jīng)濟。陳詩一認為近十多年來上海經(jīng)濟的高速增長是由第二、第三產(chǎn)業(yè)輪流推動的[2]；石磊在“解讀上海經(jīng)濟”系列報告找那個指出：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級導致上海經(jīng)濟的高速增長[3]。周億粟通過對上海經(jīng)濟增長與就業(yè)的相關(guān)分析得出：上海的經(jīng)濟增長已經(jīng)走上了主要靠資本和技術(shù)投人帶動，而不是靠勞動投人，甚至可以減少勞動投人的階段[4]。
一個國家或地區(qū)在經(jīng)歷了主要依靠有形要素（資本和勞動力）的投入、結(jié)構(gòu)的優(yōu)化配置以及制度上的創(chuàng)新所實現(xiàn)的經(jīng)濟增長之后，都面臨著如何能夠保持經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長的問題。原則上講，要實現(xiàn)經(jīng)濟的持續(xù)增長，則需要實現(xiàn)從外延式增長方式向內(nèi)涵式增長方式的轉(zhuǎn)變，即從主要依靠要素數(shù)量的擴充轉(zhuǎn)向主要依靠技術(shù)進步（全要素生產(chǎn)率）的提高[5][6][7]。那么，上海的經(jīng)濟在現(xiàn)有的技術(shù)條件下，要素投入是否對經(jīng)濟增長還有拉動作用？出在何種發(fā)展階段？上海的全要素生產(chǎn)率主要是由什么因素導致的？上海的研究和開發(fā)對全要素生產(chǎn)率貢獻有多大？雖然一些學者研究了技術(shù)進步對上海經(jīng)濟增長的貢獻，但并沒有揭示出影響技術(shù)進步的要素是什么，經(jīng)濟處于何種發(fā)展階段也是出于經(jīng)濟的直觀判斷。本文擬用傳統(tǒng)的增長理論來確定上海的發(fā)展階段和投入要素的彈性系數(shù)，用內(nèi)生增長理論來研究全要素生產(chǎn)率的組成部分，從而回答上述問題。
本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第一部分索羅模型和內(nèi)生增長模型，得出要素和研發(fā)在不同發(fā)展階段對經(jīng)濟增長起不同作用的命題；第二部分為上海的實證分析；第三部分是結(jié)論。
一、經(jīng)濟增長模型
經(jīng)濟增長原因的研究，古典經(jīng)濟學家非常重視。亞當•斯密將經(jīng)濟增長的原因歸于三個方面：自由市場、勞動分工和新機器形式的技術(shù)進步。隨后李嘉圖（DavidRicardo）、馬克思(KarlMarx)、恩格斯(FriedrichEngels)等經(jīng)濟學家也研究了經(jīng)濟增長的原因。然而，在19世紀下半葉，新古典經(jīng)濟學派出現(xiàn)以后，該學派就不再把經(jīng)濟增長的三個方面視為重要問題，而轉(zhuǎn)而去描繪亞當•斯密的第一個思想（競爭市場的作用），并選擇了效用函數(shù)、無規(guī)模報酬的生產(chǎn)函數(shù)來得到經(jīng)濟增長的均衡結(jié)果。
對于斯密的第二個思想，最早作出貢獻的是美國經(jīng)濟學家揚格，其核心思想為經(jīng)濟組織結(jié)構(gòu)的演進和規(guī)模報酬，而新古典經(jīng)濟理論核心是資源配置和比較利益。舒爾茨也與揚格的思想一致（Schultz，1986），認為經(jīng)濟增長應(yīng)源自勞動分工和遞增規(guī)模報酬。盧卡斯（(Lucas)建立了一個動態(tài)模型來解釋勞動分工對經(jīng)濟增長的影響 (Lucas，1986)，施蒂格利茨（Stiglitz）也建立了一個動態(tài)模型，解釋為什么生產(chǎn)中的專業(yè)化和學習的專業(yè)化（教育）能促進經(jīng)濟的增長（Stiglitz，1986）[8]。
新古典經(jīng)濟學派及制度經(jīng)濟學派分別經(jīng)濟增長的原因，一為市場競爭，一為勞動分工與經(jīng)濟組織結(jié)構(gòu)與制度的演進，卻未將技術(shù)創(chuàng)新作為其直接推動經(jīng)濟增長的原因，新古典經(jīng)濟學派將技術(shù)進步作為外生的，制度經(jīng)濟學派將其掩蓋在勞動分工之內(nèi)，而真正將技術(shù)創(chuàng)新直接作為推進經(jīng)濟增長的原因除斯密外，最早要算馬克思（馬克思，1887），往后要算美籍奧地利經(jīng)濟學家約瑟夫•熊彼特（Joseph Schumpeter，1883－1950），他認為，技術(shù)創(chuàng)新就是企業(yè)家抓住市場機會重新組合生產(chǎn)要素的過程，一種創(chuàng)新通過擴散，會刺激大規(guī)模的投資，引起經(jīng)濟高漲；一旦投資機會消滅，便會轉(zhuǎn)入經(jīng)濟衰退，由于創(chuàng)新的引進不是連續(xù)的、平穩(wěn)的，而是時高時低的這就形成了經(jīng)濟波動周期[9]。
新古典經(jīng)濟學派、制度經(jīng)濟學派、技術(shù)創(chuàng)新學派分別從三個不同角度研究了經(jīng)濟增長的原因，但是每一個學派解釋經(jīng)濟增長的原因不夠全面。羅默于1986年提出了內(nèi)生經(jīng)濟增長理論：經(jīng)濟增長不是外部力量（如外生技術(shù)變化、人口增長），而是經(jīng)濟體系的內(nèi)部力量（如內(nèi)生技術(shù)變化）的產(chǎn)物。先后設(shè)計了兩個增長模型，第一個模型是對阿羅的“邊干邊學”模型的修正與擴展，第二個模型將知識賦予一個完全內(nèi)生化的解釋，認為，知識是經(jīng)濟主體利潤極大化的投資決策行為的產(chǎn)物，資本增長和技術(shù)進步是同步的[10]。經(jīng)濟增長理論開始出現(xiàn)相互吸收、相互融合的趨勢。
1.新古典模型――索洛－斯旺模型
索洛－斯旺模型包括四個變量：產(chǎn)量（Y），資本（K），勞動（L）和知識或勞動的有效性（A）。在任一時間里，經(jīng)濟中有一定量的資本、勞動和知識，而這些被結(jié)合起來生產(chǎn)產(chǎn)品。生產(chǎn)函數(shù)為：Y（t）=F(K(t),A(t),L(t))其中t表示時間，而且生產(chǎn)函數(shù)滿足稻田條件 。資本、勞動和知識的初始水平被看作是既定的。勞動和知識以不變的速度增長：L(t)=L(0)ent，A(t)=A(0)ent，其中n和g為外生參數(shù)，分別表示勞動和知識的增長率。
由此變化圖可得到，在0
由此模型可以得出如下這個命題：當一個國家或地區(qū)距離自己穩(wěn)定狀態(tài)越遠時，經(jīng)濟增長越快，要素投入存在規(guī)模收益遞增，這是表現(xiàn)為要素投入對經(jīng)濟增長的作用很大；隨著接近穩(wěn)定狀態(tài)，要素投入遞增的程度會越來越小，要素投入對經(jīng)濟增長率作用會逐漸下降；從長期看，經(jīng)濟增長會等于外生的技術(shù)進步增長率，這時實際資本存量等于長期資本存量；當實際資本存量大于長期均衡的資本存量時，經(jīng)濟增長率會小于技術(shù)技術(shù)進步增長率，這時就應(yīng)該減少資本存量。
2.內(nèi)生增長模型
本論文使用的內(nèi)生模型是在羅默、格羅斯曼、赫爾普曼、阿吉翁和豪伊特提出的研究和開發(fā)模型和宇澤弘文與盧卡斯人力資本模型的整合，并且借用學者韓廷春所構(gòu)造的增長模型，以消除 “阿羅―羅默”模型中當時的知識水平直接將技術(shù)進步內(nèi)生化卻忽視了人力資本所體現(xiàn)的技術(shù)進步，和沿著“宇澤―盧卡斯”模型中強調(diào)人力資本要素對技術(shù)進步的作用卻忽視了知識的增加 所體現(xiàn)的技術(shù)進步。本模型經(jīng)濟分成三個部門，即最終產(chǎn)品部門、人力資本部門及R&D部門。最終產(chǎn)品部門生產(chǎn)出用于消費的消費品（C）及用于生產(chǎn)的投資品（I）；人力資本部門生產(chǎn)出用于人力資本部門、R&D 部門及最終產(chǎn)品部門所使用的人力資本（H）；R&D 部門生產(chǎn)出用于最終產(chǎn)品部門及R&D 部門所使用的新技術(shù)、新發(fā)明和新設(shè)計，即R&D資本（R）[11]。最終的模型可用以下方程描述：
此式表明，經(jīng)濟的均衡增長率依賴于人力資本部門的生產(chǎn)效率(θ1)與R&D 部門的生產(chǎn)效率(θ2)的大小以及時間貼現(xiàn)率(ρ)的大小，與人力資本部門的生產(chǎn)效率及R&D 部門的生產(chǎn)效率成同方向變化，與時間貼現(xiàn)率成反方向變化。因此人力資本部門的生產(chǎn)效率及R&D 部門的生產(chǎn)效率越高，則經(jīng)濟增長率越高；現(xiàn)時的儲蓄率越高（即人們推遲消費的耐心程度越大），則經(jīng)濟增長率越高。這里，盡管均衡增長率與人口或勞動力的增長率有關(guān)，但即使人口增長率(n)等于零或小于零，經(jīng)濟的持續(xù)增長仍是可能的。
通過內(nèi)生增長理論的動態(tài)分析可得出這個命題：技術(shù)進步使生產(chǎn)曲線外移，長期均衡所需的資本存量就增大，這時實際資本存量要達到均衡所需的資本存量，就必須增大要素投入，那么在一段時間內(nèi)要素投入對經(jīng)濟增長還會有一定的作用；即使實際資本存量達到均衡所需的資本存量，由于人力資本與R&D資本水平的不斷提高，一個國家或地區(qū)也能夠?qū)崿F(xiàn)持續(xù)的經(jīng)濟增長。
二、上海經(jīng)濟增長的實證分析
1.數(shù)據(jù)來源及指標的選定
計算全要素生產(chǎn)率即對其進行分解所需要的數(shù)據(jù)是產(chǎn)出、資本投入、勞動投入、人力資本、技術(shù)交易額和R&D支出的時間序列數(shù)據(jù)，但上海人力資本的數(shù)據(jù)無法獲得。所選用的數(shù)據(jù)為1990年到2007年，均來源于歷年《上海統(tǒng)計年鑒統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》，并且按1990年不變價格進行換算。
資本投入量應(yīng)為直接或間接構(gòu)成生產(chǎn)能力的資本總存量(或簡稱資本存量)，它既包括直接生產(chǎn)和提供各種物質(zhì)產(chǎn)品和勞務(wù)的各種固定資產(chǎn)和流動資產(chǎn)，也包括為生活過程服務(wù)的各種服務(wù)及福利設(shè)施的資產(chǎn)，如住房等。在眾多估算中國資本存量的研究中，賀菊煌(1992)的成果比較具有代表性，但由于資料的缺乏，本文擬從折舊總額中反推資產(chǎn)總額。一般說來，資產(chǎn)越多，折舊額與大，如為正比例關(guān)系，只要選定折舊率就可以推出資產(chǎn)總額。由于研究中最關(guān)心的是資本的彈性系數(shù)，只要折舊額和資產(chǎn)滿足正比例關(guān)系，在作回歸分析中，不同的折舊率對彈性系數(shù)是沒有影響的。所以，在此不仿取折舊率為5％。就勞動投入指標而言，是指生產(chǎn)過程中實際投入的勞動量，用標準勞動強度的勞動時間來衡量。而在中國，由于正處于由計劃經(jīng)濟體制向市場經(jīng)濟體制的過渡時期，收入分配體制不盡合理和市場調(diào)節(jié)機制不夠完善，而且我國目前尚缺乏必要的統(tǒng)計資料。因此，本文采用上海歷年社會勞動者人數(shù)作為歷年勞動投入量指標。其余的指標按對應(yīng)統(tǒng)計年鑒指標的數(shù)據(jù)按1990年不變價格進行換算得到。
2.用索羅模型對上海經(jīng)濟增長的實證分析
采用的基本模型為對數(shù)線性生產(chǎn)函數(shù)（即Cobb―Douglas生產(chǎn)函數(shù)）：
Ln(Yt)=γt+αLn(Kt)+βLn(Lt)+ut
其中，α,β分別是資本和勞動力的產(chǎn)出彈性，γ為外生的技術(shù)進步率，ut為隨機變量。 在此基礎(chǔ)上，做了四個回歸，其中回歸（1）包含資本、勞動和時間三個變量，回歸（2）包含資本和時間兩個變量，回歸（3）包含勞動和時間兩個變量，這三個模型均采用普通最小二乘法；回歸（4）為廣義最小二乘法。所的結(jié)果如表1所示。
注：表中第一括號里的數(shù)字是對應(yīng)系數(shù)的標準差，第二括號里的數(shù)字是對應(yīng)系數(shù)t統(tǒng)計量的值。
由模型（1）可得出，資本不能通過t檢驗，而勞動通過了t檢驗，說明有可能資本和勞動存在著共線性。在模型（2）去掉勞動這個變量所的分析結(jié)果都通過了t檢驗，模型（3）去掉資本這個變量所的結(jié)果也通過了t檢驗，并且擬合優(yōu)度都不錯，從而說明資本和勞動確實存在著非常強的共線性。在運用索羅模型分析上海經(jīng)濟增長中，資本和勞動兩個變量只能選擇其一。由于在此分析中，勞動指標所用的數(shù)據(jù)是上海歷年勞動力人數(shù)，而應(yīng)該選用的是實際勞動的投入量，所以勞動這個指標含有較大的主觀取舍，而資本的數(shù)據(jù)相對要客觀得多，因此選用資本作為模型的變量。在前三個模型中，D-W沒有通過統(tǒng)計檢驗，說明存在著序列相關(guān)。為消除序列相關(guān)，模型（4）采用廣義最小二乘法。
從模型（4）得出，資本彈性系數(shù)為0.8891，說明要素投入的彈性系數(shù)沒有大于1也沒有等于1，考慮模型（1）將資本和勞動力系數(shù)相加所得為0.97，接近1。運用傳統(tǒng)的增長理論可知，此時的實際資本存量略大于長期均衡的資本存量，如果資源屬于有效配置，經(jīng)濟是不會處于這個階段，因為如果經(jīng)濟短期處于這個階段，要素投入會停止甚至減少，使要素的投入的彈性系數(shù)達到1。說明上海的資源配置比較合理，市場比較完善。
在模型（4）中，全要素生產(chǎn)率為0.0111，對上海經(jīng)濟增長的貢獻不到10％，就是用模型（2）所得的全要素生產(chǎn)率，對上海經(jīng)濟增長的貢獻也只有15％，和一些學者所得出的近40％，有非常大的差異?？疾焖\用的模型的差異可發(fā)現(xiàn)，這些學者都假定要素投入的彈性系數(shù)和為1，實際上這是一個很嚴格的假定，現(xiàn)實中一般不會是這種情況。而本文所作實證分析中沒有這個假定，所以可認為本文的結(jié)果相對可靠些。當然所選用的數(shù)據(jù)年限、數(shù)據(jù)處理不同，也會導致的結(jié)果的不同，但這些不是主要因素。從分析結(jié)果可看出，上海的經(jīng)濟增長主要是靠要素投入帶動的。
3.用內(nèi)生增長理論對上海經(jīng)濟增長的實證分析
在內(nèi)生增長理論中，將技術(shù)進步內(nèi)生化。技術(shù)進步來源有兩種：一是人力資本的提高，二是知識存量的增加。知識存量的增加是通過技術(shù)交易從外部獲得和自身的研發(fā)而得到的。本文模型主要研究知識存量的增加所導致技術(shù)進步的相關(guān)因素，所運用的回歸方程的基本模式如下：
Ln(Yt)=γt+αLn(Kt)+βLn(Lt)+ηLnR&Dt+ξLnTTt
+θLnR&Dt*LnTTt+ut
式中、α、β、η、ξ分別對應(yīng)表示資本、勞動、技術(shù)交易額、研究和開發(fā)的彈性系數(shù)，γ反映制度等外部因素隨時間變化對GDP的影響，θ反映了技術(shù)交易額與研究和開發(fā)的交互作用對GDP的影響，ut為隨機變量[12]。在實際分析中，上述模型中的有些變量或存在共線性或不能通過t檢驗等一些問題，所以首先要做的是對上述模型變量的篩選。為此，作了（5）、（6）、（7）和（8）模型，如表2所示。
注：表中第一括號里的數(shù)字是對應(yīng)系數(shù)的標準差，第二括號里的數(shù)字是對應(yīng)系數(shù)t統(tǒng)計量的值。
模型（5）包含了所有的變量，可看出R&D和技術(shù)交易額的交互作用項系數(shù)非常小，t檢驗值也非常小。消去這個變量，就得到模型（6）的回歸。從這個回歸可看出，資本和勞動存在著共線性，兩個變量只能選擇其一。在這里選擇資本變量，理由如前所述。在模型（7）就是消去資本這個變量所作的回歸，時間變量的系數(shù)很小，t檢驗也很小。在本文的內(nèi)生增長模型中，時間變量t 的系數(shù)所反映的是制度變化的等因素的量，不包含技術(shù)進步，也就是說此項系數(shù)是索羅模型中全要素生產(chǎn)率除去技術(shù)進步的剩余項。從回歸結(jié)果可得出，上個世紀90年代以后，上海的制度等因素的變化很小，靠制度變遷對經(jīng)濟增長的拉動作用不大。除去時間和勞動變量，就得到回歸（8）。模型（8）共包含四個變量：資本、R&D、技術(shù)交易額和研發(fā)與技術(shù)交易額的交互項，這些變量都能通過t檢驗。
為了更深入地研究研發(fā)與技術(shù)引進的關(guān)系，作了回歸模型（9）和（10）。模型（9）中研發(fā)是滯后項，而模型（10）技術(shù)引進是滯后項。模型（11）是為了消除回歸（9）中的自相關(guān)性，而采用的廣義最小二乘法。所的結(jié)果如表3。
從（8）、（9）、（10）的模型可看出，無論研發(fā)和技術(shù)引進是否采取了滯后，還是誰先采取了滯后，研發(fā)和技術(shù)引進的交互相都為負值。這說明上海的研發(fā)和技術(shù)引進相互之間有擠出效應(yīng)，也就是說自主研發(fā)就不會引進，同時技術(shù)引進就不再研發(fā)，沒有形成良性互動關(guān)系。我們知道，相對全國來說雖然上海的經(jīng)濟技術(shù)水平屬較高層次，但相對發(fā)達國家，經(jīng)濟技術(shù)水平屬于落后的，所以對于落后的國家和地區(qū)，企業(yè)技術(shù)能力發(fā)展戰(zhàn)略為：技術(shù)引進到消化吸收，再改進和創(chuàng)新。上海毫無疑問也應(yīng)該采取如此戰(zhàn)略，這個發(fā)展戰(zhàn)略被日本和韓國等一些國家所采用，取得了非常好的經(jīng)濟效果。從這個發(fā)展戰(zhàn)略來看，技術(shù)引進和研發(fā)是相輔相成，先技術(shù)引進，然后在此基礎(chǔ)上進行研發(fā)，是提高當?shù)丶夹g(shù)水平，從而促進經(jīng)濟增長的捷徑。而從上海的實證分析中，卻沒有體現(xiàn)這種發(fā)展戰(zhàn)略。
通過（11）式可得出，上海的技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的貢獻為21.3%，要素投入對經(jīng)濟增長的貢獻為78.7%。在技術(shù)進步中，研發(fā)對技術(shù)進步的貢獻率為72.7%，技術(shù)引進的貢獻率為52.5%，兩者的交互項為－25.2%。上海的經(jīng)濟增長主要是靠要素的投入帶動的，技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的貢獻不大，這和用索羅模型所作的結(jié)果是一致的。有前面的理論分析可知，一個國家或地區(qū)在經(jīng)過要素投入的增長階段之后，必須靠技術(shù)進步來維持長期的經(jīng)濟增長。上海已經(jīng)持續(xù)20多年的高速經(jīng)濟增長，必須提高技術(shù)進步在經(jīng)濟增長的作用，才能避免重搗東南亞國家的覆轍。不少專家考察后發(fā)現(xiàn)，美國這些年來經(jīng)濟快速發(fā)展，是與美國從80年代開始的以發(fā)展高新技術(shù)為主的創(chuàng)新戰(zhàn)略密切相關(guān)的；而東南亞金融危機的爆發(fā)，其根源之一也在于其經(jīng)濟發(fā)展依靠生產(chǎn)要素的大量投入而非依靠技術(shù)創(chuàng)新來實現(xiàn)。最為關(guān)鍵的是技術(shù)進步的來源模式。有理論分析可知，技術(shù)進步主要來源于技術(shù)引進和研究開發(fā)，對于后進國家和地區(qū)來說，縮短差距的捷徑就是先引進再研發(fā)，形成技術(shù)引進和研發(fā)互相促進的關(guān)系。[13]但對上海的經(jīng)濟增長的實證分析，所得的結(jié)果卻是背道而馳的。所以，無論對政府和企業(yè)來說，都必須找到相應(yīng)的措施來解決這個問題。
三、結(jié) 論
從運用傳統(tǒng)增長理論和內(nèi)生經(jīng)濟增長量理論對上海經(jīng)濟增長的分析可得出如下結(jié)論：一是上海的經(jīng)濟增長是外延式的經(jīng)濟增長，是靠要素的投入得到的，技術(shù)進步對上海的經(jīng)濟增長的貢獻較低，在現(xiàn)階段還沒有出現(xiàn)內(nèi)涵式經(jīng)濟增長的拐點。二是在現(xiàn)階段制度變遷對上海的經(jīng)濟增長的作用已微乎其微，也就是說在上海市場對要素資源配置比較完善。三是技術(shù)進步來源中的技術(shù)引進和研究開發(fā)相互脫節(jié)，沒有達到相互促進的良性循環(huán)。
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Factors, Technological Advancing and Resource of Shanghai′s Economic Growth
Ruan Min
(Center for Regulation & Competition, Jiangxi University of Finance & Economics, Nanchang 330013,China)
一、 關(guān)于中國經(jīng)濟增長動力的文獻綜述
影響經(jīng)濟增長的動力因素分析就是將經(jīng)濟增長分解為勞動、資本、技術(shù)進步等不同因素貢獻的測算過程。關(guān)于我國經(jīng)濟增長動力的文獻主要從要素投入、要素升級、制度變遷和全要素生產(chǎn)率等4個方面展開研究。
要素投入主要是指勞動力、資本、基礎(chǔ)設(shè)施等經(jīng)濟增長模型中最早使用的影響經(jīng)濟增長的因素。幾乎所有關(guān)于經(jīng)濟增長影響因素的文獻中都會涉及到相關(guān)的要素投入指標。長期以來，中國的經(jīng)濟增長主要表現(xiàn)為由大量資本、能源和原材料以及勞動力投入推動。中國的經(jīng)濟增長從投入產(chǎn)出關(guān)系看，都屬于數(shù)量擴張型的（石磊，1994），世界銀行（1998）估計，物質(zhì)資本的增長可以解釋37%，勞動力數(shù)量增長和質(zhì)量提高可以解釋17%，勞動力部門轉(zhuǎn)移可以解釋約16%。但是，在20世紀50年代，經(jīng)濟學家們就已經(jīng)發(fā)現(xiàn)資本與勞動力兩種生產(chǎn)要素并不能完全的解釋經(jīng)濟增長。
要素升級主要是指在要素投入中所對應(yīng)的將同質(zhì)的要素區(qū)分為不同質(zhì)量水平要素的投入，包括人力資本、技術(shù)進步、信息化水平等從質(zhì)量上衡量經(jīng)濟增長的影響因素。在技術(shù)進步方面，主要是通過研究技術(shù)引進和技術(shù)創(chuàng)新兩個角度來研究對經(jīng)濟增長的影響。如王小魯?shù)龋?009）通過考察自主創(chuàng)新對全素生產(chǎn)率的影響來判斷技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變的影響。在人力資本方面，人力資本的衡量一般是通過受教育年限來替代，王小魯?shù)龋?004）、賴明勇等（2005）的研究都認為教育在促進經(jīng)濟增長、縮小地區(qū)差距中發(fā)揮了重要的作用。
制度變遷主要是指非投入因素對經(jīng)濟增長的影響，包括城市化、市場化、對外開放度等影響因素。這些影響因素不是從直接投入來影響經(jīng)濟增長，而是通過制度上的變革而引起的變化。樊綱等（2011）認為1997年～2007年，市場化進程對經(jīng)濟增長的貢獻達到年均1.45個百分點，這一時期全要素生產(chǎn)率的39.2%是由市場化貢獻的。城市化伴隨著各類要素由鄉(xiāng)村向城市集中，促進了實物資本和人力資本的快速積累，形成了經(jīng)濟增長的動力。出口導向是我國經(jīng)濟增長中的重要特征，對外開放使我國能夠發(fā)揮比較優(yōu)勢，促進技術(shù)轉(zhuǎn)移，從而提高生產(chǎn)率。
全要素生產(chǎn)率是指通過計算增長余值得到而不能觀察到的所有因素所帶來的增長。一般來說，生產(chǎn)資源的優(yōu)化配置和技術(shù)進步都能帶來全要素生產(chǎn)率的提升，而生產(chǎn)要素的量的投入一般不會帶來全要素生產(chǎn)率的提高。比如，技術(shù)進步、人力資本提升、市場化改革能夠提高全要素生產(chǎn)率。Chow和Li（2002）發(fā)現(xiàn)1978年以后TFP大約以每年3.0%的速度增長，對中國經(jīng)濟增長的貢獻為32%，Bosworth和Collins（2008）則發(fā)現(xiàn)20世紀90年代TFP對經(jīng)濟增長的貢獻份額高達54.7%。
二、 要素投入與要素升級拉動經(jīng)濟增長的機理
經(jīng)濟增長的過程，從本質(zhì)上來說，取決于兩個方面的因素：一是生產(chǎn)要素投入量的增加，二是生產(chǎn)要素的配置效率提高，包括除要素投入之外其他引起生產(chǎn)函數(shù)發(fā)生變化而使經(jīng)濟增長率提高的因素。前者可以概括為要素投入，后者則指要素升級。要素投入是指生產(chǎn)要素投入“量的增加”，勞動、資金、土地等資源的投入屬于此類;要素升級是指生產(chǎn)要素“質(zhì)的提升”，技術(shù)進步、人力資本提升、信息化、知識增長屬于此類。在生產(chǎn)函數(shù)和經(jīng)濟增長理論中，要素投入量的增加可直接增加產(chǎn)量或促進經(jīng)濟增長;要素升級通過提高要素生產(chǎn)率增加產(chǎn)量或促進經(jīng)濟增長（李佐軍，2016）。
但是，要素投入并不能完全的決定經(jīng)濟增長，索洛模型中的余值就是勞動力和資本所不能解釋的經(jīng)濟增長部分。勞動力增長和資本增長要遠遠低于經(jīng)濟增長的幅度，而且在同樣水平勞動力和資本稟賦下，不同國家或地區(qū)表現(xiàn)出完全不一樣的經(jīng)濟增長水平。這樣，對勞動力和資本的品質(zhì)就逐漸進入到解釋經(jīng)濟增長的范圍當中，同樣數(shù)量的勞動力和資本，改善品質(zhì)能夠大幅度的提高經(jīng)濟增長，既可以包括人力資本的提升，也可以是物質(zhì)資本累積所帶來的技術(shù)進步和信息化水平改善。人力資本也可以看作是勞動力，技術(shù)進步和信息化水平也屬于物質(zhì)化的資本。
?木?濟增長理論來看，現(xiàn)代經(jīng)濟增長文獻大致可以分為新古典經(jīng)濟增長理論、AK類型增長理論和R&D類型增長理論，在新古典經(jīng)濟增長理論中，外生參數(shù)的變化具有水平效應(yīng)，沒有增長效應(yīng)，而新增長理論，無論是AK類型的還是R&D類型的，最顯著的特征是外生參數(shù)的變化具有增長效應(yīng)（舒元，徐現(xiàn)祥，2002）。20世紀80年代中期出現(xiàn)的新增長理論，將技術(shù)進步視為經(jīng)濟系統(tǒng)的內(nèi)生變量，突破傳統(tǒng)經(jīng)濟增長理論中以資本和勞動力等要素稟賦和要素投入增長為基礎(chǔ)的研究框架。要素投入會面臨要素報酬遞減和要素增速減緩的過程，那么就會導致經(jīng)濟增長速度的放緩。要長時期的保持較高的經(jīng)濟增長速度，依靠要素投入是不可能實現(xiàn)的。只有依靠要素升級，改變生產(chǎn)可能性曲線，同樣數(shù)量的要素能夠?qū)崿F(xiàn)更高水平的經(jīng)濟增長。當今世界經(jīng)濟增長中各國經(jīng)濟增長率和人均收入水平差距越來越大主要是由于知識、技術(shù)和人力資本積累存在巨大差異。同時，要素升級還能夠帶來全要素生產(chǎn)率的改變。
技術(shù)進步是經(jīng)濟增長的動力，而且能夠影響經(jīng)濟增長的方式，通過提升全要素生產(chǎn)率水平拉動經(jīng)濟增長。但是，技術(shù)進步也不一定能夠影響經(jīng)濟增長，從技術(shù)創(chuàng)新或技術(shù)引進到生產(chǎn)技術(shù)的進步，中間還有許多環(huán)節(jié)面臨不確定性，比如機會成本、路徑以來、逆向溢出、要素稟賦、吸收能力等因素的影響（唐未兵等，2014）。
人力資本是一個國家經(jīng)濟持續(xù)增長的基本因素。人力資本對經(jīng)濟增長起促進作用，人力資本存量通過知識積累來影響技術(shù)創(chuàng)新，最后提高全要素生產(chǎn)率。初級教育和高級教育都能促進經(jīng)濟增長，初級教育作為生產(chǎn)要素直接促進最終產(chǎn)出，高級教育則通過加快技術(shù)創(chuàng)新與模仿的速度提高全要素生產(chǎn)率。
隨著信息產(chǎn)業(yè)的崛起，信息化對經(jīng)濟增長的作用越來越明顯。信息技術(shù)革命改變著傳統(tǒng)結(jié)構(gòu)和增長方式，能夠調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)使其升級換代，能夠?qū)崿F(xiàn)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的信息化，優(yōu)化勞動力和資金的使用，提高生產(chǎn)效率，促進經(jīng)濟增長。
三、 改革開放以來中國要素投入和要素升級拉動經(jīng)濟增長的實證分析
根據(jù)數(shù)據(jù)可獲得性，本文選擇1985年～2014年我國30個省、自治區(qū)、直轄市（因西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)完整性較低，本文不予考慮）的經(jīng)濟增長源泉進行分析。影響經(jīng)濟增長的因素可以分為3類，一類是勞動力和資本，屬于要素投入因素，第二類是技術(shù)進步、人力資本和信息化水平，屬于要素升級因素，第三類是城鎮(zhèn)化率、市場化水平和對外開放度，屬于制度變量。因此，在回歸模型中，因變量為GDP，自變量包括勞動力（Lab）、資本（Inv）、技術(shù)進步（Tec）、人力資本（Hc）、信息化水平（Inf）、城鎮(zhèn)化率（Urban）、市場化水平（Market）、對外開放度（Openness）、電力消費（Ele）、貸款余額（Loan）、貨運量（Freight）等指標。勞動力和資本是C-D增長模型中影響經(jīng)濟增長的主要因素，屬于要素投入性質(zhì)的影響因素。為了衡量要素投入和要素升級之間的差異，本文引入了技術(shù)進步、人力資本、信息化水平。為了解決勞動力和資本等指標對GDP的內(nèi)生性問題，本文引入“克強指數(shù)”中的用電量、貸款余額和貨運量這3個指標。同時，引入城鎮(zhèn)化率、市場化指數(shù)、對外開放度這3個控制變量。
從表1的回歸結(jié)果可以看出，勞動力供給和固定資產(chǎn)投資每增加1個百分點，經(jīng)濟總量分別要提高0.451和0.159個百分點，而技術(shù)進步、人力資本和信息化水平每提高1個百分點，經(jīng)濟總量分別提高-0.007 67個百分點、0.120個百分點、0.072 9個百分點。因此，我國經(jīng)濟增長的主要動力仍然是以勞動力和投資為主，技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的影響并不明顯，人力資本和信息化水平雖然是經(jīng)濟增長的動力，但是并不如勞動力和投資的影響明顯。
考慮到1985年～2014年長達30年的期間內(nèi)，我國經(jīng)濟發(fā)展經(jīng)歷了多個階段，中國經(jīng)濟與國際經(jīng)濟逐步接軌，國際經(jīng)濟波動對中國經(jīng)濟的影響越來越大，特別是2001年加入WTO和2008年的金融危機，對我國經(jīng)濟發(fā)展沖擊較大。因此，本文將1985年以來的發(fā)展階段分為2001年及之前、2001年以來和2008年以來三個時間段，分別回歸分析影響經(jīng)濟增長的主要因素。
從表2可以看出，三個階段中影響經(jīng)濟增長的因素變化較大，從2001年前后比較來看，勞動力的影響因素在下降，投資、技術(shù)進步、人力資本、信息化水平的影響因素都明顯增大，影響經(jīng)濟增長的因素逐漸從要素投入向要素升級轉(zhuǎn)變。2008年以來，要素投入影響經(jīng)濟增長的程度仍在不斷下降，要素升級的影響力不斷提升，特別是人力資本的影響能力不斷增強。但是，2001年以來信息化水平的影響能力有所下降。制度變量中，城市化的和市場化的作用仍然較大，對外開放度的作用相對較為穩(wěn)定?？傮w來看，要素投入在經(jīng)濟增長中仍然占有較為重要的影響，要素升級的重要性也在不斷加大，制度變量則一直處在相對重要的位置。但是2008年的經(jīng)濟危機以來，要素投入的重要性有所增加，而要素升級的影響力在下降。
同時，我國地區(qū)之間經(jīng)濟發(fā)展差距仍然較大，影響各地經(jīng)濟增長的主要因素存在一定差異。按照通常的做法，將我國劃分為4大區(qū)域。
從表3可以看出，影響各地區(qū)經(jīng)濟增長的主要因素各不相同，但是勞動力和信息化水平仍然在各地區(qū)之間都有較為顯著的影響。東部地區(qū)的主要影響因素是勞動力、投資、信息化水平，中部地區(qū)則為勞動力、技術(shù)水平、信息化水平，西部地區(qū)則包含了所有5個影響因素，東北地區(qū)則包括除技術(shù)進步外的其他4個影響因素。要素投入仍然是中部、西部和東北地區(qū)經(jīng)濟增長的主要影響因素。在制度變量中，城市化對中部、西部地區(qū)經(jīng)濟增長具有重要影響，而對東北地區(qū)則有一定的負面影響，對東部地區(qū)影響并不明確，市場化水平對東部和中部地區(qū)影響較大，對外開放度則僅在東部地區(qū)有較為明顯的影響?？傮w來看，各地區(qū)的經(jīng)濟增長仍然是以要素投入為主，但是與經(jīng)濟發(fā)展水平相關(guān)，東部地區(qū)要素升級對經(jīng)濟增長的影響要大于其他地區(qū)，而制度變量在中部、西部和東北地區(qū)仍然有較大的影響。
四、 推進要素升級，促進供給側(cè)改革
關(guān)鍵詞： 技術(shù)進步；索洛模型；貢獻度；柯布―道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)；要素
中圖分類號：F012/F127 文獻標識碼：A DOI：10.13677/65-1285/c.2016.02.03
歡迎按以下方式引用：王玨.技術(shù)進步對克拉瑪依經(jīng)濟增長的要素貢獻度實證分析[J].克拉瑪依學刊，2016（2）17-23.
改革開放以來，中國通過高投入、高能耗以及人口紅利獲得經(jīng)濟的快速增長，但隨著環(huán)境污染、勞動成本加大、資源瓶頸問題的出現(xiàn)，傳統(tǒng)的經(jīng)濟增長方式正迫切需要轉(zhuǎn)變?yōu)榧s式的經(jīng)濟增長，技術(shù)進步作為主要動力，其貢獻率大小已成為地區(qū)可持續(xù)發(fā)展模式成功與否的衡量標準，當前經(jīng)濟增長研究也多傾向于技術(shù)進步貢獻率分析。
一、模型的選擇
索洛模型作為技術(shù)進步增長理論的先驅(qū)，首先提出技術(shù)進步的概念，即除了資本和勞動以外的各要素之和為技術(shù)進步，又稱為全要素生產(chǎn)率（TFP）。雖然這種說法與內(nèi)生經(jīng)濟增長理論相比仍顯粗獷，但其簡便的計算方式仍是衡量技術(shù)進步貢獻度的最優(yōu)途徑。根據(jù)1992年國家計委、國家統(tǒng)計局聯(lián)合下發(fā)的《關(guān)于開展經(jīng)濟增長中科技進步作用測算工作的通知》中使用增長速度方程的建議，考慮到充分利用現(xiàn)行統(tǒng)計體系（指標、采集口徑、加工方法等），本文確定采用“柯布-道格拉斯（CD）生產(chǎn)函數(shù)”結(jié)合“索洛增長速度模型”對經(jīng)濟增長中技術(shù)進步作用進行測度。
1.柯布-道格拉斯（CD）生產(chǎn)函數(shù)表示如下：
Y=AKaLb
其中Y代表生產(chǎn)總值，K代表資本投入，L代表勞動力，A表示外生的技術(shù)進步因素，a、b為假定規(guī)模報酬不變情況下的彈性系數(shù)。在CD生產(chǎn)函數(shù)計算時，由于部分年份投入要素資本和勞動力變量之間常常相關(guān)程度很高，因而參數(shù)估計時會遇到多重共線性問題，系數(shù)矩陣將是奇異的或接近奇異的，其逆矩陣或者不存在，或者存在但極不穩(wěn)定。因而，當二元回歸式不能直接應(yīng)用時，可將生產(chǎn)函數(shù)做如下變換取對數(shù)得：
In Y=In A+alnK+b In L
由于假定規(guī)模報酬不變，即a+b=1，則上式可變換為：
InY/L=In A+a InK/ L
采用這種方法，需要較多年份的歷史數(shù)據(jù)，樣本過少會使回歸結(jié)果缺乏代表性。同時，對回歸結(jié)果必須進行統(tǒng)計檢驗，只有當檢驗獲得通過，并且經(jīng)濟意義合理時，才能用回歸出來的參數(shù)評價技術(shù)進步。衡量技術(shù)進步對經(jīng)濟增長作用的參數(shù)時，回歸方法和模型密切相關(guān)，模型不同，回歸估計的參數(shù)可能差別很大。
2.通過步驟1得到資本彈性系數(shù)a后，根據(jù)規(guī)模報酬不變得到勞動的彈性系數(shù)b，然后依據(jù)索洛增長速度模型如下：
Y/Y=aK/K+（1-a）L/L+A/A
其中Y、K、L、A分別表示產(chǎn)出、資本、勞動、技術(shù)進步的增量，Y/Y則代表產(chǎn)出的增長速度，進一步可以推出：
A/A =Y/Y -aK/K-（1-a）L/L
從而得到技術(shù)進步增長率，其中A/A解釋作為新的要素，當資本和勞動要素出現(xiàn)邊際收益遞減時，長期經(jīng)濟增長是依靠技術(shù)進步推動的。
二、克拉瑪依市技術(shù)進步增長模型的建立
（一）克拉瑪依市概況
克拉瑪依市是新疆僅有的3個地級市之一，以石油石化工業(yè)為支柱產(chǎn)業(yè)，2014年，全市實現(xiàn)地區(qū)生產(chǎn)總值847.5億元，第一產(chǎn)業(yè)增加值5.6億元，第二產(chǎn)業(yè)增加值719.8億元，第三產(chǎn)業(yè)增加值122.1億元?！笆濉背醪焦浪隳昃?jīng)濟增長率為8.3%，三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例為：0.66∶84.93∶14.41，處于工業(yè)化后期前半階段，是典型的資源型城市。[1]
（二）指標數(shù)據(jù)的采集
合理的指標是開展實證分析的前提，全面而翔實的數(shù)據(jù)是模型得以成功運用的基礎(chǔ)。選取指標時，首先要求指標要具有現(xiàn)實意義；二是指標應(yīng)為增長要素或關(guān)鍵要素，剔除異常數(shù)據(jù)；三是確保投入指標與產(chǎn)出指標具有相關(guān)性，對各指標進行關(guān)聯(lián)度檢驗，關(guān)聯(lián)性較大的予以保留。本文選取克拉瑪依市1978―2014年度數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)來源于克拉瑪依市宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫系統(tǒng)。[2]資本量K投入指經(jīng)濟系統(tǒng)運行中所使用的資本量，可用固定資產(chǎn)投資額來表示，勞動力L投入體現(xiàn)可用在崗職工人數(shù)表示，產(chǎn)出Y用生產(chǎn)總值表示。
三、克拉瑪依技術(shù)進步增長模型推算
（一）克拉瑪依1978―2014年技術(shù)進步增長率推算
將克拉瑪依1978―2014年數(shù)據(jù)標準化處理后代入IBM SPSS19分析軟件，設(shè)定因變量為InY/L，自變量為lnK/L，結(jié)果如表1、表2。
從回歸結(jié)果可以看出，系數(shù)通過t檢驗，R2擬合程度很高，F(xiàn)值符合要求，自變量和因變量直接的相關(guān)關(guān)系是成立的。從而得出a=1.326，根據(jù)假設(shè)規(guī)模報酬不變，b=-0.326，資本、勞動力與GDP的關(guān)系可以用下面的線性方程表示：
Ln （Y/L） =-3.058+1.326ln （K/L）
但問題在于測算的勞動貢獻系數(shù)為負，與傳統(tǒng)經(jīng)濟理論相違背，需要進一步展開定量及定性分析，從定量角度將勞動、資本與產(chǎn)出進行相關(guān)性分析，得出：
在崗人數(shù)與產(chǎn)出相關(guān)性不大，固定資產(chǎn)投資與產(chǎn)出高度相關(guān)。進一步展開定性分析，1999年前，克拉瑪依市是新疆石油管理局一家企業(yè)獨大并由它承擔教育、醫(yī)療、廣電、物業(yè)等各項企業(yè)辦社會職能，職工人數(shù)在全市就業(yè)人口中占絕大多數(shù)；1999年后，隨著中石油全面深化改革，新疆石油管理局職工大量買斷下崗和改制分流，3年間職工人數(shù)下降近26%，同時駐市央企一分為五，在實行現(xiàn)代企業(yè)制度管理后的3年間，總產(chǎn)值上升63%，可以解釋為原有勞動力冗余，減員增效效果明顯。為了剔除這一勞動量異常因素，以1999年為節(jié)點分為兩個階段，從央企改革前和改革后再次進行檢驗分析。
（二）分階段回歸分析
首先，對1999年克拉瑪依經(jīng)濟數(shù)據(jù)進行相關(guān)性分析，結(jié)果符合要求，K、L與Y均高度相關(guān)，勞動投入數(shù)據(jù)可以保留，然后進行回歸分析。
將2000年之后數(shù)據(jù)進行同樣相關(guān)性分析，K、L與Y均高度相關(guān)，進行回歸分析。
從回歸結(jié)果可以看出系數(shù)仍然通過t檢驗，R2擬合程度很高，F(xiàn)值符合要求，自變量和因變量直接的相關(guān)關(guān)系是成立的。從而得出：
央企重組前 a=1.119，b=-0.119
央企重組后 a=1.13，b=-0.13
對比表1全階段時期的K和L彈性系數(shù)，可以作出判斷，央企重組對克拉瑪依經(jīng)濟影響是巨大的，結(jié)合表3、表4，說明在不同階段克拉瑪依勞動力的增長對經(jīng)濟增長貢獻很小，說明勞動效率仍然存在巨大的提升空間。
（三）分階段貢獻率分析
1.前階段要素貢獻度分析
利用以上表3數(shù)據(jù)代入索洛增長速度函數(shù)，計算出不同階段產(chǎn)出要素投入的增長率以及要素對產(chǎn)出增長的貢獻度，計算結(jié)果如下：
為了更加清晰地展示經(jīng)濟增長要素作用，將表5中各要素用下列各圖對比。
從表5、圖1、圖2、圖3、圖4可以看出，1978―1999年克拉瑪依經(jīng)濟規(guī)模受新疆石油管理局一家企業(yè)獨大的影響，城市經(jīng)濟體系基本依賴石油勘探開發(fā)及礦區(qū)建設(shè)，而油田發(fā)展又受集團公司計劃經(jīng)濟體制的制約。在經(jīng)濟增長中資本投入貢獻額度最大，但資本投入方式仍是粗放式，其作用受油田開采難易影響，忽上忽下、波幅巨大，比如1978年固定資產(chǎn)投資較上年增長一倍，但產(chǎn)出僅增加6%。本階段勞動貢獻度圍繞軸線不明顯，表現(xiàn)為勞動力貢獻副作用明顯，這與在該階段管理局對油田職工子女包分配，導致勞動力冗余、生產(chǎn)效率低下、新增就業(yè)對經(jīng)濟增長拉動作用很小的實際情況是吻合的。技術(shù)進步貢獻度則圍繞軸線上下波動，波幅相對較窄。通過比較，技術(shù)進步與資本貢獻存在一定程度的負相關(guān)性，表明克拉瑪依技術(shù)進步要素對經(jīng)濟發(fā)展發(fā)揮了穩(wěn)定劑的作用，能夠在一定程度緩沖資本負增長帶來的副作用。這一時期資本投入決定性大而效率低，平均資本投入增長為12.05%，但帶動的產(chǎn)出為9.21%，多數(shù)年份投資決定經(jīng)濟增長幅度，部分年份技術(shù)進步?jīng)Q定經(jīng)濟增長幅度。
2.后階段要素貢獻度分析
將央企重組后階段表4的彈性系數(shù)代入索洛增長速度函數(shù)，形成表6。
可以發(fā)現(xiàn)，2011―2014年，K貢獻率和技術(shù)進步全要素貢獻率嚴重異常。分析其原因，主要是在央企投入基本不變的情況下，2011―2014年，克拉瑪依市財政累計融資140億元用于會展中心、文體中心、工程教育基地等民生工程建設(shè)，并沒有產(chǎn)生明顯的經(jīng)濟收益，故反映在經(jīng)濟指標上是K增長率40%以上，而Y增長率僅為1%～5%。因此，將異常年份數(shù)據(jù)剔除，得到新的平均增長率。
從表7和圖5、圖6、圖7、圖8可以看出，在此階段最明顯的是勞動貢獻度開始上升，主因是克拉瑪依第三產(chǎn)業(yè)得到較快發(fā)展，第三產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟中占比從10%上升到21.9%，第三產(chǎn)業(yè)吸引了大量就業(yè)人員，新增就業(yè)對經(jīng)濟貢獻度開始顯現(xiàn)，年均貢獻率從-4.8%轉(zhuǎn)為4.03%。資本貢獻度有所下降，但占比仍然很大，主要是石油石化央企在克拉瑪依經(jīng)濟中占比仍在77%以上。由于國內(nèi)原油價格與國際接軌，克拉瑪依經(jīng)濟受國際油價影響開始增大，2002―2006年國際油價從20美元起步至70美元左右，克拉瑪依經(jīng)濟同期實現(xiàn)兩位數(shù)的增長，而在2008年金融危機后國際油價從147美元高點跌至60美元，下降55%，克拉瑪依經(jīng)濟應(yīng)聲下跌27%，其中值得欣慰的是地方經(jīng)濟的增長開始產(chǎn)生一定的緩沖效應(yīng)。在此階段，技術(shù)進步貢獻度圍繞軸線波動明顯增大，表明技術(shù)進步在經(jīng)濟中的作用正在加大，其三個特點：一是在央企重組前技術(shù)進步貢獻率為正的年份占全部的年份54%，央企重組后占到73%，技術(shù)進步正逐步成為推進克拉瑪依經(jīng)濟增長的新動力；二是技術(shù)進步在經(jīng)濟波動中的穩(wěn)定劑作用也日益明顯，技術(shù)進步對資本貢獻度的緩沖使得經(jīng)濟增速波幅收窄；三是除個別年份外，技術(shù)進步與資本貢獻開始呈現(xiàn)正相關(guān)，說明資本投入中技術(shù)進步含量在增加，生產(chǎn)方式正向科技型、集約型轉(zhuǎn)變。
四、結(jié)論
總體來看，改革開放后克拉瑪依市的技術(shù)進步呈現(xiàn)了這樣一些特點：波動很大，作用增強，有效緩沖。首先，相對于絕大多數(shù)的城市技術(shù)進步貢獻度分析，我們發(fā)現(xiàn)技術(shù)進步貢獻度在克拉瑪依市波動幅度很大。這是因為克拉瑪依市的經(jīng)濟目前是特例，不僅對一般城市，就是相對東營、庫爾勒等石油城市，克拉瑪依也缺乏其他規(guī)模支柱產(chǎn)業(yè)彌補石油產(chǎn)業(yè)，導致單一資本投入占比高，在規(guī)模收益不變的情況下，必然造成技術(shù)進步貢獻率波動大。其次，技術(shù)進步是一個寬泛的概念，它既包括可以量化的科學技術(shù)進步作用，也包括政策、制度、創(chuàng)新等不能量化預測的部分，站在這個角度看待克拉瑪依的技術(shù)進步作用日益增強，無疑證明克拉瑪依的科技發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新以及科技、經(jīng)濟政策是有效的、成功的。最后，從克拉瑪依近40年的經(jīng)濟增長來看，雖然有波動但日益穩(wěn)定，在勞動力貢獻不明顯、資本貢獻波動大的情況下，技術(shù)進步起到非常重要的緩沖穩(wěn)定作用，對城市經(jīng)濟、社會民生的穩(wěn)定發(fā)揮重要作用，隨著第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，促使勞動貢獻度逐步趨穩(wěn)，技術(shù)進步貢獻度更呈現(xiàn)逐步走好的態(tài)勢。
五、發(fā)展建議
1.以技術(shù)進步推動主導產(chǎn)業(yè)升級
石油工業(yè)今后一段時期仍是克拉瑪依的主導產(chǎn)業(yè)，它既有成本高、投入大、遠離市場的劣勢，也有資源獨特、產(chǎn)品特殊、區(qū)域核心的優(yōu)勢，這種優(yōu)勢資源的稀缺性在過去是克拉瑪依科技進步的基石，抓好稀缺性開發(fā)就能使產(chǎn)業(yè)具有市場活力，而稀缺性開發(fā)的關(guān)鍵就是技術(shù)進步。因此，克拉瑪依要更加注重技術(shù)進步的力量，通過不斷提升石油產(chǎn)業(yè)中技術(shù)進步要素含量，保持并促進石油工業(yè)的進一步發(fā)展，保障城市經(jīng)濟的持續(xù)增長。
2.以技術(shù)進步發(fā)展新興替代產(chǎn)業(yè)
產(chǎn)業(yè)替代是最徹底的集約發(fā)展模式，它可以擺脫原有產(chǎn)業(yè)的束縛。[3]46在資源型產(chǎn)業(yè)穩(wěn)產(chǎn)期積極推進產(chǎn)業(yè)替代是資源型城市經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵點?？死斠涝谛陆呀?jīng)具有比較高的技術(shù)積累，也具有發(fā)展替代產(chǎn)業(yè)的物質(zhì)基礎(chǔ)，發(fā)展3大新興產(chǎn)業(yè)，充分利用已有的技術(shù)、資金和人才優(yōu)勢，借助中國石油大學克拉瑪依校區(qū)、工程教育基地建設(shè)東風，完全有可能形成新疆科技創(chuàng)新高地，形成獨具特色的產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新體系，實現(xiàn)新興產(chǎn)業(yè)的蓬勃發(fā)展。
3.以技術(shù)進步作為經(jīng)濟發(fā)展衡量標準
在經(jīng)濟新常態(tài)下，從國家到地方已逐步放棄單純GDP考核經(jīng)濟發(fā)展的做法，克拉瑪依無論經(jīng)濟規(guī)模還是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)都不應(yīng)再維持單一的GDP考核機制，應(yīng)納入以新加坡經(jīng)驗的技術(shù)進步要素生產(chǎn)率改善做相應(yīng)評價，特別是把經(jīng)濟分解為3個產(chǎn)業(yè)，進行技術(shù)進步要素生產(chǎn)率的統(tǒng)計和核算，克拉瑪依正在申報的“創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展試驗區(qū)”建設(shè)就可以將其作為試點，當然，這需要一系列制度、機制、資本、人力等環(huán)境要素改革的相應(yīng)科學研究。
參考文獻：
[1]宋嶺，秦放鳴，孫慶剛.大力推進新疆跨越式發(fā)展研究[M].北京：中國經(jīng)濟出版社.2013.
關(guān)鍵詞：林業(yè)經(jīng)濟；要素投入；效應(yīng)
中圖分類號：[S7-9] 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2014）04-0-01
近幾十年來，隨著社會經(jīng)濟建設(shè)的不斷加快，林業(yè)作為我國的基礎(chǔ)性產(chǎn)業(yè)，在國家的經(jīng)濟發(fā)展，實現(xiàn)農(nóng)村奔小康以及保護生態(tài)環(huán)境方面，發(fā)揮了顯著的作用。特別是隨著市場經(jīng)濟的不斷發(fā)展，林業(yè)經(jīng)濟的增長水平也有了明顯的提高。研究數(shù)據(jù)表明，我國的林業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)從1994年的58.4∶34.4∶7.1，增長到2009年代的45.3∶48.9∶9.1，如此明顯的經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)表明，我國的林業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得到優(yōu)化。我國一些林業(yè)專家經(jīng)過研究后表明，要素投入在林業(yè)經(jīng)濟增長的效應(yīng)上貢獻度上占有很大的比重。本文在一些已有的研究結(jié)果的基礎(chǔ)上，對我國的林業(yè)經(jīng)濟增長效應(yīng)情況進行分析，以期探討要素投入對林業(yè)經(jīng)濟增長的效應(yīng)程度。
一、理論基礎(chǔ)和模型設(shè)置
經(jīng)濟的快速增長是全世界各國爭相追求的目的，從經(jīng)濟學開始被研究以來，對于經(jīng)濟的增長的分析和研究一直沒有間歇。從上個世紀以來，以哈多和索洛模型為代表的經(jīng)濟增長理論風靡一時，哈多模型主要強調(diào)投資的關(guān)鍵性，這種理論認為投資影響了經(jīng)濟增長的速率；而索洛模型主要采用的是將資本和勞動，融入外部的技術(shù)因素。這樣經(jīng)濟的增長就可以歸結(jié)成為資本，勞動力以及技術(shù)創(chuàng)新的增長效率之總。在上個世紀二十年代，美國一位著名的數(shù)學家和經(jīng)濟學家共同提出了所謂的柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，被廣泛利用于分析經(jīng)濟增長過程中資源“投入”和“產(chǎn)出”之間的數(shù)量關(guān)系。其本質(zhì)模型表現(xiàn)為Y=ax1b1x2b2.在模型中a，b1，b2都是固定的參數(shù)，而且參數(shù)估計和其他代數(shù)方程相比，計算更為方便，由于數(shù)據(jù)的特性，計算分析結(jié)論更為準確。一般來說，若總和小于1的話，說明規(guī)模報酬遞減，生產(chǎn)規(guī)模擴大的邊際報酬也相應(yīng)遞減，如若總和大于1，結(jié)果則相反。但是因為林業(yè)作為我國的公益事業(yè)同時也是產(chǎn)業(yè)支柱之一，林業(yè)的經(jīng)濟增長的效應(yīng)與政府政策的扶持和資金的注入有很大的關(guān)系[1]。
二、數(shù)據(jù)的收集和統(tǒng)計學的分析
1.數(shù)據(jù)的收集和整理。在以前林業(yè)經(jīng)濟增長的研究基礎(chǔ)上，分析數(shù)據(jù)的特點，選擇一些數(shù)據(jù)指標作為研究的變量條件。選擇林業(yè)系統(tǒng)的歲末從業(yè)人員作為勞動因素投入指標；選擇林業(yè)總產(chǎn)值成為林業(yè)經(jīng)濟快速增長產(chǎn)能指標；選擇林業(yè)系統(tǒng)的資產(chǎn)總額和工資總值作為資本因素的參考，選擇森林造林面積作為土地因素的投入?yún)⒖贾笜耍械臄?shù)據(jù)選取的年限從1979-2006年之間。
由于數(shù)據(jù)的收集工作異常艱難，所以歲末林業(yè)從業(yè)人員總數(shù)主要包括林業(yè)系統(tǒng)中的國有和行政單位工作人員，此參考指標是優(yōu)先指標，在這，做一個假設(shè)，假如林業(yè)系統(tǒng)的全部從業(yè)人員總數(shù)和所選擇的參考指標有同比例關(guān)系，用資產(chǎn)投資和工資總數(shù)上資本投入?yún)⒖贾笜艘膊辉敱M，在此基礎(chǔ)上，假設(shè)替代指標與整體的林業(yè)資本投入?yún)s呈正比關(guān)系。由于數(shù)據(jù)的期限比較長，因此文章利用商品零售價格指數(shù)，分別對林業(yè)的資金投入?yún)⒖贾笜撕土謽I(yè)總產(chǎn)值進行價格不變的處理[2]。
2.林業(yè)總產(chǎn)值增長近況。一些研究數(shù)據(jù)表明，我國的林業(yè)總產(chǎn)值在研究期限內(nèi)出現(xiàn)一種迅猛增長的節(jié)奏。從增長率來看，林業(yè)經(jīng)濟的增長速度跟我國的國民經(jīng)濟保持一種并肩起步性，但是其上下振動的程度要強于GDP，而在剔除價格因素中，2005年的林業(yè)總產(chǎn)值下滑至低于往年的年平均增長率，這一點與我國國民經(jīng)濟增長變化相同，從而說明我國的林業(yè)經(jīng)濟的增長很大程度上要看全國的經(jīng)濟發(fā)展背景。
3.林業(yè)要素投入情況
3.1人工造林面積的變化?？傮w來說，我國的人工造林面積并沒有出現(xiàn)非常突出的增減形勢，年均造林面積約為370.88萬平方千米，但是我國的人工造林面積也經(jīng)過了幾次比較明顯的改變。第一次在1981-1983年，造林面積差不多出現(xiàn)有超過25%的變化，從歷史上我們了解，這是因為受到上個世紀80年代所進行的林業(yè)政策的積極推動影響，導致人工造林面積出現(xiàn)一個比較迅猛的增長。另外一次是在2000-2003年之間，為響應(yīng)我國實行退耕還林政策，人工造林面積出現(xiàn)進一步的擴大。
3.2勞動力的數(shù)量起伏。在1985年到90世紀后期，林業(yè)經(jīng)濟的從業(yè)人員數(shù)量總和呈現(xiàn)一個穩(wěn)定增長的態(tài)勢， 但是自此以后，林業(yè)經(jīng)濟的從業(yè)人員數(shù)量出現(xiàn)了一個下滑遞減的階段，從2003年之后才開始回升，并逐漸穩(wěn)定。這一變化與我國林業(yè)系統(tǒng)創(chuàng)新設(shè)備技術(shù)和公司進行改革，兼并重組等等有關(guān)，從另外一個方面來說，我國的林業(yè)技術(shù)水平出現(xiàn)很大程度上的提高。
3.3資本總量和結(jié)構(gòu)的變化。林業(yè)資本投入主要出現(xiàn)兩個迅猛增長的階段，一個是在1999-2003年的迅猛增長階段，另外一個是從2005年以后開始呈現(xiàn)的爆發(fā)式的增長，從數(shù)據(jù)來看，二者有點類似。但是從結(jié)構(gòu)上來分析，主要是國家政策對于林業(yè)經(jīng)濟不同階段的支持所導致的結(jié)果。綜上所述，要素投入表現(xiàn)出我國林業(yè)經(jīng)濟發(fā)展的環(huán)境和政府政策的支持力度，同時也是林業(yè)經(jīng)濟增長的動力，我國林業(yè)的快速發(fā)展與要素投入及外部經(jīng)濟環(huán)境影響和國家政策的扶持有著相當密切的關(guān)系。
三、對策和建議
1.加強林業(yè)經(jīng)濟領(lǐng)域的科學技術(shù)投入。充分發(fā)揮科學技術(shù)的創(chuàng)新性，加大對專業(yè)林業(yè)學校等科研組織的扶持力度，讓林業(yè)技術(shù)不斷得到發(fā)展和創(chuàng)新，增加對林業(yè)緊急增長的貢獻率。
2.做好擴大人工造林面積工作。建立合理有效的林業(yè)系統(tǒng)，將造林的生態(tài)利益轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟利益，充分發(fā)揮科學技術(shù)水平，更加讓林業(yè)的產(chǎn)出值得以提升。
3.增加對林業(yè)產(chǎn)業(yè)的資金投入力度。在堅持生態(tài)環(huán)保的林業(yè)政策基礎(chǔ)上，積極引領(lǐng)社會金融資本進入林業(yè)經(jīng)濟發(fā)展圈里邊，提高林業(yè)投資的全面水平[3]。
4.提高林業(yè)系統(tǒng)從業(yè)人員的工資水平。保障林業(yè)基層工作人員的基本利益，吸納更多優(yōu)良人才的加入林業(yè)經(jīng)濟建設(shè)中來。
四、結(jié)語
因此，通過上文的數(shù)據(jù)研究分析，要素投入對林業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展的影響是不可估量的，必須堅持要素投入在林業(yè)經(jīng)濟發(fā)展歷程中的作用，加大資本，勞動力等等因素的投入，可以使經(jīng)濟增長朝著更好、更快的方向發(fā)展進步。
參考文獻：
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關(guān)鍵詞：制度變遷；市場化；經(jīng)濟增長；要素效率
中圖分類號：F120.2文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2010）34-0004-04
引言
經(jīng)濟增長一直是各國政府和學者關(guān)注的關(guān)鍵問題之一。專家學者們在不同的理論框架下作了大量的研究，并得出了有益的結(jié)論。制度變遷理論對經(jīng)濟增長的源泉及內(nèi)生機制進行了分析并對經(jīng)濟增長提出了全新的視角，認為資本積累、技術(shù)進步等本身就是經(jīng)濟增長的結(jié)果，經(jīng)濟增長的根本原因在于制度變遷。制度變遷比技術(shù)進步對經(jīng)濟增長起著更為重要的作用，通過制度創(chuàng)新能促進生產(chǎn)率的提高。因此，國家有效地推行制度上的改革，是實現(xiàn)經(jīng)濟增長的有效途徑。
中國的市場化改革是人類歷史上一次最大規(guī)模的制度變遷（羅蘭，2004），這種制度變遷能夠促進經(jīng)濟增長（諾思，1994）。Chow（2002）、Wang和Yao（2003）、洪名勇（2004）、王立平、龍志和（2004）、王文舉、范合君（2007）、江峰等（2008）等利用中國實際數(shù)據(jù)對市場化與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行分析，結(jié)論一致表明中國的市場化改革是經(jīng)濟高速增長的主要動力。然而，這些已有研究都并沒有討論市場化是如何作用于經(jīng)濟增長。因此，本文的目的是：一要考察中國市場化進程的宏觀經(jīng)濟增長效應(yīng)；二要考察中國市場化對于微觀意義上的生產(chǎn)要素效率提升的作用以及這種作用的特點。本文對于正確評價中國的市場化改革有著重要的理論意義，而且可以為更進一步推進改革提供實證方面的支持。
一、研究模型與數(shù)據(jù)
（一） 模型
一個地區(qū)的技術(shù)水平、資本存量和勞動力是決定其生產(chǎn)能力的主要要素。本文通過Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)來表示這種關(guān)系，具體形式為：
Y=AKαLβeμ（1）
其中，Y表示國內(nèi)產(chǎn)出；A為技術(shù)水平；K為資本存量；L為勞動量；α和β分別表示資本和勞動的產(chǎn)出彈性。該模型的特點是假定一個地區(qū)的資本、勞動的產(chǎn)出彈性不變，這種彈性度量了要素的生產(chǎn)率；隨機擾動項用于反映除技術(shù)、資本與勞動之外其他生產(chǎn)因素對生產(chǎn)的影響。
在完全競爭的前提下，經(jīng)濟的市場化可以通過市場來對資源進行最優(yōu)配置，但完全競爭包含著很豐富的內(nèi)容，如公平競爭、制度合理（交易成本為零）、信息完全、分工理想等。然而，即便是西方發(fā)達的市場經(jīng)濟，也沒有達到完全的市場化，政府對市場的干預也不少見。經(jīng)濟的市場化本身就是一個發(fā)展進程，因此，它對資源的優(yōu)化配置作用也在不斷地改變，從而要素的生產(chǎn)效率也將不斷變化。因此可以將式（1）演化為：
Y=AbA0+bA1MKbk0+bk1MLbL0+bL1Meμ （2）
其中，M表示市場化程度；bA0+bA1M、bk0+bk1M和bL0+bL1M分別反映隨市場化程度而變化的技術(shù)、資本和勞動要素的產(chǎn)出彈性；bA1、bk1和bL1描述了完全不存在市場化這一極端經(jīng)濟下技術(shù)、資本和勞動要素的產(chǎn)出彈性；bA0、bk0和bL0為市場化對技術(shù)、資本、勞動和人力資本要素效率的邊際影響參數(shù)，即市場化對要素產(chǎn)出彈性的邊際影響參數(shù)。
因此，在對式（2）取對數(shù)并引入下標i與t，i表示第i個地區(qū)，t表示第t時期，得到如下的基本計量模型式（3）：
lnYit=bA0lnAit+bA1MlnAit+bk0lnKit+bk1MlnKit+bL0lnLit+
bL1MlnLit+δi+εit （3）
此時，δi為個體非觀測效應(yīng)；模型中的εit為隨機誤差項。
考慮到產(chǎn)出可能會依賴過去水平，為了防止基本計量模型的設(shè)定偏誤，本文通過引入因變量的滯后項而將其擴展為一個動態(tài)模型。同時，本文還在動態(tài)模型的基礎(chǔ)上引入人力資本（E）及其二次項（E2）來考察人力資本與地區(qū)產(chǎn)出的非線性關(guān)系。動態(tài)模型的好處還在于，當模型中一些解釋變量存在內(nèi)生性時，可以通過動態(tài)面板數(shù)據(jù)的計量方法消除模型的內(nèi)生性偏誤，從而獲得這些解釋變量系數(shù)的一致性估計（Brackman et al， 2004）。因而最終得到如下的計量模型：
lnYit=ρlnYit-1+bA0lnAit+bA1MlnAit+bk0lnKit+bk1MlnKit+
bL0lnLit+bL1MlnLit+Eit+E2it+δi+εit（4）
式（4）中的反映了滯后一期產(chǎn)出對本期產(chǎn)出的影響彈性；其他符號如前所示。
本文將通過計量模型式（4）來研究中國市場化程度對地區(qū)生產(chǎn)力的影響及其影響機制。
（二）數(shù)據(jù)
本文以地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、發(fā)明專利授權(quán)量、就業(yè)人數(shù)分別作為各地區(qū)產(chǎn)出（Y）、技術(shù)水平（A）、勞動（L）的觀測數(shù)據(jù)，這些數(shù)據(jù)均來自2001―2006年的《中國統(tǒng)計年鑒》；地區(qū)資本存量數(shù)據(jù)來自于單豪杰（2008）對1952―2006年中國各地區(qū)資本存量估計的數(shù)據(jù)；市場化數(shù)據(jù)來自中國經(jīng)濟改革基金會國民經(jīng)濟研究所（2007）在《中國市場化指數(shù)――各省區(qū)市場化相對進程：2006年報告》中公布的市場化指數(shù)；人力資本數(shù)據(jù)用2001―2006年的《中國統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)計算的人均受教育年限反映，在計算過程中小學以6年、初中9年、高中12年、中專12年、大學專科15年、大學本科16年、研究生以20年賦值，若是以大專及以上則賦值15.4年。①由于缺乏香港、澳門、臺灣、四川和重慶的資本存量數(shù)據(jù)，因此，本文數(shù)據(jù)由不包括以上五個地區(qū)在內(nèi)的29個省域，2001―2005年共五年的面板數(shù)據(jù)構(gòu)成。
二、變量描述及相關(guān)分析
（一）各變量的基本描述
在表1中給出了變量的簡單統(tǒng)計描述。表1顯示中國各省區(qū)產(chǎn)出、技術(shù)、資本存量、勞動人數(shù)、人力資本及市場化程度大致呈上升趨勢。市場化指數(shù)從2001年的平均水平4.61上升到2005年的6.49，年平均增長量為0.47，約為0.5，年均增幅達10.2%；但從市場化指數(shù)的標準差來看，隨著時間的推移，地區(qū)間的市場化進程差異越來越大，這可能會成為影響到區(qū)域經(jīng)濟增長差異的重要因素。
（二）市場化程度與產(chǎn)出的相關(guān)分析
在表2中給出了市場化指數(shù)與產(chǎn)出對數(shù)的簡單相關(guān)系數(shù)和控制了技術(shù)對數(shù)、資本對數(shù)、勞動對數(shù)和人力資本后的偏相關(guān)系數(shù)。從這些相關(guān)系數(shù)來看，市場化指數(shù)與產(chǎn)出對數(shù)均呈顯著相關(guān)，這表明中國各省域的市場化程度與其產(chǎn)出之間均同向變動趨勢。
三、模型估計及結(jié)果分析
在計量模型（4）中，即使假定εit不存在序列相關(guān)，方程中因變量的一階滯后項lnYit-1與復合誤差項中的非觀測效應(yīng)δi也會存在相關(guān)性，從而導致混合OLS估計和組內(nèi)估計的結(jié)果都是有偏的，一般而言，因變量滯后項系數(shù)（ρ）的混合OLS估計量會因非觀測個體固定效應(yīng)的存在而發(fā)生向上偏誤（Hisao，1986），因變量滯后項系數(shù)（ρ）的組內(nèi)估計量在短時間面板數(shù)據(jù)中則會產(chǎn)生向下偏誤（Nickell，1981）。因此，為了獲得各解釋變量系數(shù)的一致性估計，本文采用兩步系統(tǒng)GMM法對計量模型式（4）進行估計。估計結(jié)果（如表3所示）。根據(jù)表3中的估計結(jié)果1，在5%的水平下，漢森檢驗和差分漢森檢驗均表明矩條件是有效的，但殘差差分項無法拒絕一階與二階無自相關(guān)，這表明系統(tǒng)廣義矩估計可能無效。在估計結(jié)果2中，在5%的水平下，殘差差分項無一階自相關(guān)，而二階自相關(guān)存在，同時漢森檢驗和差分漢森檢均不拒絕原假設(shè)，因此估計結(jié)果2的兩步廣義矩估計有效。
根據(jù)回歸系數(shù)的估計結(jié)果，不管是估計結(jié)果1還是估計結(jié)果2，市場化指數(shù)（m）與技術(shù)水平對數(shù)、資本存量對數(shù)及勞動人數(shù)對數(shù)的交互項均為正，且在5%的水平下顯著，這表明在2001―2005年間，市場化程度的提升有利于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。在技術(shù)水平、資本存量、勞動人數(shù)及人力資本處于這一時期的平均水平時，以各地區(qū)市場化程度每年平均變化0.5的幅度計算，將會使GDP增長：
GDP增長百分數(shù)=（bA1lnAit+bk1lnKit+bL1lnKit）×ΔM
=（0.0077×5.0775+0.0280×7.3159+0.0237×7.2783）×0.5≈0.2082
也就是說，在2001―2005年間，若其他條件處于此期間的平均水平上不變，以各地區(qū)市場化程度每年平均變化0.5的幅度計算，平均而言，就可以使GDP每年以高出0.2082%的增長速度發(fā)展。
以上的分析表明，市場化程度對區(qū)域經(jīng)濟增長的刺激作用是巨大的。它的作用機制是通過對區(qū)域技術(shù)、資本與勞動要素的配置而影響技術(shù)、資本及勞動的產(chǎn)出彈性，進而影響區(qū)域經(jīng)濟增長。
仍以市場化程度每年平均變化0.5的幅度計算，將使技術(shù)產(chǎn)出彈性E（A）、資本產(chǎn)出彈性E（K）和勞動產(chǎn)出彈性E（L）分別變化：
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
計算說明，若各地區(qū)市場化程度每年以0.5的幅度增加，資本產(chǎn)出彈性E（K）上升最快，達0.0140，勞動產(chǎn)出彈性E （L）次之，為0.0119，技術(shù)產(chǎn)出彈性E（A）最小，為0.0039。由此看出，市場化進程通過資本對經(jīng)濟增長的影響程度最大，以樣本期間資本存量的平均水平計算，市場化程度每增加0.5個單位，使資本產(chǎn)出彈性增加0.0140個單位，進而使經(jīng)濟增長0.1024%；使勞動產(chǎn)出彈性增加0.0119個單位，進而使經(jīng)濟增長0.0866%；使技術(shù)產(chǎn)出彈性增加0.0039個單位，進而使經(jīng)濟增長0.0198%；在三個方面的共同作用下，市場化程度每增加0.5個單位，將使經(jīng)濟增長高出0.2082%。
由此可知，在樣本期間及以后一段時間內(nèi)，推進中國的市場化改革，增加資本投資及擴大勞動就業(yè)是保證中國區(qū)域經(jīng)濟快速發(fā)展的主要動力。根據(jù)前文的分析發(fā)現(xiàn)――中國各地區(qū)市場化進程差異不斷變大的事實，以及市場化程度對經(jīng)濟增長具有顯著作用可知，市場化進程的差異是中國省域經(jīng)濟增長差異的一個重要因素。
結(jié)論
改革以來，中國制度變遷的一個顯著特征――市場化進程的不斷加深，市場化對中國區(qū)域經(jīng)濟增長的作用日趨顯著。本文利用2001―2005年間中國的省域數(shù)據(jù)，分析了市場化對中國省域經(jīng)濟增長及對要素效率的影響，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在此樣本期間，各省域的市場化程度通過對提升技術(shù)、資本和勞動的產(chǎn)出彈性，而對經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用；其中市場化程度對資本產(chǎn)出彈性的影響程度最大，對勞動產(chǎn)出彈性和技術(shù)產(chǎn)出彈性依次減小。
由以上結(jié)論可知，在樣本期間及以后一段時間內(nèi)，推進中國的市場化改革，增加資本投資及擴大勞動就業(yè)是保證中國區(qū)域經(jīng)濟快速發(fā)展的主要動力。
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關(guān)鍵詞：增長模式；要素積累；技術(shù)進步
在很多西方經(jīng)濟學家大力推崇東亞經(jīng)濟的“神話”時，美國的克魯格曼教授于1994 年底在《外交季刊》上發(fā)表了《東亞“奇跡”的神話》，這篇篇幅不是很長的文章，顛覆了當時許多人對于東亞經(jīng)濟的看法。他認為，東亞經(jīng)濟的高速增長主要是依靠不斷擴大“有形資本”，如固定資產(chǎn)、勞動力、自然資源的投入，而不是像西方老牌發(fā)達國家一樣是靠“無形資本”—技術(shù)進步帶來的全要素生產(chǎn)率的持續(xù)增長。如此一來，投入過多導致的資本的不斷積累，必然出現(xiàn)邊際收益遞減，而不能帶來人均收入的可持續(xù)增長，這種增長方式實際上只是“紙老虎”，是不可持續(xù)的。對于這個問題，國際上一直持有不同的觀點以及看法。而我們所知道的是，東亞的中國，在舉世矚目的改革開放之后經(jīng)歷了經(jīng)濟高速的增長，那么，它的增長模式是要素積累呢，還是技術(shù)進步呢？中國的經(jīng)濟增長到底是不是可持續(xù)的呢？
1經(jīng)濟增長的源泉分析
哈羅德.多馬提出：g=s/v，其中g(shù)代表產(chǎn)出增長率，v為資本產(chǎn)出比，因為這里v為常數(shù)，所以這里的資本產(chǎn)出比也即增量的資本產(chǎn)出比。這個方程式表示：廠房和設(shè)備投資所創(chuàng)造的資本，是增長的決定因素，而個人與公司的儲蓄，則使投資成為可能，這代表的是以重化工業(yè)為主導產(chǎn)業(yè)的早期增長理論；后來，新古典經(jīng)濟學家索洛在哈羅德-多馬的基礎(chǔ)上強調(diào)了技術(shù)的重要性，認為資本收益存在遞減，技術(shù)進步才是經(jīng)濟持續(xù)增長的源泉；后來的新經(jīng)濟增長理論則提出了技術(shù)的內(nèi)生性。索洛還率先提出一個建立在實際數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上的會計分析框架，企圖解決經(jīng)濟增長有多大部分可以歸因于資本存量、勞動力的增長以及總體效率的變化，這種做法也即增長的源泉分析，推導后的方程為：gY=a+WK*gk+WL*gL
上式中，gY，gk， gL分別為，Y、K、L的增長率，WK， WL用于衡量資本，勞動占國民收入的比重，這樣可以計算出全要素生產(chǎn)率的變化率a相對應(yīng)的值。這個公式可以推算要素積累以及全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的貢獻程度。
如果一國強調(diào)增加投入，主要通過增加生產(chǎn)要素的數(shù)量來實現(xiàn)經(jīng)濟增長，那么這種靠投入驅(qū)動的增長類似于一種“粗放型”增長。這種增長方式主要依靠增加生產(chǎn)要素的投入，通過外延擴大再生產(chǎn)來實現(xiàn)經(jīng)濟的增長，片面追求產(chǎn)值和產(chǎn)量，不注意節(jié)約資源、降低成本、提高產(chǎn)品質(zhì)量、開發(fā)新產(chǎn)品，不注意提高資本使用效率，不注意保護環(huán)境， 因而也被稱為數(shù)量型、速度型、外延型的增長方式；而可持續(xù)的增長方式類似于一種“集約型”的增長，即強調(diào)改善投入產(chǎn)出關(guān)系，主要通過提高效率和效益來實現(xiàn)經(jīng)濟增長，它的增長動力主要依靠科技進步和技術(shù)創(chuàng)新、勞動力素質(zhì)的改善， 通過內(nèi)涵擴大再生產(chǎn)，提高綜合生產(chǎn)率來實現(xiàn)經(jīng)濟的增長，被稱為質(zhì)量型、效益型、內(nèi)涵型的增長方式。這種增長方式與“粗放型”增長方式相比，伴隨著比較高的全要素生產(chǎn)率的增長。
2要素積累是主要貢獻力量
中國改革開放以來經(jīng)歷了經(jīng)濟上的高速增長，其增長率幾乎達10%，遠遠高于美國、日本等其他發(fā)達國家同期的增長水平。而Young 在對我國的官方統(tǒng)計數(shù)字做了詳盡的調(diào)整和修正后，在測算了我國1978- 1998 年間的經(jīng)濟增長率和要素生產(chǎn)率后，他的主要結(jié)論是：我國經(jīng)濟的快速增長主要得益于實物投資的增加、勞動力投入的增加、教育水平的提高、以及勞動力的跨部門流動(這主要得益于我國的農(nóng)村經(jīng)濟改革)；Chow和Lin的研究也認為，在1978-1998年間我國GDP增長中，物質(zhì)資本、勞動力和TFP的貢獻率分別為62%，10%，和28%左右。世界銀行得出的結(jié)果也是資本與勞動力的貢獻達到將近2/3。這說明，雖然教育普及程度的改善，勞動力從農(nóng)業(yè)向外的轉(zhuǎn)移都對全要素生產(chǎn)率的增長有所貢獻，但是全要素生產(chǎn)率的相對增長并不快。從一系列數(shù)據(jù)的統(tǒng)計中可以看出，要素積累是中國改革開放后經(jīng)濟增長的主要貢獻力量，這種增長方式勢必會引發(fā)一系列問題。
①無效的資本積累。我國改革后，雖然在消除先行工業(yè)化國家早期增長模式和社會主義傳統(tǒng)工業(yè)化道路影響的工作方面，取得了一些成績，但是還是存在很大的不足。
由于要素價格嚴重扭曲的情況依然存在，基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)供應(yīng)不足，能源、原材料、運輸服務(wù)的供給缺乏市場價格這種篩選機制，有沒有競爭力并不是企業(yè)能否取得這些資源與服務(wù)的條件，由此形成了基礎(chǔ)條件與運行不佳的高速度，造成了投資過熱，這種粗放型的靠投資驅(qū)動的高速增長往往并沒有伴隨著效益的提高，實際上是以對效率的損害為代價的。
②“流汗而非靈感”的增長。我國人口基數(shù)大，并擁有豐富的人才資源，可以在可能的范圍內(nèi)實現(xiàn)技術(shù)升級與產(chǎn)品升級，例如，在制造業(yè)中盡量向自主研發(fā)、品牌營銷等具有較高附加值的上下游延伸。但是，正如上文所說，許多地方政府看重的還是短期效益，由于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)很難在短期內(nèi)有回報，投入不能立即收回，所以他們寧愿依靠投入廉價的勞動力、資本和自然資源生產(chǎn)技術(shù)含量不高的產(chǎn)品，以數(shù)量擴張取勝，而不愿在人力資本積累和自主技術(shù)開發(fā)上做出更大的努力并取得較大進展。
所以，由于出口企業(yè)產(chǎn)品附加值和盈利率過低，我國許多出口加工企業(yè)只能以量取勝，靠增加出口數(shù)量來維持。這種出口戰(zhàn)略導致貿(mào)易摩擦、傾銷訴訟的增多，據(jù)江蘇省外貿(mào)廳統(tǒng)計，單江蘇省今年1月至九月的貿(mào)易摩擦案件就達31起。
3技術(shù)進步的作用不容忽視
雖然中國改革開放后的集約程度還是不高，但是快速增長的中國，資本積累在GNP的比例減小，勞動力人數(shù)也開始減少，而GNP的增長率從1979年以前的4.5%增至9%，由此數(shù)據(jù)可知相比世界上其他地區(qū)的發(fā)展中國家，中國還是存有較快的全要素增長率。實際上，在1973-1994年間，非洲、拉美和中東的平均要素生產(chǎn)率增長全部為負值。全要素生產(chǎn)率的提高在中國大陸地位明顯。因此，即使全要素生產(chǎn)率不是中國增長的主要推動者，但它確實為增長做出了重要貢獻。
①農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高。生產(chǎn)率提高最顯著的一個部門是農(nóng)業(yè)。國家對農(nóng)業(yè)的投資比例雖然不高（通常低于10%），但從1978到1984，農(nóng)業(yè)部門年增長率達到7.3%。這一期間地方農(nóng)產(chǎn)品市場開放，實行自由貿(mào)易，以比國家收購價格更高的市場價格直接向消費者出售。同時集體化生產(chǎn)體制解體，到1983年新的以家庭為中心的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)體制就建立起來了，也就是農(nóng)民從市場得到了生產(chǎn)動機，能自由地采取相應(yīng)的措施。由集體耕作到的改革，以及一些農(nóng)產(chǎn)品價格的上調(diào)，極大地激發(fā)了農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，釋放了大量生產(chǎn)潛能，導致了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率和產(chǎn)出在數(shù)年內(nèi)的快速上升。②非國有企業(yè)尤其是鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)生產(chǎn)率的提高。國家通過對微觀經(jīng)營機制進行改革，放松了管理機制，為非國有企業(yè)，包括城鎮(zhèn)集體經(jīng)濟、農(nóng)村鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)和城鄉(xiāng)私人企業(yè)的發(fā)展創(chuàng)造了條件，雖然這些企業(yè)得不到政府提供的優(yōu)惠，職工得不到政府發(fā)放的各種補貼，必須在市場的競爭中維持生存與發(fā)展，然而，也正是因為市場競爭的壓力，使這些企業(yè)產(chǎn)生優(yōu)化資源配置的動力，而職工報酬與他做出的實際貢獻相對應(yīng)的分配制度，也極大地激勵著每一個勞動者的積極性。優(yōu)勝劣汰的市場競爭機制和按付出的有效勞動進行分配的激勵機制，使非國有企業(yè)迅速地發(fā)展起來了。③FDI對技術(shù)進步的貢獻。FDI不僅為我國帶來先進技術(shù)，更為重要的是還具有技術(shù)擴散與外溢效應(yīng)。由于FDI的進入，導致我國企業(yè)采取相應(yīng)措施，從而以間接的方式獲得技術(shù)。技術(shù)外溢是通過示范和競爭及人才流動過程實現(xiàn)的。外企會為潛在的供應(yīng)商提供生產(chǎn)設(shè)備，向供應(yīng)商提供技術(shù)支持和信息以提高供應(yīng)產(chǎn)品的質(zhì)量，在質(zhì)量管理和組織方面給予培訓幫助，在供應(yīng)商購買原材料和零部件時給予技術(shù)和信息支持等，隨著外企與本地企業(yè)建立起越來越多的聯(lián)系，技術(shù)擴散會越來越普遍。技術(shù)轉(zhuǎn)移、技術(shù)外溢和技術(shù)擴散促進了我國產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步。
4怎樣實現(xiàn)增長方式的轉(zhuǎn)變
中國改革三十年來的高速增長依靠的主要是要素的積累，但是全要素生產(chǎn)率的增長漸漸成為我國經(jīng)濟增長的潛在動力，因此，要實現(xiàn)我國增長方式的轉(zhuǎn)變，就必須對舊式增長方式中潛在的問題予以改進，同時努力提高經(jīng)濟增長中全要素生產(chǎn)率的份額，逐漸地使我國走上依靠“靈感”持續(xù)發(fā)展的現(xiàn)代化增長道路。
①確保國民經(jīng)濟適度穩(wěn)定的增長。適度增長是可持續(xù)的，是動態(tài)有效率的，《國民經(jīng)濟和社會發(fā)展十年規(guī)劃和第八個五年計劃綱要》指出：建設(shè)不能急于求成，對速度要求過高，往往導致經(jīng)濟不穩(wěn)定。在改革中的急于求成，會使得高速增長沒有伴隨著效率的提高，形成“活—亂”循環(huán)，經(jīng)濟出現(xiàn)過熱，進而速度與“瓶頸”相互制約。②健全適合新增長模式的制度環(huán)境。競爭性的市場經(jīng)濟體制是技術(shù)創(chuàng)新基礎(chǔ)性的條件，要使得每一個企業(yè)，每一個產(chǎn)業(yè)都力爭技術(shù)進步，這些不能依靠政府的指令，也不是靠政府的政策，而需要市場競爭環(huán)境和盈利的激勵，讓每個企業(yè)根據(jù)價格信號來選取最適當?shù)募夹g(shù)，改革后鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)等非國有企業(yè)的發(fā)展正說明了這一點，但是國有企業(yè)因為負有一定的政策性任務(wù)，改革還未完全奏效，其生存尤其是發(fā)展要靠制度的改進，此時，政府要靈活地進行調(diào)控。③加大教育投入，推動學校改革。僅僅增加資金投入是不夠的，目前我國的教育機制存在問題，學生無法好好發(fā)揮自己的愛好和特長，“死讀書，讀死書”的現(xiàn)象十分普遍，所以，要對現(xiàn)有教育制度進行改革，為廣大學生提供良好的學習環(huán)境，關(guān)心學生的身心健康，使他們?nèi)姘l(fā)展。
參考文獻
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關(guān)鍵詞:印度經(jīng)濟增長; 要素投入; 制度紅利
中圖分類號:F112.1文獻標識碼:A文章編號:1000-176X(2012)09-0117-06
印度自1947年獨立,到20世紀80年代初,其間經(jīng)濟發(fā)展緩慢,年均增長率約為3.5%,被嘲笑為“印度速度”。自80年代開始經(jīng)濟改革,年均經(jīng)濟增長率達到5%。1991年遭遇嚴重的國際收支危機,經(jīng)濟改革加速,90年代年均經(jīng)濟增長率達到5.7%。21世紀的前十年,經(jīng)濟繼續(xù)快速增長,年均增長率在7.7%以上,特別是從2003—2008年,年均增長率達到9%。受全球金融危機的影響,2008年增長率下降為6.8%,但2009年,迅速恢復為8.0%,2010年達到8.6%[1]。
然而,輝煌的過去并不必然預示光明的未來。在一段時期的高速增長之后,減速甚至停滯的例子,在世界經(jīng)濟發(fā)展史上并不鮮見。巴西在20世紀60—70年代,年均增長率達到9%,但到80—90年代,卻陡降為2%。進入21世紀以來,其經(jīng)濟增長略有起色,但年均增速也只有3%多一點。另一個類似的例子是東南亞國家,這些國家在1997年金融危機之后,一直沒有恢復到金融危機之前的高速增長。
那么,印度經(jīng)濟的增長前景如何呢?在21世紀的第二個十年里,印度經(jīng)濟的增長勢頭能否繼續(xù)保持呢?
一、要素投入:資本與勞動力
經(jīng)濟增長離不開資本和勞動力等要素投入的增加。以下依次分析未來十年印度的資本和勞動力的增長情況。
首先是資本。資本的增長依賴于投資,而投資依賴于投資環(huán)境和儲蓄率。在印度,有一個生機勃勃的本土企業(yè)家階層,面對經(jīng)濟快速增長帶來的巨大投資機會,這個階層顯示出強大的投資意愿和卓越的投資能力。因此,只要有便利的融資,就會有投資。而印度政府也確認了未來的經(jīng)濟增長以私人部門為主導,并承諾創(chuàng)造有利于投資的環(huán)境。
20世紀90年代初,印度國內(nèi)儲蓄率是23.7%,伴隨經(jīng)濟改革帶來的經(jīng)濟增長、收入增加以及人口的變化,2007年國內(nèi)儲蓄率急劇上升為36.4%。其后,由于2008年金融危機的影響,國內(nèi)儲蓄率有所下降,但2010年恢復至35%。到2020年左右國內(nèi)儲蓄率有望增加到37%—38%。2000年印度平均國內(nèi)儲蓄率約為31%。
除了國內(nèi)儲蓄之外,投資還可以由國外資本流入予以補充。印度的外國投資從2001年的40億美元增加到2009年的370億美元。伴隨印度經(jīng)濟的進一步開放和全球投資者對印度投資的增加,未來印度有望吸引更多的全球投資。
更高的國內(nèi)儲蓄率和更多的國外資本流入,將使2010—2020年投資占GDP的比重比2000—2010年提高6.5—7個百分點,這對于獲得更高的GDP增長率十分有利。
其次是勞動力。由于人口的變化趨勢,未來三十年里,印度的勞動年齡人口數(shù)量將持續(xù)增加,而同時其他工業(yè)國以及中國的勞動年齡人口數(shù)量都將下降。預計到2028年,印度勞動年齡人口總數(shù)達到9.71億,超過中國的9.56億。而且,印度勞動年齡人口的年齡比中國的年輕,35—64歲(尤其是50—64歲)的人口,印度比中國少。印度的人口總撫養(yǎng)比從1970年的79下降到2005年的60,預計2025年將下降到48。目前印度被撫養(yǎng)人口中超過85%是幼齡人口(中國是67%)。到2035年,印度的幼齡被撫養(yǎng)人口依然是老齡被撫養(yǎng)人口的兩倍(而屆時中國每100個勞動年齡人口所撫養(yǎng)的老齡人口比幼齡人口多出10.8個)。2000年,1/3的印度人口低于15歲。到2020年,印度人口的平均年齡為29歲,而同期中國和美國為37歲,西歐為45歲,日本為48歲[2]。簡而言之,在未來十年里,隨著大批青壯勞動力進入勞動市場,印度將有機會收獲“人口紅利”,這對于經(jīng)濟增長十分有利。
但是,僅僅是勞動力數(shù)量上的增加,并不足以形成“人口紅利”及經(jīng)濟增長的優(yōu)勢。而必須輔以優(yōu)良的教育和技能訓練、良好的健康狀況以及足夠的就業(yè)機會。在這方面,印度顯然還有很大的不足,需要切實改善。
二、制度紅利:經(jīng)濟改革與全要素生產(chǎn)率的提高
毋庸置疑,資本和勞動力等要素的投入,對經(jīng)濟增長至關(guān)重要,但是全要素的生產(chǎn)率也不可忽視。在20世紀60—70年代,資本和勞動力的加大投入,并沒有給印度帶來相應(yīng)的經(jīng)濟增長,其原因就在于僵化的經(jīng)濟體制制約了全要素生產(chǎn)率的提高。
高盛的研究顯示,1960—2000年,印度全要素生產(chǎn)率年均增長率僅為0.25%,實施經(jīng)濟改革以來,這一數(shù)字增加到1.6%。而全要素生產(chǎn)率的提高對經(jīng)濟增長貢獻率在20世紀80—90年代大約為25%。2003年以來,這一數(shù)字提高到近50%。這表明,近三十年以來的市場化改革顯著地促進了全要素生產(chǎn)率的提高和經(jīng)濟的持續(xù)增長[3]。其他研究也有類似的結(jié)論[4]。
目前,印度的經(jīng)濟改革尚在半途,未來必須繼續(xù)深化改革才能進一步釋放制度紅利。
第一,貿(mào)易和投資自由化。當前,印度積極實施“東向政策”,以實現(xiàn)與東亞經(jīng)濟更加緊密的整合。作為東向政策的一部分,印度先后與新加坡、馬來西亞、泰國、東盟及韓國簽訂了“全面經(jīng)濟合作協(xié)定”(其效果與自由貿(mào)易協(xié)定類似)。與日本的談判已經(jīng)結(jié)束。這些協(xié)議將保障關(guān)稅在未來5—7年內(nèi)穩(wěn)步下降。
