丁 然

(浙江工商大學(xué),杭州 310018)

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),就是國(guó)民財(cái)富和社會(huì)財(cái)富的增長(zhǎng),即產(chǎn)出的增長(zhǎng),它表現(xiàn)為國(guó)民生產(chǎn)總值或國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值或國(guó)民收入的增長(zhǎng)。經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng),必將引起社會(huì)經(jīng)濟(jì)各方面的變化,具體反映在投入結(jié)構(gòu)的變化、產(chǎn)出結(jié)構(gòu)的變化和健康衛(wèi)生狀況及環(huán)境生態(tài)狀況的變化等方面[1]。一般地說(shuō),持續(xù)、穩(wěn)定而合理的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),必將促成社會(huì)經(jīng)濟(jì)各方面的良性變化。正因如此,許多發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)家嚴(yán)格區(qū)分了“增長(zhǎng)”和“發(fā)展”兩個(gè)概念,把經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)歸為經(jīng)濟(jì)總量上的增長(zhǎng),而把經(jīng)濟(jì)發(fā)展看成是經(jīng)濟(jì)總量上的增長(zhǎng)和結(jié)構(gòu)變化[2]。事實(shí)上,如果研究的是長(zhǎng)期增長(zhǎng)問(wèn)題,他總是與結(jié)構(gòu)變化緊密相連的。沒(méi)有投入要素總量、結(jié)構(gòu)和質(zhì)量的改變,要實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期增長(zhǎng)是不可能的。產(chǎn)出總量的增長(zhǎng)總是伴隨著各產(chǎn)業(yè)的興衰而進(jìn)行的,沒(méi)有產(chǎn)出結(jié)構(gòu)的變化,不可能實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期的增長(zhǎng),收入與分配直接與各經(jīng)濟(jì)活動(dòng)參與者的利益相關(guān),經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)必然是正確的利益刺激的結(jié)果,沒(méi)有收入分配的改善,經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)必然受到阻礙。

索洛對(duì)增長(zhǎng)過(guò)程的經(jīng)驗(yàn)研究,主要是關(guān)于各種生產(chǎn)要素對(duì)國(guó)民生產(chǎn)總值的貢獻(xiàn)的經(jīng)驗(yàn)評(píng)價(jià),對(duì)經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展具有特殊的貢獻(xiàn)。索洛強(qiáng)調(diào)了技術(shù)進(jìn)步在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的重要作用,為美國(guó)等西方國(guó)家致力于發(fā)展本國(guó)科學(xué)技術(shù)提供了直接的理論依據(jù),對(duì)西方國(guó)家的科學(xué)技術(shù)政策實(shí)踐和教育政策產(chǎn)生了巨大的積極影響。索洛在《技術(shù)變化與總生產(chǎn)函數(shù)》(1957)和《投資與技術(shù)進(jìn)步》(1960)兩文中的分析為后來(lái)發(fā)展為增長(zhǎng)核算的研究手段奠定了基礎(chǔ)。索洛通過(guò)計(jì)算相應(yīng)的生產(chǎn)發(fā)展與以要素份額衡量的勞動(dòng)和資本的供給發(fā)展之間的差額測(cè)定了生產(chǎn)技術(shù)在時(shí)間上的連續(xù)變化,接著他利用這些概算序列估計(jì)出生產(chǎn)函數(shù),即產(chǎn)出與生產(chǎn)要素投入之間的數(shù)量關(guān)系[3]。

一、模型假設(shè)

20世紀(jì)30年代由數(shù)學(xué)家柯布(C.W.Cobb)和經(jīng)濟(jì)學(xué)家道格拉斯(PaulH.Douglas)提出的生產(chǎn)函數(shù)是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)證分析的基礎(chǔ)。其格式如下:

其中,Y代表經(jīng)濟(jì)總量,K代表資本投入量,L代表勞動(dòng)投入量,A表示技術(shù)狀態(tài),α表示資本的產(chǎn)出彈性,β為勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性,在規(guī)模報(bào)酬不變時(shí),該總量生產(chǎn)函數(shù)是一次齊性函數(shù),即α+β=1。

二、數(shù)據(jù)的收集與整理

(一)產(chǎn)出指標(biāo)

反應(yīng)產(chǎn)出的指標(biāo)很多,然而數(shù)據(jù)最容易獲得而又最能反應(yīng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)是 GDP[4]。因此,本研究采用我國(guó)1994～2008年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值作為產(chǎn)出的度量。

(二)資本投入指標(biāo)

由于該指標(biāo)為存量指標(biāo),本研究以我國(guó) 1994～2008年固定資本投資總額為基礎(chǔ),各年的資本投入量為 1994年到該年的固定資本投資總額之和。

(三)勞動(dòng)力投入指標(biāo)

勞動(dòng)力投入的度量,本研究采用 1994～2008年我國(guó)從業(yè)人員數(shù)量表示,因?yàn)閺臉I(yè)人員數(shù)量很大程度上反映勞動(dòng)力的投入。

表1 我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相關(guān)數(shù)據(jù)

圖1 各解釋變量與被解釋變量相關(guān)圖

根據(jù)圖 1可以判斷,資本投入與 GDP呈正相關(guān),勞動(dòng)力投入與GDP呈正相關(guān)。

三、模型的建立

(一)模型初步擬合

由于柯布道格拉斯函數(shù)是冪函數(shù)形式的,屬于非線性方程,因此,在正式進(jìn)行回歸之前要先將其轉(zhuǎn)化為線性方程。對(duì)公式(1)兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù)得:

表2 根據(jù)公式(2)對(duì)初始數(shù)據(jù)進(jìn)行調(diào)整

因?yàn)槭菚r(shí)間序列,首先要進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果如表 3。

表3 時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)公式(2)利用Eviews對(duì)表2數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合如表4。

1)擬合優(yōu)度檢驗(yàn):由于的值 R2=0.9489非常接近 1,因此可以判斷回歸線對(duì)樣本數(shù)據(jù)的擬合度較高,總體回歸效果顯著。

2)各變量通過(guò)t檢驗(yàn),表明各解釋變量對(duì)解釋變量影響顯著。

(二)模型檢驗(yàn)

1)異方差檢驗(yàn):

本研究使用Eviews對(duì)該模型進(jìn)行White檢驗(yàn)如表5。

通過(guò)White檢驗(yàn),該模型不存在異方差。

2)自相關(guān)檢驗(yàn)

本研究使用Eviews對(duì)該模型進(jìn)行偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)如圖2。

根據(jù)偏相關(guān)系數(shù)可以判斷該模型存在自相關(guān)。利用廣義差分法對(duì)模型進(jìn)行調(diào)整如表 6。響顯著,而且從結(jié)果可以看出資本K的 t檢驗(yàn)值大于勞動(dòng)力投入L的 t檢驗(yàn)值,說(shuō)明資本對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響更為顯著。

3)多重共線性檢驗(yàn)

由圖3可見(jiàn),lnY與lnK,lnL呈正相關(guān)。并且可算出lnK與lnL的相關(guān)系數(shù)為0.986 2,可見(jiàn)相關(guān)性較高,因此變量間存在共線性問(wèn)題。為解決此問(wèn)題,可利用α+β=1將模型由二元變?yōu)橐辉Ｐ汀?/p>

四、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)綜合因素分析

根據(jù)索洛的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型,以柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ),可建立分析模型:

式(3)中,y表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率,即GDP增長(zhǎng)率,l表示勞動(dòng)投入增長(zhǎng)率,a表示技術(shù)進(jìn)步增長(zhǎng)率。勞動(dòng)力投入、資本投入和技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率分別可由αl/y、βK/y和1-αl/y-βK/y求得如表7。

表4 利用表2數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合

表5 異方差檢驗(yàn)Heteroskedasticity Test:White

圖2 偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

表6 利用廣義差分法對(duì)模型進(jìn)行調(diào)整

圖3 lnK,lnL與lnY的相關(guān)圖

表7 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)綜合分析

從表 6、圖 4可以看到,中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中勞動(dòng)投入的貢獻(xiàn)率相對(duì)平穩(wěn),除 1999年以外,均低于 10%,從 2000年起均低于 5%。資本投入貢獻(xiàn)率是三者中最高的,并有下降的趨勢(shì)。可分為 3個(gè)階段,1994—1997年期間,連續(xù)高于250%,隨后有所下降但始終大于 200%,1998—2004年,呈下降趨勢(shì),但始終大于 100%,從 2005年以后降至 100%之內(nèi)。與資本投入貢獻(xiàn)相反,技術(shù)進(jìn)步投入貢獻(xiàn)率有逐步上升的趨勢(shì),從 2006年起,技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率有明顯的提高,開(kāi)始為正,并逐漸增大,并在 2007年時(shí)超過(guò)勞動(dòng)力投入貢獻(xiàn)率,之前始終為負(fù)值?？偟膩?lái)看,從 1994—2008年間,我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以資本推動(dòng)為主,其平均貢獻(xiàn)率為 173.93%,其次是勞動(dòng)力貢獻(xiàn)率,其平均貢獻(xiàn)率為 54%[5]。

圖4 綜合因素貢獻(xiàn)率

[1] 趙衛(wèi)亞.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教程[M].上海:上海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社,2003.

[2] 戴維?N?韋爾.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[M].北京:中國(guó)人民大學(xué)出版社,2007.

[3] 羅伯特.M.索洛.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素分析[M].北京:商務(wù)印書館,1991.

[4] 趙彥云.宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)分析[M].北京:中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社,2000.

[5] 任莎娜,樓凱旻.改革開(kāi)放 30年我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素的實(shí)證分析[J].中國(guó)商界,2009(8).

(責(zé)任編輯 張佑法)