李晨鑫

【摘要】本文以中國統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，以1995年為基期，對(duì)GDP、固定資產(chǎn)投資等數(shù)據(jù)做處理，并在此基礎(chǔ)上運(yùn)用計(jì)量模型分析技術(shù)進(jìn)步對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率。

【關(guān)鍵詞】技術(shù)進(jìn)步 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 貢獻(xiàn)率

一、模型假設(shè)

根據(jù)改進(jìn)型的柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)有：y=AertKaLb其中Y為國內(nèi)生產(chǎn)總值，K為資本存量，L為勞動(dòng)投入，r為全要素生產(chǎn)的技術(shù)進(jìn)步率。兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù)可得：

Log（y）=log（A）+alog（K）+blog（L）+rt，令Y=log（y），y=gdp

二、數(shù)據(jù)處理

本文均來自于中國統(tǒng)計(jì)年鑒，并以1995年為基期對(duì)名義GDP及固定資產(chǎn)投資運(yùn)用GDP指數(shù)及固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整。

三、模型估計(jì)

LS估計(jì)的估計(jì)結(jié)果如表1：

盡管模型總體的R2值顯著，但從表1可以看出模型變量估計(jì)的各個(gè)結(jié)果不盡人意，其P值均較大，故考慮加約束條件，做等式變換。

（一）Wald檢驗(yàn)

以a+b=1為約束條件對(duì)模型進(jìn)行懷特檢驗(yàn)，結(jié)果顯示hi-square的P值0.65大于0.05，故不能拒絕原假設(shè)，因此有約束條件a+b=1成立，變式為b=1-a，這樣做在理論上可以消除可能存在的異方差，對(duì)上述模型改造得：

log（Y/L）=log（A）+rt+alog（K/L） （1）

（二）調(diào)整后的ls模型估計(jì)

對(duì)（1）式進(jìn)行最小二乘估計(jì)，結(jié)果的P值均小于1%，達(dá)到理想狀況。此外模型整體的F值、R2均達(dá)到理想要求，d.w.值明顯偏低，但D.W.并不適用于時(shí)間序列，故只能判斷可能存在自相關(guān)性。

估計(jì)的方程為：log（y/l）=0.68+0.07t+0.69log（k/l）

四、技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率

貢獻(xiàn)率=r/gdp平均增長(zhǎng)率=0.077/0.1073=0.717說明技術(shù)進(jìn)步對(duì)GDP增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率為71.7%，其中GDP平均增長(zhǎng)率： 1995～ 2013每年的增長(zhǎng)率加上1變?yōu)樵鲩L(zhǎng)指數(shù)，將其連乘后開18次方減1后得到。

五、附錄

數(shù)據(jù)來源：中國統(tǒng)計(jì)局。

數(shù)據(jù)處理：對(duì)名義GDP及固定資產(chǎn)投資進(jìn)行調(diào)整。

參考文獻(xiàn)

[1]朱善利.微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京：北京大學(xué)出版社，1994.

[2]石賢光，基于柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的河南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響要素分析[J].科技和產(chǎn)業(yè)，2011（4）：76-78.endprint