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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篇經濟增長的來源，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。
金融與經濟的關聯有兩種方式，一是經濟增長為金融創新提供現實基礎，從而拉動金融發展；二是金融發展提高資源配置效率，從而推動經濟增長。但這兩種作用也不是截然分開的，往往相互交融。前者在發達國家表現得最為明顯，而后者則在發展中國家表現得更為突出。中國是發展中國家，金融與經濟之間的理論關聯應該是第二種模式。自改革開放以來，經濟增速較快，特別是進入21世紀以來，經濟轉型速度加快，政府也不斷利用金融工具調控經濟發展模式與經濟增長方式。金融支持經濟增長的渠道有多種，但最主要地集中于商業銀行、資本市場及保險市場。商業銀行通過信貸渠道傳遞宏觀經濟政策取向，調控經濟增長；資本市場通過資產證券化，以及證券的發行與交易，優化資源配置，提高經濟增長效率；保險市場通過保費收入和保險覆蓋，一方面為經濟增長提供不竭的資金來源，另一方面為經濟的可持續增長提供安全保障。然而，對處于轉型期的中國經濟而言，改革已進入深水區，但金融市場尚處于不斷的發展和完善過程中，金融對于經濟增長的支持作用究竟如何，亟需明晰，以便為政府通過金融工具調控宏觀經濟，以及通過金融市場聚集金融要素與優化金融資源，提供經驗證據。
二、相關文獻評析
由于金融是經濟的核心，關于金融發展對經濟增長的作用，國外學者從理論與實證兩個方面進行了深入的研究，雖然觀點不一致，但形成了豐富的文獻。主要觀點歸結起來有三種，其中主流觀點認為，金融發展對經濟增長具有正向促進作用。如，麥金農在其所提出的“金融深化”理論中已經充分意識到金融發展對于經濟增長的重要性，首次把金融和經濟增長密切結合起來，雖然他認為金融體制與經濟發展之間存在互相刺激、互相制約的關系，但金融發展在經濟增長中具有極為重要的戰略地位。Rousseau和Wac⁃thte則借助向量誤差修正模型，基于美國、英國、加拿大、挪威和瑞典五國1870—1929年間的數據，對金融發展與經濟增長之間的關系進行檢驗后認為，金融發展對實體經濟活動具有極為重要的積極作用。ThorstenBeck，RossLevine則考察了更為廣泛的區域，他們通過對40多個國家的數據進行分析后發現，兼顧聯立偏差、遺漏變量和國家特性后可以證明，作為金融市場重要組成部分的股票市場和銀行市場都對經濟增長具有正向促進作用。第二種觀點認為，金融發展與經濟增長之間并不存在理論所述的必然關聯。如，薩伊基于西方經濟學中的“兩分法”，通過分析貨幣與經濟現象之間的關系后，提出貨幣中性論，即貨幣只是實體經濟的面紗，其與實體經濟增長之間并無必然的關聯。盧卡斯則毫無掩飾地指出，經濟學家“惡劣地過度強調”了金融因素在經濟增長中的作用。第三種觀點則認為，金融發展指標與經濟增長之間甚至存在負向關系。其中代表性的文獻為Akimov，Alexandr。這篇文獻基于內生增長模型，采用面板數據分析方法，通過對不同的金融發展指標進行檢驗后發現，在部分國家，特別是轉型經濟國家，金融發展對經濟增長的抑制效應較為明顯。
在中國的經濟轉型進程中，鑒于金融發展，特別是動蕩的國際金融背景下金融市場不斷對外開放的現實，國內學者采用實證方法對中國金融發展與經濟增長的關系進行了檢驗，但所得結論并不一致。多數文獻認為，中國金融發展對經濟增長具有正向刺激作用。如，周立、王子明以1978年到2000年的金融相關比率和金融市場化比率來衡量金融發展水平，得到代表性省區和中國東中西部的金融發展與經濟增長的回歸方程，認為中國各地區金融發展與經濟增長強相關，初始金融深度對經濟增長和投資增長有顯著的影響，金融差距可以部分解釋地區經濟增長的差異。王志強、孫剛從中國金融總體發展的規模擴張、結構調整和效率變化三個方面，利用帶有控制變量的向量誤差修正模型、協整關系檢驗法和格蘭杰因果關系檢驗，證實了從20世紀90年代以來，中國金融發展與經濟增長之間有密切聯系，存在顯著的長期相關性和顯著的雙向因果關系，說明金融發展規模的擴張、結構的變化與調整和金融效率的改善與提高對經濟增長都有促進作用，而中國經濟增長又會全面推動金融發展。沈坤榮和張成引入內生金融發展的理論與政策，以金融機構的貸款余額與GDP的比值來衡量金融發展的程度，分地區和時間引入虛擬變量，基于跨地區動態數據的實證研究，指出提高金融中介效率能有效促進經濟增長。方先明等借助空間相關模型，深入分析了銀行貸款余額、股票總市值和保費收入對中國經濟增長的貢獻后認為，中國金融支持經濟增長具有空間依賴性和空間相關性，從總體來看銀行貸款余額對經濟增長的作用最為顯著。然而，對于中國金融發展與經濟增長之間的關系，并不是所有研究都這樣肯定。有部分文獻認為，至少作為中國資本市場重要組成部分的股票市場，其與中國經濟增長就不存在必然的相關性，甚至存在負向影響。如，封思賢等則基于長三角的經濟金融數據，分析了金融市場轉變與經濟增長方式轉變之間的關系，結果發現：在長三角地區，除金融開放對經濟增長方式轉變存在一定程度的影響外，信貸規模、證券市場等對經濟增長方式的轉變并不存在顯著的影響。與此具有相似觀點的文獻有談儒勇等。當前，隨著中國金融體制改革的深入，金融市場不斷發展和完善，銀行、證券和保險業相互交融，對經濟增長的影響錯綜復雜。然而，綜觀國內外的現有文獻，較少有將三者綜合起來考察金融發展對經濟增長的促進作用。為此，本文綜合考慮現階段中國金融支持經濟增長的渠道，借助變系數面板數據模型，從銀行、證券和保險市場三個方面綜合研剖中國金融發展對經濟增長的作用，以期為促進我國金融市場發展，提升金融支持實體經濟的效率提供政策依據。
三、檢驗模型構建
（一）變量選擇為全面分析中國金融發展對經濟增長的作用，實證變量選擇如下：1.被解釋變量被解釋變量為經濟發展水平指標，選擇省域GDP。這是因為，一方面，省域GDP能夠全面衡量省域經濟的發展水平，另一方面，相對于其他衡量經濟發展水平指標，GDP更為可靠且可得。2.解釋變量對于解釋變量的選取，考慮到金融對于資金的配置主要有銀行、證券以及保險三種途徑。在每種途徑中選取一個關鍵變量，用以代表該途徑的金融支持指標，具體為：銀行信貸余額（X1）。中國是銀行主導型的金融市場，在經濟增長過程中商業銀行對經濟資源的配置作用至關重要。因為間接融資仍然是我國資金配置的主要形式，而間接融資中又主要以銀行信貸為主，所以選擇各省域商業銀行貸款余額來作為金融支持通過銀行途徑的指標，記為X1。上市公司總市值（X2）。隨著我國多層次資本市場的建立與完善，資本市場在金融資源配置中的作用越來越重要。因為，資本市場的發展可加速儲蓄向投資轉化，擴大投資，提高邊際社會生產率，促進資源合理配置，改善公司治理結構，進而促進經濟增長。在以直接融資為主的資本市場中，直接融資的形式以股權融資和債務融資為主。由于債務融資的相關數據很難以省域進行歸類，故研究中以省域上市公司股票總市值作為通過證券途徑對經濟增長的金融支持，記為X2。保費收入（X3）。相比較于商業銀行、證券市場的發展水平，保險業在我國的起步較晚，但近年來發展迅速，其對于經濟可持續增長正發揮越來越重要的作用。由于保費收入是衡量保險業發展的較為重要的指標，因此研究過程中，選取各個省的保費收入作為通過保險途徑對經濟增長的金融支持指標，記為X3。
（二）檢驗模型根據科布-道格拉斯生產函數，影響一個經濟體產出的最主要因素在于：資本、勞力和技術水平。由于勞動力素質和供給，以及技術水平，受科技發展的限制，在一個相對不長的時期內不會有較大程度的改變，因此影響產出的最主要還是資本的投入，而資本的投入可以通過銀行信貸余額、上市公司市值、保費收入來全面體現。考慮到面板數據模型在降低共線性程度、提高預測精度和消減統計誤差的影響等方面優于傳統分析模型，同時通過橫截面數據的引入，能夠更加直接、更加精確地推斷序列間的本質關系的，在設定、控制面板單元差異方面也具有更大的靈活性。因此，構建如下的基于面板數據的檢驗模型。
四、金融支持經濟增長檢驗
（一）樣本選擇與數據來源為了全面而深入地探究金融支持對經濟增長的作用，研究中以中國大陸31個省域為對象，選取各省域GDP、銀行信貸余額、上市公司股票總市值以及保費收入等指標，借助所構建的檢驗模型，剖析中國經濟發展中的金融支持與經濟增長的現實特征。樣本時期確定為1998—2013年。樣本起始年份選擇為1998年，是因為伴隨著中國社會經濟的發展，行政區劃會相應地進行調整，1997年重慶市從四川省單列出來成為直轄市，經過一年，其各項統計數據趨于穩定，因此研究樣本的起始年限為1998年，而2013年的相關統計數據是研究過程中所能得到的最新數據。考慮到中國政府為應對美國次貸危機所引發的金融危機對中國經濟發展與金融市場產生劇烈沖擊而采取的經濟刺激計劃，可能改變中國金融支持經濟增長的特征，為此將整個樣本期以2008年為界劃分為兩個子樣本區間。即，子樣本區間1：1998—2008年；子樣本區間2：2009—2013年。實證分析數據來源說明如下：1998—2012年的GDP數據來源于《中國統計年鑒1999—2013》，2013年的GDP數據來源于中國經濟與社會發展數據庫；1998—2002年的保費收入統計數據來源于《中國金融年鑒：2003》，2003—2007年的保費收入統計數據來源于《中國金融年鑒—2008》，2008—2012年的保費收入統計數據來源于《中國統計年鑒—2013》，2013年的保費收入數據來源于中國保險監督管理委員會網站；1998—2002年的銀行貸款統計數據來源于《中國金融年鑒—2003》，2003—2007年的銀行貸款統計數據來源于《中國金融年鑒—2008》，2008—2012年的銀行貸款數據來源于各省市《統計年鑒：2009—2013》，2013年的銀行貸款數據來源于各省市2013年《國民經濟和社會發展統計公報》；1998—2008年的上市公司股票總市值根據Wind數據庫中相關數據整理而得到，2009—2013年的上市公司股票總市值根據iFinD數據庫中相關數據整理而得到。
（二）基于子樣本區間—數據的檢驗1.變量間的長期穩定關系檢驗當變量為非平穩或不是同階單整時，會導致偽回歸現象的發生，各變量平穩或同階單整是變量間協整檢驗的前提。因此研究過程中先進行面板數據的單位根檢驗，再進行面板數據的協整檢驗。（1）單位根檢驗針對面板數據的平穩性檢驗方法常用的有Levin、Lin、Chu（LLC，2002）、ImPesearn，Shin（IPS，1997）、Fisher-ADF（1999）以及Fisher-PP（1999）檢驗，為避免單一方法可能存在的缺陷，現采用這四種方法對變量的平穩性進行檢驗，結果見表1。表1顯示，地區生產總值、銀行信貸余額、上市公司總市值以及保費收入均為非平穩序列，因為任何一個變量都不能同時通過四種檢驗。但各變量的一階差分序列，則是平穩的，因為它們在1%的顯著性水平下同時通過了四種檢驗（地區生產總值的IPS和ADF檢驗結果則是在10%的顯著性水平下通過），檢驗p值絕大多數為零。因此，地區生產總值、銀行信貸余額、上市公司總市值以及保費收入四個變量是同階單整（一階單整）的，基于此進行協整檢驗。（2）協整檢驗為確定變量間是否存在長期的穩定關系，需進行協整檢驗。針對面板數據的協整檢驗方法依據原假設的不同有兩種：一是原假設為不存在協整關系，從面板數據中得到殘差構造統計量進行檢驗，如Pedroin（1999）所提出的檢驗方法；二是原假設為存在協整關系的，如Mccoskey和Kao（1998）中的LM檢驗。現采用Pedroni協整檢驗和Kao-ADF協整檢驗方法，進行多重的協整檢驗，Pedroni協整檢驗結果見表2。由表2可知，地區生產總值、銀行信貸余額、上市公司總市值以及保費收入間具有長期穩定關系。因為，組內統計量中除了Panelv-Statistic統計量沒有通過10%的顯著性水平外（p值為0.3810），其余的組內統計量和組間統計量都通過了5%的顯著性水平（p值小于0.05）。KAO檢驗是同質面板數據檢驗，有DF和ADF兩類檢驗。ADF檢驗為了修正固定效應模型誤差項的序列相關性，基于固定效應模型殘差式構建面板協整的ADF統計量。Kao-ADF協整檢驗結果見表3。根據表3，由Kao-ADF協整檢驗結果可同樣得出同表2相似的結論，因為t統計值為-5.383334，通過檢驗。因此，變量間存在長期穩定的關系，基于此進行模型設定，并進行參數估計。2.回歸模型確定及參數估計（1）回歸模型的確定基于面板的回歸模型通常有混合模型、變截距模型和變系數模型三種，而哪一種模型更適合本研究的實證數據，使得所獲結果更加穩健與可靠，需構建F統計量，并根據F統計量的值進行確定。針對混合模型、變截距模型和變系數模型的具體檢驗結果見表4。根據表4，由于F1、F2的值各自為3.32和23.77，分別大于查表所得的1.57與1.51，所以實證模型拒絕混合模型與變截距模型，而采用變系數模型。具體分析時，模型⑴中的N取31，代表中國大陸省域的數目；T為11，表示樣本年限。（2）參數估計根據模型⑴，采用變系數模型進行參數估計，結果見表5。表5顯示，基于截面數據的變系數模型在子樣本區間一內能夠充分揭示中國經濟發展過程中金融支持與經濟增長間的本質關聯，因為模型檢驗統計量R2=0.997569，F=1135.115，這說明實證分析所選擇的回歸模型具有較高的精度①。根據表5所列示的參數估計結果可知，在子樣本區間一內，省域銀行信貸余額對經濟增長的支持作用較為顯著。因為，就省域銀行信貸余額前系數bi估計結果來看，有18個省域的數值超過1，其中江西省的銀行信貸余額前參數估計值最大，達到1.948485。這說明當銀行信貸余額增加時，其對本省域經濟增長的貢獻將大于其本身的增長額，這一特征在華東地區表現得尤其明顯。在余下的13個省域中，有11個省域銀行信貸余額前的系數估計結果小于1，但大于0。這說明，在這11個省域中，銀行信貸余額對省域經濟增長具有正向促進作用，但在變動幅度相同的條件下，力度相對較小。不可忽視的是，上海市與黑龍江省銀行信貸余額前的參數估計結果為負（分別為-1.37453和-0.10731），這可能是緣于銀行信貸余額對經濟增長的作用存在邊際效應遞減現象，或銀行貸款的使用效率不高，或存在過度放貸現象所致。表5還顯示，省域上市公司股票總市值前的參數ci估計值均較小，最大的為黑龍江省，其值也僅為0.144399。更有河北、安徽、江西、重慶以及寧夏等5個省域，其上市公司股票總市值前的參數估計結果為負①，這一比例達到16.13%。這說明，作為中國資本市場重要構成部分的股票市場，對經濟增長的正向貢獻并不顯著，甚至在不少的省域還存在負向作用。同時，根據表5還可看出，以保費收入衡量的保險市場對經濟增長的促進作用在不同的省域表現并不相同，其中具有正向相關關系的省域有17個，占中國大陸全部省域的54.84%，而呈現負向關系的有14個，占45.16%。呈現負向相關關系的省域主要集聚在華北、華東地區。但無論是正向相關關系，還是負向相關關系，其作用均不強，因為保費收入前的參數估計值均較小。在正向關系中，最大的為上海，其值為0.80889，而負向關系中最為明顯的是山東省，其參數估計值為-0.48322。出現這一現象的原因，一方面與中國保險市場的起步相對較晚有關，另一方面也應與中國金融市場投資品種相對單一，保險資金的投資渠道受到限制有關。
（三）基于子樣本區間二數據的檢驗基于子樣本區間二的數據進行檢驗，結果表明：地區生產總值InY、銀行信貸余額InX1、上市公司總市值lnX2以及保費收入lnX3間具有長期穩定關系；回歸模型應采用變系數模型。據此，模型（1）中的具體參數估計結果見表6。根據表6同時結合表5可以看出，由美國2007年次貸危機誘發的國際金融危機顯著改變了中國金融發展與經濟增長之間的關系，使得銀行業和保險業對經濟增長的作用顯著增加，而股票市場對經濟增長的負向影響則越發明顯。
五、結論與啟示
關鍵詞：經濟增長；政府消費；協整檢驗；誤差修正模型
中圖分類號：F127 文獻標識碼：A
原標題：政府消費對經濟增長影響的實證分析―以甘肅省為例
收錄日期：2011年11月4日
一、引言
在國外需求不足的情況下，擴大內需成為拉動我國經濟增長的重要手段。政府消費與居民消費一起構成總消費，是一國最終需求的重要組成部分，增加政府消費支出，是擴大內需的重要手段。政府消費對經濟增長的影響，長期以來在國內外的理論和經驗研究中，都是有爭議的。一種觀點認為，政府消費能夠提供公共教育、國防和社會凝聚力等純公共物品和服務，這些公共物品和服務有助于促進民間部門生產率的提高，因而政府消費的增加對民間產出具有正的外部效應，有利于經濟增長。但另一種不同的觀點則認為，政府消費也存在“擠出效應”，由于政府的消費來源主要來自于稅收，增加政府消費，就等于將一部分資源用于公共用途，減少了民間部門的使用，其結果是縮小了經濟活動的規模，從而導致資源配置偏離最具生產效率的狀態，阻礙經濟增長。本文以甘肅省為例，運用計量方法，通過協整檢驗、格蘭杰因果檢驗、誤差修正模型，量化政府消費支出與經濟增長之間的關系，重在考察政府消費支出對經濟增長的作用機制和作用方向，為調整我國財政支出結構等問題提供實證依據。
二、政府消費對經濟增長實證分析
1、數據來源。本文選擇的數據是1978～2010年甘肅省的經濟增長（GDP）與政府消費（GOC）的年度數據。數據資料來源于甘肅經濟信息網。為了減弱時間序列的異方差性，分別對經濟增長與政府消費進行對數處理，分別用LGDP、LGOC表示經濟增長和政府消費。
2、時間序列的平穩性檢驗。假定上述兩個時間序列服從AR（P）過程，使用ADF統計量進行單位根檢驗。（表1）由表1可知，LGDP與LGOC時間序列ADF統計值分別比對應的顯著性水平為10%的臨界值都要大，因而它們都是非平穩的，存在單位根。經過一階差分后，LGDP、LGOC的ADF統計值分別比對應的顯著性水平為5%的臨界值都要小，所以LGDP與LGOC只存在一個單位根，即二者都是1階單整的。
3、協整檢驗。由表2的檢驗結果可知，LGDP與LGOC存在協整關系，甘肅省經濟增長與政府消費存在長期均衡關系。可見，殘差序列通過ADF檢驗，并且DW值接近2，不存在自相關問題。（表2）
兩個非平穩序列有協整關系可用普通最小二乘法進行回歸分析，回歸方程：
LGDP=1.589484+1.049643LGOC
估計式表明，甘肅省政府消費乘數約為1.05，即政府消費每增加1單位，將帶動經濟增長1.05個單位。
4、建立誤差修正模型。協整關系表述的是變量之間的長期均衡關系，而誤差修正模型表述的是變量之間的短期調整關系。對其建立誤差修正模型為：
LGDP=0.426635+0.373119LGOC-0.217191emc
在上述誤差修正模型中，誤差修正項ecm的系數大小反映了偏離長期均衡的調整力度，從系數估計值（-0.217191）來看，當短期波動偏離長期均衡時，將以-0.217191的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。
5、格蘭杰因果關系檢驗（表3）。通過檢驗，我們得到在滯后1～4期經濟增長與政府消費的關系一直比較穩定：政府消費對經濟增長存在顯著的格蘭杰影響，而經濟增長對政府消費不存在這種關系。
三、結論
通過以上實證分析可得，1個單位的政府消費可以促進1.05個單位的經濟增長。政府消費對經濟增長具有顯著的格蘭杰關系。格蘭杰因果檢驗表明政府消費對經濟增長存在顯著的格蘭杰影響。政府消費是社會總需求的組成部分，政府消費支出擴大可以提高消費率，直接促進經濟增長。建立誤差修正模型為：LGDP=0.426635+0.373119LGOC-0.217191emc估計的結果表明經濟增長與政府消費之間存在短期調整關系。在短期，政府消費對經濟增長的作用明顯，當期政府消費增長率每增加1%，經濟增長率增加0.373119%。誤差修正項系數的大小反映了短期對長期均衡的調整力度，誤差修正系數為-0.217191，表明調整力度較為有力。
四、政策建議
由以上分析可知，甘肅省政府消費對經濟增長具有顯著的促進作用，可以通過政府消費帶動內需，擴大消費對經濟增長的拉動作用。由于中西部省區醫療、教育、文化、衛生、體育等比較落后，擴大政府消費支出，可以提高勞動力的素質和勞動生產率，促進人力資本的積累，推動經濟增長路徑從要素投入驅動型向生產效率提高型轉變，為經濟增長注入持續的動力，從而改變依靠資本、資源與勞動力等的高投入的發展模式。
主要參考文獻：
[1]高鐵梅.計量經濟分析方法與建模：EViews應用及實例[M].北京：清華大學出版社，2006.
關鍵詞 經濟波動 經濟增長 空間計量
中圖分類號：F129.9 文獻標識碼：A
一、引言與文獻梳理
區域經濟波動對區域經濟增長的影響是經濟理論熱點，也同時深受政策制定者的關切。目前經濟學界對區域經濟波動對經濟增長的作用有如下的結論：第一，從經濟波動而帶來的消費者未來收入的不確定性、經濟人在風險回報間的選擇問題和“創造性破壞”出發，認為經濟波動最終對長期經濟增長產生一個積極的影響。第二，經濟波動使得企業增加了未來不確定性，其投資沖動就會被抑制，最終降低了經濟增長。而且在波動的經濟環境中，企業鑒于合約的長期制約，一般都會選擇以低于最優的生產規模進行生產。第三，目前得出一個統一的結論還很困難。經濟波動對經濟增長的效應既取決于數據的加總的水平（Imbs，2007），又受所選取指標的影響。
國內對區域波動與增長關系也進行了諸多研究。早期的實證研究得出結論經濟波動對經濟增長的影響都是單調性。例如：胡鞍鋼（1994）最先考察出我國經濟波動對經濟增長有顯著的負面影響。劉金全、張鶴（2003）的回歸分析則認為經濟波動對經濟增產率有正的彈性作用。王澤填（2007）利用我國27個省級地區的面板數據考察了我國短期波動對長期增長的影響。在20世紀90年代以前我國各地區短期波動對長期增長具有相同的負面效應；20世紀90年代后波動對增長總體上有正效應，但這種效應在不同省份間有異質性。
最近的研究表明，經濟波動對經濟增長的影響呈現出復雜情況。李永友（2006）用GARCH和TARCH-M增長模型對中國1953-2004年經濟波動進行了研究，得出經濟波動對中國經濟增長有減損效應，但控制改革開放這個重大制度變量后，波動對增長卻有正面溢出效應。盧二坡、曾五一（2008）又在經濟增長收斂回歸框架下，從實證的角度研究了轉型期中國經濟短期波動對長期增長的影響。經濟波動對經濟增長具有非線性的影響，而這種影響受市場化程度而具有異質性。董冠鵬等（2010）利用1978-2007年中國省級區域橫截面與面板數據兩種數據格式對區域經濟波動與經濟增長的關系進行了研究。
正如Rey和Janikas（2005）所言，經濟研究樣本的行政邊界往往沒有考慮到技術外溢、遷移、貿易往來、交易模式和公共政策等經濟體之間的空間聯系，這樣就對經濟變量的推斷產生誤差。本文利用有效測定空間溢出效應的空間計量模型工具，檢驗我國2001-2010年間區域經濟波動對區域經濟增長的影響。
二、模型的構建
（一）一般模型。
分析區域經濟波動對經濟增長的影響，首先設立一般回歸模型如下：
gi= 0+ 1 i+ 2Xi+ i （1）
其中，gi為被解釋變量，表示各省經濟增長的平均水平； i為解釋變量，表示在樣年份內各省的經濟波動程度；Xi為控制變量集合，主要包括：物質資本、人力資本、技術進步、工業化、城市化以及市場化和對外開放水平。 0為常數項， 1為經濟波動對經濟增長的影響系數， 2為控制變量對經濟增長影響的系數集合，這三項均為待估系數。 i為回歸殘差。
（二）空間模型。
借鑒Martin&Franz（2009）的研究思想，我們將空間模型回歸方程初步設定為：
此模型在一般模型上加入了解釋項：。其中， j表示相鄰省區的經濟波動情況，wij為地理相鄰空間權重矩陣，地理相鄰省份經濟波動對本省經濟增長的影響就反映在系數 上。本文采用0-1空間權重矩陣。
依照空間計量方法的一般規律，本文將空間滯后變量（SLM）設定如下：
（2）
將空間誤差模型（SEM）設定如下：
（3）
（三）指標解釋及數據來源。
表1 各控制變量及其指標
國內外的研究表明，在測定區域經濟波動對經濟增長的效應時，經濟增長和波動的指標選取對計量結果會產生顯著影響。本文基于中國二元城鄉結構下人口大規模流動的特征和數據統計方面的考慮，以GDP的增長率代表區域經濟增長。本文用（人均）GDP增長率的變異系數代表經濟波動。其他變量參見表一。在文中，我們使用2001-2010年間我國大陸31個省份的數據。數據來源于2001-2010年《中國統計年鑒》，以及各省份的統計年鑒。（見表1）
三、實證分析
（一）空間自相關性檢驗。
計量結果表明，在2001-2010年形成的時間截面內，經濟增長和經濟波動的Moran值分別為0.5627和0.1631皆通過了顯著性檢驗。這說明各區域的經濟增長和經濟波動存在著地理上的相關性，即空間上相互依賴。因此，在考察各區域經濟波動對經濟增長的作用時，必須把空間效應納入到模型中來。
（二）空間計量模型估計結果。
使用GeoDa軟件，對方程（1）、（2）、（3）進行回歸分析，見表二。從回歸結果來看，區域經濟波動對經濟增長有一個正效應，在引入溢出效應后，大概經濟波動每增加1個百分點，經濟增長將增長1.36個百分點，較OLS模型估計1.04有所提高（統計結果表明SEM模型較SLM模型更合適）。說明經濟波動存在著較明顯的溢出效應，即區域經濟波動能提高鄰域的經濟增長水平。而其他控制變量的系數皆為正，表明控制變量皆推動了經濟增長；從回歸系數可以看出，我國在“十一”、“十二”五時期，隨著生產要素投入的邊際效用遞減，市場化和開放程度等制度要素變化對經濟增長的影響變大。
表2 空間計量模型回歸結果
四、結論
從本文的分析中，我們可以得出以下幾個結論：（1）我國各區域經濟波動和經濟增長呈現出較明顯的空間相關性，多數區域的經濟增長受鄰域經濟波動的影響。這說明我國各區行政區域間的經濟聯系還是比較緊密。（2）在考察期內，各地區經濟波動對其經濟增長具有正效應。經濟波動對經濟增長的推動作用，可由以單一GDP指標為考核標準的政府官員考核制度來部分解釋。這一制度直接引起了各地方政府的GDP競賽，當一個地區GDP發展速度變慢而波動或低于其他區域時，政府會加大各種發展要素投入，以拉動經濟增長以作為自己的政績。基于以上分析，我國區域經濟波動與經濟增長之間存著較顯著的空間依賴性，因此在經濟建設過程中，要注意各行政區經濟之間的經濟聯系；同時經濟波動對經濟增長的正效應也提醒我國政府對經濟的“宏觀調控”需要更加審慎的決策，即一些熨平經濟波動的經濟政策也有可能傷害到長期經濟增長。
（作者單位：廣東商學院經濟貿易與統計學院）
參考文獻：
[1]Martin Falk ,Franz Sinabell. A spatial econometric analysis of the regional growth and volatility in Europe.Empirica.2009,36:193-207.
[2]李永友.經濟波動對經濟增長的減損效用:中國的經驗證據.當代經濟科學,2006,4:814.
關鍵詞：產業協調發展；經濟增長；機制
一、問題的提出
經濟增長主要表現在一國國民生產總值的增加上。古典經濟學、新古典經濟學、制度經濟學、技術創新學派等從不同的角度對經濟增長的原因進行了相關研究。
古典經濟學派認為自由市場、勞動分工和技術進步等三個方面促使了經濟增長。新古典經濟學派提出供求論、邊際效用論、生產費用論、均衡價格論等一系列的理論體系。制度經濟學派認為經濟學更應該研究勞動生產率與勞動分工的關系。技術創新學派把技術創新直接作為推進經濟增長的原因。從四個學派對經濟增長的研究可以發現，資本（含人力資本）和勞動是促進經濟增長的最基本因素，資本和勞動在不同產業的資源配置不同也就促進了產業結構的變化，而技術進步是促使了生產要素在不同產業之間流動的主要原因。產業結構的變化主要包括了兩個方面：一是由于不同產業之間的技術進步速度不同而導致的不同產業之間的增長速度差異而導致的的產業結構變化；二是不同經濟發展階段所需要的主導產業更替而導致的產業結構變化。羅斯托認為產業結構的變化其實是技術創新被經濟增長所逐步吸收的一種過程，同時也是主導產業根據產業的發展依次發生更替的過程。本文嘗試從產業結構、產業效率與經濟增長的關系角度去研究產業間的協調發展如何驅動經濟增長。
二、產業結構調整驅動經濟增長
對于產業結構與經濟增長的關系，許多學者從不同角度去進行研究，去解釋經濟增長的工業化模式。配第在1672年發現產業結構的不同是導致世界各國國民收入水平差異的關鍵因素。克拉克的進一步研究表明，伴隨著國民收入的提高，就業人口逐步由一產通過二產向三產轉移的趨向。庫茲涅茨從國民收入和勞動力在產業間的分布提出了庫茲涅茨模式。錢納里與塞爾昆由發展模型整理出不同階段產業結構的標準數值，認為不同經濟發展階段存在不同的經濟結構相對應。
在研究產業結構轉變促進經濟增長的原因時，PenederPP認為投入要素一種情況時從低生產率的產業向高生產率的產業轉移，另外一種是從生產率增長率低的產業向生產率增長率高的產業轉移，這兩種方式均可以提高整個社會的生產率水平，由此帶來的“產業結構紅利”是維持經濟的持續增長的核心原因。
國內學者在庫茲涅茨、錢納里與塞爾昆等人研究的基礎上，對我國產業結構與經濟增長之間的關系深入研究后認為，產業結構的調整促進了經濟增長。榮宏慶PP研究表明產業結構變化對經濟增長起著決定性的作用，現代經濟增長方式本質上是產業結構變動為核心的經濟增長。李京文認為產業結構在整個經濟結構中居于主導地位，產業結構的變動對經濟增長起到決定性作用。郭克莎在研究產業結構偏差對我國經濟增長的制約及調整思路時認為影響我國經濟高速增長的主要問題是產業結構問題而不是總量問題。干春暉認為在經濟增長率相對較低時，一定程度的產業結構不合理還能夠維持經濟的緩慢增長，而在經濟增長率較高時，產業結構的不合理將對經濟增長有明顯抑制作用。
學者們在關于產業結構對經濟增長的作用問題的研究中，并沒有形成產業結構調整促進經濟增長的一致性結論。Gregory and GriffilP的實證結果發現，隨著人均GDP的提高，第二產業的規模彈性會因為第三產業的增長而降低。Chenery 等研究發現，產業結構的變化在國家的經濟發展中首先表現出來的是非均衡性，而且主要表現在不同的產業部門受規模變化的影響不同，以及一個國家所處的同經濟發展階段不同，將會導致內部各分行業之間的地位也一樣。
雖然學者們的研究角度和觀點不同，但是總體來說，產業結構驅動增長的根源在于技術進步，技術進步促使了生產要素的流動，改變了資源在不同產業部門之間的分配，進而促進了產業結構的變化，最終驅動經濟增長。
三、產業效率提高驅動經濟增長
產業組織理論作為一門獨立的學科出現以來，對產業效率問題的研究就一直沒有間斷過。傳統產業組織理論更加注重的是對市場結構的分析，新產業組織理論則更加重視分析企業的組織形式以及產權結構對企業行為的影響。傳統產業組織理論和新產業組織理論都注重分析的是產業內部相關因素，而對外部相關因素以及產業間的相互影響分析不多。三次產業的產業效率提升不僅受到產業內因素的影響，而且產業外相關因素也影響產業效率的提升，產業效率的影響因素可以分為市場大小、產業內因素、產業間因素、產業政策和外部環境因素等五大類。
在三次產業中，第二產業的制造業長期在我國經濟中扮演重要角色，國內對制造業的產業效率的研究也較多。其中，全要素生產率的提高是研究重點，在研究制造業全要素生產率的增長來源時，學者們的研究認為全要素生產率的來源包括技術進步、創新和專業化等方面，認為全要素生產率的增長主要原因是技術效率和技術進步。中國經濟增長與宏觀穩定課題組研究了城市化、產業效率與經濟增長，城市化對二、三產業的產業效率提升產生積極作用，而工資成本對二、三產業的產業效率提升產生負面作用。
產業效率的提升驅動經濟增長主要從市場結構、行業規模、行業結構、投入要素、對外貿易、政府產業政策幾個角度來考慮。從市場結構角度來看，市場結構不同是造成行業生產效率差異的原因之一，要驅動經濟增長，就需要通過資源的流動來改變市場結構。從行業規模的角度來看，行業規模與技術創新效率成正相關，要驅動經濟增長就需要提高行業規模。從行業結構角度來看，產業集中度是行業結構的集中體現，而產業集中度與產業效率之間存在著一定程度的正相關關系，要驅動經濟增長就需要提高產業集中度。從要素投入來看，要素投入比對技術效率的變動產生了正向和負向影響，這主要在于投入要素的質量。眾多的研究成果表明，產業效率的提升促進產業結構的升級，而產業結構升級的來源主要是技術創新引起的需求升級和勞動生產率的提高。
四、產業協調發展驅動經濟增長的機制
從以上分析來看，產業效率、產業結構、經濟增長之間存在著緊密相連的關系，而產業結構在研究中，主要是呈現的各產業之間在經濟總量上的構成關系，而該構成關系是在產業間相互促進、相互影響的過程中產生的結果。
產業的協調發展過程一直伴隨著產業效率的提升、產業結構的變化，最終驅動經濟增長。產業的協調發展最直接的結果呈現出來的是產業結構的變化，如中國長期以來，通過生產業與制造業的協調發展，服務業的比重逐步提高。在產業的不斷協調發展過程中，通過勞動分工、勞動力轉移等方式影響了產業效率的提升。江靜研究表明，生產業的專業化分工的深化與制造業的勞動生產率的提升有明顯的正相關關系。產業的合理結構驅動了經濟的增長。干春暉P[150]P認為產業結構的合理性對于經濟增長有很大影響，不合理的產業結構在經濟增長率較快的時候將對經濟增長有明顯的抑制作用。
產業的協調發展是一個復雜的過程，但是通過產業效率和產業結構的表現來驅動經濟增長。而由于產業的協調發展是一個復雜過程，在研究中首先要界定的是制造業與服務業之間的發展關系為協調發展關系。本文在第二章分析了三次產業之間的因果關系，確認了三次產業之間不是簡單的互為因果或者單向因果關系，然后在耗散平衡框架下，進一步明確了三次產業是一種受多種因素影響的復雜的協調發展關系。
產業效率與產業結構的合理化提升促進了經濟增長，而三次產業之間是一個相互影響、相互促進的協調發展關系。需求、供給、競爭、政府政策、創新等驅動力促使了產業要素的轉移、產業升級，進而促進了產業效率的提升和產業結構的合理化發展，最終驅動經濟增長。
從三次產業的發展過程來看，第二產業的發展，增加了對第三產業的需求，如制造業的發展需要更多的第三方物流、商務咨詢等，顯然會促進第三產業的發展。第三產業的發展滿足了第二產業的發展需要，促進了第二產業的效率提升，也必然會促進第二產業的發展，例如物流業的發展滿足了制造業快速增長的需求，必然也促進了制造業的發展，同時如科技研發等促進了制造業效率的提升也促進了制造業的發展。第二產業的發展促進了第一產業的發展，如高端農機的開發和制造促進了農村機械化的提高。而第一產業的發展也促進了第二產業的發展，第三產業在滿足第一產業需求的同時也使得第一產業得到快速發展。
五、結論
經濟增長的影響因素主要包括產業發展需求、生產要素、貿易、產業效率、城鎮化等因素，這些因素是產業發展驅動經濟增長的幾個重要的影響因素，在經濟增長的影響因素基礎上，結合實際的產業情況，本文認為產業協調發展驅動經濟增長的具體驅動力包括了需求供給、政府政策、競爭、創新等。
產業的協調發展是一個復雜的過程，主要通過產業效率和產業結構的合理化和高級化來驅動經濟增長。三次產業之間是一種持續的相互促進，相互影響的協調發展過程。在一定階段表現是單向因果關系，而另一階段又表現為逆向因果關系，三次產業之間是一種螺旋上升，遞進的關系，三者的螺旋發展關系最終驅動了經濟增長。
參考文獻：
[1]西蒙?庫茲涅茨.各國的經濟增長[M].商務印書館，1985.
[2]Syrquin M，Chenery H B，1970， “ Three decades of industrialization”，The world Bank Economic Development Report（02），148.
[3]Peneder M.，2002，“Structural Change and Aggregate Growth”，WIFO Working PAPER，Austrian Institute of Economic Research，VIENNA.
[4]榮宏慶.我國產業結構問題理論觀點綜述[J].黨政干部學刊，2002（02）.
[5]李京文.中國產業結構的變化與發展趨勢[J].當代財經，1998（05）.
[6]郭克莎.總量問題還是結構問題？ ―產業結構偏差對我國經濟增長的制約及調整思路[J].經濟研究，1999（09）.
[7]干春暉，鄭若谷，余典范. 中國產業結構變遷對經濟增長和波動的影響[J].經濟研究，2011（05）.
[8]M.E. Moyer and D.W. Pader， 2001，Macroeconomics of Unbalanced Growth： Comment，The American Economic Review Vol（57），877-884.
[9]Hollis B. Chenery， 1960，“Patterns of Industrial Growth”， American Economic Review，Vol（50），624-654.
[10]中國經濟增長與宏觀穩定課題組.城市化、產業效率與經濟增長[J].經濟研究，2009（10）.
關鍵詞：經濟增長；二元結構；可持續
中圖分類號：F120.2文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2011）01-0004-02
關于中國的經濟增長模式是近年來國內經濟學界爭論的熱點問題之一。很多研究嘗試用全要素生產率（TFP）的方法分析中國經濟增長的來源，以此判斷中國現有經濟增長模式的可持續性，提出未來經濟增長模式的改革建議。關于現在的經濟發展模式，主要有兩種觀點，鄭玉歆（1999）等認為，經濟增長方式具有階段性規律，現階段投資對經濟增長是經濟發展的一個階段，不能超越這個階段談論經濟發展的可持續性。另一種觀點認為，中國的經濟發展必須轉變經濟增長方式，由投資帶動經濟增長會出現一系列的問題。蔡（2007）從勞動力供給方面探討了中國經濟增長方式問題。本文將在新古典經濟增長理論框架內，從勞動、資本和全要素生產率對中國經濟增長的貢獻探討中國轉變經濟增長方式的必要性和具體措施。
一、二元經濟結構下的勞動力供給
劉易斯首先研究了發展中國家典型存在的二元經濟結構下的經濟增長問題。他把一國經濟分成兩個部門，即傳統經濟部門和現代經濟部門。由于傳統部門的存在，現代部門在擴大和增長過程中，只要提供稍微高于傳統部門的工資便可以實現勞動力的無限供給，同時由于現代部門的積累和資本相對于勞動力的有力分配，使得現代部門逐漸擴大。在這個過程中，一方面是以維持生計的工資源源不斷地提供勞動力的傳統經濟部門；另一方面是由積累率制約的不斷擴張的現代經濟部門，直到現代經濟部門的發展把傳統部門的勞動力消耗殆盡，二元經濟結構才會消失，而勞動力無限供給結束的點被稱為劉易斯轉折點。
中國是一個典型的二元經濟國家，作為傳統部門集中的農村與作為現代部門集中的城市發展水平有很多的差距，城鄉分割和地區分割的跡象仍十分明顯。微觀機制上的嚴重缺陷和資源配置的無效率導致中國經濟雖然取得了高速的增長，但是經歷了巨大的波動。在改革開放時期，根據林毅夫的比較優勢理論，充分利用中國的勞動力數量巨大的優勢，發展勞動密集型工業，吸收了大量的剩余勞動力，促進了勞動力的轉移。在這個時期中國的人口撫養比下降的人口結構特征；一方面保證了經濟增長過程中的勞動力充分供給，另一方面提高了資本積累率，由此形成的這種人口紅利，通過資源配置機制的改革得以釋放，并且通過參與經濟全球化的過程得以實現，從而延緩了資本報酬遞減的過程。中國在勞動力的質量和價格上體現出來的資源比較優勢，通過勞動密集型產品在國際市場的競爭地位而得到發揮，國際勞務市場使得中國豐富的勞動力資源能夠得到有效配置。
二、資本形成與經濟增長
在中國的經濟增長過程中，投資一直是主導因素，資本形成對中國經濟增長的貢獻最大。已有資料表明，在1978―2008年間，資本對中國經濟增長的貢獻率一直穩定在56.2%。在一國工業化過程中，投資對國民經濟的貢獻是一個發展過程。羅斯托在其《經濟成長的階段》一書中把經濟增長分為五個階段：傳統社會為發動創造前提條件階段發動階段向成熟推進階段高額群眾消費階段。
按照他的發展階段論，中國正處在向成熟推進階段，投資對國民收入的增長是必不可少的。鄭玉歆（1999）認為，要素投入作為增長來源的相對重要性是隨發展階段變化的。在發達國家，技術進步是增長的主要來源，而在低速增長的發展中國家，技術進步對增長的貢獻較小。發達國家在其工業化時期也曾經歷過經濟增長主要依靠要素積累的階段。只是在資本積累到一定程度之后，這種增長方式才發生了改變。從上面的分析可知，中國的投資還處于資本深化階段，我們用新古典增長理論來說明。
在索羅增長模型中，資本積累方程為：Δk=sy-（n+δ）k，Δk為人均資本增長率，s為儲蓄率，y人均產量，n人口增長率，δ資本折舊率，一定量的人均儲蓄必須用于裝備新工人，每個工人占有的資本為k，用于這一用途的儲蓄為nk，同時一定量的人均儲蓄用于替換這就是資本，這一用途的儲蓄為δk，（n+δ）k是資本的廣化，因此上式表示，資本深化=人均儲蓄-資本廣化。當Δk=0時，經濟達到穩態。蔡（2007）認為中國的人口增長率一直在下降，即n在減小。中國的儲蓄率從1996―2007年從36%～51%，即s在上升，一般來說折舊率不會發生太多變化，因此中國還處在資本的深化階段，在沒有達到穩態時，資本存量的增加也會使人均收入得到增長（如上圖所示），假設中國前期處于穩態增長，資本存量為k*1，現在由于人口出生率的下降和儲蓄率的上升，使得s1y移動到s2y，（n1+δ）移動到（n2+δ），達到新的穩態資本存量k*2，在此過程中，資本的增加不僅使總產出增加，而且人均收入也會增長。
雖然在現階段，投資對經濟增長的作用仍十分巨大，但是單純依靠投資帶動經濟增長會遇到經濟條件的限制，要求我們必須轉變經濟增長方式。
（1）中國的經濟增長過度依賴投資，造成了經濟結構的失衡，投資形成的過剩的生產能力在本國內需啟動不了的情況下，只能依賴出口，加大了中國經濟風險。（2）中國的生產要素成本優勢的消失，以前中國利用豐富勞動力和國家價格管制造成的工資和利息低廉的優勢，發展勞動密集型產業，今后的改革會加大企業的生產成本，企業的利潤將來自于創新，來源于生產率的提高。（3）環境壓力增大，隨著全球氣候變暖，國際對氣候的關注，以前較低的環境成本在未來的發展過程中將不再出現。中國提出的可持續發展要求人與自然的和諧相處，就要求我們要改變過去的不斷消耗資源對環境的破壞。（4）資源限制，由于中國的工業制成品附加值不高，每單位GDP 所消耗的資源是發達國家的幾倍，所以對于基礎能源和礦產資源的需求增加，而中國的人均擁有的自然資源十分有限，加上國家對于能源價格的提高，中國未來經濟發展所需要的資源將面臨巨大的挑戰。
三、全要素生產率及變化因素
越來越多的研究表明：即使物質資本和人力資本積累被考慮進來，全要素生產率（TFP）仍然構成了人均GDP水平與增長率的跨國差異的主要部分（Easterly and Levine，2001）。已經有一些研究指出：物質資本和無形資本不能解釋今日各國間巨大的收入差異，儲蓄率也僅有有限的重要性，全要素生產率（TFP）才是最重要的，要想理解國家間巨大的收入差異，必須有一個關于全要素生產率的增長的模型（Prescott，1998）。
由于數據的度量和對全要素的定義不同導致了不同的結論，林毅夫、任若恩（2007）在《東亞經濟增長模式相關爭論的再探討》這篇文章中對全要素生產率作了詳細的探討，全要素生產率絕不等同于技術進步，所謂技術進步包括與資本融合在一起的和不包括資本投入的兩類，而全要素生產率增長所測定的僅是不包括資本投入的技術進步。鄭玉歆（1999）、易綱（2003）在考察東亞經濟增長模式中指出，全要素生產率對經濟增長的貢獻在發達國家與發展中國家之間有很大的不同，不能忽視經濟增長方式轉變的階段性規律。由于對資本度量中包含了人力資本投資，他們認為，中國經濟在現階段靠投資帶動經濟增長是一個階段性規律。鄭京海（2008）指出，盡管對全要素生產率的測度出現了較大的分歧，但是通過已有資料的分析，中國近年來的經濟增長越來越靠投資推動，粗放型經濟增長方式將使中國的經濟增長不可持續。因此中國經濟發展必須要轉變經濟增長方式，從依靠要素投入轉變到依靠全要素生產率提高上來。
參考文獻：
[1]鄭玉歆.全要素生產率測度及經濟增長方式“階段性”規律[J].經濟研究，1999，(5):1-15.
[2]易綱.關于中國經濟增長與全要素生產率的理論思考[J].經濟研究，2003，(3):6-18.
[3]孫詠梅.轉變經濟增長方式，重在走自主創新之路[N].人民日報，2007-02-02.
[4]蔡.中國經濟面臨的轉折及其對發展和改革的挑戰[J].中國社會科學，2007，(3):4-16.
[5]Zuliu.F.Hu and Mohsin S.Khan，“Why is China Growing So Fast?”，Staff Papers of International Monetary Fund，1997，Vol，44，pp.103-131.
[6]Yutaka Kosai，Jun Saito ，“Declining Population and Sustained Economic Growth：Can They Coexist?”，The American Economic Review，1999，Vol. 88，No. 2 pp. 412-416.
[7]Krugman，Paul，“Myth of East Asia’s Miracle”，Foreign Affairs，1994，Vol.73，pp.62-78.
[8]林毅夫.中國的奇跡:發展戰略與經濟改革[M].上海:上海三聯書店，1994:85-90.
[9]羅斯托.經濟成長的階段[M].北京:商務印書館，1962:34-35.
[10]陳佳貴.對中國工業化進程的基本認識[J].黨政干部論壇，2008，(2):35-38.
在這篇論文中，筆者以索洛經濟增長模型為依據，從經濟要素入手對我國經濟增長個影響因素進行了實證分析。本文研究的重點是資本投入、勞動力投入、技術進步這三個因素在中國長期經濟增長中的作用，得出物質資本的積累與技術的創新與進步是經濟增長的主要動因。本文的第二部分首先對經濟增長的理論與索洛增長模型進行概述；隨后在第三部分中根據中國統計年鑒數據，利用索洛經濟增長模型對模型中涉及的資本、勞動與技術等影響因素對中國經濟增長問題展開實證分析。通過分析，本文得要資本投入與技術進步是中國經濟增長的直接原因這一結論并據此對中國經濟發展提出相應的建議。
二、經濟增長理論與模型應用
2.1經濟增長理論構成要素概述
現代經濟增長理論認為，促進經濟增長的主要因素是要素供給的增加和全要素生產率的提高，具體說來要素供給包括資本與勞動，而生產率方面包括技術與效率。除此之外，還存在一些更深層的或更基礎的國家特征，包括政府、收入分配、文化以及全球資源和環境等等。
2.2索洛經濟增長模型
索洛增長模型從總量角度開展對經濟增長問題的研究，經濟增長主要通過四個宏觀經濟變量進行描述，勞動（L）、資本（K）、知識或勞動的有效性（A）和產量（Y），經濟體以一定資本、勞動和知識投入并以一定的結合方式實現產品的生產。
該模型生產函數表示為：
其中：t表示時間； A（t）和L（t）以相乘的形式進入模型，AL為有效勞動。
三、基于索洛增長模型的我國經濟增長影響因素實證分析
本文選用1980年-2008年我國的相關數據，其中包括國內生產總值Y，全社會固定資產投資K，就業人數N，并且在此基礎上引入技術進步T作為變量代表A（t）。利用Eviews5.0，假設生產函數為C-D函數，Y=A（t）KαLβ，則建立方程lnY= a lnK+βlnL+lnT+c，從而分析研究資本投入、勞動力和技術進步對我國經濟增長的影響，并分析我國經濟增長的源泉和阻力。
3.1 1980-2008年我國經濟增長數據分析
根據所選取的數據，國內生產總值GDP（億元）代表我國總產出；就業總人數（萬人）代表勞動要素L的投入；全社會固定資產投資總額（億元）代表物質資本投入K；研究與試驗發展（R&D）經費（億元）代表技術進步T。其中，α、β、θ分別表示物質資本、勞動及技術進步的彈性。對參數進行估計中，首先，在對模型檢驗和分析之前，分別對全國的生產產值Y（億元），物質資本K（億元），勞動要素L（萬人）以及技術進步T（億元）求對數。以lnY代表全國的GDP，以lnK代表我國物質資本，lnL代表我國勞動要素，lnT代表技術進步。
利用Eviews5.0軟件對所收集的樣本數據進行回歸分析，進行相應的變量代換后得到回歸結果為：
3.2 1994-2008年我國經濟增長數據分析
將1980-2008年計算所得數據與1994-2008年計算所得數據進行對比可以發現：資本投入以及勞動投入對我國經濟的貢獻從77.182%和15.3272%下降到43.8724%和10.57%，這說明隨著年份的推移，資本與勞動對我國經濟增長的影響正逐步減弱。而我國技術貢獻率從1980-2008年的7.4908%上升到1994-2008年的45.5576%，呈大幅上升趨勢，并一舉超越資本投入成為對經濟貢獻率最大的因素，這說明隨著年份的推移，技術對經濟產生了極大的影響。
四、結論
根據模型分析的結果，可以得出以下結論：
關鍵詞：金融發展；經濟增長；總量研究；結構分析
Abstract：By reviewing the existing literatures，and based on finance functions theory and relative data of Jiangsu Province from 1980 to 2010，this paper empirically tests the effect of financial development on regional economic growth. The results show significant effect of financial development in Jiangsu economic growth with diverse internal structure. Finally， this paper puts forward policy recommendations based on the empirical results.
Key Words：financial development，economic growth，gross quantity analysis，structure analysis
中圖分類號：F830.2 文獻標識碼：A 文章編號：1674-2265（2012）03-0016-04
一、研究背景
在經濟全球化和經濟金融化背景下，金融發展與經濟增長的關系一直是國內外學者的研究熱點。國家“十二五”規劃提出要加快多層次金融體系建設，以科學發展觀為指引，圍繞經濟發展方式轉變的目標，加強金融對經濟增長方式轉型的支持力度。在這樣一個理論和現實背景下，本文嘗試通過江蘇省的實證數據從總量和結構兩個視角研究區域金融發展對經濟增長的作用，并提出相關政策建議。
二、文獻綜述及本文研究思路
（一）文獻綜述
從戈德史密斯的金融結構論到麥金農和肖的金融抑制與金融深化理論，從默頓、博迪的金融功能論到白欽先等人的金融可持續發展理論，理論研究基本形成共識，認為金融發展與經濟增長之間存在密切關系，但對兩者之間的相互作用機理各有不同的觀點。相應的實證研究主要集中在兩個方面：一是驗證金融發展與經濟增長的相關性，二是兩者之間因果關系的論證。對于相關性問題，主流觀點認為金融發展與經濟增長之間存在著明顯的相關關系（貝克和萊文，2002），這與金融發展理論得出的結論一致。在因果關系方面，由于研究對象和方法等方面的差異，主要有四種不同結論：其一，金融發展影響經濟增長，兩者之間是“供給驅動型”關系，金融發展是經濟增長的必要條件。其二，經濟增長導致金融發展，兩者之間是“需求拉動型”關系，經濟增長是金融發展的前提條件。其三，金融發展與經濟增長互為因果，相互影響。其四，兩者之間無因果關系，它們的相關僅是巧合或共同取決于第三個變量。
遵循國外研究思路，國內涌現出眾多關于中國金融發展與經濟增長關系的研究。多數認為金融發展能夠帶動我國經濟增長（談儒勇，1999；趙志君，2000），然而在金融發展內部結構方面卻很難形成一致的結論。梁琪、滕建洲（2005）研究發現中國金融中介和經濟增長之間有顯著的正相關關系，而股票市場對經濟增長的作用有限。范學俊（2006）通過對中國季度數據分析得出了完全相反的結論。在區域金融發展與區域經濟增長關系的研究方面，通過對中國分地區的實證分析發現在中國東北、東部和西部三個地區金融發展與經濟增長關系表現出很大的差異性（王紀全、張曉燕、劉勝全，2007），金融發展與經濟增長的關系具有明顯的時空特征（袁云峰、曹旭華，2007），不同區域的金融控制對金融發展與經濟增長的影響顯著，應區別對待它們之間的影響（王晉兵，2007）。
（二）現有研究不足及本文研究思路
現有研究存在以下不足：（1）從研究范圍看，多是基于國家宏觀層面，對于像我國這樣一個經濟發展不平衡的國家，國家范圍的研究結論不具有普適性。國內已有學者關注區域金融發展與區域經濟增長關系（周立、王子明，2002；袁云峰、曹旭華，2007；王紀全等，2007），但他們的研究都是基于中國地區分布的特征，同樣存在范圍相對較大、缺乏針對性的不足。（2）研究金融結構與經濟增長關系時，一般只考慮銀行的作用，未從社會融資總量角度分析金融發展對經濟增長的作用。
因此，本文嘗試從以下兩個方面做出改進：（1）進一步縮小研究范圍，把實證對象定位在江蘇省，研究省域金融發展對經濟增長的作用，使研究更有針對性。（2）以金融功能論為理論基礎，以中國人民銀行貨幣政策導向為指引，從社會融資總量和融資內部結構兩個方面研究金融發展對經濟增長的支持力度。
三、江蘇省金融發展對經濟增長作用的實證分析：1980―2010年
（一）模型的構建及數據來源
1. 理論基礎。根據金融功能論，金融發展的本質是金融功能的提升，其外在表現體現在兩個方面：一是金融主體的總量提升，二是金融結構的優化。在這兩個方面的作用下使得金融效率得以提升。金融效率的提升將發揮社會資源配置作用，促進投資和儲蓄的增長，使得經濟產業結構不斷優化，最終結果是經濟的增長，作用機制如下圖所示：
圖1：金融功能論理論原理示意圖
2. 研究變量和樣本數據來源。為了消除人口規模對計算結果的影響，本文采用人均GDP（RPGDP）為衡量經濟增長的指標；用金融相關率（FIR）作為度量金融發展的總量指標，金融相關率的定義為：FIR=（金融機構各項存款+金融機構各項貸款）/GDP。在金融結構指標選擇方面，本文從社會融資總量衡量金融對經濟的支持力度。社會融資資金主要來源于金融中介市場和證券市場，即銀行融資和證券市場融資兩個方面。本文用Bank反映實際通過銀行中介作用于經濟發展的資金量，即金融機構各項貸款總額；用Stock反映證券市場的籌資能力，即上市公司募集資金總量（含發行、增發、公司債、配股等）。為了削弱數據的異方差，本文對各個變量進行取對數處理（見表1）。
實證檢驗數據來自歷年的《江蘇省統計年鑒》、江蘇省統計公報（2010）及人民銀行南京分行網站統計數據，使用的計量軟件是Eviews3.1。
（二）基于總量視角的金融發展對經濟增長的作用研究：1980―2010年
1. ADF單位根檢驗。為了避免時間序列數據不平穩而產生的“偽回歸”現象，首先對變量進行了ADF單位根檢驗，從表2可以看出，lnFIR與lnRPGDP都是非平穩的，但經過一階差分后在5%顯著水平下都是平穩的，即它們都是一階單整序列。
注：（1）檢驗類型中的c、t、k分別表示常數項，趨勢項以及滯后階數。（2）是否含有常數項和趨勢項根據散點圖的變化規律和趨勢確定，滯后階數k的選擇以AIC和SC值最小為標準。（3） 表示相關變量的一階差分。（4）Y表示通過平穩性檢驗，N表示未通過平穩性檢驗。（5）***表示1%顯著水平下的平穩，**表示5%顯著水平下的平穩，*表示10%顯著水平下的平穩。（6）以上說明同樣適合下文結構分析中的單位根檢驗。
2. 協整分析。為了找到金融總量與經濟增長之間的某個線性組合是否存在長期穩定關系，本文對變量進行Engle-Granger協整分析。首先進行協整檢驗，得協整回歸模型 ：
（53.18947）（15.30880）
其次對回歸殘差進行平穩性檢驗，得到ADF檢驗的臨界值為-3.141016。對照AEG檢驗臨界值表可知在1%顯著水平下拒絕原假設，說明從總量上看江蘇省金融發展與經濟增長之間存在長期均衡關系。
3. 誤差修正模型（ECM）。由于受金融危機等突發事件因素的影響，金融發展與經濟增長之間的長期均衡關系可能會出現短期失衡的現象，短期內變量間存在誤差修正機制。本文用ECM模型來研究這種機制，最終ECM模型：
lnRPGDPt=0.175966-0.597005lnFIRt+0.012683ECMt-1
（15.81758） （-4.817956） （2.07E+14）
模型結果顯示短期內江蘇省經濟金融系統存在誤差修正機制，誤差系數0.012683體現了各期經濟增長對均衡水平偏離的修正，在（t-1）期的實際經濟發展水平低于其均衡值時，做出了正向修正。
4. Granger因果檢驗。協整檢驗表明江蘇省金融總量與經濟增長之間存在長期均衡關系，但這種均衡關系是否構成因果關系需要進一步檢驗。對變量進行Granger因果檢驗，選擇滯后2階，檢驗結果如表3。
Granger因果檢驗的結果都拒絕了原假設，表明lnRPGDP是lnFIR的Granger原因，lnFIR也是lnRPGDP的Granger原因。從總量上看，金融的增長量和經濟的增長量之間是相互影響的雙線關系，江蘇省金融發展與經濟增長之間互為因果。
（三）基于結構視角的金融發展對經濟增長的作用研究：1993―2010年
從金融發展的內部結構來看，金融支持經濟融資除銀行信貸外還包括證券市場融資。由于江蘇資本市場自1993年才逐漸形成并發展起來，金融發展表現出階段性的特征。為了更好地把握金融發展內部結構與經濟增長之間的關系，以下利用1993年以來的數據，使用lnBank、lnStock兩個結構指標，分析其與經濟增長的關系。
1. ADF單位根檢驗。表4所示檢驗結果表明各變量除lnRPGDP在10%顯著性水平下平穩外，其他指標都是非平穩的，但一階差分后在5%的顯著性水平下都是平穩的，都是一階單整序列。
2. 協整分析。由于結構分析涉及三個變量，變量間可能存在多種穩定的線性組合，在進行協整分析時需要考慮它們的任意線性組合也是穩定的情況，此時用E-G兩步法進行協整分析時存在不足，故采用Johansen協整檢驗進行分析，結果如表5、表6。
從分析結果可以看出，在1%的顯著性下存在一個協整方程：
（0.01580） （0.01765）
結果表明影響江蘇省經濟增長的兩個金融發展結構變量在樣本期間存在協整關系，這說明江蘇省經濟增長與銀行信貸規模、證券市場籌資能力之間存在長期均衡關系，協整結果符合經濟理論。協整方程表明在長期均衡關系中，銀行信貸投放在經濟增長中的最終貢獻為66.5%，而證券市場籌資的貢獻度是6.87%，銀行信貸規模的影響程度遠大于證券市場籌資規模。
3. Granger因果分析。在協整分析的基礎上，進一步驗證江蘇省經濟增長與金融發展內部結構指標之間的Granger因果關系，結果如下：
從檢驗結果可以看出lnBank是lnRPGDP的Granger原因，江蘇省銀行信貸規模與經濟增長之間是“供給驅動型”關系，信貸規模的增加對經濟增長的推動作用顯著，而證券市場發展與經濟增長的Granger因果關系微弱。Granger因果分析的結果進一步驗證了協整分析的結論，表明在江蘇省經濟增長中銀行信貸投放起著重要的作用。
（四）實證結論的比較分析
1. 總量分析表明江蘇省金融發展與經濟增長之間存在協整關系，并且短期內存在誤差修正機制，兩者之間是相互促進的正相關關系。這驗證了金融功能論，金融系統作為一個整體通過資源配置、支付結算以及風險管理等功能對經濟增長產生正向作用，同時經濟的發展狀況也對金融系統功能的發揮有著重要影響。
2. 結構分析從社會融資總量角度衡量主要融資來源對經濟的支持力度。實證結果表明金融中介在經濟增長中發揮著重要作用。從長期角度來看，銀行信貸規模的投放對經濟增長的作用顯著，銀行信貸規模與經濟增長之間存在正相關關系。江蘇省證券市場對經濟增長的作用是微弱的，這與江蘇的股票市場起步晚、證券市場規模偏小、發展機制不健全有關，另外也與不成熟的資本市場體系有關。
3. 綜合對比分析。總量研究和結構分析共同表明江蘇省金融發展與經濟增長之間存在長期協整關系，金融發展對經濟增長的影響顯著，在推動地方經濟發展的過程中應充分發揮金融“助推器”的作用；結構分析表明金融在推進經濟發展中存在內部結構的差異，證券市場發展在推動地方經濟發展中作用微弱，證券市場有待進一步發展，同時不同金融市場之間的Granger因果關系不顯著，金融發展內部結構之間的協同作用不明顯。
四、政策建議
（一）重視金融發展在經濟增長中的作用，發揮金融在經濟增長中的推動效應
總量和結構研究表明，金融發展在推動經濟增長中發揮著重要作用，因此需要高度重視金融的發展，加強金融基礎設施建設，積極改善金融生態環境，不斷發揮金融資源配置的基礎性作用，提高金融效率。
（二）發展多層次的金融市場，避免金融發展內部結構之間的馬太效應
實證研究顯示，金融市場內部主體間在促進經濟增長方面差異顯著，金融中介作用突出，證券市場的規模和作用有待進一步提升。因此需要不斷完善多層次的金融市場建設、優化金融結構、擴大直接融資市場規模、構建多層次協調發展的金融市場，使得金融中介市場、證券市場之間可以取長補短、優勢互補，實現協同發展。
（三）將金融、經濟作為一個有機系統，實現金融與經濟之間的協同效應
研究表明，金融發展與經濟增長之間的作用是雙向的，在重視推動作用的同時也不可忽視風險的存在。因此需要將金融、經濟作為一個有機整體，從系統角度考慮促進金融發展的相關政策，建立與經濟增長相適應的金融體系。這既是宏觀審慎管理與防范系統性風險的需要，也是更好地發揮金融的作用、實現金融與經濟之間的協同效應、推動金融與經濟可持續發展的現實需要。
參考文獻：
關鍵詞： 金融資產；經濟增長；外部結構
一、引言
金融產業的發展與經濟增長的關聯性在理論研究上一直存在著爭議。古典經濟學家認為經濟增長完全由實物部門決定。主流經濟增長理論的各類經濟模型對金融市場的假設是：金融市場制度不變，金融變量只能被動地去適應經濟增長的要求而不能主動地作用于經濟增長[1]。因此無論是在古典增長理論、現代增長理論還是新增長理論中，金融市場不是經濟增長模型中的變量。
但是20世紀以來， 在眾多的西方經濟學家對金融發展與經濟增長的關系進行的研究中，許多經濟學家做出了金融產業的發展對經濟增長有促進作用的結論。例如，戈德史密斯（Goldsmith，1969）首次論證了金融結構對一國經濟發展的重要作用。肖（Shaw，1973） 與麥金農（Mckinnon，1973）分別在金融深化論、金融壓制論中， 闡述了一國金融體制與該國的經濟發展之間存在一種互相刺激、互相制約的關系。金和萊文（King and Levine，1993、1997）提出一系列衡量金融發展水平的指標， 并利用實證方法證明金融發展對經濟增長的積極作用。但是這些學者的結論都是來源于各國的相關數據的比較，并沒有從理論的高度來證明。當然也有經濟學家持不同的觀點。例如， 盧卡斯（Lucas，1988）認為經濟學家普遍夸大了經濟增長過程中金融市場的重要性， 金融市場最多只不過在經濟增長中起到極其微小的作用。對于中國的金融發展與經濟增長之間的關系，國內經濟學家在這方面的研究也很多。例如，戴根有（2000）認為，中國貨幣化率意味著中國整體支付風險在加大。趙志君（2000）認為，中國M2/GDP對中國經濟增長的作用是極為微弱的，這是因為中國的符號經濟與實體經濟之間存在著嚴重的金融流程梗阻。劉明志（2001）認為中國貨幣化率水平由貨幣需求因素所決定。李揚（2001）認為中國所出現的貨幣化率上升（M2/GDP上升）和資本化率（資本存量/GDP值）上升是存在著特殊的社會背景，不僅限于貨幣化和資本市場深化的討論，還應該從貨幣需求角度來討論。盡管不同學者的結論不盡相同， 但可以肯定的是， 金融發展與經濟增長之間存在著緊密的聯系[2]。
本文首先簡單說明數據的來源，接著對我國金融資產外部結構的發展現狀進行描述，最后對其與經濟增長之間的關聯性進行實證演繹。本文對金融資產的結構變化側重于對其外部結構的研究，是因為外部結構將金融與實體經濟聯系起來，更能說明金融產業的發展與經濟增長之間的關系。文章希望通過研究為中國金融業未來的發展尋找理論支持，促進金融體制的完善，并為宏觀調控提供相關金融變量。
二、數據的選擇
本文從資產流動性的角度把金融資產分為貨幣、債券和股票三類。貨幣又有流通中的現金M0和狹義貨幣M1、廣義貨幣M2三種定義。債券包括國債、政策性金融債、其他金融債、企業債、國家投資債和國家投資公司債六類。股票分為A股、B股、N股和H股[3]。
在計量金融資產時，各種貨幣類金融資產都按《中國金融統計年鑒》和《中國證券期貨統計年鑒》中公布的即期貨幣余額計量。債券，我們用當年債券余額來計量債券資產的總量。對于股票本文按市價總值進行計量[4]。
全部金融資產與實物資產存量之間的比例，是反映金融外部結構的最重要指標。對于實物資產的計量復雜性，我們沿用傳統方法，用GDP代替實物資產存量 [5]。
三、金融資產的外部結構
各種金融資產與實物資產的比例構成了金融資產的外部結構，反映了該項金融資產在國民經濟中相對重要程度。
從上表中可以發現，從1992年到2010年，中國的M2與GDP的比值從94.35%迅速提高到182.36%，19年的時期里增加了1倍，這在世界金融發展史上是罕見的。同期，債券余額占GDP的比率從101.75%上升到182.87%。股票市場發展較晚，但股票市價總值占GDP的比率增長速度最快，在1992年到2010年的19年時間里，占GDP的比率從3.89%上升到66.69%。隨著資本市場的發展和金融資產的多樣化，國民經濟對金融的依存度迅速提高，三項金融資產總量占GDP的比重從1992年的199.99%增加到2010年的431.92%。
金融發展并非單純量的增長，各種金融資產在國民經濟中占的比例的增大只能說明他們在國民經濟中的地位越來越重要。如果金融擴張建立在高效率的基礎上，那么這種擴張就會促進著經濟增長總量和速度的提高，否則的話，這種擴張隱含著極大的危機。1992年至2010年，M2/GDP與GDP的增長率的相關系數是-0.5171，總金融資產與GDP比值和GDP增長率的相關系數是-0.4603，債券余額與GDP比值和GDP增長率的相關系數是-0.5023，股票市價總值與GDP比值和GDP增長率相關系數為-0.2281。這說明中國的金融雖然市場快速發展，但卻沒有促進宏觀效益。另外我國的M2/GDP和總金融資產/GDP的相關系數高達0.95，說明貨幣化與金融深化的方向是一致的，但它們的增長并沒有改變中國實體經濟下滑的局面。
金融業的深化與經濟的增長背道而馳說明中國經濟的發展過程中存在著嚴重的金融流程阻塞。一般來說，在金融資產流動性一定的條件下，金融資產的擴張能夠促使經濟規模的增大，但是由于銀行投資管理水平仍未達到十分有效的水平，目前中國廣義貨幣M2的增長被大量的銀行不良資產所吞噬。雖然金融資產的擴張對實體經濟支持力度的增強，但是也出現了金融資產流動性和金融資產質量的下降以及儲蓄轉化為投資的金融效率下降的問題[6]。金融的發展除了規模擴張以外，更重要的是金融資產價格的合理程度和金融效率，后者從宏觀上體現在單位貨幣對國民經濟支持的力度上。金融體制的改革應更重視質量的提高，而不是簡單的規模擴張 [7]。
關鍵詞：湖南省；經濟增長；影響因素；實證分析
中圖分類號：F127 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2015）25-0055-05
引言
2014年全國兩會政府工作報告進一步指出：發展是解決我國所有問題的關鍵，必須牢牢扭住經濟建設這個中心，保持合理的經濟增長速度。改革開放三十多年來，湖南省經濟取得了快速的發展。地區生產總值（GDP）由1978年的146.99億元增加到2013年的24 502億元，平均增速為16.2%，甚至超過了全國16%的年均經濟增長速度，但與經濟發達地區的差距仍然存在。為此，進一步分析影響湖南省經濟增長的若干因素，既是實現地區生產總值增長10%的戰略目標，不斷縮小與經濟發達地區差距的需要，也是維持經濟持續健康快速增長的客觀要求。通過研究湖南省經濟增長的影響因素，進而制定和實施相應的政策，對保證湖南省經濟的持續發展有非常重要的意義。
國內外就經濟增長影響因素的研究文獻有許多，大致可以將其分為影響因素的選取以及具體實證分析方法兩部分。從影響因素的選取來看，將經濟增長的影響因素歸結為勞動投入、資本積累、技術進步、人力資本、制度因素等。亞當?斯密、西蒙?庫茲涅茲、阿瑟?劉易斯等認為，物質資本是經濟增長的關鍵因素。舒爾茨則認為，人力資本是促進經濟增長更為重要的因素。20世紀70年代以來，經濟學家開始把經濟增長的關鍵歸于科學技術的進步。如周亮（2014）認為，技術創新和制度對經濟增長均具有顯著的正向影響[1]。賀文華（2008）研究表明，FDI是經濟增長的原因。李良新、許南、李江龍（2010）等研究得出，外商直接投資對我省經濟增長的貢獻主要體現在經濟效應和技術溢出效應上。高明華、蔡衛星（2009）研究發現，湖南經濟增長主要依靠要素投入特別是資本要素投入，而技術進步對湖南經濟增長的貢獻率亟待提升[2]。阮敏（2006）得出，技術進步尤其是知識存量的增加對湖南經濟增長的貢獻不大，但要素投入、制度變遷、人力資本以及產業轉移對湖南經濟增長的貢獻很大。夏澤義、許進杰（2009）研究發現，第二產業對湖南經濟的拉動作用最大[3]。常晗（2010）、阮敏（2006）、石華軍（2011）得出，人力資本與湖南省的經濟增長呈正相關關系[4]。許和連、賴明勇（2003）發現，人口增長因素對湖南省經濟增長起著阻礙作用，而其他因素都不同程度地對湖南省經濟增長發揮了積極的作用[5]。
從具體實證分析方法來看，主要有灰色關聯分析、計量回歸分析、協整分析、指標測算等分析方法。沈飛、伍卓（2014）、張婧、劉偉（2009）通過灰色關聯分析產業結構、人力資本與經濟增長的關系[6]。廖翼、唐玉鳳（2012）、艾燕琳、鄭澤民（2006）通過構建計量經濟模型，定量分析湖南經濟的影響因素。王耀中、李禮（2003）分別采用相關分析和因果分析兩種計量分析方法，分析了湖南省產業結構與經濟增長的聯系以及三次產業之間的因果關系[7]。鄧恩（2011）、劉克利、許和連、賴明勇（2001）采用協整檢驗分析技術和 Granger- Causality檢驗方法，實證分析相關因素與經濟增長的關系[8]。石宏長、黃興磊（2007）通過測算三次產業對湖南經濟增長的貢獻份額，得出經濟增長與產業的貢獻度密切相關的結論。肖耀球（2003）則從需求、供給和生產要素三個方面重新設計一套經濟增長因素實證評估體系，并運用湖南的歷史數據進行實際測算與分析。
本文選用1992―2012年的數據，以經濟學理論為基礎，同時吸收已取得的研究成果采用科布―道格拉斯生產函數，在此基礎上實證分析影響湖南省經濟增長的各因素，力圖為湖南省經濟的持續增長提供相關的政策建議。
一、經濟增長影響因素的理論闡述
影響湖南省經濟增長的因素主要有有資本、勞動力、技術、制度，則經濟增長函數可以表示為：
G=F（Cap Lab Tec Ins）
其中，G是經濟增長，Cap代表資本因素，Lab表示勞動因素，Tec代表科學技術因素，Ins指制度因素。我們假定該增長函數滿足：對所有Cap、Lab、Tec和Ins>0，且每個因素的改善都會帶來函數G（?）正的提高，但這種作用在邊際上是遞減的。
同時對其兩邊同時乘以，且等式右端各項分別乘以、、、有：g=?1θ1+?2θ2+?3θ3+?4θ4其中，g=、?1=?、?2=?、?3=?、?4=?，即各個影響因素的產出彈性。θ1=、θ2=、θ3=、θ4=分別表示各個影響因素的增長率。
由上式可知，經濟增長率的提高一部分源于各個因素的產出彈性，一部分源于各個因素的增長率。在此我們假定各個因素的產出彈性不變，則可知經濟增長主要取決于各個因素的增長率。各個因素對經濟增長的作用可以闡釋為如下幾點：
勞動因素是經濟增長的基礎。勞動投入一般是指生產過程中實際投入的勞動量，而實際投入的勞動量來源于勞動力。勞動力即一定的勞動年齡階段并愿意就業的個人，也稱為人力資源。人力資源是經濟增長重要的要素投入指標。在勞動生產率既定的條件下，增加勞動力數量能夠促進經濟的增長。勞動力的增加能夠帶來勞動供給的增加，有利于經濟的增長。反之則不利于經濟增長。
資本因素是經濟增長的核心。資本因素既包括物資資本因素也包括人力資本因素。資本是經濟增長的重要源泉之一，如果一個國家的人均資本越多，其勞動生產率也就越高，經濟增長也就越快。資本是投入到生產過程中的實物和貨幣，包括物質資本、人力資本以及知識資本的投入。物質資本即實物資本，即用于生產物品與勞務的設備和建筑物存量等。外資對經濟增長的影響和作用主要表現在外商直接投資的技術轉移效應。外商直接投資對東道國或地區的技術轉移效應能使當地企業的技術得到改進，以及勞動生產率得到提高。人力資本是指因相關的人力投資而獲得的知識和技能的積累，而人力資本是通過教育等人力投資形式而形成的。知識資本是社會生產過程中所有知識性和技術性的投入，主要通過對科學研究的投入而形成。人力資本的不斷積累能夠有效促進勞動生產率的快速提高，進而促進全社會的經濟發展。
科學技術因素是經濟增長的關鍵。包括技術創新和技術革新在內的技術進步是經濟增長最主要和最直接的推動力。技術通過影響資源的使用效率而間接影響經濟增長。經濟增長水平總是伴隨著人類社會技術水平的提高而增進的，技術進步也是促進人類社會經濟增長的關鍵性因素。技術進步能夠帶來物質資本和人力資本投資收益率的提高。
制度因素是經濟增長的重要保障。在經濟發展過程中，制度的作用無處不在。諾斯曾說，制度是個人與資本存量之間、資本存量與勞務產出及收入分配之間的過濾器。有效的制度安排能夠保證市場經濟有序運行，從而促進經濟持續健康快速發展。一個國家或地區人口的城鄉結構反映了這個國家或地區生產力水平、人民生活水平和城市化水平的高低。城鄉結構通過影響城鄉人口經濟收入、受教育程度、文化背景等，從而影響國家或地區的經濟增長。產業結構通過持續深化產業體系的內在布局，進而持續推動經濟總量的長期增長。經濟增長能夠帶動產業結構變動，而產業結構變動也能推動經濟的增長。
二、實證分析
（一）模型設定
（二）指標選取及數據來源
本文在參照已有文獻及數據可獲得性的基礎上，選用社會勞動者人數、固定資產投資額、教育經費支出額、歷年三項專利申請批準數數據，分別代替勞動投入、物質資本投入、人力資本投入、技術水平。而制度因素則用對外開放程度、產業結構、城鄉結構來衡量。其中，對外開放程度用（地區進口總額+地區出口總額）/地區生產總值這一公式來計算。產業結構為第二三產業所占比例，城鄉結構為城鎮人口占總人口比例。數據主要來源于《湖南統計年鑒》，但由于2006年、2009年的教育經費支出數據缺失，本文采用平滑法計算所得。同時運用SPSS16.0對數據進行標準化處理以消除量綱因素對實證分析的影響，但經標準化后某些指標出現負值，故在此基礎上各個數值都加2。考慮到處理后的數據并不影響研究結果，所以以下所有分析都是使用處理后的數據。
（三）實證過程
以下為標準化處理后各指標數據的時序圖（見圖1）。
從圖1可以看出，除產業結構和對外開放程度外，其余各指標都與地區生產總值呈同一變化趨勢。這一趨勢符合各因素與經濟增長在理論上的相關關系。盡管在前期產業結構、對外開放程度與地區生產總值的同向趨勢并不明顯，但后期正向關系較為明顯。如果用固定資產投資與GDP的比值表示物質資本投資率，則湖南省投資率由1992年的0.236變化到2012年的0.658，樣本期的平均值為0.376。這說明固定資產投資對湖南省的經濟增長拉動作用較為明顯，也就是說湖南省仍然是通過固定資產投資來拉動經濟增長。一直以來，湖南省城鎮人口逐年增加，到2012年，湖南省城鎮人口突破3 000萬人，城鎮化率達到46.65%。資本積累、規模經濟、集聚經濟帶來了城鎮經濟的增長，城鎮既是經濟增長的重要空間集聚載體，也是經濟增長的重要引擎。因此，湖南省仍然要不斷完善落實城鎮化發展的長期政策，加快城鎮化建設來推動地區經濟的增長。產業結構指標在2002年出現最低值，但之后呈穩步上升趨勢。這主要是因為當時世界經濟增速因受匯率、股市及財務假案暴露等因素影響出現放緩態勢。美元大幅貶值、股市急劇下跌，外國直接投資減少。但2002年中國加入了世貿組織，同時實施“十五”規劃，加速經濟結構調整，國內經濟態勢良好，為湖南省經濟增長創造了良好的國內環境。2001年，湖南通過推進工業化，加快全省經濟結構調整的步伐，從而促進了全省經濟的快速增長。
（三）實證結論
從整體上看湖南省經濟增長速度較快，地區生產總值（GDP）2013年為24 502億元，低于全國平均水平，但平均增速（16.2%）超過全國年均經濟增長速度（16%）。從數據的描述統計來看，湖南省經濟增長勢頭良好，發展潛力巨大。物質資本、人力資本以及城鄉結構的回歸系數分別為0.66、0.21、0.17，這說明湖南省經濟增長主要得益于固定資產投資、人力資本投資以及城鎮化。物質資本貢獻率達1.266，且呈上升趨勢（見下頁圖2），可見湖南省經濟增長基本上依靠固定資本投資，并且這種依賴性逐漸增強。湖南省產業結構的演進與經濟增長之間具有密切的聯系。2013年湖南省固定資產投資額為18 381.4億元，比上年增長26.1%。2013的固定資產投資總額中投資于第一二三產業的分別為633.9億元、8 080.8億元、9 666.8億元，二三產業占96.5%，這符合配第―克拉克定理。人力資本的回歸系數是0.211，也就是說一單位的人力資本投資能夠帶來大約0.211個單位的經濟增長。一直以來，湖南省對教育事業的投入呈不斷上升趨勢，主要體現在教育經費支出的逐年增加上。1993年湖南省教育經費支出2 766萬元，到2012年這一支出達到10 070 976萬元，平均每年增加503 410.5萬元。截至2011年，湖南省的城鎮化率為45.1%，比全國城鎮化平均水平51.27%低6.17個百分點。從城鄉結構對經濟增長影響的回歸系數來看，其系數達0.17，所以湖南省還應繼續推進城鎮化進程以更好地拉動經濟增長。但技術水平的回歸系數為負值，而計量檢驗顯著，這顯然不符合經濟現實。一方面，可能是由于指標選取的不合理性，因為技術水平不能僅僅從專利授權數量上得到體現，還應體現在科技投入、科技人才數量等綜合指標上。另一方面，在計量回歸之前對數據的一系列處理也在很大程度上影響了回歸系數。在今后的研究中還應進一步完善這一指標，以更好地與現實經濟情況擬合。全省進出口總額251.6億美元，比上年增長14.7%。其中，出口148.2億美元，增長17.6%；進口103.4億美元，增長10.7%（數據來源：湖南省2013年國民經濟和社會發展統計公報）。對外開放程度與經濟增長呈正向相關關系，回歸系數為0.022。發展對外關系，加強與外省的經濟聯系，大力發展對外貿易仍是湖南省拉動經濟增長的重要引擎。
政策建議
（一）加大科技投入力度，調整科技投入結構
科學技術是第一生產力，只有科技的進步，才能從根本上解決經濟的落后問題，促進經濟的發展。為此要穩定和適當加大技術投入力度，激勵和引導民間技術投入，使科技投入不斷增長；改革方向分散、方式單一的財政科技投入管理體制，構建科學合理的新體制。調整科技投入結構，以及財政科技投入方式；宣傳科教興湘、人才強湘戰略，構建科技創新的支持體系；科學技術的發展既需要發明、創造等硬技術，也需要管理、政策等軟因素，所以要構建全方位的服務于科技創新的戰略體系，為科技興省奠定基礎。
（二）不斷優化產業結構，繼續推進新型城鎮化道路
產業結構、城鄉結構與經濟增長關系密切，要努力實現產業結構、新型城市化與經濟增長的良性互動。第一，繼續大力推進工業化、新型城市化和農業產業化的“三化”戰略，循序漸進推進產業結構優化升級；第二，始終堅持“既要金山銀山，又要綠水青山”的原則，大力發展循環經濟，走資源節約型、環境友好型之路；第三，不斷進行機械化生產、合理推進工業化、大力發展第三產業，實施一二三產業協調發展戰略；第四，繼續推進戶籍制度改革，打破“城鄉二元”分割的制度壁壘；第五，在信息經濟條件下，繼續推進以人為本的新型城鎮化道路。
（三）擴大區域對外開放程度，拉動地區經濟增長
開放經濟是地區經濟發展的巨大引擎，是市場經濟浪潮下的必然選擇。因此，隨著經濟全球化的深入發展，湖南省要以結構調整為核心，以提高質量為重點，不斷發展對外經濟關系。首先，以結構調整為核心，推動湖南對外商品和服務貿易的迅速發展；其次，擴大招商引資規模，逐步拓寬外資進入渠道；最后，“內修其身”打造吸引外資的良好人文社會環境、法制環境、制度環境以及各項配套硬件設施環境。
參考文獻：
[1] 周亮.技術創新及制度因素對湖南經濟增長的影響研究[J].湖南財政經濟學院學報，2014，（30）：70-74.
[2] 高明華，蔡衛星.湖南經濟增長的要素貢獻率：1991―2006[J].湖南社會科學，2009，（1）：92-96.
[3] 夏澤義，許進杰.湖南省產業結構與經濟增長的計量分析[J].工業技術經濟，2009，（1）：77-79.
[4] 石華軍，阮敏.湖南經濟增長與人力資本的關系分析[J].湖南工業大學學報，2011，（2）：100-103.
[5] 許和連，賴明勇.湖南省經濟增長影響因素的實證分析：1980―2000[J].湖南大學學報，2003，（4）：103-107.
[6] 沈飛，伍卓，等.湖南省產業結構與經濟增長的關聯及調整[J].宜賓學院學報，2014，（1）：71-75.
[7] 王耀中，李禮.湖南產業結構與經濟增長關系的實證研究[J].湖南社會科學，2003，（5）：111-113.
[8] 鄧恩.湖南農村金融與經濟增長關系的實證分析[J].吉首大學學報，2011，（4）：98-101.
關鍵詞 丹尼森系數法；中等職業教育；經濟增長
中圖分類號 G718.3 文獻標識碼 A 文章編號 1008-3219（2013）16-0057-06
國內學者已經就教育對經濟增長的貢獻作了一些很有意義的研究。崔玉平采用與丹尼森大致相同的方法，得出1982～1990年間我國教育對經濟增長的貢獻率是8.84%[1]。杭永寶利用修正了的丹尼森系數法對我國1993～2004年職業教育對經濟增長的貢獻進行了估算[2]。凌云莉、唐志丹運用丹尼森基本模型研究認為，遼寧省1996～2006年間高等教育對經濟增長的貢獻低于世界水平而與全國水平相當[3]。燕玉鐸等以丹尼森因素分析法為基礎，全面測算了1991～2008年我國高等教育對經濟增長的貢獻[4]。從以上文獻梳理來看，研究中等職業教育對經濟增長的貢獻較少，因此，本文研究具有一定的理論價值和實踐意義。
一、研究方法
（一）基本模型
本文主要運用丹尼森系數法研究中等職業教育對經濟增長的貢獻。美國經濟學家丹尼森（Denison E. F，1962）認為，勞動包括數量和質量兩方面的構成因素。如果把同質工人的數量和人均勞動小時數作為勞動數量方面的構成因素，把教育作為勞動質量方面的一個構成因素。那么，柯布—道格拉斯函數變成如下形式：
Y=SKa（LE）b （1）
S表示技術水平，K表示資本投入量，L表示不包含教育質量因素的勞動投入量，E表示教育投入量，Y表示國民收入產出量。對（1）兩邊求時間t的全導數，且兩邊同時除以Y，經過推導，可得國民收入產出增長速度模型：
y=s+ak+bn+be （2）
其中：s表示年技術進步率，a表示產出對資本彈性率，k表示資本投入量年增長率，b表示產出對勞動的彈性率，n表示不含教育質量因素的勞動年增長速度，e表示教育投入量年均增長速度，y表示國民收入年均增長。因此，教育對國民收入增長速度的貢獻可以表示為：
Re=ye/y=b×e/y （3）
這就是目前被國際教育經濟學界廣泛采用的計量教育對國民經濟增長貢獻的模型。模型中，y代表國民收入總的增長率，ye代表由教育的作用所帶來的國民收入增長率，Re為教育對國民收入增長速度的貢獻率。
（二）數據來源和說明
選取2001～2010年《中國統計年鑒》和《遼寧省統計年鑒》GDP和各層次教育程度人均收入及從業人員的比例等數據進行實證研究。由于在確定2001年中職從業人員百分比時，需要1961～2001年中職畢業生數據，而1961年前數據查詢困難，即使存在部分數據也很模糊。
1.關于b的取值
本研究擬采用麥迪遜的b系數值為0.7，實際上，我國的b值可能低于0.7。也就是認為勞動對產出的彈性為0.7，即認為勞動投入每增加1%，產出增加量為0.7%。
2.關于e的確定問題
由于e的投入還包括勤奮努力程度、個人天賦、家庭背景等因素，因此，依據丹尼森等西方學者通行的算法，把教育程度提高帶來的勞動量增長率用0.6做折算。
由于丹尼森模型中沒有給出分別估算各類教育對經濟增長貢獻的具體方法，本文在杭永寶權數分配法的基礎上，根據實際情況對各類教育重新賦權。將我國的教育分為六個主要層次，分別為：本科以上、高職（大專）、中專、普通高中、初中、小學及以下，設這6種教育投入增長率分別為e6、e5、e4、e3、e2、e1。
二、中等職業教育對經濟增長貢獻的估算
（一）遼寧省中等職業教育對經濟增長貢獻的估算
1.計算勞動力數量換算系數
依據我國實施市場經濟年間接受六個主要層次教育從業人員年平均收入，推斷出接受相應教育層次從業人員勞動生產率的比例倍數，進而推導出接受大學以上、高職、中專、高中、初中、小學教育所提高的勞動力質量換算為勞動力數量的系數。本文采用2002年北京師范大學李實教授對遼寧地區收入分配問題研究所調研的不同學歷層次的年工資收入數據，計算2001～2010年間不同教育程度從業人員的勞動力折算系數，主要依據是：采用丹尼森系數法估算教育對經濟增長貢獻的一個重要假設就是估算期間勞動力折算系數不變。2002年遼寧受小學、初中、普通高中、中專、高職、大學以上教育從業人員的年平均工資分別為5702.70元、9117.90元、10170.24元、11327.17元、12888.56元、15675.40元。其勞動生產率比例倍數為1/1.60/1.78/1.99/2.26/2.75[5]。由此可以得出，受大學以上、高職、中專、高中、初中、小學教育從業人員的勞動力數量折算系數分別為：2.75、2.26、1.99、1.78、1.60、1。
2.推算從業人員文化程度分布
通過中國勞動統計年鑒可以直接查出2001年和2010年研究生、大學、高職、普通高中和中職、初中、小學、小學以下從業人員的比重，見表1。
表1 2001年與2010年遼寧省從業人員受7種教育各占百分比（%）
資料來源：《中國勞動統計年鑒（2011、2002）》。
由于年鑒中受普通高中和中職教育從業人員的百分比未直接給出，只給出了兩者之和為13.7%。將中職從業人員所占百分比從13.7%中分離出來是比較困難的，因此要整合相關統計數據進行復雜的推算。依據我國制度規定，有效適齡勞動人口的年齡（男16～60周歲，女16～55周歲）和中職生入學年齡、教育體制推算中職畢業生在從業人員中的人數。假定中職畢業生完全在本省區域內就業。2001年中職教育程度從業人員為1996～2001年間的畢業女生人數與畢業男生人數之和。
推算時，女生和男生的比例用2001～1961年全部中職畢業生人數減去1965～1961年中職畢業女生人數。同理，2010年中職教育程度從業人員為2010～1975年間的畢業女生數與畢業男生數之和。推算時，女生和男生的比例用2010～1970年全部中職畢業生人數減去1974～1970年中職畢業女生人數。
由表2可知，1965～1961年間中職畢業生人數為77493人，1975～1971年間中職畢業生人數為36820人，平均每年的畢業生人數為7364人，則1974～1971年間中職畢業生人數約為29456人；1970年為19477人。因此，1970～1974年間中職畢業生人數約為48933人。1961～1965年和1978年中職女生所占比重分別為35.8%、39.7%、39.5%、32.7%、37.9%和35.3%，1965～1961年間中職女生的平均比重為37.12%，因而可以推算出1965～1961年中職女畢業生數為28765人。由于1966～1976年中國發生，中職女生所占比重數據缺失[6]。因此，用1978年中職女生比重估算1974～1970年中職畢業生中女生人數，則1974～1970年中職畢業女生人數為17127人。
根據表2可推導出2001年中職教育從業人員人數為174663人；2010年從業人員中中職畢業生人數為2878349（2895476-17127）人。由2001和2010年的《遼寧統計年鑒》可知，2001年和2010年遼寧從業人員分別為2069.3萬人、2317.5萬人，則2001年和2010年從業人員中接受中職教育者所占比重分別為8.44%和12.41%。結合表1，2001年和2010年從業人員中受普通高中教育所占比例分別為5.26%和1.92%。
3.分別計算從業人員人均教育綜合指數
根據上述計算結果對表1數據進行修正，可以得出遼寧省從業人員受8種教育分布的百分比。見表3。
表3 2001、2010年遼寧省從業人員受8種教育分布百分比（%）
資料來源：《中國勞動統計年鑒（2011、2002）》，根據上述計算整理獲得。
根據我國目前執行的學制和表3，分別計算2001年和2010年遼寧從業人員人均受教育年限。
2001年遼寧從業人員人均受教育年限：
研究生=0÷100×3=0
本科=1.3÷100×4=0.052
大專（高職）=4.9÷100×3=0.147
中職=8.44÷100×3=0.2532
普通高中=（5.26+4.9+1.3）÷100×3=0.3438
中學=（51.3+5.26+8.44+4.9+1.3）÷100×3=2.136
小學=（26.7+51.3+5.26+8.44+4.9+1.3）÷100×6=5.874[7]
2010年遼寧從業人員人均受教育年限：
研究生=0.47÷100×3=0.0141
本科=（5.5+0.47）÷100×4=0.2388
大專（高職）=7.6÷100×3=0.228
中職=12.41÷100×3=0.3723
普通高中=（1.92+7.6+5.5+0.47）÷100×3=0.4647
中學=（53.9+1.92+12.41+7.6+5.5+0.47）÷100×3=2.454
小學=（17.5+53.9+1.92+12.41+7.6+5.5+0.47）÷100×6=5.958
由于教育程度的提高而帶來的勞動投入量用教育綜合指數來表示。把勞動力人均受教育年限看作是權數分別乘以勞動力數量折算系數，據此計算出勞動力人均教育綜合指數E1（2010年）和E0（2001年），如表4所示。
表4 2001、2010年遼寧省勞動力人均教育綜合指數
資料來源：根據不同教育程度勞動力折算系數與2001、2010年從業人員人均受教育年限的乘積（年限平均），再對2001年和2010年不同教育程度的年限平均求和，即得出2001年、2010年人均教育綜合指數分別為10.882652和12.663198。
4.計算從業人員人均受6種教育投入年增長率、教育綜合指數平均年增長率、受教育年限平均年增長率。
基本公式運用幾何平均法，見（4）：
（4）
其中n為起始年與終止年之間的間隔年限數。根據公式（4），計算遼寧省從業人員受本科以上、高職、中職、普通高中、初中、小學教育綜合指數年平均增長率、教育平均綜合指數年均增長率。按上述公式計算不同教育程度的綜合指數年均增長率N，N6、N5、N4、N3、N2、N1表示本科以上、高職、中職、普通高中、初中、小學教育綜合指數年平均增長率。則有：
N6=（0.695475/0.143）1/9-1=19.214%
N5=（0.51528/0.33222）1/9-1=4.998%
N3=（0.827166/0.611964）1/9-1=3.405%
N4=（0.740877/0.503868）1/9-1=4.375%
N1=（5.958/5.874）1/9-1=0.158%
N2=（3.9264/3.4176）1/9-1=1.554%
可以看出，本科以上教育指數增長最快，其次就是中職和高職教育，分別為4.386%和4.998%。
遼寧省2001～2010年間教育平均綜合指數年均增長率：
E=（12.663198/10.882652）1/9-1=1.697%
5.分別計算6種層次教育指數增長率占年均總教育指數增長率的百分比
可以用本科以上、高職、中職、普通高中、初中、小學教育指數年均增長率與各類教育勞動力數量折算系數的乘積作為權數（比例），直接計算（分配）其占年均教育綜合指數增長率的百分比，分別計算6種不同層次教育引起教育綜合指數增長率的實際值（E6，E5，E4，E3，E2，E1）。其結果為：6種層次教育占年均教育綜合指數增長率的權數分別是2.75×N6、2.26×N5、1.99×N4、1.78×N3、1.60×N2、1×N1，則具體數值分別為52.839%、11.295%、8.706%、6.061%、2.486%、0.158%。假定權數的公約數為M，則有M×（52.839%+11.295%+8.706%+6.061%+2.486%+0.158%）=100%，可以求出M=1.226（100/81.545）。2001～2010年本科以上、高職、中職、普通高中、初中、小學教育年均綜合指數增長率占年均教育綜合指數增長率的百分比分別為64.781%、13.848%、10.673%、7.431%、3.048%、0.194%。2001～2010年遼寧省本科以上、高職、中職、普通高中、初中、小學教育指數增長引起的年均教育綜合指數增長率的實際值為用其所占百分比分別乘以遼寧省2001～2010年教育綜合指數年平均增長率1.697%，即E6，E5，E4，E3，E2，E1分別為1.697%、1.099%、0.235%、0.181%、0.126%、0.052%、0.003%。
6.分別計算6種層次教育投入增長率
結果分別為：
e6=0.6E6=0.6×1.091%=0.660%
e5=0.6E5=0.6×0.235%=0.141%
e4=0.6E4=0.6×0.181%=0.109%
e3=0.6E3=0.6×0.126%=0.076%
e2=0.6E2=0.6×0.052%=0.031%
e1=0.6E1=0.6×0.003%=0.002%
7.計算GDP的實際年均增長率（y）
實際增長率是以本國貨幣可比價格為基礎計算的。根據2002和2011年的《遼寧統計年鑒》相關數據，設遼寧省1952年的GDP為100，則2010年GDP指數為13683.4，2001年GDP指數為4555.1。采用幾何平均法計算實際年均增長率（y），則y=（13683.4/4555.1）1/9-1=13%，GDP實際年均增長率為13%。
8.計算6種層次教育對經濟增長率的貢獻
根據基本模型公式Re=b×e/y計算各層次教育對經濟增長率的貢獻，結果見表5。
表5 2001～2010年遼寧省不同程度教育對經濟增長率的貢獻
資料來源：e代表不同教育程度投入增長率，b=0.7前面已經論述，e×b/y為遼寧省不同教育程度從業人員對經濟增長的貢獻，經計算整理獲得。
（二）全國中等職業教育對經濟增長貢獻的估算
1.勞動力折算系數
國家統計局“2004年中國城市住戶調查數據”，對不同性別各學歷階段的年工資收入求平均來計算2001～2010年不同教育程度從業人員的勞動力折算系數，再把受小學、初中、普通高中、中職、高職、大學本科、研究生教育從業人員的勞動力質量換算成勞動力數量的系數，即勞動力數量折算系數分別為：1.00、1.05、1.30、1.43、1.78、2.41、3.82[8]。
2.推算從業人員文化程度分布
通過推算得出全國從業人員接受不同教育程度分布比例，見表6。
表6 2001、2010年全國從業人員接受不同教育程度分布百分比（%）
資料來源：《中國勞動統計年鑒（2011、2002）》，根據上述計算整理獲得。
3.估算不同教育程度對經濟增長率的貢獻
表7 2001～2010年全國不同程度教育對經濟增長率的貢獻
資料來源：e代表不同教育程度投入增長率，b=0.7前面已經論述，e×b/y為全國不同教育程度從業人員對經濟增長的貢獻，經計算整理獲得。
三、結果分析
（一）省內不同教育層次對經濟增長貢獻的比較分析
由表5可知，中職教育對遼寧經濟增長的貢獻為0.585%，遠高出普通高中、小學和初中對經濟增長的貢獻，其中，相對于普通高中，中職教育對經濟增長率的貢獻高出0.178個百分點。中職教育對經濟增長的貢獻低于高職、本科以上教育對經濟增長的貢獻，具體來說，其比高職低0.174個百分點，比本科以上教育低2.967個百分點。總體來看，遼寧中職教育對經濟增長的貢獻處于中間水平，但與同是高中階段教育的普通高中相比，其對經濟增長的貢獻具有明顯優勢，主要原因是中職教育以培養學生技術技能為主，中職畢業生就業后直接能創造社會價值；而高中教育主要以學習基礎理論知識為主，高中畢業生與中職畢業生在直接就業、創造社會價值的能力水平上差距很大。另外，通過估算不同層次教育對經濟增長的貢獻，影響其結果的主要是教育綜合指數年均增長率，而影響教育綜合指數的是勞動力折算系數和受教育年限，因此可以認為，當經濟年增長率一定時，受教育年限越上，勞動力折算系數越大，則對經濟增長的貢獻就越大（普通高中和中職教育受教育年限相同除外）。
（二）遼寧中等職業教育對經濟增長貢獻與全國的比較分析
與全國相比，遼寧教育對經濟增長的總體貢獻偏高。遼寧中等職業教育對經濟增長的貢獻為0.585%，略高出2001～2010年全國中等職業教育對經濟增長貢獻0.525%的0.06個百分點。分析其原因，影響因素主要有不同層次教育年均綜合指數增長率占年均教育綜合指數增長率的百分比和經濟年增長率。全國中職教育綜合指數年均增長率占教育年均綜合指數增長率為0.137%，小于遼寧省中職教育綜合指數年均增長率占教育年均綜合指數增長率0.181%。換言之，遼寧省中職教育綜合指數年均增長率占教育年均綜合指數增長率是全國中職教育綜合指數年均增長率占教育年均綜合指數增長率的1.32倍。全國的經濟年均增長率為10.96%，小于遼寧省經濟年均增長率的13%。由于遼寧省中職教育綜合指數年均增長率占教育年均綜合指數增長率相對于全國中職教育綜合指數年均增長率占教育年均綜合指數增長率的倍數高于遼寧省經濟年均增長率相對于全國經濟年均增長率的倍數，這使遼寧省中職教育對經濟增長的貢獻高出全國中職教育對經濟增長貢獻的0.06%。假定教育綜合指數一定，實際上教育年限（學制）無論是全國還是遼寧在某個教育層次上是一樣的，唯一不同的是勞動力折算系數。因此，可以假定勞動力折算系數全國和遼寧相同，這與丹尼森系數法估算假定又不謀而合。由此可見，經濟年增長率是影響中職教育對經濟年增長貢獻的一個非常重要因素。
四、政策建議
通過上述分析發現，與高中教育相比，遼寧的中職教育對經濟增長的貢獻比較大，同時與全國相比中職教育對經濟增長的作用略高，因此國家財政應加大對中等職業教育的支持強度和保障力度。
一是國家應對中職教育財政審批、預算編制等環節給予政策傾斜，并從總量上增加對中等職業教育的財政投入，并進一步明確中央和地方對中等職業教育財政投入的責任。中央政府投入提高的同時，地方政府對農村職業教育財政投入的努力程度也要增強，使中等職業教育對經費的需求與中央、地方政府的財政投入形成一種相互協調的機制[9]。二是落實好國家支持中職教育的優惠政策。三是構建中等職業教育財政支出保障機制，制定中等職業學校生均公用經費標準、教師編制標準、校舍建設和維修以及設備配置標準，促進中等職業教育的科學發展。
參考文獻
[1]崔玉平.中國高等教育對經濟增長率的貢獻[J].教育與經濟，2001（1）：1-5.
[2]杭永寶.中國教育對經濟增長貢獻率分類測算及其相關分析[J].教育研究，2007（2）：38-47.
[3]凌云莉，唐志丹.高等教育對經濟增長貢獻率的研究——基于遼寧省的實證分析[J].現代教育管理，2010（1）：5-7.
[4]燕玉鐸，等. 我國高等教育對經濟增長貢獻的測算及分析[J].情報科學，2011（5）：774～800.
[5][6][7][9]王鳳羽.農村職業教育財政投入問題研究[D].沈陽：沈陽農業大學，2011.
[8]魏巍，岳昌君.性別工資差異研究[J].北大教育經濟研究（電子季刊），2006：16.
Study on Contributions of Secondary Vocational Education against Economic Growth Based on Denison Coefficient Method
WANG Feng-yu
（School of Economics and Business Management， Yangtze Normal College， Fuling Chongqing 408100， China）
一、高速增長時期結束的原因
與過去30年相比,20世紀90年代臺灣經濟增長具有兩個明顯的特征。其一,經濟增長由過去的快速增長轉為中速增長。在經濟發展“黃金時代”的60年代,經濟增長速度年平均達到10%;70-80年代仍保持較快增長速度。1971-1980年,年平均增長率為9.4%,1981-1990年,年平均增長率為8.1%。90年代(1991-2000年)臺灣經濟年平均增長率則降為6.3%,明顯轉入中速增長時期。其二,經濟呈較穩定增長態勢。70-80年代臺灣經濟雖然平均增長速度較快,但受兩次世界石油危機的影響,各年增長幅度波動較大,20年中有9年經濟呈兩位數增長,其余為個位數增長,其中1974年增長率僅1.2%,1975、1982年分別為4.9%與3.6%。進入90年代以來,臺灣經濟除了1998年受到亞洲金融危機影響,增長率為4.3%較低外,各年經濟增長率維持在5.7%至7.6%之間,表現出較穩定的中速增長趨勢(參見表1與圖1)。
表1 臺灣歷年經濟增長率 單位:%
1 2 3 4 5 6 7 8 9 0 平均
1951-1960 12 9.3 9.5 8.1 5.5 7.4 6.7 7.7 6.3 7.6
1961-1970 6.9 7.9 9.4 12.2 11.1 8.9 10.7 9.2 8.9 11.4 10
1971-1980 12.9 13.3 12.8 1.2 4.9 13.9 10.2 13.6 8.2 7.3 9.4
1981-1990 6.2 3.6 8.4 10.6 5 11.6 12.7 7.8 8.2 5.4 8.1
1991-2000 7.6 7.5 7 7.1 6.4 6.1 6.7 4.6 5.7 6 6.3
1951-2000 8.4
資料來源:臺灣“行政院經建會”:《Taiwan Statistical Data Book 1990》,臺北,1991,第23-24頁;
臺灣“行政院經建會”:《Taiwan Statistical Data Book 2000》,臺北,2001,第41-43頁;
臺灣“經建會”:《“自由中國”之工業》,2001年第4期,封面內頁。
附圖
圖1 各年代經濟增長走勢
資料來源:同表1。
臺灣經濟之所以難以再持續高速增長,主要是因為自80年代中期起臺灣內外經濟環境均發生了巨大變化,以往有利的因素與條件明顯失去,臺灣社會經濟進入轉型時期。關于這方面已有較多的研究,但為了以下行文的方便及全文的完整性,這里仍作一概括論述。80年代中期以來,國際經濟環境對臺灣不利的因素主要有:其一,美國對臺灣的貿易壓力日益增長。美國長期是臺灣最大的出口國,但隨著臺灣對美順差的不斷擴大,臺灣成為美國施加貿易壓力的主要目標之一,臺灣在被迫逐步開放島內市場的同時,新臺幣大幅升值,新臺幣兌美元匯率由1985年的39.9:1持續升值至1992年的25.4:1,升值幅度達36.3%,結果使臺灣許多傳統出口產業失去國際競爭力。其二,世界經濟區域化的加速發展,使臺灣主要外貿市場面臨更大挑戰。繼1993年歐洲統一大市場正式成立,1994年北美自由貿易區生效實施,東盟自由貿易區也在1993年啟動運行。各類地區經濟集團都具有對內互惠、對外排他的雙重經濟功能,這種排他性對臺灣傳統的外貿市場產生了很大影響。其三,在國際市場上,后起的發展中國家對臺灣的競爭壓力越來越大。80年代以前,臺灣出口導向經濟具有“搶先”優勢,80年代之后,越來越多發展中國家或地區也以自身的優勢大力發展出口工業,加入國際市場競爭,臺灣傳統的勞力密集型出口產品受到嚴峻挑戰。90年代以來這種趨勢更加明顯。總之,過去10多年國際經濟格局的演變,使臺灣經濟陷入所謂前有強敵阻擋,后有追兵壓力的“夾殺的困境”。
與此同時,臺灣內部環境亦發生劇烈變化,制約了臺灣經濟的持續快速增長。(1)經濟環境的改變。勞動力這一重要的基本生產要素,在過去二三十年是臺灣企業國際競爭力的最大優勢。但80年中期以來,一方面,隨著勞力密集型加工出口工業的迅速發展擴張,勞動力供不應求的矛盾日益加劇;另一方面,在平均國民所得水平提高,而社會風氣又轉趨投機享樂環境下,年青人不再愿意從事較艱苦的體力勞動,這就更突出了工業特別是制造業勞力短缺的困境。臺灣的工資水平因此大幅上升。結果,企業生產成本上升,競爭力下降。臺灣土地的價格在80年代下半期也出現暴漲情況。臺灣土地面積原本有限,隨著工業的迅速發展,加上相關土地政策的限制,工業用地供不應求的矛盾已日趨突出。80年代中期起,由于總體經濟失衡,泡沫經濟產生,房地產價格更是急劇高漲。這種狀況加劇了工商業用地的緊張,廠商經營成本大幅上升。
(2)政治環境的改變。自80年代中期臺灣取消“法”、開放報禁以來,臺灣政治也進入了轉型時期,經濟發展受到非經濟因素的影響越來越大。首先,隨著臺灣政治體制由強權政治向多黨政治的轉換,島內各種政治利益集團的對立斗爭日趨尖銳,政局動蕩不安,影響民間投資意愿。其次,臺灣在社會與政治日趨多元化后,原有的 經濟管理體制無法適應形勢發展,當局對經濟的管理混亂無力,行政效率低落。第三,在臺灣政治轉型過程中,金權政治與黑道問題日趨泛濫。財團與黑道勢力不僅滲透“立法院”,影響經濟決策,而且直接介入各個公共工程項目。黑金政治在直接侵蝕臺灣經濟肌體的同時,更造成治安惡化,社會秩序混亂,使投資者失去信心。
(3)社會環境的改變。戰后臺灣長期累積并被壓制的各類社會矛盾隨著強權政治體制的解體也不斷爆發出來,影響較大者如環保運動、勞工運動等,轉型中的臺灣經濟因此又增加了一重困難。總而言之,80年代中期以來臺灣經濟、政治與社會均進入轉折時期,經濟發展受到的沖擊與挑戰是全方位的,經濟持續快速增長的條件已經失去。
二、穩定中速增長的動力來源
內外環境的巨大變化使臺灣經濟無法繼續維持高速增長,關于這一點人們較容易取得共識。但面對全方位的沖擊與挑戰,臺灣經濟并沒有急劇衰退,而是維持了較穩定的中速增長水平,其原因何在?換言之,其穩定中速增長的動力為何?對此人們似乎關注得并不多。事實上,與過去30年相比,90年代臺灣經濟增長速度明顯下降,但與同時期相類似的經濟體相比,臺灣經濟的增長速度并不慢。70年代末同樣被世界公認為新興工業化國家或地區的墨西哥、巴西及阿根廷三個拉美國家,1990-1998年,年平均經濟增長率分別為2.5%、3.3%及5.3%,而同期臺灣的年平均經濟增長率是6.5%。即使在亞洲“四小龍”中,臺灣亦排名第二,1990-1998年新加坡、韓國及香港的年平均經濟增長率分別為8.0%、6.2%及4.4%。[2](P337-338)認清支撐臺灣經濟穩定中速增長的動力來源,不僅可以加深對90年代臺灣經濟發展的認識,而且有助于把握未來臺灣經濟增長的趨勢。
(一)產業結構調整,以電子信息業為主的高科技產業成為臺灣經濟增長的新支撐點
面對新臺幣大幅升值、勞工成本上升及土地價格高漲等一系列巨大壓力,臺灣傳統的勞力密集型產業逐步失去發展的比較利益,無法有效地支撐經濟持續發展,但在此過程中,臺灣的產業結構逐漸調整升級,轉向發展技術密集型產業,以電子信息業為主的高科技產業發展迅速,較順利地取代傳統的紡織、塑膠等成為經濟增長的新支撐點,這在相當程度上緩解了內外形勢劇烈變化對臺灣造成的強烈沖擊,使臺灣經濟還能維持中速增長。
1.電子信息產業成為臺灣產業的主流
80年代中期以來,在臺灣當局的大力扶植下,加上以美國為首的國際電子信息產業蓬勃發展的刺激,臺灣以電子信息業為主的高科技產業發展迅速。以1996年為基期(指數為100),1990-2000年,臺灣的制造業類指數由76.37提高到129.87,增加53.5個百分點;而其中,電機電子器材業指數則由55.37提高到185.43,增加130.06個百分點,增長速度遠高于制造業的總體水平。[3](P166-169)電子信息產業在制造業中的地位相應快速上升,成為制造業的第一大產業。1987-1998年電子信息產業占制造業的比重由16.89%提高為30.26%,在四大類制造業中的比重從末位升至首位;而同期傳統民生工業則從首位降到末位,所占比重由31.52%下降為17.54%。2000年電子信息產業占整體制造業產值的比重持續提高至37.8%。[4](P173)[5](P13)
2.電子信息產品成為臺灣出口增長的新支柱
伴隨著臺灣產業結構的調整升級,電子信息產品出口迅速增長,從80年代中期起,電子信息產品取代紡織品及其相關產品成為臺灣第一大出口商品。2000年臺灣電子、資訊與通訊產品出口512.55億美元,占出口總額的34.54%,而紡織品出口152.19億美元,所占比重僅為10.25%。[6]
關鍵詞：柯布—道格拉斯生產函數 協整檢驗 回歸模型 誤差修正模型
中圖分類號：F123 文獻標識碼：A
1、引言
隨著經濟的快速發展，分析我國或各個地區的經濟增長影響因素的文獻有很多，但是分析的視角和方法差異明顯，其中運用柯布—道格拉斯生產函數模型進行影響因素分析的文獻不占少數。袁靖在《中國能源消費與經濟增長關系的實證研究》中運用柯布—道格拉斯生產函數模型對經濟增長的因素進行了分析，并著重研究了能源消費與經濟增長的關系，從而可知節能減排并不會對中國經濟增長造成負面影響，進而基于能源視角對經濟發展提出建議。石賢光在《基于柯布-道格拉斯生產函數的河南省經濟增長影響要素分析》中運用道格拉斯生產函數對影響河南經濟增長的三個主要因素——勞動力、資本和能源進行了回歸分析，從而表明河南省的經濟增長主要依賴于勞動、資本和能源的投入。本文采用柯布—道格拉斯生產函數，基于1980—2011年的時間序列數據對我國的經濟增長的影響因素進行定量分析，從而得到勞動力投入與固定資本投資對我國經濟發展的長期影響情況和短期調整狀況。
2、經濟理論基礎
經濟增長理論是現代經濟學的一個重要分支,經濟增長既是經濟發展的總量表現形態又是取得經濟成就最重要的標志和過程。決定經濟增長的因素很多,其中資本、勞動力、技術進步和人力資本被認為是一國、一地區經濟增長的主要決定因素。柯布和道格拉斯于20世紀20年代提出的著名的柯布―道格拉斯生產函數，是研究經濟增長影響因素的經典模型。
柯布—道格拉斯生產函數的常見形式是 ，具有以下性質：
（1） 是產出對勞動投入的彈性，它度量著資本投入保持不變的情況下，勞動投入變化1%時，產出的百分比變化。
（2）同樣 是產出對資本投入在勞動投入保持不變下的彈性。
（3）總和 給出規模報酬的信息，就是產出對投入比例的反應。
（4）參數 可看作是效率參數，因為 的大小在 與 固定的條件下直接影響產出量。
a、當 時，規模收益遞增，即一倍的投入將帶來多于一倍的產出。
b、當 時，規模收益不變，即一倍的投入將帶來一倍的產出。
c、當 時，規模收益遞減，即一倍的投入將帶來少于一倍的產出。
本文采用柯布—道格拉斯生產函數，主要分析我國的固定資本投資與勞動力投入對經濟增長的影響情況及我國的經濟發展狀況。
3、實證分析
3.1 數據來源與變量說明
本文研究過程采用1980-2011年的年度數據,數據來源于相關年度的《中國統計年鑒》。對于模型中采用的變量，由于固定資產投資指數部分缺失，均以1980年為基期的國內生產總值指數對 、固定資產投資 進行平減，以消除物價因素的影響，單位均為億元；另外，本文選取年底就業人員數作為勞動力投入量 ，單位為萬人。
在實際回歸中，為避免異方差性，本文對模型 兩側取對數，得到線性模型： ，再作相關的分析與檢驗。
3.2 對變量序列進行單位根檢驗
3.5 回歸模型結果分析
（1）計量經濟學分析
從模型估計結果可以看出， 和 的系數均通過顯著性檢驗，回歸方程通過顯著性檢驗且擬合度高，說明 和 對 具有很強的解釋能力，因此固定資產投資與勞動力投入量的變動對于經濟增長的影響是顯著的。
（2）彈性系數分析
勞動力投入的彈性為0.7380，固定資本投入的彈性為0.6300,這表明勞動投入和固定資本投資的增加均會帶來產出的相應增加，勞動力投入每增加1%，產出會增加0.7380%；固定資本投資每增加1%，產出會增加0.6300%。另外， ，說明我國經濟增長是規模報酬遞增的，經濟發展態勢良好。
（3）要素貢獻率分析
通過計算可得，1980—2011年，我國的 年均增長率為10.04%，固定資產投資年均增長率為14.34%，勞動力投入量年均增長率1.92%。結合各要素的產出彈性，由
固定資本投資的要素貢獻率：
勞動力投入的要素貢獻率：
計算可得，1980-2011年間，固定資產投資與勞動力投入對我國的經濟增長率的貢獻率分別為89.98%、14.11%，其中，固定資本投資對我國經濟增長的貢獻尤為突出。
3.6 誤差修正模型的建立
單位，產出變化率同向變動0.4936個單位，當勞動力投入變化率變動1個單位，產出變化率同向變動0.6699個單位。并且短期調整系數顯著，這說明對偏離長期均衡的調整有一定力度。即當短期波動偏離長期均衡時，將以29.22%的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。
4、結論與相關建議
本文采用柯布—道格拉斯生產函數，對我國的經濟增長的影響因素進行了定量分析，從反映長期均衡的回歸模型可以看出，勞動力投入和固定資本投資的增加均會帶來產出的相應增加，固定資本投資增加1%，產出會增加0.6300%，勞動力投入增加1%，產出會增加0.7380%。從勞動力投入和固定資本投資的產出彈性之和大于1，可知我國的經濟增長是規模報酬遞增的，經濟發展態勢良好。從短期角度考慮，誤差修正模型間接衡量了短期內固定資本投資和勞動投入量對產出的影響，通過變化率的變化來反映經濟變量之間的關系，我國的本期固定資本投入變化率變動1個單位時，產出變化率同向變動0.4936個單位，勞動力投入變化率變動1個單位時，產出變化率同向變動0.6699個單位。當短期波動偏離長期均衡時，將以29.22%的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。
綜上所述，我國的經濟增長主要依賴于勞動與資本的投入，技術進步貢獻較小，仍舊是粗放型的增長方式，因此，為使我國的經濟呈持續、快速、健康的發展態勢，應積極的轉變這種單純依賴生產要素投入的經濟增長方式。通過調整與優化經濟結構、推進科技進步、加快體制創新等方式，實現經濟增長方式的根本轉變，從而實現國民經濟穩定持續的發展。
參考文獻
[1]袁靖.中國能源消費與經濟增長關系的實證研究[J].廣西經濟管理干部學院學 報,2010,(1)：56-60
