時間：2023-07-19 17:31:48
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創(chuàng)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(jīng)濟增長的來源，希望這些內(nèi)容能成為您創(chuàng)作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
金融與經(jīng)濟的關(guān)聯(lián)有兩種方式，一是經(jīng)濟增長為金融創(chuàng)新提供現(xiàn)實基礎，從而拉動金融發(fā)展；二是金融發(fā)展提高資源配置效率，從而推動經(jīng)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(fā)達國家表現(xiàn)得最為明顯，而后者則在發(fā)展中國家表現(xiàn)得更為突出。中國是發(fā)展中國家，金融與經(jīng)濟之間的理論關(guān)聯(lián)應該是第二種模式。自改革開放以來，經(jīng)濟增速較快，特別是進入21世紀以來，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型速度加快，政府也不斷利用金融工具調(diào)控經(jīng)濟發(fā)展模式與經(jīng)濟增長方式。金融支持經(jīng)濟增長的渠道有多種，但最主要地集中于商業(yè)銀行、資本市場及保險市場。商業(yè)銀行通過信貸渠道傳遞宏觀經(jīng)濟政策取向，調(diào)控經(jīng)濟增長；資本市場通過資產(chǎn)證券化，以及證券的發(fā)行與交易，優(yōu)化資源配置，提高經(jīng)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(jīng)濟增長提供不竭的資金來源，另一方面為經(jīng)濟的可持續(xù)增長提供安全保障。然而，對處于轉(zhuǎn)型期的中國經(jīng)濟而言，改革已進入深水區(qū)，但金融市場尚處于不斷的發(fā)展和完善過程中，金融對于經(jīng)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(diào)控宏觀經(jīng)濟，以及通過金融市場聚集金融要素與優(yōu)化金融資源，提供經(jīng)驗證據(jù)。
二、相關(guān)文獻評析
由于金融是經(jīng)濟的核心，關(guān)于金融發(fā)展對經(jīng)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(jié)起來有三種，其中主流觀點認為，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長具有正向促進作用。如，麥金農(nóng)在其所提出的“金融深化”理論中已經(jīng)充分意識到金融發(fā)展對于經(jīng)濟增長的重要性，首次把金融和經(jīng)濟增長密切結(jié)合起來，雖然他認為金融體制與經(jīng)濟發(fā)展之間存在互相刺激、互相制約的關(guān)系，但金融發(fā)展在經(jīng)濟增長中具有極為重要的戰(zhàn)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(shù)據(jù)，對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行檢驗后認為，金融發(fā)展對實體經(jīng)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(qū)域，他們通過對40多個國家的數(shù)據(jù)進行分析后發(fā)現(xiàn)，兼顧聯(lián)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(jīng)濟增長具有正向促進作用。第二種觀點認為，金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間并不存在理論所述的必然關(guān)聯(lián)。如，薩伊基于西方經(jīng)濟學中的“兩分法”，通過分析貨幣與經(jīng)濟現(xiàn)象之間的關(guān)系后，提出貨幣中性論，即貨幣只是實體經(jīng)濟的面紗，其與實體經(jīng)濟增長之間并無必然的關(guān)聯(lián)。盧卡斯則毫無掩飾地指出，經(jīng)濟學家“惡劣地過度強調(diào)”了金融因素在經(jīng)濟增長中的作用。第三種觀點則認為，金融發(fā)展指標與經(jīng)濟增長之間甚至存在負向關(guān)系。其中代表性的文獻為Akimov，Alexandr。這篇文獻基于內(nèi)生增長模型，采用面板數(shù)據(jù)分析方法，通過對不同的金融發(fā)展指標進行檢驗后發(fā)現(xiàn)，在部分國家，特別是轉(zhuǎn)型經(jīng)濟國家，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的抑制效應較為明顯。
在中國的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型進程中，鑒于金融發(fā)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(xiàn)實，國內(nèi)學者采用實證方法對中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了檢驗，但所得結(jié)論并不一致。多數(shù)文獻認為，中國金融發(fā)展對經(jīng)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(guān)比率和金融市場化比率來衡量金融發(fā)展水平，得到代表性省區(qū)和中國東中西部的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的回歸方程，認為中國各地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長強相關(guān)，初始金融深度對經(jīng)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(qū)經(jīng)濟增長的差異。王志強、孫剛從中國金融總體發(fā)展的規(guī)模擴張、結(jié)構(gòu)調(diào)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(xié)整關(guān)系檢驗法和格蘭杰因果關(guān)系檢驗，證實了從20世紀90年代以來，中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間有密切聯(lián)系，存在顯著的長期相關(guān)性和顯著的雙向因果關(guān)系，說明金融發(fā)展規(guī)模的擴張、結(jié)構(gòu)的變化與調(diào)整和金融效率的改善與提高對經(jīng)濟增長都有促進作用，而中國經(jīng)濟增長又會全面推動金融發(fā)展。沈坤榮和張成引入內(nèi)生金融發(fā)展的理論與政策，以金融機構(gòu)的貸款余額與GDP的比值來衡量金融發(fā)展的程度，分地區(qū)和時間引入虛擬變量，基于跨地區(qū)動態(tài)數(shù)據(jù)的實證研究，指出提高金融中介效率能有效促進經(jīng)濟增長。方先明等借助空間相關(guān)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(jīng)濟增長的貢獻后認為，中國金融支持經(jīng)濟增長具有空間依賴性和空間相關(guān)性，從總體來看銀行貸款余額對經(jīng)濟增長的作用最為顯著。然而，對于中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)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(jīng)濟增長就不存在必然的相關(guān)性，甚至存在負向影響。如，封思賢等則基于長三角的經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)，分析了金融市場轉(zhuǎn)變與經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在長三角地區(qū)，除金融開放對經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變存在一定程度的影響外，信貸規(guī)模、證券市場等對經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)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(fā)展和完善，銀行、證券和保險業(yè)相互交融，對經(jīng)濟增長的影響錯綜復雜。然而，綜觀國內(nèi)外的現(xiàn)有文獻，較少有將三者綜合起來考察金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的促進作用。為此，本文綜合考慮現(xiàn)階段中國金融支持經(jīng)濟增長的渠道，借助變系數(shù)面板數(shù)據(jù)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(fā)展對經(jīng)濟增長的作用，以期為促進我國金融市場發(fā)展，提升金融支持實體經(jīng)濟的效率提供政策依據(jù)。
三、檢驗模型構(gòu)建
（一）變量選擇為全面分析中國金融發(fā)展對經(jīng)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(jīng)濟發(fā)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(jīng)濟的發(fā)展水平，另一方面，相對于其他衡量經(jīng)濟發(fā)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(guān)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(jīng)濟增長過程中商業(yè)銀行對經(jīng)濟資源的配置作用至關(guān)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(yè)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(fā)展可加速儲蓄向投資轉(zhuǎn)化，擴大投資，提高邊際社會生產(chǎn)率，促進資源合理配置，改善公司治理結(jié)構(gòu)，進而促進經(jīng)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(quán)融資和債務融資為主。由于債務融資的相關(guān)數(shù)據(jù)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(jīng)濟增長的金融支持，記為X2。保費收入（X3）。相比較于商業(yè)銀行、證券市場的發(fā)展水平，保險業(yè)在我國的起步較晚，但近年來發(fā)展迅速，其對于經(jīng)濟可持續(xù)增長正發(fā)揮越來越重要的作用。由于保費收入是衡量保險業(yè)發(fā)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(jīng)濟增長的金融支持指標，記為X3。
（二）檢驗模型根據(jù)科布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，影響一個經(jīng)濟體產(chǎn)出的最主要因素在于：資本、勞力和技術(shù)水平。由于勞動力素質(zhì)和供給，以及技術(shù)水平，受科技發(fā)展的限制，在一個相對不長的時期內(nèi)不會有較大程度的改變，因此影響產(chǎn)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(xiàn)。考慮到面板數(shù)據(jù)模型在降低共線性程度、提高預測精度和消減統(tǒng)計誤差的影響等方面優(yōu)于傳統(tǒng)分析模型，同時通過橫截面數(shù)據(jù)的引入，能夠更加直接、更加精確地推斷序列間的本質(zhì)關(guān)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(gòu)建如下的基于面板數(shù)據(jù)的檢驗模型。
四、金融支持經(jīng)濟增長檢驗
（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源為了全面而深入地探究金融支持對經(jīng)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(gòu)建的檢驗模型，剖析中國經(jīng)濟發(fā)展中的金融支持與經(jīng)濟增長的現(xiàn)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(jīng)濟的發(fā)展，行政區(qū)劃會相應地進行調(diào)整，1997年重慶市從四川省單列出來成為直轄市，經(jīng)過一年，其各項統(tǒng)計數(shù)據(jù)趨于穩(wěn)定，因此研究樣本的起始年限為1998年，而2013年的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)是研究過程中所能得到的最新數(shù)據(jù)。考慮到中國政府為應對美國次貸危機所引發(fā)的金融危機對中國經(jīng)濟發(fā)展與金融市場產(chǎn)生劇烈沖擊而采取的經(jīng)濟刺激計劃，可能改變中國金融支持經(jīng)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(qū)間。即，子樣本區(qū)間1：1998—2008年；子樣本區(qū)間2：2009—2013年。實證分析數(shù)據(jù)來源說明如下：1998—2012年的GDP數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒1999—2013》，2013年的GDP數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟與社會發(fā)展數(shù)據(jù)庫；1998—2002年的保費收入統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于《中國金融年鑒：2003》，2003—2007年的保費收入統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于《中國金融年鑒—2008》，2008—2012年的保費收入統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒—2013》，2013年的保費收入數(shù)據(jù)來源于中國保險監(jiān)督管理委員會網(wǎng)站；1998—2002年的銀行貸款統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于《中國金融年鑒—2003》，2003—2007年的銀行貸款統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于《中國金融年鑒—2008》，2008—2012年的銀行貸款數(shù)據(jù)來源于各省市《統(tǒng)計年鑒：2009—2013》，2013年的銀行貸款數(shù)據(jù)來源于各省市2013年《國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》；1998—2008年的上市公司股票總市值根據(jù)Wind數(shù)據(jù)庫中相關(guān)數(shù)據(jù)整理而得到，2009—2013年的上市公司股票總市值根據(jù)iFinD數(shù)據(jù)庫中相關(guān)數(shù)據(jù)整理而得到。
（二）基于子樣本區(qū)間—數(shù)據(jù)的檢驗1.變量間的長期穩(wěn)定關(guān)系檢驗當變量為非平穩(wěn)或不是同階單整時，會導致偽回歸現(xiàn)象的發(fā)生，各變量平穩(wěn)或同階單整是變量間協(xié)整檢驗的前提。因此研究過程中先進行面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗，再進行面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗。（1）單位根檢驗針對面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)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(xiàn)采用這四種方法對變量的平穩(wěn)性進行檢驗，結(jié)果見表1。表1顯示，地區(qū)生產(chǎn)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(wěn)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(wěn)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(qū)生產(chǎn)總值的IPS和ADF檢驗結(jié)果則是在10%的顯著性水平下通過），檢驗p值絕大多數(shù)為零。因此，地區(qū)生產(chǎn)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(xié)整檢驗。（2）協(xié)整檢驗為確定變量間是否存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，需進行協(xié)整檢驗。針對面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗方法依據(jù)原假設的不同有兩種：一是原假設為不存在協(xié)整關(guān)系，從面板數(shù)據(jù)中得到殘差構(gòu)造統(tǒng)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(xié)整關(guān)系的，如Mccoskey和Kao（1998）中的LM檢驗。現(xiàn)采用Pedroni協(xié)整檢驗和Kao-ADF協(xié)整檢驗方法，進行多重的協(xié)整檢驗，Pedroni協(xié)整檢驗結(jié)果見表2。由表2可知，地區(qū)生產(chǎn)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(wěn)定關(guān)系。因為，組內(nèi)統(tǒng)計量中除了Panelv-Statistic統(tǒng)計量沒有通過10%的顯著性水平外（p值為0.3810），其余的組內(nèi)統(tǒng)計量和組間統(tǒng)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(zhì)面板數(shù)據(jù)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(guān)性，基于固定效應模型殘差式構(gòu)建面板協(xié)整的ADF統(tǒng)計量。Kao-ADF協(xié)整檢驗結(jié)果見表3。根據(jù)表3，由Kao-ADF協(xié)整檢驗結(jié)果可同樣得出同表2相似的結(jié)論，因為t統(tǒng)計值為-5.383334，通過檢驗。因此，變量間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，基于此進行模型設定，并進行參數(shù)估計。2.回歸模型確定及參數(shù)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(shù)模型三種，而哪一種模型更適合本研究的實證數(shù)據(jù)，使得所獲結(jié)果更加穩(wěn)健與可靠，需構(gòu)建F統(tǒng)計量，并根據(jù)F統(tǒng)計量的值進行確定。針對混合模型、變截距模型和變系數(shù)模型的具體檢驗結(jié)果見表4。根據(jù)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(shù)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(shù)目；T為11，表示樣本年限。（2）參數(shù)估計根據(jù)模型⑴，采用變系數(shù)模型進行參數(shù)估計，結(jié)果見表5。表5顯示，基于截面數(shù)據(jù)的變系數(shù)模型在子樣本區(qū)間一內(nèi)能夠充分揭示中國經(jīng)濟發(fā)展過程中金融支持與經(jīng)濟增長間的本質(zhì)關(guān)聯(lián)，因為模型檢驗統(tǒng)計量R2=0.997569，F(xiàn)=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(jù)表5所列示的參數(shù)估計結(jié)果可知，在子樣本區(qū)間一內(nèi)，省域銀行信貸余額對經(jīng)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(shù)bi估計結(jié)果來看，有18個省域的數(shù)值超過1，其中江西省的銀行信貸余額前參數(shù)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(jīng)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(qū)表現(xiàn)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(shù)估計結(jié)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(jīng)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(shù)估計結(jié)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(jīng)濟增長的作用存在邊際效應遞減現(xiàn)象，或銀行貸款的使用效率不高，或存在過度放貸現(xiàn)象所致。表5還顯示，省域上市公司股票總市值前的參數(shù)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(shù)估計結(jié)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(gòu)成部分的股票市場，對經(jīng)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(jù)表5還可看出，以保費收入衡量的保險市場對經(jīng)濟增長的促進作用在不同的省域表現(xiàn)并不相同，其中具有正向相關(guān)關(guān)系的省域有17個，占中國大陸全部省域的54.84%，而呈現(xiàn)負向關(guān)系的有14個，占45.16%。呈現(xiàn)負向相關(guān)關(guān)系的省域主要集聚在華北、華東地區(qū)。但無論是正向相關(guān)關(guān)系，還是負向相關(guān)關(guān)系，其作用均不強，因為保費收入前的參數(shù)估計值均較小。在正向關(guān)系中，最大的為上海，其值為0.80889，而負向關(guān)系中最為明顯的是山東省，其參數(shù)估計值為-0.48322。出現(xiàn)這一現(xiàn)象的原因，一方面與中國保險市場的起步相對較晚有關(guān)，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(guān)。
（三）基于子樣本區(qū)間二數(shù)據(jù)的檢驗基于子樣本區(qū)間二的數(shù)據(jù)進行檢驗，結(jié)果表明：地區(qū)生產(chǎn)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(wěn)定關(guān)系；回歸模型應采用變系數(shù)模型。據(jù)此，模型（1）中的具體參數(shù)估計結(jié)果見表6。根據(jù)表6同時結(jié)合表5可以看出，由美國2007年次貸危機誘發(fā)的國際金融危機顯著改變了中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，使得銀行業(yè)和保險業(yè)對經(jīng)濟增長的作用顯著增加，而股票市場對經(jīng)濟增長的負向影響則越發(fā)明顯。
五、結(jié)論與啟示
關(guān)鍵詞：經(jīng)濟增長；政府消費；協(xié)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(jīng)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(nèi)需成為拉動我國經(jīng)濟增長的重要手段。政府消費與居民消費一起構(gòu)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(nèi)需的重要手段。政府消費對經(jīng)濟增長的影響，長期以來在國內(nèi)外的理論和經(jīng)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(chǎn)率的提高，因而政府消費的增加對民間產(chǎn)出具有正的外部效應，有利于經(jīng)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(jié)果是縮小了經(jīng)濟活動的規(guī)模，從而導致資源配置偏離最具生產(chǎn)效率的狀態(tài)，阻礙經(jīng)濟增長。本文以甘肅省為例，運用計量方法，通過協(xié)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(jīng)濟增長之間的關(guān)系，重在考察政府消費支出對經(jīng)濟增長的作用機制和作用方向，為調(diào)整我國財政支出結(jié)構(gòu)等問題提供實證依據(jù)。
二、政府消費對經(jīng)濟增長實證分析
1、數(shù)據(jù)來源。本文選擇的數(shù)據(jù)是1978～2010年甘肅省的經(jīng)濟增長（GDP）與政府消費（GOC）的年度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)資料來源于甘肅經(jīng)濟信息網(wǎng)。為了減弱時間序列的異方差性，分別對經(jīng)濟增長與政府消費進行對數(shù)處理，分別用LGDP、LGOC表示經(jīng)濟增長和政府消費。
2、時間序列的平穩(wěn)性檢驗。假定上述兩個時間序列服從AR（P）過程，使用ADF統(tǒng)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(tǒng)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(wěn)的，存在單位根。經(jīng)過一階差分后，LGDP、LGOC的ADF統(tǒng)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(xié)整檢驗。由表2的檢驗結(jié)果可知，LGDP與LGOC存在協(xié)整關(guān)系，甘肅省經(jīng)濟增長與政府消費存在長期均衡關(guān)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(guān)問題。（表2）
兩個非平穩(wěn)序列有協(xié)整關(guān)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(shù)約為1.05，即政府消費每增加1單位，將帶動經(jīng)濟增長1.05個單位。
4、建立誤差修正模型。協(xié)整關(guān)系表述的是變量之間的長期均衡關(guān)系，而誤差修正模型表述的是變量之間的短期調(diào)整關(guān)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(shù)大小反映了偏離長期均衡的調(diào)整力度，從系數(shù)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(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。
5、格蘭杰因果關(guān)系檢驗（表3）。通過檢驗，我們得到在滯后1～4期經(jīng)濟增長與政府消費的關(guān)系一直比較穩(wěn)定：政府消費對經(jīng)濟增長存在顯著的格蘭杰影響，而經(jīng)濟增長對政府消費不存在這種關(guān)系。
三、結(jié)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(jīng)濟增長。政府消費對經(jīng)濟增長具有顯著的格蘭杰關(guān)系。格蘭杰因果檢驗表明政府消費對經(jīng)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(jīng)濟增長。建立誤差修正模型為：LGDP=0.426635+0.373119LGOC-0.217191emc估計的結(jié)果表明經(jīng)濟增長與政府消費之間存在短期調(diào)整關(guān)系。在短期，政府消費對經(jīng)濟增長的作用明顯，當期政府消費增長率每增加1%，經(jīng)濟增長率增加0.373119%。誤差修正項系數(shù)的大小反映了短期對長期均衡的調(diào)整力度，誤差修正系數(shù)為-0.217191，表明調(diào)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(jīng)濟增長具有顯著的促進作用，可以通過政府消費帶動內(nèi)需，擴大消費對經(jīng)濟增長的拉動作用。由于中西部省區(qū)醫(yī)療、教育、文化、衛(wèi)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(zhì)和勞動生產(chǎn)率，促進人力資本的積累，推動經(jīng)濟增長路徑從要素投入驅(qū)動型向生產(chǎn)效率提高型轉(zhuǎn)變，為經(jīng)濟增長注入持續(xù)的動力，從而改變依靠資本、資源與勞動力等的高投入的發(fā)展模式。
主要參考文獻：
[1]高鐵梅.計量經(jīng)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(guān)鍵詞 經(jīng)濟波動 經(jīng)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(qū)域經(jīng)濟波動對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響是經(jīng)濟理論熱點，也同時深受政策制定者的關(guān)切。目前經(jīng)濟學界對區(qū)域經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的作用有如下的結(jié)論：第一，從經(jīng)濟波動而帶來的消費者未來收入的不確定性、經(jīng)濟人在風險回報間的選擇問題和“創(chuàng)造性破壞”出發(fā)，認為經(jīng)濟波動最終對長期經(jīng)濟增長產(chǎn)生一個積極的影響。第二，經(jīng)濟波動使得企業(yè)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(jīng)濟增長。而且在波動的經(jīng)濟環(huán)境中，企業(yè)鑒于合約的長期制約，一般都會選擇以低于最優(yōu)的生產(chǎn)規(guī)模進行生產(chǎn)。第三，目前得出一個統(tǒng)一的結(jié)論還很困難。經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的效應既取決于數(shù)據(jù)的加總的水平（Imbs，2007），又受所選取指標的影響。
國內(nèi)對區(qū)域波動與增長關(guān)系也進行了諸多研究。早期的實證研究得出結(jié)論經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的影響都是單調(diào)性。例如：胡鞍鋼（1994）最先考察出我國經(jīng)濟波動對經(jīng)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(jīng)濟波動對經(jīng)濟增產(chǎn)率有正的彈性作用。王澤填（2007）利用我國27個省級地區(qū)的面板數(shù)據(jù)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(qū)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(zhì)性。
最近的研究表明，經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的影響呈現(xiàn)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(jīng)濟波動進行了研究，得出經(jīng)濟波動對中國經(jīng)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(jīng)濟增長收斂回歸框架下，從實證的角度研究了轉(zhuǎn)型期中國經(jīng)濟短期波動對長期增長的影響。經(jīng)濟波動對經(jīng)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(zhì)性。董冠鵬等（2010）利用1978-2007年中國省級區(qū)域橫截面與面板數(shù)據(jù)兩種數(shù)據(jù)格式對區(qū)域經(jīng)濟波動與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了研究。
正如Rey和Janikas（2005）所言，經(jīng)濟研究樣本的行政邊界往往沒有考慮到技術(shù)外溢、遷移、貿(mào)易往來、交易模式和公共政策等經(jīng)濟體之間的空間聯(lián)系，這樣就對經(jīng)濟變量的推斷產(chǎn)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(qū)域經(jīng)濟波動對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響。
二、模型的構(gòu)建
（一）一般模型。
分析區(qū)域經(jīng)濟波動對經(jīng)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(jīng)濟增長的平均水平； i為解釋變量，表示在樣年份內(nèi)各省的經(jīng)濟波動程度；Xi為控制變量集合，主要包括：物質(zhì)資本、人力資本、技術(shù)進步、工業(yè)化、城市化以及市場化和對外開放水平。 0為常數(shù)項， 1為經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的影響系數(shù)， 2為控制變量對經(jīng)濟增長影響的系數(shù)集合，這三項均為待估系數(shù)。 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(qū)的經(jīng)濟波動情況，wij為地理相鄰空間權(quán)重矩陣，地理相鄰省份經(jīng)濟波動對本省經(jīng)濟增長的影響就反映在系數(shù) 上。本文采用0-1空間權(quán)重矩陣。
依照空間計量方法的一般規(guī)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(shù)據(jù)來源。
表1 各控制變量及其指標
國內(nèi)外的研究表明，在測定區(qū)域經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的效應時，經(jīng)濟增長和波動的指標選取對計量結(jié)果會產(chǎn)生顯著影響。本文基于中國二元城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)下人口大規(guī)模流動的特征和數(shù)據(jù)統(tǒng)計方面的考慮，以GDP的增長率代表區(qū)域經(jīng)濟增長。本文用（人均）GDP增長率的變異系數(shù)代表經(jīng)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(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于2001-2010年《中國統(tǒng)計年鑒》，以及各省份的統(tǒng)計年鑒。（見表1）
三、實證分析
（一）空間自相關(guān)性檢驗。
計量結(jié)果表明，在2001-2010年形成的時間截面內(nèi)，經(jīng)濟增長和經(jīng)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(qū)域的經(jīng)濟增長和經(jīng)濟波動存在著地理上的相關(guān)性，即空間上相互依賴。因此，在考察各區(qū)域經(jīng)濟波動對經(jīng)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(jié)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(jié)果來看，區(qū)域經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長有一個正效應，在引入溢出效應后，大概經(jīng)濟波動每增加1個百分點，經(jīng)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(tǒng)計結(jié)果表明SEM模型較SLM模型更合適）。說明經(jīng)濟波動存在著較明顯的溢出效應，即區(qū)域經(jīng)濟波動能提高鄰域的經(jīng)濟增長水平。而其他控制變量的系數(shù)皆為正，表明控制變量皆推動了經(jīng)濟增長；從回歸系數(shù)可以看出，我國在“十一”、“十二”五時期，隨著生產(chǎn)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(jīng)濟增長的影響變大。
表2 空間計量模型回歸結(jié)果
四、結(jié)論
從本文的分析中，我們可以得出以下幾個結(jié)論：（1）我國各區(qū)域經(jīng)濟波動和經(jīng)濟增長呈現(xiàn)出較明顯的空間相關(guān)性，多數(shù)區(qū)域的經(jīng)濟增長受鄰域經(jīng)濟波動的影響。這說明我國各區(qū)行政區(qū)域間的經(jīng)濟聯(lián)系還是比較緊密。（2）在考察期內(nèi)，各地區(qū)經(jīng)濟波動對其經(jīng)濟增長具有正效應。經(jīng)濟波動對經(jīng)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(qū)GDP發(fā)展速度變慢而波動或低于其他區(qū)域時，政府會加大各種發(fā)展要素投入，以拉動經(jīng)濟增長以作為自己的政績。基于以上分析，我國區(qū)域經(jīng)濟波動與經(jīng)濟增長之間存著較顯著的空間依賴性，因此在經(jīng)濟建設過程中，要注意各行政區(qū)經(jīng)濟之間的經(jīng)濟聯(lián)系；同時經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的正效應也提醒我國政府對經(jīng)濟的“宏觀調(diào)控”需要更加審慎的決策，即一些熨平經(jīng)濟波動的經(jīng)濟政策也有可能傷害到長期經(jīng)濟增長。
（作者單位：廣東商學院經(jīng)濟貿(mào)易與統(tǒng)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(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的減損效用:中國的經(jīng)驗證據(jù).當代經(jīng)濟科學,2006,4:814.
關(guān)鍵詞：產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展；經(jīng)濟增長；機制
一、問題的提出
經(jīng)濟增長主要表現(xiàn)在一國國民生產(chǎn)總值的增加上。古典經(jīng)濟學、新古典經(jīng)濟學、制度經(jīng)濟學、技術(shù)創(chuàng)新學派等從不同的角度對經(jīng)濟增長的原因進行了相關(guān)研究。
古典經(jīng)濟學派認為自由市場、勞動分工和技術(shù)進步等三個方面促使了經(jīng)濟增長。新古典經(jīng)濟學派提出供求論、邊際效用論、生產(chǎn)費用論、均衡價格論等一系列的理論體系。制度經(jīng)濟學派認為經(jīng)濟學更應該研究勞動生產(chǎn)率與勞動分工的關(guān)系。技術(shù)創(chuàng)新學派把技術(shù)創(chuàng)新直接作為推進經(jīng)濟增長的原因。從四個學派對經(jīng)濟增長的研究可以發(fā)現(xiàn)，資本（含人力資本）和勞動是促進經(jīng)濟增長的最基本因素，資本和勞動在不同產(chǎn)業(yè)的資源配置不同也就促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，而技術(shù)進步是促使了生產(chǎn)要素在不同產(chǎn)業(yè)之間流動的主要原因。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化主要包括了兩個方面：一是由于不同產(chǎn)業(yè)之間的技術(shù)進步速度不同而導致的不同產(chǎn)業(yè)之間的增長速度差異而導致的的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化；二是不同經(jīng)濟發(fā)展階段所需要的主導產(chǎn)業(yè)更替而導致的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化。羅斯托認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化其實是技術(shù)創(chuàng)新被經(jīng)濟增長所逐步吸收的一種過程，同時也是主導產(chǎn)業(yè)根據(jù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展依次發(fā)生更替的過程。本文嘗試從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)效率與經(jīng)濟增長的關(guān)系角度去研究產(chǎn)業(yè)間的協(xié)調(diào)發(fā)展如何驅(qū)動經(jīng)濟增長。
二、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整驅(qū)動經(jīng)濟增長
對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關(guān)系，許多學者從不同角度去進行研究，去解釋經(jīng)濟增長的工業(yè)化模式。配第在1672年發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不同是導致世界各國國民收入水平差異的關(guān)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(yè)人口逐步由一產(chǎn)通過二產(chǎn)向三產(chǎn)轉(zhuǎn)移的趨向。庫茲涅茨從國民收入和勞動力在產(chǎn)業(yè)間的分布提出了庫茲涅茨模式。錢納里與塞爾昆由發(fā)展模型整理出不同階段產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的標準數(shù)值，認為不同經(jīng)濟發(fā)展階段存在不同的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)相對應。
在研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變促進經(jīng)濟增長的原因時，PenederPP認為投入要素一種情況時從低生產(chǎn)率的產(chǎn)業(yè)向高生產(chǎn)率的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，另外一種是從生產(chǎn)率增長率低的產(chǎn)業(yè)向生產(chǎn)率增長率高的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，這兩種方式均可以提高整個社會的生產(chǎn)率水平，由此帶來的“產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)紅利”是維持經(jīng)濟的持續(xù)增長的核心原因。
國內(nèi)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系深入研究后認為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整促進了經(jīng)濟增長。榮宏慶PP研究表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對經(jīng)濟增長起著決定性的作用，現(xiàn)代經(jīng)濟增長方式本質(zhì)上是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動為核心的經(jīng)濟增長。李京文認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在整個經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中居于主導地位，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動對經(jīng)濟增長起到?jīng)Q定性作用。郭克莎在研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏差對我國經(jīng)濟增長的制約及調(diào)整思路時認為影響我國經(jīng)濟高速增長的主要問題是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)問題而不是總量問題。干春暉認為在經(jīng)濟增長率相對較低時，一定程度的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理還能夠維持經(jīng)濟的緩慢增長，而在經(jīng)濟增長率較高時，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不合理將對經(jīng)濟增長有明顯抑制作用。
學者們在關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的作用問題的研究中，并沒有形成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整促進經(jīng)濟增長的一致性結(jié)論。Gregory and GriffilP的實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，隨著人均GDP的提高，第二產(chǎn)業(yè)的規(guī)模彈性會因為第三產(chǎn)業(yè)的增長而降低。Chenery 等研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化在國家的經(jīng)濟發(fā)展中首先表現(xiàn)出來的是非均衡性，而且主要表現(xiàn)在不同的產(chǎn)業(yè)部門受規(guī)模變化的影響不同，以及一個國家所處的同經(jīng)濟發(fā)展階段不同，將會導致內(nèi)部各分行業(yè)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)驅(qū)動增長的根源在于技術(shù)進步，技術(shù)進步促使了生產(chǎn)要素的流動，改變了資源在不同產(chǎn)業(yè)部門之間的分配，進而促進了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，最終驅(qū)動經(jīng)濟增長。
三、產(chǎn)業(yè)效率提高驅(qū)動經(jīng)濟增長
產(chǎn)業(yè)組織理論作為一門獨立的學科出現(xiàn)以來，對產(chǎn)業(yè)效率問題的研究就一直沒有間斷過。傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)組織理論更加注重的是對市場結(jié)構(gòu)的分析，新產(chǎn)業(yè)組織理論則更加重視分析企業(yè)的組織形式以及產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)行為的影響。傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)組織理論和新產(chǎn)業(yè)組織理論都注重分析的是產(chǎn)業(yè)內(nèi)部相關(guān)因素，而對外部相關(guān)因素以及產(chǎn)業(yè)間的相互影響分析不多。三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)效率提升不僅受到產(chǎn)業(yè)內(nèi)因素的影響，而且產(chǎn)業(yè)外相關(guān)因素也影響產(chǎn)業(yè)效率的提升，產(chǎn)業(yè)效率的影響因素可以分為市場大小、產(chǎn)業(yè)內(nèi)因素、產(chǎn)業(yè)間因素、產(chǎn)業(yè)政策和外部環(huán)境因素等五大類。
在三次產(chǎn)業(yè)中，第二產(chǎn)業(yè)的制造業(yè)長期在我國經(jīng)濟中扮演重要角色，國內(nèi)對制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)效率的研究也較多。其中，全要素生產(chǎn)率的提高是研究重點，在研究制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長來源時，學者們的研究認為全要素生產(chǎn)率的來源包括技術(shù)進步、創(chuàng)新和專業(yè)化等方面，認為全要素生產(chǎn)率的增長主要原因是技術(shù)效率和技術(shù)進步。中國經(jīng)濟增長與宏觀穩(wěn)定課題組研究了城市化、產(chǎn)業(yè)效率與經(jīng)濟增長，城市化對二、三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)效率提升產(chǎn)生積極作用，而工資成本對二、三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)效率提升產(chǎn)生負面作用。
產(chǎn)業(yè)效率的提升驅(qū)動經(jīng)濟增長主要從市場結(jié)構(gòu)、行業(yè)規(guī)模、行業(yè)結(jié)構(gòu)、投入要素、對外貿(mào)易、政府產(chǎn)業(yè)政策幾個角度來考慮。從市場結(jié)構(gòu)角度來看，市場結(jié)構(gòu)不同是造成行業(yè)生產(chǎn)效率差異的原因之一，要驅(qū)動經(jīng)濟增長，就需要通過資源的流動來改變市場結(jié)構(gòu)。從行業(yè)規(guī)模的角度來看，行業(yè)規(guī)模與技術(shù)創(chuàng)新效率成正相關(guān)，要驅(qū)動經(jīng)濟增長就需要提高行業(yè)規(guī)模。從行業(yè)結(jié)構(gòu)角度來看，產(chǎn)業(yè)集中度是行業(yè)結(jié)構(gòu)的集中體現(xiàn)，而產(chǎn)業(yè)集中度與產(chǎn)業(yè)效率之間存在著一定程度的正相關(guān)關(guān)系，要驅(qū)動經(jīng)濟增長就需要提高產(chǎn)業(yè)集中度。從要素投入來看，要素投入比對技術(shù)效率的變動產(chǎn)生了正向和負向影響，這主要在于投入要素的質(zhì)量。眾多的研究成果表明，產(chǎn)業(yè)效率的提升促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的來源主要是技術(shù)創(chuàng)新引起的需求升級和勞動生產(chǎn)率的提高。
四、產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展驅(qū)動經(jīng)濟增長的機制
從以上分析來看，產(chǎn)業(yè)效率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟增長之間存在著緊密相連的關(guān)系，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在研究中，主要是呈現(xiàn)的各產(chǎn)業(yè)之間在經(jīng)濟總量上的構(gòu)成關(guān)系，而該構(gòu)成關(guān)系是在產(chǎn)業(yè)間相互促進、相互影響的過程中產(chǎn)生的結(jié)果。
產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展過程一直伴隨著產(chǎn)業(yè)效率的提升、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，最終驅(qū)動經(jīng)濟增長。產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展最直接的結(jié)果呈現(xiàn)出來的是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，如中國長期以來，通過生產(chǎn)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展，服務業(yè)的比重逐步提高。在產(chǎn)業(yè)的不斷協(xié)調(diào)發(fā)展過程中，通過勞動分工、勞動力轉(zhuǎn)移等方式影響了產(chǎn)業(yè)效率的提升。江靜研究表明，生產(chǎn)業(yè)的專業(yè)化分工的深化與制造業(yè)的勞動生產(chǎn)率的提升有明顯的正相關(guān)關(guān)系。產(chǎn)業(yè)的合理結(jié)構(gòu)驅(qū)動了經(jīng)濟的增長。干春暉P[150]P認為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理性對于經(jīng)濟增長有很大影響，不合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在經(jīng)濟增長率較快的時候?qū)?jīng)濟增長有明顯的抑制作用。
產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展是一個復雜的過程，但是通過產(chǎn)業(yè)效率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的表現(xiàn)來驅(qū)動經(jīng)濟增長。而由于產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展是一個復雜過程，在研究中首先要界定的是制造業(yè)與服務業(yè)之間的發(fā)展關(guān)系為協(xié)調(diào)發(fā)展關(guān)系。本文在第二章分析了三次產(chǎn)業(yè)之間的因果關(guān)系，確認了三次產(chǎn)業(yè)之間不是簡單的互為因果或者單向因果關(guān)系，然后在耗散平衡框架下，進一步明確了三次產(chǎn)業(yè)是一種受多種因素影響的復雜的協(xié)調(diào)發(fā)展關(guān)系。
產(chǎn)業(yè)效率與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化提升促進了經(jīng)濟增長，而三次產(chǎn)業(yè)之間是一個相互影響、相互促進的協(xié)調(diào)發(fā)展關(guān)系。需求、供給、競爭、政府政策、創(chuàng)新等驅(qū)動力促使了產(chǎn)業(yè)要素的轉(zhuǎn)移、產(chǎn)業(yè)升級，進而促進了產(chǎn)業(yè)效率的提升和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化發(fā)展，最終驅(qū)動經(jīng)濟增長。
從三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展過程來看，第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，增加了對第三產(chǎn)業(yè)的需求，如制造業(yè)的發(fā)展需要更多的第三方物流、商務咨詢等，顯然會促進第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?jié)M足了第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展需要，促進了第二產(chǎn)業(yè)的效率提升，也必然會促進第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，例如物流業(yè)的發(fā)展?jié)M足了制造業(yè)快速增長的需求，必然也促進了制造業(yè)的發(fā)展，同時如科技研發(fā)等促進了制造業(yè)效率的提升也促進了制造業(yè)的發(fā)展。第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展促進了第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，如高端農(nóng)機的開發(fā)和制造促進了農(nóng)村機械化的提高。而第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也促進了第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，第三產(chǎn)業(yè)在滿足第一產(chǎn)業(yè)需求的同時也使得第一產(chǎn)業(yè)得到快速發(fā)展。
五、結(jié)論
經(jīng)濟增長的影響因素主要包括產(chǎn)業(yè)發(fā)展需求、生產(chǎn)要素、貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)效率、城鎮(zhèn)化等因素，這些因素是產(chǎn)業(yè)發(fā)展驅(qū)動經(jīng)濟增長的幾個重要的影響因素，在經(jīng)濟增長的影響因素基礎上，結(jié)合實際的產(chǎn)業(yè)情況，本文認為產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展驅(qū)動經(jīng)濟增長的具體驅(qū)動力包括了需求供給、政府政策、競爭、創(chuàng)新等。
產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展是一個復雜的過程，主要通過產(chǎn)業(yè)效率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化和高級化來驅(qū)動經(jīng)濟增長。三次產(chǎn)業(yè)之間是一種持續(xù)的相互促進，相互影響的協(xié)調(diào)發(fā)展過程。在一定階段表現(xiàn)是單向因果關(guān)系，而另一階段又表現(xiàn)為逆向因果關(guān)系，三次產(chǎn)業(yè)之間是一種螺旋上升，遞進的關(guān)系，三者的螺旋發(fā)展關(guān)系最終驅(qū)動了經(jīng)濟增長。
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關(guān)鍵詞：經(jīng)濟增長；二元結(jié)構(gòu)；可持續(xù)
中圖分類號：F120.2文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2011）01-0004-02
關(guān)于中國的經(jīng)濟增長模式是近年來國內(nèi)經(jīng)濟學界爭論的熱點問題之一。很多研究嘗試用全要素生產(chǎn)率（TFP）的方法分析中國經(jīng)濟增長的來源，以此判斷中國現(xiàn)有經(jīng)濟增長模式的可持續(xù)性，提出未來經(jīng)濟增長模式的改革建議。關(guān)于現(xiàn)在的經(jīng)濟發(fā)展模式，主要有兩種觀點，鄭玉歆（1999）等認為，經(jīng)濟增長方式具有階段性規(guī)律，現(xiàn)階段投資對經(jīng)濟增長是經(jīng)濟發(fā)展的一個階段，不能超越這個階段談論經(jīng)濟發(fā)展的可持續(xù)性。另一種觀點認為，中國的經(jīng)濟發(fā)展必須轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，由投資帶動經(jīng)濟增長會出現(xiàn)一系列的問題。蔡（2007）從勞動力供給方面探討了中國經(jīng)濟增長方式問題。本文將在新古典經(jīng)濟增長理論框架內(nèi)，從勞動、資本和全要素生產(chǎn)率對中國經(jīng)濟增長的貢獻探討中國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式的必要性和具體措施。
一、二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)下的勞動力供給
劉易斯首先研究了發(fā)展中國家典型存在的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)下的經(jīng)濟增長問題。他把一國經(jīng)濟分成兩個部門，即傳統(tǒng)經(jīng)濟部門和現(xiàn)代經(jīng)濟部門。由于傳統(tǒng)部門的存在，現(xiàn)代部門在擴大和增長過程中，只要提供稍微高于傳統(tǒng)部門的工資便可以實現(xiàn)勞動力的無限供給，同時由于現(xiàn)代部門的積累和資本相對于勞動力的有力分配，使得現(xiàn)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(tǒng)經(jīng)濟部門；另一方面是由積累率制約的不斷擴張的現(xiàn)代經(jīng)濟部門，直到現(xiàn)代經(jīng)濟部門的發(fā)展把傳統(tǒng)部門的勞動力消耗殆盡，二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)才會消失，而勞動力無限供給結(jié)束的點被稱為劉易斯轉(zhuǎn)折點。
中國是一個典型的二元經(jīng)濟國家，作為傳統(tǒng)部門集中的農(nóng)村與作為現(xiàn)代部門集中的城市發(fā)展水平有很多的差距，城鄉(xiāng)分割和地區(qū)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(jīng)濟雖然取得了高速的增長，但是經(jīng)歷了巨大的波動。在改革開放時期，根據(jù)林毅夫的比較優(yōu)勢理論，充分利用中國的勞動力數(shù)量巨大的優(yōu)勢，發(fā)展勞動密集型工業(yè)，吸收了大量的剩余勞動力，促進了勞動力的轉(zhuǎn)移。在這個時期中國的人口撫養(yǎng)比下降的人口結(jié)構(gòu)特征；一方面保證了經(jīng)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(jīng)濟全球化的過程得以實現(xiàn)，從而延緩了資本報酬遞減的過程。中國在勞動力的質(zhì)量和價格上體現(xiàn)出來的資源比較優(yōu)勢，通過勞動密集型產(chǎn)品在國際市場的競爭地位而得到發(fā)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(jīng)濟增長
在中國的經(jīng)濟增長過程中，投資一直是主導因素，資本形成對中國經(jīng)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(jīng)濟增長的貢獻率一直穩(wěn)定在56.2%。在一國工業(yè)化過程中，投資對國民經(jīng)濟的貢獻是一個發(fā)展過程。羅斯托在其《經(jīng)濟成長的階段》一書中把經(jīng)濟增長分為五個階段：傳統(tǒng)社會為發(fā)動創(chuàng)造前提條件階段發(fā)動階段向成熟推進階段高額群眾消費階段。
按照他的發(fā)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(fā)展階段變化的。在發(fā)達國家，技術(shù)進步是增長的主要來源，而在低速增長的發(fā)展中國家，技術(shù)進步對增長的貢獻較小。發(fā)達國家在其工業(yè)化時期也曾經(jīng)歷過經(jīng)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(fā)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(chǎn)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(jīng)濟達到穩(wěn)態(tài)。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(fā)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(wěn)態(tài)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(wěn)態(tài)增長，資本存量為k*1，現(xiàn)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(wěn)態(tài)資本存量k*2，在此過程中，資本的增加不僅使總產(chǎn)出增加，而且人均收入也會增長。
雖然在現(xiàn)階段，投資對經(jīng)濟增長的作用仍十分巨大，但是單純依靠投資帶動經(jīng)濟增長會遇到經(jīng)濟條件的限制，要求我們必須轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式。
（1）中國的經(jīng)濟增長過度依賴投資，造成了經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的失衡，投資形成的過剩的生產(chǎn)能力在本國內(nèi)需啟動不了的情況下，只能依賴出口，加大了中國經(jīng)濟風險。（2）中國的生產(chǎn)要素成本優(yōu)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(yōu)勢，發(fā)展勞動密集型產(chǎn)業(yè)，今后的改革會加大企業(yè)的生產(chǎn)成本，企業(yè)的利潤將來自于創(chuàng)新，來源于生產(chǎn)率的提高。（3）環(huán)境壓力增大，隨著全球氣候變暖，國際對氣候的關(guān)注，以前較低的環(huán)境成本在未來的發(fā)展過程中將不再出現(xiàn)。中國提出的可持續(xù)發(fā)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(huán)境的破壞。（4）資源限制，由于中國的工業(yè)制成品附加值不高，每單位GDP 所消耗的資源是發(fā)達國家的幾倍，所以對于基礎能源和礦產(chǎn)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(jīng)濟發(fā)展所需要的資源將面臨巨大的挑戰(zhàn)。
三、全要素生產(chǎn)率及變化因素
越來越多的研究表明：即使物質(zhì)資本和人力資本積累被考慮進來，全要素生產(chǎn)率（TFP）仍然構(gòu)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(jīng)有一些研究指出：物質(zhì)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(chǎn)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(guān)于全要素生產(chǎn)率的增長的模型（Prescott，1998）。
由于數(shù)據(jù)的度量和對全要素的定義不同導致了不同的結(jié)論，林毅夫、任若恩（2007）在《東亞經(jīng)濟增長模式相關(guān)爭論的再探討》這篇文章中對全要素生產(chǎn)率作了詳細的探討，全要素生產(chǎn)率絕不等同于技術(shù)進步，所謂技術(shù)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(chǎn)率增長所測定的僅是不包括資本投入的技術(shù)進步。鄭玉歆（1999）、易綱（2003）在考察東亞經(jīng)濟增長模式中指出，全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的貢獻在發(fā)達國家與發(fā)展中國家之間有很大的不同，不能忽視經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變的階段性規(guī)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(jīng)濟在現(xiàn)階段靠投資帶動經(jīng)濟增長是一個階段性規(guī)律。鄭京海（2008）指出，盡管對全要素生產(chǎn)率的測度出現(xiàn)了較大的分歧，但是通過已有資料的分析，中國近年來的經(jīng)濟增長越來越靠投資推動，粗放型經(jīng)濟增長方式將使中國的經(jīng)濟增長不可持續(xù)。因此中國經(jīng)濟發(fā)展必須要轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，從依靠要素投入轉(zhuǎn)變到依靠全要素生產(chǎn)率提高上來。
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在這篇論文中，筆者以索洛經(jīng)濟增長模型為依據(jù)，從經(jīng)濟要素入手對我國經(jīng)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(shù)進步這三個因素在中國長期經(jīng)濟增長中的作用，得出物質(zhì)資本的積累與技術(shù)的創(chuàng)新與進步是經(jīng)濟增長的主要動因。本文的第二部分首先對經(jīng)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(jù)中國統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)，利用索洛經(jīng)濟增長模型對模型中涉及的資本、勞動與技術(shù)等影響因素對中國經(jīng)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(shù)進步是中國經(jīng)濟增長的直接原因這一結(jié)論并據(jù)此對中國經(jīng)濟發(fā)展提出相應的建議。
二、經(jīng)濟增長理論與模型應用
2.1經(jīng)濟增長理論構(gòu)成要素概述
現(xiàn)代經(jīng)濟增長理論認為，促進經(jīng)濟增長的主要因素是要素供給的增加和全要素生產(chǎn)率的提高，具體說來要素供給包括資本與勞動，而生產(chǎn)率方面包括技術(shù)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(huán)境等等。
2.2索洛經(jīng)濟增長模型
索洛增長模型從總量角度開展對經(jīng)濟增長問題的研究，經(jīng)濟增長主要通過四個宏觀經(jīng)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(chǎn)量（Y），經(jīng)濟體以一定資本、勞動和知識投入并以一定的結(jié)合方式實現(xiàn)產(chǎn)品的生產(chǎn)。
該模型生產(chǎn)函數(shù)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(jīng)濟增長影響因素實證分析
本文選用1980年-2008年我國的相關(guān)數(shù)據(jù)，其中包括國內(nèi)生產(chǎn)總值Y，全社會固定資產(chǎn)投資K，就業(yè)人數(shù)N，并且在此基礎上引入技術(shù)進步T作為變量代表A（t）。利用Eviews5.0，假設生產(chǎn)函數(shù)為C-D函數(shù)，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(shù)進步對我國經(jīng)濟增長的影響，并分析我國經(jīng)濟增長的源泉和阻力。
3.1 1980-2008年我國經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)分析
根據(jù)所選取的數(shù)據(jù)，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP（億元）代表我國總產(chǎn)出；就業(yè)總?cè)藬?shù)（萬人）代表勞動要素L的投入；全社會固定資產(chǎn)投資總額（億元）代表物質(zhì)資本投入K；研究與試驗發(fā)展（R&D）經(jīng)費（億元）代表技術(shù)進步T。其中，α、β、θ分別表示物質(zhì)資本、勞動及技術(shù)進步的彈性。對參數(shù)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(chǎn)產(chǎn)值Y（億元），物質(zhì)資本K（億元），勞動要素L（萬人）以及技術(shù)進步T（億元）求對數(shù)。以lnY代表全國的GDP，以lnK代表我國物質(zhì)資本，lnL代表我國勞動要素，lnT代表技術(shù)進步。
利用Eviews5.0軟件對所收集的樣本數(shù)據(jù)進行回歸分析，進行相應的變量代換后得到回歸結(jié)果為：
3.2 1994-2008年我國經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)分析
將1980-2008年計算所得數(shù)據(jù)與1994-2008年計算所得數(shù)據(jù)進行對比可以發(fā)現(xiàn)：資本投入以及勞動投入對我國經(jīng)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(jīng)濟增長的影響正逐步減弱。而我國技術(shù)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(jīng)濟貢獻率最大的因素，這說明隨著年份的推移，技術(shù)對經(jīng)濟產(chǎn)生了極大的影響。
四、結(jié)論
根據(jù)模型分析的結(jié)果，可以得出以下結(jié)論：
關(guān)鍵詞：金融發(fā)展；經(jīng)濟增長；總量研究；結(jié)構(gòu)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(jīng)濟全球化和經(jīng)濟金融化背景下，金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系一直是國內(nèi)外學者的研究熱點。國家“十二五”規(guī)劃提出要加快多層次金融體系建設，以科學發(fā)展觀為指引，圍繞經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的目標，加強金融對經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)型的支持力度。在這樣一個理論和現(xiàn)實背景下，本文嘗試通過江蘇省的實證數(shù)據(jù)從總量和結(jié)構(gòu)兩個視角研究區(qū)域金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用，并提出相關(guān)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(jié)構(gòu)論到麥金農(nóng)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(xù)發(fā)展理論，理論研究基本形成共識，認為金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在密切關(guān)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(fā)展與經(jīng)濟增長的相關(guān)性，二是兩者之間因果關(guān)系的論證。對于相關(guān)性問題，主流觀點認為金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在著明顯的相關(guān)關(guān)系（貝克和萊文，2002），這與金融發(fā)展理論得出的結(jié)論一致。在因果關(guān)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(jié)論：其一，金融發(fā)展影響經(jīng)濟增長，兩者之間是“供給驅(qū)動型”關(guān)系，金融發(fā)展是經(jīng)濟增長的必要條件。其二，經(jīng)濟增長導致金融發(fā)展，兩者之間是“需求拉動型”關(guān)系，經(jīng)濟增長是金融發(fā)展的前提條件。其三，金融發(fā)展與經(jīng)濟增長互為因果，相互影響。其四，兩者之間無因果關(guān)系，它們的相關(guān)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(nèi)涌現(xiàn)出眾多關(guān)于中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究。多數(shù)認為金融發(fā)展能夠帶動我國經(jīng)濟增長（談儒勇，1999；趙志君，2000），然而在金融發(fā)展內(nèi)部結(jié)構(gòu)方面卻很難形成一致的結(jié)論。梁琪、滕建洲（2005）研究發(fā)現(xiàn)中國金融中介和經(jīng)濟增長之間有顯著的正相關(guān)關(guān)系，而股票市場對經(jīng)濟增長的作用有限。范學俊（2006）通過對中國季度數(shù)據(jù)分析得出了完全相反的結(jié)論。在區(qū)域金融發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟增長關(guān)系的研究方面，通過對中國分地區(qū)的實證分析發(fā)現(xiàn)在中國東北、東部和西部三個地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系表現(xiàn)出很大的差異性（王紀全、張曉燕、劉勝全，2007），金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系具有明顯的時空特征（袁云峰、曹旭華，2007），不同區(qū)域的金融控制對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的影響顯著，應區(qū)別對待它們之間的影響（王晉兵，2007）。
（二）現(xiàn)有研究不足及本文研究思路
現(xiàn)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(jīng)濟發(fā)展不平衡的國家，國家范圍的研究結(jié)論不具有普適性。國內(nèi)已有學者關(guān)注區(qū)域金融發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟增長關(guān)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(qū)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(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)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(fā)展對經(jīng)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(fā)展對經(jīng)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(nèi)部結(jié)構(gòu)兩個方面研究金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的支持力度。
三、江蘇省金融發(fā)展對經(jīng)濟增長作用的實證分析：1980―2010年
（一）模型的構(gòu)建及數(shù)據(jù)來源
1. 理論基礎。根據(jù)金融功能論，金融發(fā)展的本質(zhì)是金融功能的提升，其外在表現(xiàn)體現(xiàn)在兩個方面：一是金融主體的總量提升，二是金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)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(fā)揮社會資源配置作用，促進投資和儲蓄的增長，使得經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，最終結(jié)果是經(jīng)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(shù)據(jù)來源。為了消除人口規(guī)模對計算結(jié)果的影響，本文采用人均GDP（RPGDP）為衡量經(jīng)濟增長的指標；用金融相關(guān)率（FIR）作為度量金融發(fā)展的總量指標，金融相關(guān)率的定義為：FIR=（金融機構(gòu)各項存款+金融機構(gòu)各項貸款）/GDP。在金融結(jié)構(gòu)指標選擇方面，本文從社會融資總量衡量金融對經(jīng)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(jīng)濟發(fā)展的資金量，即金融機構(gòu)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(fā)行、增發(fā)、公司債、配股等）。為了削弱數(shù)據(jù)的異方差，本文對各個變量進行取對數(shù)處理（見表1）。
實證檢驗數(shù)據(jù)來自歷年的《江蘇省統(tǒng)計年鑒》、江蘇省統(tǒng)計公報（2010）及人民銀行南京分行網(wǎng)站統(tǒng)計數(shù)據(jù)，使用的計量軟件是Eviews3.1。
（二）基于總量視角的金融發(fā)展對經(jīng)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(shù)據(jù)不平穩(wěn)而產(chǎn)生的“偽回歸”現(xiàn)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(wěn)的，但經(jīng)過一階差分后在5%顯著水平下都是平穩(wěn)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(shù)項，趨勢項以及滯后階數(shù)。（2）是否含有常數(shù)項和趨勢項根據(jù)散點圖的變化規(guī)律和趨勢確定，滯后階數(shù)k的選擇以AIC和SC值最小為標準。（3） 表示相關(guān)變量的一階差分。（4）Y表示通過平穩(wěn)性檢驗，N表示未通過平穩(wěn)性檢驗。（5）***表示1%顯著水平下的平穩(wěn)，**表示5%顯著水平下的平穩(wěn)，*表示10%顯著水平下的平穩(wěn)。（6）以上說明同樣適合下文結(jié)構(gòu)分析中的單位根檢驗。
2. 協(xié)整分析。為了找到金融總量與經(jīng)濟增長之間的某個線性組合是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系，本文對變量進行Engle-Granger協(xié)整分析。首先進行協(xié)整檢驗，得協(xié)整回歸模型 ：
（53.18947）（15.30880）
其次對回歸殘差進行平穩(wěn)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(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關(guān)系。
3. 誤差修正模型（ECM）。由于受金融危機等突發(fā)事件因素的影響，金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的長期均衡關(guān)系可能會出現(xiàn)短期失衡的現(xiàn)象，短期內(nèi)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(jié)果顯示短期內(nèi)江蘇省經(jīng)濟金融系統(tǒng)存在誤差修正機制，誤差系數(shù)0.012683體現(xiàn)了各期經(jīng)濟增長對均衡水平偏離的修正，在（t-1）期的實際經(jīng)濟發(fā)展水平低于其均衡值時，做出了正向修正。
4. Granger因果檢驗。協(xié)整檢驗表明江蘇省金融總量與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)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(jié)果如表3。
Granger因果檢驗的結(jié)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(jīng)濟的增長量之間是相互影響的雙線關(guān)系，江蘇省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間互為因果。
（三）基于結(jié)構(gòu)視角的金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用研究：1993―2010年
從金融發(fā)展的內(nèi)部結(jié)構(gòu)來看，金融支持經(jīng)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(fā)展起來，金融發(fā)展表現(xiàn)出階段性的特征。為了更好地把握金融發(fā)展內(nèi)部結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，以下利用1993年以來的數(shù)據(jù)，使用lnBank、lnStock兩個結(jié)構(gòu)指標，分析其與經(jīng)濟增長的關(guān)系。
1. ADF單位根檢驗。表4所示檢驗結(jié)果表明各變量除lnRPGDP在10%顯著性水平下平穩(wěn)外，其他指標都是非平穩(wěn)的，但一階差分后在5%的顯著性水平下都是平穩(wěn)的，都是一階單整序列。
2. 協(xié)整分析。由于結(jié)構(gòu)分析涉及三個變量，變量間可能存在多種穩(wěn)定的線性組合，在進行協(xié)整分析時需要考慮它們的任意線性組合也是穩(wěn)定的情況，此時用E-G兩步法進行協(xié)整分析時存在不足，故采用Johansen協(xié)整檢驗進行分析，結(jié)果如表5、表6。
從分析結(jié)果可以看出，在1%的顯著性下存在一個協(xié)整方程：
（0.01580） （0.01765）
結(jié)果表明影響江蘇省經(jīng)濟增長的兩個金融發(fā)展結(jié)構(gòu)變量在樣本期間存在協(xié)整關(guān)系，這說明江蘇省經(jīng)濟增長與銀行信貸規(guī)模、證券市場籌資能力之間存在長期均衡關(guān)系，協(xié)整結(jié)果符合經(jīng)濟理論。協(xié)整方程表明在長期均衡關(guān)系中，銀行信貸投放在經(jīng)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(guī)模的影響程度遠大于證券市場籌資規(guī)模。
3. Granger因果分析。在協(xié)整分析的基礎上，進一步驗證江蘇省經(jīng)濟增長與金融發(fā)展內(nèi)部結(jié)構(gòu)指標之間的Granger因果關(guān)系，結(jié)果如下：
從檢驗結(jié)果可以看出lnBank是lnRPGDP的Granger原因，江蘇省銀行信貸規(guī)模與經(jīng)濟增長之間是“供給驅(qū)動型”關(guān)系，信貸規(guī)模的增加對經(jīng)濟增長的推動作用顯著，而證券市場發(fā)展與經(jīng)濟增長的Granger因果關(guān)系微弱。Granger因果分析的結(jié)果進一步驗證了協(xié)整分析的結(jié)論，表明在江蘇省經(jīng)濟增長中銀行信貸投放起著重要的作用。
（四）實證結(jié)論的比較分析
1. 總量分析表明江蘇省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在協(xié)整關(guān)系，并且短期內(nèi)存在誤差修正機制，兩者之間是相互促進的正相關(guān)關(guān)系。這驗證了金融功能論，金融系統(tǒng)作為一個整體通過資源配置、支付結(jié)算以及風險管理等功能對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向作用，同時經(jīng)濟的發(fā)展狀況也對金融系統(tǒng)功能的發(fā)揮有著重要影響。
2. 結(jié)構(gòu)分析從社會融資總量角度衡量主要融資來源對經(jīng)濟的支持力度。實證結(jié)果表明金融中介在經(jīng)濟增長中發(fā)揮著重要作用。從長期角度來看，銀行信貸規(guī)模的投放對經(jīng)濟增長的作用顯著，銀行信貸規(guī)模與經(jīng)濟增長之間存在正相關(guān)關(guān)系。江蘇省證券市場對經(jīng)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(guī)模偏小、發(fā)展機制不健全有關(guān)，另外也與不成熟的資本市場體系有關(guān)。
3. 綜合對比分析。總量研究和結(jié)構(gòu)分析共同表明江蘇省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在長期協(xié)整關(guān)系，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響顯著，在推動地方經(jīng)濟發(fā)展的過程中應充分發(fā)揮金融“助推器”的作用；結(jié)構(gòu)分析表明金融在推進經(jīng)濟發(fā)展中存在內(nèi)部結(jié)構(gòu)的差異，證券市場發(fā)展在推動地方經(jīng)濟發(fā)展中作用微弱，證券市場有待進一步發(fā)展，同時不同金融市場之間的Granger因果關(guān)系不顯著，金融發(fā)展內(nèi)部結(jié)構(gòu)之間的協(xié)同作用不明顯。
四、政策建議
（一）重視金融發(fā)展在經(jīng)濟增長中的作用，發(fā)揮金融在經(jīng)濟增長中的推動效應
總量和結(jié)構(gòu)研究表明，金融發(fā)展在推動經(jīng)濟增長中發(fā)揮著重要作用，因此需要高度重視金融的發(fā)展，加強金融基礎設施建設，積極改善金融生態(tài)環(huán)境，不斷發(fā)揮金融資源配置的基礎性作用，提高金融效率。
（二）發(fā)展多層次的金融市場，避免金融發(fā)展內(nèi)部結(jié)構(gòu)之間的馬太效應
實證研究顯示，金融市場內(nèi)部主體間在促進經(jīng)濟增長方面差異顯著，金融中介作用突出，證券市場的規(guī)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(yōu)化金融結(jié)構(gòu)、擴大直接融資市場規(guī)模、構(gòu)建多層次協(xié)調(diào)發(fā)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(yōu)勢互補，實現(xiàn)協(xié)同發(fā)展。
（三）將金融、經(jīng)濟作為一個有機系統(tǒng)，實現(xiàn)金融與經(jīng)濟之間的協(xié)同效應
研究表明，金融發(fā)展與經(jīng)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(jīng)濟作為一個有機整體，從系統(tǒng)角度考慮促進金融發(fā)展的相關(guān)政策，建立與經(jīng)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(tǒng)性風險的需要，也是更好地發(fā)揮金融的作用、實現(xiàn)金融與經(jīng)濟之間的協(xié)同效應、推動金融與經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的現(xiàn)實需要。
參考文獻：
關(guān)鍵詞： 金融資產(chǎn)；經(jīng)濟增長；外部結(jié)構(gòu)
一、引言
金融產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)性在理論研究上一直存在著爭議。古典經(jīng)濟學家認為經(jīng)濟增長完全由實物部門決定。主流經(jīng)濟增長理論的各類經(jīng)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(jīng)濟增長的要求而不能主動地作用于經(jīng)濟增長[1]。因此無論是在古典增長理論、現(xiàn)代增長理論還是新增長理論中，金融市場不是經(jīng)濟增長模型中的變量。
但是20世紀以來， 在眾多的西方經(jīng)濟學家對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行的研究中，許多經(jīng)濟學家做出了金融產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟增長有促進作用的結(jié)論。例如，戈德史密斯（Goldsmith，1969）首次論證了金融結(jié)構(gòu)對一國經(jīng)濟發(fā)展的重要作用。肖（Shaw，1973） 與麥金農(nóng)（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(jīng)濟發(fā)展之間存在一種互相刺激、互相制約的關(guān)系。金和萊文（King and Levine，1993、1997）提出一系列衡量金融發(fā)展水平的指標， 并利用實證方法證明金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的積極作用。但是這些學者的結(jié)論都是來源于各國的相關(guān)數(shù)據(jù)的比較，并沒有從理論的高度來證明。當然也有經(jīng)濟學家持不同的觀點。例如， 盧卡斯（Lucas，1988）認為經(jīng)濟學家普遍夸大了經(jīng)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(jīng)濟增長中起到極其微小的作用。對于中國的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，國內(nèi)經(jīng)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(jīng)濟增長的作用是極為微弱的，這是因為中國的符號經(jīng)濟與實體經(jīng)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(xiàn)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(jié)論不盡相同， 但可以肯定的是， 金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在著緊密的聯(lián)系[2]。
本文首先簡單說明數(shù)據(jù)的來源，接著對我國金融資產(chǎn)外部結(jié)構(gòu)的發(fā)展現(xiàn)狀進行描述，最后對其與經(jīng)濟增長之間的關(guān)聯(lián)性進行實證演繹。本文對金融資產(chǎn)的結(jié)構(gòu)變化側(cè)重于對其外部結(jié)構(gòu)的研究，是因為外部結(jié)構(gòu)將金融與實體經(jīng)濟聯(lián)系起來，更能說明金融產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。文章希望通過研究為中國金融業(yè)未來的發(fā)展尋找理論支持，促進金融體制的完善，并為宏觀調(diào)控提供相關(guān)金融變量。
二、數(shù)據(jù)的選擇
本文從資產(chǎn)流動性的角度把金融資產(chǎn)分為貨幣、債券和股票三類。貨幣又有流通中的現(xiàn)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(yè)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(chǎn)時，各種貨幣類金融資產(chǎn)都按《中國金融統(tǒng)計年鑒》和《中國證券期貨統(tǒng)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(chǎn)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(chǎn)與實物資產(chǎn)存量之間的比例，是反映金融外部結(jié)構(gòu)的最重要指標。對于實物資產(chǎn)的計量復雜性，我們沿用傳統(tǒng)方法，用GDP代替實物資產(chǎn)存量 [5]。
三、金融資產(chǎn)的外部結(jié)構(gòu)
各種金融資產(chǎn)與實物資產(chǎn)的比例構(gòu)成了金融資產(chǎn)的外部結(jié)構(gòu)，反映了該項金融資產(chǎn)在國民經(jīng)濟中相對重要程度。
從上表中可以發(fā)現(xiàn)，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(fā)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(fā)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(fā)展和金融資產(chǎn)的多樣化，國民經(jīng)濟對金融的依存度迅速提高，三項金融資產(chǎn)總量占GDP的比重從1992年的199.99%增加到2010年的431.92%。
金融發(fā)展并非單純量的增長，各種金融資產(chǎn)在國民經(jīng)濟中占的比例的增大只能說明他們在國民經(jīng)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(jīng)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(guān)系數(shù)是-0.5171，總金融資產(chǎn)與GDP比值和GDP增長率的相關(guān)系數(shù)是-0.4603，債券余額與GDP比值和GDP增長率的相關(guān)系數(shù)是-0.5023，股票市價總值與GDP比值和GDP增長率相關(guān)系數(shù)為-0.2281。這說明中國的金融雖然市場快速發(fā)展，但卻沒有促進宏觀效益。另外我國的M2/GDP和總金融資產(chǎn)/GDP的相關(guān)系數(shù)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(jīng)濟下滑的局面。
金融業(yè)的深化與經(jīng)濟的增長背道而馳說明中國經(jīng)濟的發(fā)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(chǎn)流動性一定的條件下，金融資產(chǎn)的擴張能夠促使經(jīng)濟規(guī)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(chǎn)所吞噬。雖然金融資產(chǎn)的擴張對實體經(jīng)濟支持力度的增強，但是也出現(xiàn)了金融資產(chǎn)流動性和金融資產(chǎn)質(zhì)量的下降以及儲蓄轉(zhuǎn)化為投資的金融效率下降的問題[6]。金融的發(fā)展除了規(guī)模擴張以外，更重要的是金融資產(chǎn)價格的合理程度和金融效率，后者從宏觀上體現(xiàn)在單位貨幣對國民經(jīng)濟支持的力度上。金融體制的改革應更重視質(zhì)量的提高，而不是簡單的規(guī)模擴張 [7]。
關(guān)鍵詞：湖南省；經(jīng)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(fā)展是解決我國所有問題的關(guān)鍵，必須牢牢扭住經(jīng)濟建設這個中心，保持合理的經(jīng)濟增長速度。改革開放三十多年來，湖南省經(jīng)濟取得了快速的發(fā)展。地區(qū)生產(chǎn)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(jīng)濟增長速度，但與經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的差距仍然存在。為此，進一步分析影響湖南省經(jīng)濟增長的若干因素，既是實現(xiàn)地區(qū)生產(chǎn)總值增長10%的戰(zhàn)略目標，不斷縮小與經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)差距的需要，也是維持經(jīng)濟持續(xù)健康快速增長的客觀要求。通過研究湖南省經(jīng)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(jīng)濟的持續(xù)發(fā)展有非常重要的意義。
國內(nèi)外就經(jīng)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(jīng)濟增長的影響因素歸結(jié)為勞動投入、資本積累、技術(shù)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(zhì)資本是經(jīng)濟增長的關(guān)鍵因素。舒爾茨則認為，人力資本是促進經(jīng)濟增長更為重要的因素。20世紀70年代以來，經(jīng)濟學家開始把經(jīng)濟增長的關(guān)鍵歸于科學技術(shù)的進步。如周亮（2014）認為，技術(shù)創(chuàng)新和制度對經(jīng)濟增長均具有顯著的正向影響[1]。賀文華（2008）研究表明，F(xiàn)DI是經(jīng)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(jīng)濟增長的貢獻主要體現(xiàn)在經(jīng)濟效應和技術(shù)溢出效應上。高明華、蔡衛(wèi)星（2009）研究發(fā)現(xiàn)，湖南經(jīng)濟增長主要依靠要素投入特別是資本要素投入，而技術(shù)進步對湖南經(jīng)濟增長的貢獻率亟待提升[2]。阮敏（2006）得出，技術(shù)進步尤其是知識存量的增加對湖南經(jīng)濟增長的貢獻不大，但要素投入、制度變遷、人力資本以及產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對湖南經(jīng)濟增長的貢獻很大。夏澤義、許進杰（2009）研究發(fā)現(xiàn)，第二產(chǎn)業(yè)對湖南經(jīng)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(jīng)濟增長呈正相關(guān)關(guān)系[4]。許和連、賴明勇（2003）發(fā)現(xiàn)，人口增長因素對湖南省經(jīng)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(jīng)濟增長發(fā)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(guān)聯(lián)分析、計量回歸分析、協(xié)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(guān)聯(lián)分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人力資本與經(jīng)濟增長的關(guān)系[6]。廖翼、唐玉鳳（2012）、艾燕琳、鄭澤民（2006）通過構(gòu)建計量經(jīng)濟模型，定量分析湖南經(jīng)濟的影響因素。王耀中、李禮（2003）分別采用相關(guān)分析和因果分析兩種計量分析方法，分析了湖南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的聯(lián)系以及三次產(chǎn)業(yè)之間的因果關(guān)系[7]。鄧恩（2011）、劉克利、許和連、賴明勇（2001）采用協(xié)整檢驗分析技術(shù)和 Granger- Causality檢驗方法，實證分析相關(guān)因素與經(jīng)濟增長的關(guān)系[8]。石宏長、黃興磊（2007）通過測算三次產(chǎn)業(yè)對湖南經(jīng)濟增長的貢獻份額，得出經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)的貢獻度密切相關(guān)的結(jié)論。肖耀球（2003）則從需求、供給和生產(chǎn)要素三個方面重新設計一套經(jīng)濟增長因素實證評估體系，并運用湖南的歷史數(shù)據(jù)進行實際測算與分析。
本文選用1992―2012年的數(shù)據(jù)，以經(jīng)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(chǎn)函數(shù)，在此基礎上實證分析影響湖南省經(jīng)濟增長的各因素，力圖為湖南省經(jīng)濟的持續(xù)增長提供相關(guān)的政策建議。
一、經(jīng)濟增長影響因素的理論闡述
影響湖南省經(jīng)濟增長的因素主要有有資本、勞動力、技術(shù)、制度，則經(jīng)濟增長函數(shù)可以表示為：
G=F（Cap Lab Tec Ins）
其中，G是經(jīng)濟增長，Cap代表資本因素，Lab表示勞動因素，Tec代表科學技術(shù)因素，Ins指制度因素。我們假定該增長函數(shù)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(shù)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(chǎn)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(jīng)濟增長率的提高一部分源于各個因素的產(chǎn)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(chǎn)出彈性不變，則可知經(jīng)濟增長主要取決于各個因素的增長率。各個因素對經(jīng)濟增長的作用可以闡釋為如下幾點：
勞動因素是經(jīng)濟增長的基礎。勞動投入一般是指生產(chǎn)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(yè)的個人，也稱為人力資源。人力資源是經(jīng)濟增長重要的要素投入指標。在勞動生產(chǎn)率既定的條件下，增加勞動力數(shù)量能夠促進經(jīng)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(jīng)濟的增長。反之則不利于經(jīng)濟增長。
資本因素是經(jīng)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(jīng)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(chǎn)率也就越高，經(jīng)濟增長也就越快。資本是投入到生產(chǎn)過程中的實物和貨幣，包括物質(zhì)資本、人力資本以及知識資本的投入。物質(zhì)資本即實物資本，即用于生產(chǎn)物品與勞務的設備和建筑物存量等。外資對經(jīng)濟增長的影響和作用主要表現(xiàn)在外商直接投資的技術(shù)轉(zhuǎn)移效應。外商直接投資對東道國或地區(qū)的技術(shù)轉(zhuǎn)移效應能使當?shù)仄髽I(yè)的技術(shù)得到改進，以及勞動生產(chǎn)率得到提高。人力資本是指因相關(guān)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(chǎn)過程中所有知識性和技術(shù)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(chǎn)率的快速提高，進而促進全社會的經(jīng)濟發(fā)展。
科學技術(shù)因素是經(jīng)濟增長的關(guān)鍵。包括技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)革新在內(nèi)的技術(shù)進步是經(jīng)濟增長最主要和最直接的推動力。技術(shù)通過影響資源的使用效率而間接影響經(jīng)濟增長。經(jīng)濟增長水平總是伴隨著人類社會技術(shù)水平的提高而增進的，技術(shù)進步也是促進人類社會經(jīng)濟增長的關(guān)鍵性因素。技術(shù)進步能夠帶來物質(zhì)資本和人力資本投資收益率的提高。
制度因素是經(jīng)濟增長的重要保障。在經(jīng)濟發(fā)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(chǎn)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(jīng)濟有序運行，從而促進經(jīng)濟持續(xù)健康快速發(fā)展。一個國家或地區(qū)人口的城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)反映了這個國家或地區(qū)生產(chǎn)力水平、人民生活水平和城市化水平的高低。城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)通過影響城鄉(xiāng)人口經(jīng)濟收入、受教育程度、文化背景等，從而影響國家或地區(qū)的經(jīng)濟增長。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)通過持續(xù)深化產(chǎn)業(yè)體系的內(nèi)在布局，進而持續(xù)推動經(jīng)濟總量的長期增長。經(jīng)濟增長能夠帶動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動也能推動經(jīng)濟的增長。
二、實證分析
（一）模型設定
（二）指標選取及數(shù)據(jù)來源
本文在參照已有文獻及數(shù)據(jù)可獲得性的基礎上，選用社會勞動者人數(shù)、固定資產(chǎn)投資額、教育經(jīng)費支出額、歷年三項專利申請批準數(shù)數(shù)據(jù)，分別代替勞動投入、物質(zhì)資本投入、人力資本投入、技術(shù)水平。而制度因素則用對外開放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)來衡量。其中，對外開放程度用（地區(qū)進口總額+地區(qū)出口總額）/地區(qū)生產(chǎn)總值這一公式來計算。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為第二三產(chǎn)業(yè)所占比例，城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)為城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒壤?shù)據(jù)主要來源于《湖南統(tǒng)計年鑒》，但由于2006年、2009年的教育經(jīng)費支出數(shù)據(jù)缺失，本文采用平滑法計算所得。同時運用SPSS16.0對數(shù)據(jù)進行標準化處理以消除量綱因素對實證分析的影響，但經(jīng)標準化后某些指標出現(xiàn)負值，故在此基礎上各個數(shù)值都加2。考慮到處理后的數(shù)據(jù)并不影響研究結(jié)果，所以以下所有分析都是使用處理后的數(shù)據(jù)。
（三）實證過程
以下為標準化處理后各指標數(shù)據(jù)的時序圖（見圖1）。
從圖1可以看出，除產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和對外開放程度外，其余各指標都與地區(qū)生產(chǎn)總值呈同一變化趨勢。這一趨勢符合各因素與經(jīng)濟增長在理論上的相關(guān)關(guān)系。盡管在前期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放程度與地區(qū)生產(chǎn)總值的同向趨勢并不明顯，但后期正向關(guān)系較為明顯。如果用固定資產(chǎn)投資與GDP的比值表示物質(zhì)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(chǎn)投資對湖南省的經(jīng)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(chǎn)投資來拉動經(jīng)濟增長。一直以來，湖南省城鎮(zhèn)人口逐年增加，到2012年，湖南省城鎮(zhèn)人口突破3 000萬人，城鎮(zhèn)化率達到46.65%。資本積累、規(guī)模經(jīng)濟、集聚經(jīng)濟帶來了城鎮(zhèn)經(jīng)濟的增長，城鎮(zhèn)既是經(jīng)濟增長的重要空間集聚載體，也是經(jīng)濟增長的重要引擎。因此，湖南省仍然要不斷完善落實城鎮(zhèn)化發(fā)展的長期政策，加快城鎮(zhèn)化建設來推動地區(qū)經(jīng)濟的增長。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標在2002年出現(xiàn)最低值，但之后呈穩(wěn)步上升趨勢。這主要是因為當時世界經(jīng)濟增速因受匯率、股市及財務假案暴露等因素影響出現(xiàn)放緩態(tài)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(mào)組織，同時實施“十五”規(guī)劃，加速經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整，國內(nèi)經(jīng)濟態(tài)勢良好，為湖南省經(jīng)濟增長創(chuàng)造了良好的國內(nèi)環(huán)境。2001年，湖南通過推進工業(yè)化，加快全省經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整的步伐，從而促進了全省經(jīng)濟的快速增長。
（三）實證結(jié)論
從整體上看湖南省經(jīng)濟增長速度較快，地區(qū)生產(chǎn)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(jīng)濟增長速度（16%）。從數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計來看，湖南省經(jīng)濟增長勢頭良好，發(fā)展?jié)摿薮蟆Ｎ镔|(zhì)資本、人力資本以及城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)分別為0.66、0.21、0.17，這說明湖南省經(jīng)濟增長主要得益于固定資產(chǎn)投資、人力資本投資以及城鎮(zhèn)化。物質(zhì)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(jīng)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進與經(jīng)濟增長之間具有密切的聯(lián)系。2013年湖南省固定資產(chǎn)投資額為18 381.4億元，比上年增長26.1%。2013的固定資產(chǎn)投資總額中投資于第一二三產(chǎn)業(yè)的分別為633.9億元、8 080.8億元、9 666.8億元，二三產(chǎn)業(yè)占96.5%，這符合配第―克拉克定理。人力資本的回歸系數(shù)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(jīng)濟增長。一直以來，湖南省對教育事業(yè)的投入呈不斷上升趨勢，主要體現(xiàn)在教育經(jīng)費支出的逐年增加上。1993年湖南省教育經(jīng)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(zhèn)化率為45.1%，比全國城鎮(zhèn)化平均水平51.27%低6.17個百分點。從城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長影響的回歸系數(shù)來看，其系數(shù)達0.17，所以湖南省還應繼續(xù)推進城鎮(zhèn)化進程以更好地拉動經(jīng)濟增長。但技術(shù)水平的回歸系數(shù)為負值，而計量檢驗顯著，這顯然不符合經(jīng)濟現(xiàn)實。一方面，可能是由于指標選取的不合理性，因為技術(shù)水平不能僅僅從專利授權(quán)數(shù)量上得到體現(xiàn)，還應體現(xiàn)在科技投入、科技人才數(shù)量等綜合指標上。另一方面，在計量回歸之前對數(shù)據(jù)的一系列處理也在很大程度上影響了回歸系數(shù)。在今后的研究中還應進一步完善這一指標，以更好地與現(xiàn)實經(jīng)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(shù)據(jù)來源：湖南省2013年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報）。對外開放程度與經(jīng)濟增長呈正向相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)為0.022。發(fā)展對外關(guān)系，加強與外省的經(jīng)濟聯(lián)系，大力發(fā)展對外貿(mào)易仍是湖南省拉動經(jīng)濟增長的重要引擎。
政策建議
（一）加大科技投入力度，調(diào)整科技投入結(jié)構(gòu)
科學技術(shù)是第一生產(chǎn)力，只有科技的進步，才能從根本上解決經(jīng)濟的落后問題，促進經(jīng)濟的發(fā)展。為此要穩(wěn)定和適當加大技術(shù)投入力度，激勵和引導民間技術(shù)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(gòu)建科學合理的新體制。調(diào)整科技投入結(jié)構(gòu)，以及財政科技投入方式；宣傳科教興湘、人才強湘戰(zhàn)略，構(gòu)建科技創(chuàng)新的支持體系；科學技術(shù)的發(fā)展既需要發(fā)明、創(chuàng)造等硬技術(shù)，也需要管理、政策等軟因素，所以要構(gòu)建全方位的服務于科技創(chuàng)新的戰(zhàn)略體系，為科技興省奠定基礎。
（二）不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，繼續(xù)推進新型城鎮(zhèn)化道路
產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系密切，要努力實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、新型城市化與經(jīng)濟增長的良性互動。第一，繼續(xù)大力推進工業(yè)化、新型城市化和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的“三化”戰(zhàn)略，循序漸進推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)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(fā)展循環(huán)經(jīng)濟，走資源節(jié)約型、環(huán)境友好型之路；第三，不斷進行機械化生產(chǎn)、合理推進工業(yè)化、大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，實施一二三產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略；第四，繼續(xù)推進戶籍制度改革，打破“城鄉(xiāng)二元”分割的制度壁壘；第五，在信息經(jīng)濟條件下，繼續(xù)推進以人為本的新型城鎮(zhèn)化道路。
（三）擴大區(qū)域?qū)ν忾_放程度，拉動地區(qū)經(jīng)濟增長
開放經(jīng)濟是地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的巨大引擎，是市場經(jīng)濟浪潮下的必然選擇。因此，隨著經(jīng)濟全球化的深入發(fā)展，湖南省要以結(jié)構(gòu)調(diào)整為核心，以提高質(zhì)量為重點，不斷發(fā)展對外經(jīng)濟關(guān)系。首先，以結(jié)構(gòu)調(diào)整為核心，推動湖南對外商品和服務貿(mào)易的迅速發(fā)展；其次，擴大招商引資規(guī)模，逐步拓寬外資進入渠道；最后，“內(nèi)修其身”打造吸引外資的良好人文社會環(huán)境、法制環(huán)境、制度環(huán)境以及各項配套硬件設施環(huán)境。
參考文獻：
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關(guān)鍵詞 丹尼森系數(shù)法；中等職業(yè)教育；經(jīng)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(nèi)學者已經(jīng)就教育對經(jīng)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(jīng)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(shù)法對我國1993～2004年職業(yè)教育對經(jīng)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(jīng)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(jīng)濟增長的貢獻[4]。從以上文獻梳理來看，研究中等職業(yè)教育對經(jīng)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(shù)法研究中等職業(yè)教育對經(jīng)濟增長的貢獻。美國經(jīng)濟學家丹尼森（Denison E. F，1962）認為，勞動包括數(shù)量和質(zhì)量兩方面的構(gòu)成因素。如果把同質(zhì)工人的數(shù)量和人均勞動小時數(shù)作為勞動數(shù)量方面的構(gòu)成因素，把教育作為勞動質(zhì)量方面的一個構(gòu)成因素。那么，柯布—道格拉斯函數(shù)變成如下形式：
Y=SKa（LE）b （1）
S表示技術(shù)水平，K表示資本投入量，L表示不包含教育質(zhì)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(chǎn)出量。對（1）兩邊求時間t的全導數(shù)，且兩邊同時除以Y，經(jīng)過推導，可得國民收入產(chǎn)出增長速度模型：
y=s+ak+bn+be （2）
其中：s表示年技術(shù)進步率，a表示產(chǎn)出對資本彈性率，k表示資本投入量年增長率，b表示產(chǎn)出對勞動的彈性率，n表示不含教育質(zhì)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(jīng)濟學界廣泛采用的計量教育對國民經(jīng)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(shù)據(jù)來源和說明
選取2001～2010年《中國統(tǒng)計年鑒》和《遼寧省統(tǒng)計年鑒》GDP和各層次教育程度人均收入及從業(yè)人員的比例等數(shù)據(jù)進行實證研究。由于在確定2001年中職從業(yè)人員百分比時，需要1961～2001年中職畢業(yè)生數(shù)據(jù)，而1961年前數(shù)據(jù)查詢困難，即使存在部分數(shù)據(jù)也很模糊。
1.關(guān)于b的取值
本研究擬采用麥迪遜的b系數(shù)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(chǎn)出的彈性為0.7，即認為勞動投入每增加1%，產(chǎn)出增加量為0.7%。
2.關(guān)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(jù)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(jīng)濟增長貢獻的具體方法，本文在杭永寶權(quán)數(shù)分配法的基礎上，根據(jù)實際情況對各類教育重新賦權(quán)。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(yè)教育對經(jīng)濟增長貢獻的估算
（一）遼寧省中等職業(yè)教育對經(jīng)濟增長貢獻的估算
1.計算勞動力數(shù)量換算系數(shù)
依據(jù)我國實施市場經(jīng)濟年間接受六個主要層次教育從業(yè)人員年平均收入，推斷出接受相應教育層次從業(yè)人員勞動生產(chǎn)率的比例倍數(shù)，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(zhì)量換算為勞動力數(shù)量的系數(shù)。本文采用2002年北京師范大學李實教授對遼寧地區(qū)收入分配問題研究所調(diào)研的不同學歷層次的年工資收入數(shù)據(jù)，計算2001～2010年間不同教育程度從業(yè)人員的勞動力折算系數(shù)，主要依據(jù)是：采用丹尼森系數(shù)法估算教育對經(jīng)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(shù)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(yè)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(chǎn)率比例倍數(shù)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(yè)人員的勞動力數(shù)量折算系數(shù)分別為：2.75、2.26、1.99、1.78、1.60、1。
2.推算從業(yè)人員文化程度分布
通過中國勞動統(tǒng)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(yè)人員的比重，見表1。
表1 2001年與2010年遼寧省從業(yè)人員受7種教育各占百分比（%）
資料來源：《中國勞動統(tǒng)計年鑒（2011、2002）》。
由于年鑒中受普通高中和中職教育從業(yè)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(yè)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(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行復雜的推算。依據(jù)我國制度規(guī)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(yè)生在從業(yè)人員中的人數(shù)。假定中職畢業(yè)生完全在本省區(qū)域內(nèi)就業(yè)。2001年中職教育程度從業(yè)人員為1996～2001年間的畢業(yè)女生人數(shù)與畢業(yè)男生人數(shù)之和。
推算時，女生和男生的比例用2001～1961年全部中職畢業(yè)生人數(shù)減去1965～1961年中職畢業(yè)女生人數(shù)。同理，2010年中職教育程度從業(yè)人員為2010～1975年間的畢業(yè)女生數(shù)與畢業(yè)男生數(shù)之和。推算時，女生和男生的比例用2010～1970年全部中職畢業(yè)生人數(shù)減去1974～1970年中職畢業(yè)女生人數(shù)。
由表2可知，1965～1961年間中職畢業(yè)生人數(shù)為77493人，1975～1971年間中職畢業(yè)生人數(shù)為36820人，平均每年的畢業(yè)生人數(shù)為7364人，則1974～1971年間中職畢業(yè)生人數(shù)約為29456人；1970年為19477人。因此，1970～1974年間中職畢業(yè)生人數(shù)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(yè)生數(shù)為28765人。由于1966～1976年中國發(fā)生，中職女生所占比重數(shù)據(jù)缺失[6]。因此，用1978年中職女生比重估算1974～1970年中職畢業(yè)生中女生人數(shù)，則1974～1970年中職畢業(yè)女生人數(shù)為17127人。
根據(jù)表2可推導出2001年中職教育從業(yè)人員人數(shù)為174663人；2010年從業(yè)人員中中職畢業(yè)生人數(shù)為2878349（2895476-17127）人。由2001和2010年的《遼寧統(tǒng)計年鑒》可知，2001年和2010年遼寧從業(yè)人員分別為2069.3萬人、2317.5萬人，則2001年和2010年從業(yè)人員中接受中職教育者所占比重分別為8.44%和12.41%。結(jié)合表1，2001年和2010年從業(yè)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(yè)人員人均教育綜合指數(shù)
根據(jù)上述計算結(jié)果對表1數(shù)據(jù)進行修正，可以得出遼寧省從業(yè)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(yè)人員受8種教育分布百分比（%）
資料來源：《中國勞動統(tǒng)計年鑒（2011、2002）》，根據(jù)上述計算整理獲得。
根據(jù)我國目前執(zhí)行的學制和表3，分別計算2001年和2010年遼寧從業(yè)人員人均受教育年限。
2001年遼寧從業(yè)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(yè)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(shù)來表示。把勞動力人均受教育年限看作是權(quán)數(shù)分別乘以勞動力數(shù)量折算系數(shù)，據(jù)此計算出勞動力人均教育綜合指數(shù)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(shù)
資料來源：根據(jù)不同教育程度勞動力折算系數(shù)與2001、2010年從業(yè)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(shù)分別為10.882652和12.663198。
4.計算從業(yè)人員人均受6種教育投入年增長率、教育綜合指數(shù)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(shù)。根據(jù)公式（4），計算遼寧省從業(yè)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(shù)年平均增長率、教育平均綜合指數(shù)年均增長率。按上述公式計算不同教育程度的綜合指數(shù)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(shù)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(shù)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(shù)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(shù)增長率占年均總教育指數(shù)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(shù)年均增長率與各類教育勞動力數(shù)量折算系數(shù)的乘積作為權(quán)數(shù)（比例），直接計算（分配）其占年均教育綜合指數(shù)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(shù)增長率的實際值（E6，E5，E4，E3，E2，E1）。其結(jié)果為：6種層次教育占年均教育綜合指數(shù)增長率的權(quán)數(shù)分別是2.75×N6、2.26×N5、1.99×N4、1.78×N3、1.60×N2、1×N1，則具體數(shù)值分別為52.839%、11.295%、8.706%、6.061%、2.486%、0.158%。假定權(quán)數(shù)的公約數(shù)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(shù)增長率占年均教育綜合指數(shù)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(shù)增長引起的年均教育綜合指數(shù)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(shù)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(jié)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(jù)2002和2011年的《遼寧統(tǒng)計年鑒》相關(guān)數(shù)據(jù)，設遼寧省1952年的GDP為100，則2010年GDP指數(shù)為13683.4，2001年GDP指數(shù)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(jīng)濟增長率的貢獻
根據(jù)基本模型公式Re=b×e/y計算各層次教育對經(jīng)濟增長率的貢獻，結(jié)果見表5。
表5 2001～2010年遼寧省不同程度教育對經(jīng)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(jīng)論述，e×b/y為遼寧省不同教育程度從業(yè)人員對經(jīng)濟增長的貢獻，經(jīng)計算整理獲得。
（二）全國中等職業(yè)教育對經(jīng)濟增長貢獻的估算
1.勞動力折算系數(shù)
國家統(tǒng)計局“2004年中國城市住戶調(diào)查數(shù)據(jù)”，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(yè)人員的勞動力折算系數(shù)，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(yè)人員的勞動力質(zhì)量換算成勞動力數(shù)量的系數(shù)，即勞動力數(shù)量折算系數(shù)分別為：1.00、1.05、1.30、1.43、1.78、2.41、3.82[8]。
2.推算從業(yè)人員文化程度分布
通過推算得出全國從業(yè)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(yè)人員接受不同教育程度分布百分比（%）
資料來源：《中國勞動統(tǒng)計年鑒（2011、2002）》，根據(jù)上述計算整理獲得。
3.估算不同教育程度對經(jīng)濟增長率的貢獻
表7 2001～2010年全國不同程度教育對經(jīng)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(jīng)論述，e×b/y為全國不同教育程度從業(yè)人員對經(jīng)濟增長的貢獻，經(jīng)計算整理獲得。
三、結(jié)果分析
（一）省內(nèi)不同教育層次對經(jīng)濟增長貢獻的比較分析
由表5可知，中職教育對遼寧經(jīng)濟增長的貢獻為0.585%，遠高出普通高中、小學和初中對經(jīng)濟增長的貢獻，其中，相對于普通高中，中職教育對經(jīng)濟增長率的貢獻高出0.178個百分點。中職教育對經(jīng)濟增長的貢獻低于高職、本科以上教育對經(jīng)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(jīng)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(jīng)濟增長的貢獻具有明顯優(yōu)勢，主要原因是中職教育以培養(yǎng)學生技術(shù)技能為主，中職畢業(yè)生就業(yè)后直接能創(chuàng)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(yè)生與中職畢業(yè)生在直接就業(yè)、創(chuàng)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(jīng)濟增長的貢獻，影響其結(jié)果的主要是教育綜合指數(shù)年均增長率，而影響教育綜合指數(shù)的是勞動力折算系數(shù)和受教育年限，因此可以認為，當經(jīng)濟年增長率一定時，受教育年限越上，勞動力折算系數(shù)越大，則對經(jīng)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(yè)教育對經(jīng)濟增長貢獻與全國的比較分析
與全國相比，遼寧教育對經(jīng)濟增長的總體貢獻偏高。遼寧中等職業(yè)教育對經(jīng)濟增長的貢獻為0.585%，略高出2001～2010年全國中等職業(yè)教育對經(jīng)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(shù)增長率占年均教育綜合指數(shù)增長率的百分比和經(jīng)濟年增長率。全國中職教育綜合指數(shù)年均增長率占教育年均綜合指數(shù)增長率為0.137%，小于遼寧省中職教育綜合指數(shù)年均增長率占教育年均綜合指數(shù)增長率0.181%。換言之，遼寧省中職教育綜合指數(shù)年均增長率占教育年均綜合指數(shù)增長率是全國中職教育綜合指數(shù)年均增長率占教育年均綜合指數(shù)增長率的1.32倍。全國的經(jīng)濟年均增長率為10.96%，小于遼寧省經(jīng)濟年均增長率的13%。由于遼寧省中職教育綜合指數(shù)年均增長率占教育年均綜合指數(shù)增長率相對于全國中職教育綜合指數(shù)年均增長率占教育年均綜合指數(shù)增長率的倍數(shù)高于遼寧省經(jīng)濟年均增長率相對于全國經(jīng)濟年均增長率的倍數(shù)，這使遼寧省中職教育對經(jīng)濟增長的貢獻高出全國中職教育對經(jīng)濟增長貢獻的0.06%。假定教育綜合指數(shù)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(shù)。因此，可以假定勞動力折算系數(shù)全國和遼寧相同，這與丹尼森系數(shù)法估算假定又不謀而合。由此可見，經(jīng)濟年增長率是影響中職教育對經(jīng)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(fā)現(xiàn)，與高中教育相比，遼寧的中職教育對經(jīng)濟增長的貢獻比較大，同時與全國相比中職教育對經(jīng)濟增長的作用略高，因此國家財政應加大對中等職業(yè)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(huán)節(jié)給予政策傾斜，并從總量上增加對中等職業(yè)教育的財政投入，并進一步明確中央和地方對中等職業(yè)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(nóng)村職業(yè)教育財政投入的努力程度也要增強，使中等職業(yè)教育對經(jīng)費的需求與中央、地方政府的財政投入形成一種相互協(xié)調(diào)的機制[9]。二是落實好國家支持中職教育的優(yōu)惠政策。三是構(gòu)建中等職業(yè)教育財政支出保障機制，制定中等職業(yè)學校生均公用經(jīng)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(yè)教育的科學發(fā)展。
參考文獻
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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(jié)束的原因
與過去30年相比,20世紀90年代臺灣經(jīng)濟增長具有兩個明顯的特征。其一,經(jīng)濟增長由過去的快速增長轉(zhuǎn)為中速增長。在經(jīng)濟發(fā)展“黃金時代”的60年代,經(jīng)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(jīng)濟年平均增長率則降為6.3%,明顯轉(zhuǎn)入中速增長時期。其二,經(jīng)濟呈較穩(wěn)定增長態(tài)勢。70-80年代臺灣經(jīng)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(jīng)濟呈兩位數(shù)增長,其余為個位數(shù)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(jīng)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(jīng)濟增長率維持在5.7%至7.6%之間,表現(xiàn)出較穩(wěn)定的中速增長趨勢(參見表1與圖1)。
表1 臺灣歷年經(jīng)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(jīng)建會”:《Taiwan Statistical Data Book 1990》,臺北,1991,第23-24頁;
臺灣“行政院經(jīng)建會”:《Taiwan Statistical Data Book 2000》,臺北,2001,第41-43頁;
臺灣“經(jīng)建會”:《“自由中國”之工業(yè)》,2001年第4期,封面內(nèi)頁。
附圖
圖1 各年代經(jīng)濟增長走勢
資料來源:同表1。
臺灣經(jīng)濟之所以難以再持續(xù)高速增長,主要是因為自80年代中期起臺灣內(nèi)外經(jīng)濟環(huán)境均發(fā)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(jīng)濟進入轉(zhuǎn)型時期。關(guān)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(jīng)濟環(huán)境對臺灣不利的因素主要有:其一,美國對臺灣的貿(mào)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(mào)易壓力的主要目標之一,臺灣在被迫逐步開放島內(nèi)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(xù)升值至1992年的25.4:1,升值幅度達36.3%,結(jié)果使臺灣許多傳統(tǒng)出口產(chǎn)業(yè)失去國際競爭力。其二,世界經(jīng)濟區(qū)域化的加速發(fā)展,使臺灣主要外貿(mào)市場面臨更大挑戰(zhàn)。繼1993年歐洲統(tǒng)一大市場正式成立,1994年北美自由貿(mào)易區(qū)生效實施,東盟自由貿(mào)易區(qū)也在1993年啟動運行。各類地區(qū)經(jīng)濟集團都具有對內(nèi)互惠、對外排他的雙重經(jīng)濟功能,這種排他性對臺灣傳統(tǒng)的外貿(mào)市場產(chǎn)生了很大影響。其三,在國際市場上,后起的發(fā)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(jīng)濟具有“搶先”優(yōu)勢,80年代之后,越來越多發(fā)展中國家或地區(qū)也以自身的優(yōu)勢大力發(fā)展出口工業(yè),加入國際市場競爭,臺灣傳統(tǒng)的勞力密集型出口產(chǎn)品受到嚴峻挑戰(zhàn)。90年代以來這種趨勢更加明顯。總之,過去10多年國際經(jīng)濟格局的演變,使臺灣經(jīng)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(nèi)部環(huán)境亦發(fā)生劇烈變化,制約了臺灣經(jīng)濟的持續(xù)快速增長。(1)經(jīng)濟環(huán)境的改變。勞動力這一重要的基本生產(chǎn)要素,在過去二三十年是臺灣企業(yè)國際競爭力的最大優(yōu)勢。但80年中期以來,一方面,隨著勞力密集型加工出口工業(yè)的迅速發(fā)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(zhuǎn)趨投機享樂環(huán)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(yè)特別是制造業(yè)勞力短缺的困境。臺灣的工資水平因此大幅上升。結(jié)果,企業(yè)生產(chǎn)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(xiàn)暴漲情況。臺灣土地面積原本有限,隨著工業(yè)的迅速發(fā)展,加上相關(guān)土地政策的限制,工業(yè)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(jīng)濟失衡,泡沫經(jīng)濟產(chǎn)生,房地產(chǎn)價格更是急劇高漲。這種狀況加劇了工商業(yè)用地的緊張,廠商經(jīng)營成本大幅上升。
(2)政治環(huán)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(zhuǎn)型時期,經(jīng)濟發(fā)展受到非經(jīng)濟因素的影響越來越大。首先,隨著臺灣政治體制由強權(quán)政治向多黨政治的轉(zhuǎn)換,島內(nèi)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(jīng)濟管理體制無法適應形勢發(fā)展,當局對經(jīng)濟的管理混亂無力,行政效率低落。第三,在臺灣政治轉(zhuǎn)型過程中,金權(quán)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(jīng)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(jīng)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(huán)境的改變。戰(zhàn)后臺灣長期累積并被壓制的各類社會矛盾隨著強權(quán)政治體制的解體也不斷爆發(fā)出來,影響較大者如環(huán)保運動、勞工運動等,轉(zhuǎn)型中的臺灣經(jīng)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(jīng)濟、政治與社會均進入轉(zhuǎn)折時期,經(jīng)濟發(fā)展受到的沖擊與挑戰(zhàn)是全方位的,經(jīng)濟持續(xù)快速增長的條件已經(jīng)失去。
二、穩(wěn)定中速增長的動力來源
內(nèi)外環(huán)境的巨大變化使臺灣經(jīng)濟無法繼續(xù)維持高速增長,關(guān)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(zhàn),臺灣經(jīng)濟并沒有急劇衰退,而是維持了較穩(wěn)定的中速增長水平,其原因何在?換言之,其穩(wěn)定中速增長的動力為何?對此人們似乎關(guān)注得并不多。事實上,與過去30年相比,90年代臺灣經(jīng)濟增長速度明顯下降,但與同時期相類似的經(jīng)濟體相比,臺灣經(jīng)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(yè)化國家或地區(qū)的墨西哥、巴西及阿根廷三個拉美國家,1990-1998年,年平均經(jīng)濟增長率分別為2.5%、3.3%及5.3%,而同期臺灣的年平均經(jīng)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(jīng)濟增長率分別為8.0%、6.2%及4.4%。[2](P337-338)認清支撐臺灣經(jīng)濟穩(wěn)定中速增長的動力來源,不僅可以加深對90年代臺灣經(jīng)濟發(fā)展的認識,而且有助于把握未來臺灣經(jīng)濟增長的趨勢。
(一)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整,以電子信息業(yè)為主的高科技產(chǎn)業(yè)成為臺灣經(jīng)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(tǒng)的勞力密集型產(chǎn)業(yè)逐步失去發(fā)展的比較利益,無法有效地支撐經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展,但在此過程中,臺灣的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)逐漸調(diào)整升級,轉(zhuǎn)向發(fā)展技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè),以電子信息業(yè)為主的高科技產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速,較順利地取代傳統(tǒng)的紡織、塑膠等成為經(jīng)濟增長的新支撐點,這在相當程度上緩解了內(nèi)外形勢劇烈變化對臺灣造成的強烈沖擊,使臺灣經(jīng)濟還能維持中速增長。
1.電子信息產(chǎn)業(yè)成為臺灣產(chǎn)業(yè)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(chǎn)業(yè)蓬勃發(fā)展的刺激,臺灣以電子信息業(yè)為主的高科技產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速。以1996年為基期(指數(shù)為100),1990-2000年,臺灣的制造業(yè)類指數(shù)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(yè)指數(shù)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(yè)的總體水平。[3](P166-169)電子信息產(chǎn)業(yè)在制造業(yè)中的地位相應快速上升,成為制造業(yè)的第一大產(chǎn)業(yè)。1987-1998年電子信息產(chǎn)業(yè)占制造業(yè)的比重由16.89%提高為30.26%,在四大類制造業(yè)中的比重從末位升至首位;而同期傳統(tǒng)民生工業(yè)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(chǎn)業(yè)占整體制造業(yè)產(chǎn)值的比重持續(xù)提高至37.8%。[4](P173)[5](P13)
2.電子信息產(chǎn)品成為臺灣出口增長的新支柱
伴隨著臺灣產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整升級,電子信息產(chǎn)品出口迅速增長,從80年代中期起,電子信息產(chǎn)品取代紡織品及其相關(guān)產(chǎn)品成為臺灣第一大出口商品。2000年臺灣電子、資訊與通訊產(chǎn)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(guān)鍵詞：柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù) 協(xié)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(jīng)濟的快速發(fā)展，分析我國或各個地區(qū)的經(jīng)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(chǎn)函數(shù)模型進行影響因素分析的文獻不占少數(shù)。袁靖在《中國能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究》中運用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型對經(jīng)濟增長的因素進行了分析，并著重研究了能源消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系，從而可知節(jié)能減排并不會對中國經(jīng)濟增長造成負面影響，進而基于能源視角對經(jīng)濟發(fā)展提出建議。石賢光在《基于柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的河南省經(jīng)濟增長影響要素分析》中運用道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)對影響河南經(jīng)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(jīng)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(chǎn)函數(shù)，基于1980—2011年的時間序列數(shù)據(jù)對我國的經(jīng)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(jīng)濟發(fā)展的長期影響情況和短期調(diào)整狀況。
2、經(jīng)濟理論基礎
經(jīng)濟增長理論是現(xiàn)代經(jīng)濟學的一個重要分支,經(jīng)濟增長既是經(jīng)濟發(fā)展的總量表現(xiàn)形態(tài)又是取得經(jīng)濟成就最重要的標志和過程。決定經(jīng)濟增長的因素很多,其中資本、勞動力、技術(shù)進步和人力資本被認為是一國、一地區(qū)經(jīng)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(chǎn)函數(shù)，是研究經(jīng)濟增長影響因素的經(jīng)典模型。
柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的常見形式是 ，具有以下性質(zhì)：
（1） 是產(chǎn)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(chǎn)出的百分比變化。
（2）同樣 是產(chǎn)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(guī)模報酬的信息，就是產(chǎn)出對投入比例的反應。
（4）參數(shù) 可看作是效率參數(shù)，因為 的大小在 與 固定的條件下直接影響產(chǎn)出量。
a、當 時，規(guī)模收益遞增，即一倍的投入將帶來多于一倍的產(chǎn)出。
b、當 時，規(guī)模收益不變，即一倍的投入將帶來一倍的產(chǎn)出。
c、當 時，規(guī)模收益遞減，即一倍的投入將帶來少于一倍的產(chǎn)出。
本文采用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，主要分析我國的固定資本投資與勞動力投入對經(jīng)濟增長的影響情況及我國的經(jīng)濟發(fā)展狀況。
3、實證分析
3.1 數(shù)據(jù)來源與變量說明
本文研究過程采用1980-2011年的年度數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來源于相關(guān)年度的《中國統(tǒng)計年鑒》。對于模型中采用的變量，由于固定資產(chǎn)投資指數(shù)部分缺失，均以1980年為基期的國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)對 、固定資產(chǎn)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(yè)人員數(shù)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(cè)取對數(shù)，得到線性模型： ，再作相關(guān)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(jié)果分析
（1）計量經(jīng)濟學分析
從模型估計結(jié)果可以看出， 和 的系數(shù)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(chǎn)投資與勞動力投入量的變動對于經(jīng)濟增長的影響是顯著的。
（2）彈性系數(shù)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(chǎn)出的相應增加，勞動力投入每增加1%，產(chǎn)出會增加0.7380%；固定資本投資每增加1%，產(chǎn)出會增加0.6300%。另外， ，說明我國經(jīng)濟增長是規(guī)模報酬遞增的，經(jīng)濟發(fā)展態(tài)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(chǎn)投資年均增長率為14.34%，勞動力投入量年均增長率1.92%。結(jié)合各要素的產(chǎn)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(chǎn)投資與勞動力投入對我國的經(jīng)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(jīng)濟增長的貢獻尤為突出。
3.6 誤差修正模型的建立
單位，產(chǎn)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(chǎn)出變化率同向變動0.6699個單位。并且短期調(diào)整系數(shù)顯著，這說明對偏離長期均衡的調(diào)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(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。
4、結(jié)論與相關(guān)建議
本文采用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，對我國的經(jīng)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(chǎn)出的相應增加，固定資本投資增加1%，產(chǎn)出會增加0.6300%，勞動力投入增加1%，產(chǎn)出會增加0.7380%。從勞動力投入和固定資本投資的產(chǎn)出彈性之和大于1，可知我國的經(jīng)濟增長是規(guī)模報酬遞增的，經(jīng)濟發(fā)展態(tài)勢良好。從短期角度考慮，誤差修正模型間接衡量了短期內(nèi)固定資本投資和勞動投入量對產(chǎn)出的影響，通過變化率的變化來反映經(jīng)濟變量之間的關(guān)系，我國的本期固定資本投入變化率變動1個單位時，產(chǎn)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(chǎn)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(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。
綜上所述，我國的經(jīng)濟增長主要依賴于勞動與資本的投入，技術(shù)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(jīng)濟呈持續(xù)、快速、健康的發(fā)展態(tài)勢，應積極的轉(zhuǎn)變這種單純依賴生產(chǎn)要素投入的經(jīng)濟增長方式。通過調(diào)整與優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、推進科技進步、加快體制創(chuàng)新等方式，實現(xiàn)經(jīng)濟增長方式的根本轉(zhuǎn)變，從而實現(xiàn)國民經(jīng)濟穩(wěn)定持續(xù)的發(fā)展。
參考文獻
[1]袁靖.中國能源消費與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究[J].廣西經(jīng)濟管理干部學院學 報,2010,(1)：56-60
