導(dǎo)語：如何才能寫好一篇經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，這就需要搜集整理更多的資料和文獻(xiàn)，歡迎閱讀由公務(wù)員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

一、湖南省人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率的實(shí)證分析

1.計(jì)量模型的構(gòu)建

為避免多重共線性影響,我們對(duì)盧卡斯的人力資本溢出模型:

(1)

進(jìn)行對(duì)數(shù)變換，則用來估計(jì)產(chǎn)出彈性α、β、γ的回歸模型為:

(2)

式中，ht表示從業(yè)人員的平均受教育年限， Yt代表產(chǎn)出，KT代表物質(zhì)資本投入量，Ht代表人力資本存量,α、β分別表示資本和人力資本存量的產(chǎn)出彈性，且0

為了將方程應(yīng)用于離散數(shù)據(jù)，可將增長方程變成差分方程：

（3）

式中分別表示經(jīng)濟(jì)增長率,全要素生產(chǎn)率增長率,物質(zhì)資本增長率和人力資本存量增長率,表示人力資本水平的增長率。、和分別表示物質(zhì)資本、人力資本存量和人力資本水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額。

2.對(duì)人力資本溢出模型的回歸分析

(1)無生產(chǎn)規(guī)模約束的模型回歸結(jié)果：

將數(shù)據(jù)代入公式(2)，用EVIEWS軟件回歸得到結(jié)果如下：

(0.783)(12.952)(0.059)(1.269)

(0.445)(0.000) (0.954)(0.223)

R2=0.992，=0.990，F(xiàn)=632.719，D.W=1.128

結(jié)果表明，相關(guān)系數(shù)R2，調(diào)整后的判別系數(shù)和F統(tǒng)計(jì)量都很高，且檢驗(yàn)的顯著性水平為零，說明檢驗(yàn)效果是顯著的，回歸方程的擬和效果很好。雖然物質(zhì)資本彈性系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量較高，很好地通過了檢驗(yàn)，但是人力資本存量、人力資本水平和常數(shù)項(xiàng)的t統(tǒng)計(jì)量都不高，且顯著性水平大于0.05，都未通過檢驗(yàn)。

(2)有生產(chǎn)規(guī)模約束的模型回歸結(jié)果：

為避免上述所說的幾個(gè)問題，本模型對(duì)生產(chǎn)規(guī)模報(bào)酬給予部分約束，假定α+β=1,且滿足0

對(duì)(1)式取對(duì)數(shù)并整理后得:

回歸得到:

(4.04)(13.256)(3.245)

(0.001)(0.000) (0.005)

R2=0.981，=0.979，F(xiàn)=435.365，D.W=1.124

α=0.772，β=0.228，γ=0.650

結(jié)果表明，相關(guān)系數(shù)R2、調(diào)整后的判別系數(shù)和F統(tǒng)計(jì)量的值都很高，回歸方程檢驗(yàn)的顯著性水平為零，說明檢驗(yàn)效果是顯著的，回歸方程的擬和效果很好，彈性系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量也較高，顯著性水平均在0.05之下，都通過了檢驗(yàn)，彈性系數(shù)可以說明問題。

物質(zhì)資本、人力資本存量和人力資本水平的產(chǎn)出彈性分別是0.772、0.228和0.650。從此看出，物質(zhì)資本在湖南省經(jīng)濟(jì)增長中的產(chǎn)出彈性大于人力資本存量和人力資本水平的產(chǎn)出彈性，經(jīng)濟(jì)仍處于物質(zhì)資本拉動(dòng)型狀態(tài)，但是人力資本水平在湖南經(jīng)濟(jì)增長中的產(chǎn)出彈性已經(jīng)大于人力資本存量的產(chǎn)出彈性，即，人力資本的外部性作用已經(jīng)開始生效。

3.湖南省人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率

利用上文計(jì)算出的產(chǎn)出彈性和增長方程公式（3），計(jì)算出各生產(chǎn)要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，可以判斷各要素在湖南省經(jīng)濟(jì)增長中的作用大小。

從表中可以看出，物質(zhì)資本對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率高達(dá)86.15%，人力資本水平對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率超出人資本存量的貢獻(xiàn)率居第二，說明在本文的樣本空間內(nèi)，勞動(dòng)者的質(zhì)量提高對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用已經(jīng)十分顯著。并且全要素生產(chǎn)率（TFP）對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率為負(fù)。由于人力資本溢出模型已將人力資本單獨(dú)列出，人力資本的產(chǎn)出作用也從TFP中分離出來，因此，這里以技術(shù)、制度等來代表的TFP值過低,說明技術(shù)、制度等其他因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用不明顯。

二、政策建議

首先，增加對(duì)教育的投資。1986年以來湖南省人力資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的總貢獻(xiàn)率低于全國水平。從邊際效益來看，投資教育方面比投資物質(zhì)資本更能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。因此，湖南省應(yīng)該繼續(xù)加大對(duì)教育投資的力度,不僅要加大對(duì)于教育的財(cái)政支出，也要依靠社會(huì)力量,可以有條件的向企業(yè)和個(gè)人開放對(duì)教育的投資。

其次，改善教育結(jié)構(gòu)和教育體制。不僅要重視基礎(chǔ)人力資本的培養(yǎng)，更要重視專業(yè)化人力資本的培養(yǎng)。政府在加大對(duì)九年義務(wù)教育和高中教育投資的同時(shí)也要加大對(duì)職業(yè)教育和高等教育的投資，重視專業(yè)化教育。

第三，重視人才引進(jìn)。引進(jìn)人才是快速增加人力資本存量和提高人力資本水平的捷徑。湖南省必須要做好人才引進(jìn)的工作，尤其是高層次人才的引進(jìn)，要為引進(jìn)人才創(chuàng)造良好的環(huán)境，如可以設(shè)立人才引進(jìn)專項(xiàng)資金，可以幫助安排其家屬的隨調(diào)和隨遷，提高引進(jìn)人才的待遇等。

參考文獻(xiàn):

[1]沈利生 朱運(yùn)法:人力資本與經(jīng)濟(jì)增長分析[M].北京：社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社，1999:71～75

[2]薛賀香 楊建云:河南省人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的實(shí)證分析[J].鄭州航空工業(yè)管理學(xué)院學(xué)報(bào)，2006，24（3）:66～69

[3]王金營:人力資本與經(jīng)濟(jì)增長理論與實(shí)證[M].北京：中國財(cái)政經(jīng)濟(jì)出版社，2001:5～6

[4]張曉峒:計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)基礎(chǔ)[M].天津:南開大學(xué)出版社,2001:48～98

篇2

【關(guān)鍵詞】層次分析法；消費(fèi)；投資；進(jìn)出口；經(jīng)濟(jì)增長

消費(fèi)需求、投資需求以及進(jìn)出口這三大需求是社會(huì)的總需求的重要組成部分，也是拉動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)快速增長的“三駕馬車”，它們共同直接影響著整個(gè)國家的經(jīng)濟(jì)增長。在1978年，我國實(shí)行了改革開放，促使進(jìn)出口貿(mào)易在我國的經(jīng)濟(jì)增長扮演重要的角色。在這三大需求的推動(dòng)作用下，我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)了三十年的快速增長。本文將運(yùn)用層次分析法建立三大需求的貢獻(xiàn)模型，分別分析消費(fèi)、投資和進(jìn)出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，并求出它們各自的貢獻(xiàn)率，并進(jìn)行相互比較，最終得出相應(yīng)結(jié)論。

一、層次分析法的基本思路

層次分析法的最基本的思路就是把復(fù)雜的問題表示為有序的遞階層次結(jié)構(gòu)，后通過人們對(duì)決策方案的判斷，建立貢獻(xiàn)模型，然后再進(jìn)行優(yōu)劣排序。首先把需要解決的問題進(jìn)行分層系列化，形成一個(gè)遞階的且有序的層次結(jié)構(gòu)模型；然后對(duì)模型中每一層次因素的相對(duì)重要性相應(yīng)給予定量表示，再利用數(shù)學(xué)方法確定每一層次因素相對(duì)重要性的權(quán)值；最后通過綜合計(jì)算各層因素的相對(duì)重要性的權(quán)值，得到各層相對(duì)重要性次序的組合權(quán)值。

運(yùn)用層次分析法解決問題，一般經(jīng)過以下幾個(gè)步驟：（1）建立層次分析結(jié)構(gòu)模型，這步主要是對(duì)實(shí)際問題進(jìn)行深入分析。（2）構(gòu)成對(duì)比矩陣。（3）進(jìn)行單層次排序和一致性檢驗(yàn)。（4）計(jì)算組合權(quán)向量，并做總排序一致性檢驗(yàn)。

二、建立三大需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)模型

下面將運(yùn)用層次分析法建立貢獻(xiàn)模型，分別分析消費(fèi)需求、投資需求和進(jìn)出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

（一）建立層次結(jié)構(gòu)模型

層次結(jié)構(gòu)一般包括3個(gè)層次：即目標(biāo)層、準(zhǔn)則層和方案層。如下圖所示，建立消費(fèi)、投資和進(jìn)出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)模型，如下圖1所示：

（二）構(gòu)造評(píng)估模型的比較判斷矩陣

從層次結(jié)構(gòu)模型的準(zhǔn)則成開始，對(duì)于從屬于上一層的每個(gè)因素和同一層的各個(gè)因素，用成對(duì)比較法和1-9比較尺度構(gòu)造成對(duì)比較矩陣。用數(shù)字1-9及其倒數(shù)作為比較尺度，如下表1所示：

根據(jù)上述給出的判斷尺度及根據(jù)相關(guān)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)和一些學(xué)者對(duì)這三大需求的研究，結(jié)合當(dāng)前我國的發(fā)展現(xiàn)狀，建立以下對(duì)比判斷矩陣。如下各表所示：

（三）單層次排序以及一致性檢驗(yàn)

層次的單排序問題，通常采用求和法、正規(guī)化求和法以及方根法，主要是通過求解比較矩陣的最大特征根的正交化特征向量來解決。得到第一個(gè)準(zhǔn)則層相對(duì)于目標(biāo)層的權(quán)重向量w，對(duì)投資貢獻(xiàn)率、消費(fèi)貢獻(xiàn)率和進(jìn)出口貢獻(xiàn)率的特征向量分別是w1、w2、w3。為了對(duì)上述矩陣進(jìn)行檢驗(yàn)，需要計(jì)算一致性指標(biāo)CI。當(dāng)CI=O時(shí)，矩陣具有完全一致性。為了進(jìn)行檢驗(yàn)，我們再定義一個(gè)隨機(jī)一致性比值CR，CR=CI/RI，其中RI為隨機(jī)一致性比率，可查表確定，如表6所示。一般CR

對(duì)上述的對(duì)比判斷矩陣進(jìn)行層次分析，結(jié)合給出的RI、和CR=CI/RI得出下面結(jié)果，其中為求出的特征值中的最

大特征值，層次單排序及一致性檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示：

從上表可以得出，一致性檢驗(yàn)指標(biāo)CR值均小于0.1，即表明所有的層次單排序都通過了一致性檢驗(yàn)。

（四）層次總排序及一致性檢驗(yàn)

我們利用上表即層次單排序的結(jié)果，對(duì)層次總排序進(jìn)行加權(quán)，分別得出消費(fèi)需求、投資需求和進(jìn)出口的貢獻(xiàn)率以及他們中的各個(gè)指標(biāo)的各自所占的權(quán)重，即得出總排序的優(yōu)劣順序。如下表8所示：

總排序的一致性指標(biāo)也是根據(jù)CR指標(biāo)來判斷的，CR=CI/RI，當(dāng)CR

三、結(jié)論

通過建立的上述貢獻(xiàn)模型以及計(jì)算得出的各個(gè)貢獻(xiàn)指標(biāo)的權(quán)重，在這部分，本人將對(duì)得出的結(jié)果進(jìn)行分析，并結(jié)合得出的結(jié)果，分別對(duì)消費(fèi)需求、投資需求和進(jìn)出口這“三駕馬車”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率進(jìn)行分析。通過對(duì)上表7和表8進(jìn)行分析，可以得出以下結(jié)論：

（1）從表8中的B層權(quán)重和表7中的A-B可以看出，消費(fèi)和投資對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長起到了巨大的作用。它倆對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率高達(dá)0.97。也許這個(gè)結(jié)果和很多人的觀點(diǎn)是相沖突的，因?yàn)橛泻芏嗳苏J(rèn)為，我國經(jīng)濟(jì)的增長主要依靠投資和進(jìn)出口貿(mào)易，尤其是出口貿(mào)易在經(jīng)濟(jì)增長中起到了不可替代的作用。因?yàn)榭紤]到金融危機(jī)和我國面臨著人民幣升值的壓力，它們對(duì)我國進(jìn)出口貿(mào)易產(chǎn)生巨大影響，尤其是出口貿(mào)易，所以在前面的判斷矩陣賦值時(shí)，將消費(fèi)和投資都認(rèn)為較進(jìn)出口重要，這應(yīng)該是前面的賦值導(dǎo)致這樣的結(jié)果。不過個(gè)人認(rèn)為這結(jié)果還是很能說明我國現(xiàn)在的經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)力是消費(fèi)和投資。因?yàn)樵诮曛?，金融危機(jī)使進(jìn)出口貿(mào)易受到影響，而且我國政府采取了擴(kuò)大內(nèi)需以及加大了對(duì)基礎(chǔ)建設(shè)的投資，這些都很好的拉動(dòng)了我國經(jīng)濟(jì)的增長。根據(jù)我國的GDP分析，消費(fèi)對(duì)GDP的影響越來越重要，即內(nèi)部需求以及投資也可以很好的拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。這并不表明我國應(yīng)該進(jìn)行閉關(guān)鎖國，而是說明在世界經(jīng)濟(jì)受到金融危機(jī)或其他因素影響，使經(jīng)濟(jì)不景氣，將經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力轉(zhuǎn)向我們國內(nèi)，通過消費(fèi)和投資來拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)。

（2）在消費(fèi)帶來經(jīng)濟(jì)增長中，政府的消費(fèi)在其中占主導(dǎo)地位，其權(quán)重最大，而城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)權(quán)重比農(nóng)村居民的消費(fèi)權(quán)重大。從這也可以看出，我國現(xiàn)在仍然城鄉(xiāng)差距大，從而使得城鄉(xiāng)居民消費(fèi)差距趨勢擴(kuò)大。那么如何增加農(nóng)民收入，提高農(nóng)民的消費(fèi)貢獻(xiàn)率呢？我個(gè)人認(rèn)為我國新出臺(tái)得個(gè)人所得稅，將最低點(diǎn)調(diào)高至3500元，使貧富差距稍稍改善了。根據(jù)西方經(jīng)濟(jì)學(xué)，凱恩斯的觀點(diǎn)，窮人的邊際消費(fèi)傾向大于富人的邊際消費(fèi)傾向，我認(rèn)為提高農(nóng)民的收入，有利于促進(jìn)農(nóng)村居民的消費(fèi)，從而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長也有巨大的作用。我國應(yīng)該更加合理分配收入，使得貧富差距縮小，農(nóng)村居民收入提高，從而更好的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

消費(fèi)需求中城鎮(zhèn)居民消費(fèi)需求占的比重較大，說明我國城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)水平已經(jīng)提高了，收入不再只消費(fèi)于食物支出，而逐步消費(fèi)到汽車產(chǎn)業(yè)、電子等方面。這也說明了我國的消費(fèi)結(jié)構(gòu)在升級(jí)。消費(fèi)結(jié)構(gòu)的升級(jí)，促進(jìn)了相關(guān)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，從而很好的促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

（3）在投資需求中，固定資產(chǎn)投資的貢獻(xiàn)率比住房投資大。由于固定資產(chǎn)投資占的比重較大，說明我國的工業(yè)結(jié)構(gòu)主要偏重工業(yè)，這與我國的發(fā)展現(xiàn)實(shí)相符合。

（4）在進(jìn)出口需求中，相對(duì)于消費(fèi)需求和投資需求，其中的權(quán)重不是很大。但是從總體分析來看，進(jìn)出口貿(mào)易仍然對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有很大的促進(jìn)作用。并且結(jié)合我國近幾年的發(fā)展，可以知道，我國對(duì)外依存度依舊很高。從上表8還可以看出，在進(jìn)出口貿(mào)易中，貨物貿(mào)易占的比重比服務(wù)貿(mào)易占的比重大，這是因?yàn)槲覈莿趧?dòng)密集型國家，具有廉價(jià)的勞動(dòng)力，也是其他國家所謂的加工廠，我國主要出口一些勞動(dòng)力密集型的產(chǎn)品，從而使得貨物貿(mào)易占的比重比較大。并且由于我國是第三貿(mào)易大國，這些都可以說明，進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)我國經(jīng)濟(jì)起到了不可替代的作用。

總之，需要通過不斷的完善收入分配制度，增加農(nóng)村居民消費(fèi)，不斷的來拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)，同時(shí)也需要刺激城鎮(zhèn)居民的消費(fèi)，使得消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)，從而使得消費(fèi)需求更好的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。在發(fā)展消費(fèi)需求時(shí)，要兼顧投資需求、進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展，保持三者協(xié)調(diào)發(fā)展，從而拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)、健康、穩(wěn)定的發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1]唐鴻鈴.居民消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)拉動(dòng)作用分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2005（6）.

[2]徐曉敏.層次分析法的應(yīng)用[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2008（1）.

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篇3

關(guān)鍵詞：世界經(jīng)濟(jì)增長率 測算方法 中國貢獻(xiàn)

面對(duì)世界經(jīng)濟(jì)全球化，無論是經(jīng)濟(jì)理論研究和實(shí)際工作，還是宏觀調(diào)控和微觀決策，都需要有全球視角和世界眼光，及時(shí)了解和掌握世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展動(dòng)向，以便統(tǒng)攬全局，科學(xué)謀劃。而世界經(jīng)濟(jì)增長率作為分析、預(yù)測全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展變化趨勢最常用、最綜合、最重要的指標(biāo)，倍受國際社會(huì)、各國政府以及社會(huì)公眾的普遍關(guān)注。但我們發(fā)現(xiàn)，不同國際組織公布的相同年份的世界經(jīng)濟(jì)增長率是不同的，即使同一國際組織也公布了兩種不同的數(shù)據(jù)。比如，國際貨幣基金組織(IMF)2006年《世界經(jīng)濟(jì)展望》秋季報(bào)告公布，2005年世界經(jīng)濟(jì)實(shí)際增長率按匯率法加權(quán)為3.4％，而按購買力平價(jià)法(即Purchasing PowerParilJes，簡稱PPPs)加權(quán)為4.9％，相差1.5個(gè)百分點(diǎn)；世界銀行《2007年全球經(jīng)濟(jì)展望》公布，2005年世界經(jīng)濟(jì)實(shí)際增長率按匯率法加權(quán)為3.6％，按PPP法加權(quán)為4.6％，相差1.0個(gè)百分點(diǎn)。有關(guān)國際組織公布了4種不同的世界經(jīng)濟(jì)增長率數(shù)據(jù)結(jié)果，這不僅影響人們對(duì)世界經(jīng)濟(jì)形勢的正確把握和對(duì)未來變化趨勢的準(zhǔn)確判斷，而且也容易造成在數(shù)據(jù)引用和認(rèn)知上的混亂。為此，本文將介紹主要國際組織關(guān)于世界經(jīng)濟(jì)增長率測算方法，研究不同方法對(duì)世界經(jīng)濟(jì)增長率數(shù)據(jù)的影響及其相互間的差異程度，并在此基礎(chǔ)上著重分析中國對(duì)世界經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

一、國際上常用的世界經(jīng)濟(jì)增長率測算方法

世界經(jīng)濟(jì)增長率測算的基本原則與國家經(jīng)濟(jì)增長率的測算是一樣的，要求剔除價(jià)格變動(dòng)因素，反映不同時(shí)期世界經(jīng)濟(jì)實(shí)際發(fā)展情況。由于世界經(jīng)濟(jì)增長率的測算涉及到不同國家數(shù)據(jù)的匯總綜合問題，要求將以本幣表示的各國經(jīng)濟(jì)總量轉(zhuǎn)換成可比的、可加總的統(tǒng)一貨幣，其測算過程相對(duì)要復(fù)雜些，難度也大些。它既要消除兩個(gè)不同時(shí)期之間價(jià)格變動(dòng)因素的影響，又要消除不同國家之間價(jià)格差異因素的影響。因此，在具體測算過程中，除了方法問題以外，還要考慮不同國家之間貨幣轉(zhuǎn)換系數(shù)的選擇問題。在國際社會(huì)，目前還尚未形成統(tǒng)一的、關(guān)于世界經(jīng)濟(jì)增長率的測算方法，它們根據(jù)各自分析研究目的、研究范圍以及對(duì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的掌握情況，分別采用不同的方法進(jìn)行測算，并公布不同的數(shù)據(jù)結(jié)果。國際上常用的世界經(jīng)濟(jì)增長率測算方法有按匯率法加權(quán)和按PPP法加權(quán)的連鎖加權(quán)法和固定基期法，相應(yīng)有4種數(shù)據(jù)結(jié)果。

(一)連鎖加權(quán)法

首先用當(dāng)年貨幣轉(zhuǎn)換系數(shù)將各國以本幣表示的現(xiàn)價(jià)GDP轉(zhuǎn)換成統(tǒng)一貨幣，然后以此為權(quán)數(shù)，對(duì)各國經(jīng)濟(jì)實(shí)際增長率進(jìn)行加權(quán)平均計(jì)算而得。用公式表示如下： 文章內(nèi)容：

從公式(1)中可以看出，連鎖加權(quán)法以當(dāng)年權(quán)數(shù)為基礎(chǔ)，實(shí)質(zhì)上是帕氏指數(shù)公式。世界經(jīng)濟(jì)增長率是各國當(dāng)年經(jīng)濟(jì)實(shí)際增長率、當(dāng)年GDP總量占世界的比重和當(dāng)年貨幣轉(zhuǎn)換系數(shù)三個(gè)因素綜合作用的結(jié)果，它比較精確地衡量各國經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度、經(jīng)濟(jì)規(guī)模變化對(duì)世界經(jīng)濟(jì)增長率的影響程度，從而也比較客觀、準(zhǔn)確地反映了世界經(jīng)濟(jì)增長的現(xiàn)實(shí)變化趨勢。該方法的主要問題是，由于采用當(dāng)年權(quán)數(shù)，測算結(jié)果受各國價(jià)格變動(dòng)和貨幣轉(zhuǎn)換系數(shù)的影響較大，特別是當(dāng)某一國家出現(xiàn)高通貨膨脹或者匯率大幅震蕩等異常情況時(shí)，其權(quán)數(shù)即GDP占世界的比重也相應(yīng)呈現(xiàn)陡增或陡減，這樣直接影響著世界經(jīng)濟(jì)增長率的高低變化。此外，當(dāng)前世界各國在經(jīng)濟(jì)增長方式、技術(shù)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等方面差異很大，不同國家的經(jīng)濟(jì)增長率所代表的經(jīng)濟(jì)實(shí)質(zhì)、內(nèi)涵和質(zhì)量是十分不同的。對(duì)于中國、印度等發(fā)展中大國來說，目前正處于經(jīng)濟(jì)發(fā)展時(shí)期，經(jīng)濟(jì)增長速度很快，2006年分別達(dá)到10.7％和9.2％，其增速相當(dāng)于發(fā)達(dá)國家的3.4倍。在高增長背后，這些國家的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)相對(duì)落后，經(jīng)濟(jì)技術(shù)含量相對(duì)較低，并且能源消耗高、污染嚴(yán)重，經(jīng)濟(jì)每增長1％所包含的內(nèi)涵和質(zhì)量與美國、歐元區(qū)和日本等發(fā)達(dá)國家有較大的差距，不能相提并論。對(duì)于發(fā)展中國家來說，經(jīng)濟(jì)每年保持5％以上的增速是必要的，但對(duì)于已處于經(jīng)濟(jì)成熟期的發(fā)達(dá)國家來說，其潛在增長率則在3％左右，超過這一限度可能會(huì)引發(fā)經(jīng)濟(jì)過熱、通貨膨脹等一系列不良后果。隨著發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)增長加快，規(guī)模不斷擴(kuò)大，連鎖加權(quán)法在一定程度上可能會(huì)高估世界經(jīng)濟(jì)實(shí)際增長率。如何正確反映由不同經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量和不同經(jīng)濟(jì)技術(shù)結(jié)構(gòu)國家所組成的世界經(jīng)濟(jì)規(guī)模和發(fā)展速度，長期以來是統(tǒng)計(jì)匯總、合成方法上的一大難題。

國際貨幣基金組織(IMF)主要采用按匯率法和PPPs法加權(quán)的連鎖加權(quán)法，來測算世界經(jīng)濟(jì)增長率，在其每年兩期的《世界經(jīng)濟(jì)展望》中公布相應(yīng)數(shù)據(jù)。經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織(OECD)也采用該方法來測算OECD的綜合經(jīng)濟(jì)增長率。

(二)固定基期法

首先用固定年份(如2000年)的貨幣轉(zhuǎn)換系數(shù)把各國以本幣表示的不變價(jià)(如2000年價(jià)格)GDP總量轉(zhuǎn)換成統(tǒng)一貨幣，綜合匯總成不變價(jià)的世界GDP總量，然后比較兩個(gè)相鄰年份的不變價(jià)世界GDP總量，測算世界經(jīng)濟(jì)增長率。這也是傳統(tǒng)的國家GDP增長率測算方法。用公式表示如下：

從公式(3)可以看出，固定基期法是以不變價(jià)格為基礎(chǔ)，實(shí)質(zhì)上是拉氏指數(shù)公式。它用不變價(jià)格消除世界GDP總量在不同時(shí)期之間價(jià)格變動(dòng)因素，用不變貨幣轉(zhuǎn)換系數(shù)消除不同國家之間價(jià)格差異因素，反映以統(tǒng)一貨幣單位表示的不變價(jià)世界經(jīng)濟(jì)總量的實(shí)際增長速度。它要求不變價(jià)格和不變貨幣轉(zhuǎn)換系數(shù)每5年更新一次，而且作為基準(zhǔn)年份的價(jià)格和貨幣轉(zhuǎn)換系數(shù)變化要相對(duì)穩(wěn)定。該方法的不足之處在于，測算結(jié)果對(duì)基準(zhǔn)年的選擇比較敏感。在實(shí)際中，隨著科學(xué)技術(shù)突飛猛進(jìn)，商品價(jià)格在短期內(nèi)變化迅速，如電子信息技術(shù)產(chǎn)品價(jià)格持續(xù)下降，產(chǎn)品更新?lián)Q代周期短，能源和原材料價(jià)格動(dòng)蕩不穩(wěn)，匯率價(jià)格短期頻頻變動(dòng)，應(yīng)用傳統(tǒng)的不變價(jià)格和不變轉(zhuǎn)換率方法測算世界經(jīng)濟(jì)增長率，不能及時(shí)反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀?；鶞?zhǔn)期離報(bào)告期越遠(yuǎn)，其測算結(jié)果與實(shí)際現(xiàn)狀的偏差就越大。一般來說，價(jià)格下降的商品或服務(wù)，其報(bào)告期的實(shí)際權(quán)數(shù)大于基準(zhǔn)期，固定基期法測算的結(jié)果會(huì)低估實(shí)際增長率，亦即所謂的拉氏公式權(quán)下偏問題。

世界銀行主要采用按匯率法

和PPPSi法加權(quán)的固定基期法測算世界經(jīng)濟(jì)增長率，并且在其每年的《全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展》和數(shù)據(jù)庫中公布相應(yīng)的數(shù)據(jù)。

二、關(guān)于匯率法和PPP法兩種權(quán)數(shù)的選擇問題

無論是連鎖加權(quán)法，還是固定基期法，測算世界經(jīng)濟(jì)增長率都會(huì)遇到以不同貨幣轉(zhuǎn)換系數(shù)為基礎(chǔ)的權(quán)數(shù)選擇問題。不同權(quán)數(shù)對(duì)世界經(jīng)濟(jì)增長率有著直接的影響。分析研究表明，不同國家匯率與PPPs的偏差程度是不同的。通常，發(fā)達(dá)國家匯率和PPPs之間的偏差較小，而發(fā)展中國家的偏差則較大。因此，在測算發(fā)達(dá)國家綜合經(jīng)濟(jì)增長率時(shí)，選擇匯率法加權(quán)，測算過程相對(duì)簡單、便捷，結(jié)果也基本能反映實(shí)際增長速度。但是，在測算由經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距較大、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)十分迥異、通脹率高低不一的國家組成的世界經(jīng)濟(jì)增長率時(shí)，以匯率法來加權(quán)，結(jié)果的穩(wěn)定性較差。特別是，當(dāng)一個(gè)國家出現(xiàn)金融危機(jī)或者因經(jīng)濟(jì)調(diào)整的需要，貨幣出現(xiàn)持續(xù)大幅度貶值時(shí)，以匯率轉(zhuǎn)換的相對(duì)權(quán)重就會(huì)變小，世界經(jīng)濟(jì)增長率可能被低估，不能真實(shí)反映各國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)程度。比如，在2002年～2005，年期間，美元兌歐元平均匯率從1.06，降到0.803，貶值了24％，同期美國經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)繁榮景象，經(jīng)濟(jì)增長加速。如果按匯率法加權(quán)，意味著美國在世界經(jīng)濟(jì)中的比重相對(duì)下降，經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展對(duì)世界經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用未能全部反映出來，世界經(jīng)濟(jì)增長率在很大程度上也因此被低估了。同樣，自上世紀(jì)80年代以來，受經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型、對(duì)外開放和全球化等因素影響，許多發(fā)展中國家相繼實(shí)行更加靈活、更富彈性的匯率形成機(jī)制，匯率頻頻調(diào)整，持續(xù)貶值。以匯率法加權(quán)，發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)在世界中的比重呈下降趨勢，世界經(jīng)濟(jì)增長率明顯低估，發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展加速對(duì)世界經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)作用也沒有得到充分體現(xiàn)。因此，以匯率法加權(quán)測算的世界經(jīng)濟(jì)增長率受匯率短期變動(dòng)的影響，它沒有完成剔除不同國家之間價(jià)格差異因素，不能客觀反映世界經(jīng)濟(jì)實(shí)際發(fā)展。

國際社會(huì)普遍認(rèn)為，PPPs反映各國之間商品和服務(wù)綜合價(jià)格的比例關(guān)系，以此作為貨幣轉(zhuǎn)換因子匯總世界GDP總量，剔除了各國之間價(jià)格差異因素，能更真實(shí)地反映世界經(jīng)濟(jì)實(shí)際規(guī)模和發(fā)展變化。在測算由經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、經(jīng)濟(jì)類型差別較大的國家所組成的世界經(jīng)濟(jì)增長率時(shí)，采用PPPs法加權(quán)要比匯率法更適合。而且，PPPs受短期變化因素影響小，穩(wěn)定性較強(qiáng)。該方法的主要問題在于，由于各國之間服務(wù)項(xiàng)目、建筑產(chǎn)品和政府消費(fèi)等不可貿(mào)易的商品和服務(wù)是不可比的，難以進(jìn)行準(zhǔn)確估價(jià)、對(duì)比。這既是測算PPPs過程中無法協(xié)調(diào)的難題，也是影響PPPs數(shù)據(jù)準(zhǔn)確的主要原因。從實(shí)際情況看，發(fā)展中國家的PPPs數(shù)據(jù)結(jié)果普遍上偏，其經(jīng)濟(jì)規(guī)模在世界中的比重上升，世界經(jīng)濟(jì)增長率因此會(huì)被高估。當(dāng)然，隨著經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)一步廣泛、深入，各國服務(wù)領(lǐng)域?qū)ν忾_放程度越來越高，可貿(mào)易的商品和服務(wù)范圍擴(kuò)大，各國之間商品和服務(wù)項(xiàng)目的可比性增強(qiáng)，相信目前在PPPs實(shí)際測算過程中遇到的許多問題在不遠(yuǎn)的將來會(huì)迎刃而解，數(shù)據(jù)準(zhǔn)確性也必將越來越高。

經(jīng)過長期的理論研究和實(shí)踐探索，國際社會(huì)對(duì)于在GDP國際比較和世界經(jīng)濟(jì)增長率測算中匯率法和PPPs法兩者孰優(yōu)孰劣的認(rèn)識(shí)更全面、深入，在選擇上也更趨客觀、理性。它們有著各自無法替代的用途，相互補(bǔ)充，應(yīng)根據(jù)研究目的、研究對(duì)象范圍的需要進(jìn)行合理選擇。通常，在研究反映全球經(jīng)濟(jì)失衡狀況的經(jīng)常項(xiàng)目占GDP比重、分析市場有效需求這些與匯率有著十分密切聯(lián)系等問題時(shí)，應(yīng)選擇匯率法加權(quán)來測算世界經(jīng)濟(jì)總量或增長率，可以確切地反映各國實(shí)際支付能力和出口商實(shí)際收益情況；在比較各國勞動(dòng)生產(chǎn)率、分析市場潛在需求變化時(shí)，選擇PPPs法作為權(quán)數(shù)可能更合適些，可能更真實(shí)地反映各國實(shí)際經(jīng)濟(jì)規(guī)模和購買能力。基于這一考慮，目前IMF和世界銀行同時(shí)公布兩種貨幣轉(zhuǎn)換系數(shù)的各國經(jīng)濟(jì)總量和兩種權(quán)數(shù)的全球經(jīng)濟(jì)增長率數(shù)據(jù)，以供用戶作適宜的選擇和應(yīng)用。盡管如此，它們在實(shí)際應(yīng)用時(shí)仍有一定傾向性。IMF、OECD以及英國《經(jīng)濟(jì)學(xué)家》雜志主要采用以PPPs法加權(quán)的世界(或本組織)經(jīng)濟(jì)增長率，而世界銀行和英國共識(shí)公司等則主要采用以匯率法加權(quán)的世界經(jīng)濟(jì)增長率。有的分析預(yù)測機(jī)構(gòu)應(yīng)用兩種貨幣轉(zhuǎn)換系數(shù)混合加權(quán)測算的世界經(jīng)濟(jì)增長率。

綜上所述，國際上常用的世界經(jīng)濟(jì)增長率測算方法有以匯率法和PPPs加權(quán)的連鎖加權(quán)法和固定基期法，分別有4種不同測算結(jié)果。從數(shù)學(xué)意義上，每一種方法各有優(yōu)劣，包含著獨(dú)特的經(jīng)濟(jì)含義，在實(shí)際應(yīng)用中均有各自的局限。作為經(jīng)濟(jì)分析研究者，應(yīng)清楚地了解每一種方法的內(nèi)涵、結(jié)果特征，根據(jù)研究對(duì)象范圍和研究目的，選擇適宜的方法，使用恰當(dāng)?shù)氖澜缃?jīng)濟(jì)增長率數(shù)據(jù)，便于更好地分析研究世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢和相關(guān)問題，做出正確的判斷，避免研究結(jié)論被不同方法測算的數(shù)據(jù)所誤導(dǎo)。

三、不同方法測算的世界經(jīng)濟(jì)增長率之間實(shí)際差異分析

通過對(duì)國際貨幣基金組織和世界銀行公布的4種世界經(jīng)濟(jì)增長率數(shù)據(jù)分析、對(duì)比，可以發(fā)現(xiàn)，它們在描述世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展變化時(shí)，在表現(xiàn)趨勢上有共同之處，但在具體數(shù)值上有差異，數(shù)據(jù)結(jié)果對(duì)方法的選擇較為敏感。

(一)按不同方法測算的4種世界經(jīng)濟(jì)增長率，所反映的世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢基本一致，呈現(xiàn)出相同的經(jīng)濟(jì)增長周期和變化拐點(diǎn)。

(二)按PPPs法加權(quán)的世界經(jīng)濟(jì)增長率明顯要高于匯率法加權(quán)的結(jié)果，并且兩者之間的差距呈擴(kuò)大趨勢。IMF公布的資料顯示，1980～2005年期間，按PPPs法加權(quán)，世界經(jīng)濟(jì)年均增長率為3.5％；按匯率法加權(quán)，平均增長2.8％。兩者相差0.71個(gè)百分點(diǎn)，其中，1980～1990年相差0.26個(gè)百分點(diǎn)，2001～2005年差幅擴(kuò)大到1.25個(gè)百分點(diǎn)。世界銀行公布的資料顯示，PPPs法加權(quán)的世界經(jīng)濟(jì)增長率要比匯率法加權(quán)高出0.43個(gè)百分點(diǎn)。其中，1980～1990年高出0.2個(gè)百分點(diǎn)，2001～2005年則高出0.97個(gè)百分點(diǎn)。

按不同方法加權(quán)的世界經(jīng)濟(jì)增長率存在偏差的主要原因是，用PPPs和匯率轉(zhuǎn)換的發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)總量在世界經(jīng)濟(jì)格局中表現(xiàn)出不同的比重變化。自上世紀(jì)80年代以來，許多發(fā)展中國家內(nèi)部實(shí)行經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型、擴(kuò)大對(duì)外開放，外部受經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程的沖擊，有的經(jīng)歷了高通脹，有的遭遇了金融危機(jī)，在實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高增長的同時(shí)匯率普遍貶值。據(jù)IMF統(tǒng)計(jì)，從1980年到2005年，中國人民幣、印度盧比兌美元的年平均匯率貶值了80％以上，巴西雷亞爾和俄羅斯盧布貶值幅度則更大，匯率與PPPs之間偏離程度越來越大。在此期間，發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)平均增速為4.4％，

而發(fā)達(dá)國家僅為2.7％。但是，按匯率法估算，發(fā)展中國家在世界經(jīng)濟(jì)中的比重卻從1980年的30.8％，下降到2005年的23.4％；而發(fā)達(dá)國家經(jīng)濟(jì)占世界份額則從69.1％，提高到76.6％。經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度與經(jīng)濟(jì)地位呈現(xiàn)不一致、甚至相反方向的變化趨勢。這在一定程度上也反映了按匯率法加權(quán)的世界經(jīng)濟(jì)增長率存在低估問題。

如果按PPP法測算，發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)占世界的比重從1980年的39.3％，提升至2005年的47.7％；而發(fā)達(dá)國家則從60.7％，降低到52.3％。因此，加權(quán)結(jié)果，世界經(jīng)濟(jì)增長率明顯提高。

(三)按連鎖加權(quán)法和固定基期法測算的世界經(jīng)濟(jì)增長率也有所差異，但其差異程度因權(quán)數(shù)的不同而不同。如果以PPPs法加權(quán)，按連鎖加權(quán)法測算的1980～2005年世界經(jīng)濟(jì)年均增長率要比固定基期法高出0.144個(gè)百分點(diǎn)。這是由于發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)增長率高于發(fā)達(dá)國家、經(jīng)濟(jì)規(guī)模不斷擴(kuò)大、占世界比重上升，在增長率和權(quán)數(shù)呈相同變化方向時(shí)，派氏公式存在權(quán)上偏、而拉氏公式存在權(quán)下偏，連鎖加權(quán)法的結(jié)果要高于固定基期法的結(jié)果。而且，隨著發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)增長加快，兩者差距拉大。

如果以匯率法加權(quán)，按連鎖加權(quán)法測算的1980～2005年世界經(jīng)濟(jì)年均增長率則要比固定基期法低0.138個(gè)百分點(diǎn)。主要原因是，由于發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)增長加快、而占世界的比重卻降低；發(fā)達(dá)國家經(jīng)濟(jì)增長較慢、而占世界的比重卻上升。在增長率與權(quán)數(shù)變動(dòng)方向出現(xiàn)相反的情況下，派氏公式為權(quán)下偏，而拉低公式則為權(quán)上偏，固定基期法的測算結(jié)果要高于連鎖加權(quán)法的結(jié)果。

四、中國對(duì)世界經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的分析

為了便于分析研究，我們主要利用國際貨幣基金組織公布的按連鎖加權(quán)法測算的世界經(jīng)濟(jì)增長率，來分析中國對(duì)世界經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，并與世界主要國家進(jìn)行比較。

自1980年以來，我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長，經(jīng)濟(jì)規(guī)模逐漸擴(kuò)大，經(jīng)濟(jì)實(shí)力不斷提高，在世界的地位明顯上升，對(duì)世界經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)也越來越大，現(xiàn)已成為全球經(jīng)濟(jì)增長的重要驅(qū)動(dòng)力量。1980～2005年，中國經(jīng)濟(jì)年均增長9.8％，相當(dāng)于世界經(jīng)濟(jì)平均增長率(2.9％)的3.4倍。根據(jù)IMF公布的資料顯示，按匯率法估算，中國GDP總量占世界的比重從2.6％上升到5.0％，居世界位次從第7位提升到的第4位，僅次于美國、日本、德國；按PPP法估算，中國GDP總量占世界的比重從3.5％上升到15.4％，居世界位次從第8位提升到第2位，僅次于美國。

通過對(duì)國際貨幣基金組織公布資料的加工、測算，結(jié)果表明，在1980～2005年期間，不管按何種方法加權(quán)，中國對(duì)全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)不斷提高，拉動(dòng)作用明顯增大。但貢獻(xiàn)和拉動(dòng)的程度有所不同，按PPPs法加權(quán)的中國貢獻(xiàn)率和拉動(dòng)作用要明顯高于匯率法加權(quán)的結(jié)果。數(shù)據(jù)分析同時(shí)還表明，世界經(jīng)濟(jì)增長在地區(qū)分布上越來越廣泛，增長來源日趨多極化。隨著發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)增長加速和崛起，印度、巴西、俄羅斯等一些發(fā)展中大國對(duì)世界經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)和拉動(dòng)作用明顯增強(qiáng)，而美、歐等發(fā)達(dá)國家的作用相對(duì)有所減弱，特別是日本對(duì)世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用呈明顯減弱趨勢。

篇4

【關(guān)鍵詞】人力資本 農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長 實(shí)證分析

問題的提出

人力資本在經(jīng)濟(jì)增長中的作用受到越來越多的關(guān)注。比如，內(nèi)生增長理論就把原來獨(dú)立的人力資本理論引入經(jīng)濟(jì)增長理論，突出強(qiáng)調(diào)人力資本在經(jīng)濟(jì)增長中的作用。本文試圖從不同的角度探討河北省農(nóng)村人力資本在發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)、解決“三農(nóng)”問題中的地位和作用。

河北省作為一個(gè)農(nóng)業(yè)大省，三農(nóng)問題始終是困擾經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵問題。截至2009年底，河北省總?cè)丝谶_(dá)到7034萬人，鄉(xiāng)村人口3957萬人，占總?cè)丝跀?shù)的56.3%。與全國相比，河北省農(nóng)村人口絕對(duì)數(shù)居第4位。河北省總就業(yè)人口3792.49萬人，其中，在鄉(xiāng)村的從業(yè)人員達(dá)2789.7萬人，占總就業(yè)人數(shù)的73.6%?？梢哉f，農(nóng)村人力資本對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)率，直接關(guān)系到河北省富民強(qiáng)省、和諧發(fā)展的宏偉目標(biāo)能否實(shí)現(xiàn)。對(duì)此，我們嘗試以人力資本理論為基礎(chǔ)，將農(nóng)村人力資本引入生產(chǎn)函數(shù)，建立經(jīng)濟(jì)增長模型，考察農(nóng)村人力資本對(duì)河北省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，并在此基礎(chǔ)上提出推動(dòng)該省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策建議。

基于柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的模型分析

模型選擇。通過構(gòu)造包含人力資本水平變量的生產(chǎn)函數(shù)，可以估算出人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)水平。我們將人力資本因素引入柯布-道格拉斯(Cobb-Douglas)生產(chǎn)函數(shù)之中，通過對(duì)該生產(chǎn)函數(shù)的適當(dāng)優(yōu)化，考察河北省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長水平與各種投入要素之間的關(guān)系，并重點(diǎn)分析人力資本的開發(fā)對(duì)河北省經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。

柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)是美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家道格拉斯與柯布兩位經(jīng)濟(jì)學(xué)家通過研究美國1899年至1922年的資本和勞動(dòng)對(duì)生產(chǎn)的影響，以技術(shù)A作為外生變量，得出的產(chǎn)出與投入的勞動(dòng)力及資本的關(guān)系，形成了這一期間美國的生產(chǎn)函數(shù)。

其生產(chǎn)函數(shù)的一般形式為：

Y=f (K, L)=AKαLβ （1）

其中，Y為總產(chǎn)出；參數(shù)A代表既定的技術(shù)水平，若A越大，則說明既定要素投入量所能生產(chǎn)的產(chǎn)量也越大；K為物質(zhì)資本投入，L為勞動(dòng)力投入，α是資本要素貢獻(xiàn)率，β是勞動(dòng)產(chǎn)出彈性，且0＜α，β＜1。

由于該生產(chǎn)函數(shù)只反映19世紀(jì)末到20世紀(jì)初美國勞動(dòng)、資本等生產(chǎn)要素投入對(duì)生產(chǎn)的影響，沒有反映出技術(shù)進(jìn)步、人力資本等因素對(duì)產(chǎn)出的影響。因此，通過引入一個(gè)代表勞動(dòng)者質(zhì)量的變量m，使方程（1）變形為：

Y=f (K, L, m)=AKαLβmδ （2）

其中，m表示人力資本水平，主要由勞動(dòng)力平均受教育的年限來衡量，δ為人力資本的產(chǎn)出彈性。

將勞動(dòng)力投入數(shù)量與質(zhì)量合并，考察人力資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，在?？怂怪行约夹g(shù)進(jìn)步條件下，引入人力資本存量新變量M，就可以把傳統(tǒng)的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)一步優(yōu)化為有效勞動(dòng)生產(chǎn)函數(shù)：

Y=f (K, M)=AKαMβ （3）

其中，K代表物質(zhì)資本投入；M代表人力資本存量，表示生產(chǎn)中的有效勞動(dòng)投入，通過對(duì)勞動(dòng)力異質(zhì)性的考慮，把勞動(dòng)者區(qū)分為具有不同的知識(shí)、技能等的人力資本。

對(duì)方程（1）、（2）、（3）分別取自然對(duì)數(shù)，同時(shí)增加隨機(jī)誤差項(xiàng)，得到的回歸方程為

InY=InA+α InK+β InL+ε （4）

InY=InA+α InK+β InL+δ Inm+ε （5）

InY=InA+α InK+β InM+ε （6）

相關(guān)指標(biāo)的選取和數(shù)據(jù)的采集。完成上述模型分析共涉及以下幾個(gè)指標(biāo)：

1.總產(chǎn)出（Y）。本文選擇用農(nóng)村居民人均純收入與鄉(xiāng)村人口的乘積，即農(nóng)村居民總收入，來衡量河北省農(nóng)村總產(chǎn)出水平，以變量Y表示。以1990年為基期，用純收入指數(shù)表示農(nóng)村居民人均純收入，將名義收入轉(zhuǎn)換為實(shí)際收入。

2.物質(zhì)資本投入（K）。物質(zhì)資本投入用固定資本存量來衡量，用變量K來表示。某一年度的固定資本存量用“永續(xù)盤存法”來度量，即Kt=K(t-1)（1-ζ）+It/Pt。其中，t為第t期，It代表第t期的河北省固定資本投資總額，Pt代表第t期的河北省固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)（以1990年為基期），ζ為折舊率。選取折舊率為5%的標(biāo)準(zhǔn)，并用當(dāng)期的河北省農(nóng)村地區(qū)固定資本投資總額除以10%作為河北省農(nóng)村地區(qū)的初始資本存量。

3.勞動(dòng)力數(shù)量（L）。勞動(dòng)力數(shù)量以鄉(xiāng)村總從業(yè)人員數(shù)來衡量，用變量L來表示。數(shù)據(jù)來源于各年份的《河北經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

4.人力資本存量（M）和人力資本水平（m）。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，選擇采用“受教育年限法”，即以各年份鄉(xiāng)村總從業(yè)人員數(shù)和從業(yè)人員受教育程度來衡量我省農(nóng)村人力資本存量，用變量M來表示。

農(nóng)村人力資本存量通過以下計(jì)算公式獲得：

M=2×M1+6×M2+9×M3+12×M4+16×M5 （7）

其中，M1為文盲半文盲人口指標(biāo)，M2為小學(xué)文化程度人口指標(biāo)，M3為初中文化程度人口指標(biāo)，M4為高中文化程度人口指標(biāo)，M5為大專及大專以上文化程度人口數(shù)。

人力資本水平用人力資本存量除以農(nóng)村從業(yè)人員數(shù)來衡量，即m=M/L，用m來表示。

模型分析。研究主要通過對(duì)1990年至2009年的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，因此首先對(duì)數(shù)據(jù)序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。通過Eviews6.0軟件，得到ADF或DF檢驗(yàn)結(jié)果，確定序列l(wèi)n（Y）、ln（K）、ln（M）經(jīng)一階差分后成為平穩(wěn)序列，均服從一階單整。根據(jù)協(xié)整理論，平穩(wěn)序列之間可能存在穩(wěn)定的線性組合關(guān)系，能夠反映它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

運(yùn)用Eviews6.0軟件，對(duì)方程（4）、（5）、（6）進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表2所示：

方程（4）、（5）、（6）的R2分別為0.932、0.973、0.986，說明三個(gè)方程的擬合優(yōu)度較好，自變量可以很好地解釋因變量。其中，物質(zhì)資本投入的系數(shù)在三個(gè)方程中的回歸結(jié)果均大于0，達(dá)到0.05顯著水平，說明了物質(zhì)資本投入對(duì)河北省農(nóng)村產(chǎn)出的正面影響。

通過對(duì)方程（4）和（5）的回歸分析可知，勞動(dòng)力數(shù)量的系數(shù)均未達(dá)到顯著水平，而勞動(dòng)力人力資本水平的系數(shù)均達(dá)到顯著水平，說明農(nóng)村勞動(dòng)者質(zhì)量而不是數(shù)量對(duì)農(nóng)村產(chǎn)出有重要影響。

通過對(duì)方程（6）的回歸分析可知，農(nóng)村人力資本存量得出的系數(shù)大于零，達(dá)到0.05的顯著水平，顯示了農(nóng)村人力資本存量對(duì)農(nóng)村產(chǎn)出總水平具有重要影響，且農(nóng)村人力資本存量系數(shù)（0.5952）也明顯高于物質(zhì)資本投入系數(shù)（0.3586）。

通過對(duì)方程（6）的分析，可以得出物質(zhì)資本存量投入和農(nóng)村人力資本存量投入對(duì)農(nóng)村產(chǎn)出的貢獻(xiàn)率為：

要素貢獻(xiàn)率=要素增長率×要素產(chǎn)出彈性/產(chǎn)出增長率

通過對(duì)河北省1990年至2009年相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的計(jì)算，結(jié)果顯示如下表：

主要結(jié)論。根據(jù)模型分析，得出以下兩點(diǎn)主要結(jié)論：

一是河北省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力主要以物質(zhì)資本為主。根據(jù)以上分析可知，物質(zhì)資本的年平均增長率為57.76%，對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的貢獻(xiàn)率高達(dá)35.90%，高于人力資本存量對(duì)農(nóng)村產(chǎn)出的貢獻(xiàn)。這說明在一段時(shí)間內(nèi)，河北省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展仍將主要依靠物質(zhì)資本的投入。

二是人力資本對(duì)河北省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的作用日益增強(qiáng)。農(nóng)村人力資本總水平和人力資本存量的產(chǎn)出彈性大于物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性，農(nóng)村人力資本對(duì)河北省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的作用日益增強(qiáng)。

促進(jìn)河北省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策建議

河北省正處于社會(huì)主義新農(nóng)村建設(shè)的關(guān)鍵時(shí)期，要通過增加物質(zhì)資本投入、優(yōu)化物質(zhì)資本投入結(jié)構(gòu)和提高物質(zhì)資本使用效率等手段，努力提升河北省農(nóng)村人力資本總水平，推動(dòng)河北省農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的良性健康發(fā)展。

解放思想，轉(zhuǎn)變觀念。首先要牢固樹立知識(shí)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新觀念，轉(zhuǎn)變重物質(zhì)資本、輕人力資本的傳統(tǒng)思想；其次，要大力發(fā)展農(nóng)村基礎(chǔ)教育，推進(jìn)基礎(chǔ)教育改革，提升河北省農(nóng)民的基本素質(zhì)，使農(nóng)村基礎(chǔ)教育能夠適應(yīng)農(nóng)村發(fā)展生產(chǎn)、科技致富的需求，調(diào)動(dòng)廣大農(nóng)民學(xué)習(xí)知識(shí)技能的積極性，使農(nóng)民切身體會(huì)到知識(shí)技能帶來的好處。

完善鼓勵(lì)農(nóng)村人力資源開發(fā)的各項(xiàng)法律法規(guī)。為了保證農(nóng)村人力資源開發(fā)的長期有效運(yùn)行，河北省農(nóng)村人力資源的開發(fā)要以配套的法律法規(guī)作為基礎(chǔ)，做到有法可依。因此，應(yīng)該針對(duì)河北省農(nóng)村人力資本市場的實(shí)際，建立健全相應(yīng)的法律法規(guī)，以保障農(nóng)村勞動(dòng)者的權(quán)益。

篇5

[關(guān)鍵詞]制度變遷；市場化；經(jīng)濟(jì)增長；旅游經(jīng)濟(jì)

[中圖分類號(hào)]F59

[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

[文章編號(hào)]1002-5006（2013）07-0013-09

1、引言

中國自1978年以來的改革過程也是經(jīng)濟(jì)運(yùn)行體制的市場化程度不斷深化的過程，改革就是制度變遷，其實(shí)質(zhì)也是經(jīng)濟(jì)市場化，中國30余年的經(jīng)濟(jì)高速增長主要是市場化制度變革的結(jié)果，改革是中國最大的“紅利”。新經(jīng)濟(jì)增長理論認(rèn)為，物質(zhì)資本、人力資本和技術(shù)進(jìn)步投入是經(jīng)濟(jì)增長的直接原因，但制度決定論認(rèn)為，制度才是經(jīng)濟(jì)增長的根本原因，以科斯（coase）和諾斯（North）為代表的新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)派尤其關(guān)注制度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的重要作用，其理論清晰且合理地解釋了正處于激烈體制轉(zhuǎn)軌期中國的諸多問題，在我國產(chǎn)生了廣泛的影響，得到國內(nèi)學(xué)者的普遍認(rèn)同，認(rèn)為面向市場化的經(jīng)濟(jì)體制改革對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長具有決定性影響。同樣，處于經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)軌期及對(duì)宏觀環(huán)境敏感的中國旅游業(yè)，其自改革開放以來的快速增長明顯地與制度變遷相聯(lián)系，旅游管理體制的產(chǎn)生、發(fā)展、改革、創(chuàng)新是伴隨著市場化制度變遷而逐步演變，制度變遷釋放的能量是推進(jìn)中國旅游業(yè)持續(xù)快速發(fā)展的重要?jiǎng)恿Γ窃鰪?qiáng)區(qū)域旅游發(fā)展水平和產(chǎn)生區(qū)域差異的重要因素。

已有的研究主要從經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、資源稟賦、客源市場、地理區(qū)位和政府政策等視角探討中國旅游經(jīng)濟(jì)增長及其影響機(jī)制，隨著市場化體制改革的推進(jìn)和旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，制度及其變遷與旅游經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究日趨擴(kuò)展和深化。國外學(xué)者從不同層面探討了制度對(duì)旅游業(yè)的影響，并以前蘇聯(lián)、塞浦路斯和中國等政治經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)軌典型的國家為例，開展了制度變遷對(duì)旅游發(fā)展的實(shí)證研究。國內(nèi)學(xué)者更關(guān)注我國宏觀制度變遷與旅游發(fā)展、區(qū)域旅游管理體制變遷與地方旅游發(fā)展以及制度對(duì)旅游企業(yè)、遺產(chǎn)保護(hù)等領(lǐng)域的影響研究，分析顯示，我國旅游產(chǎn)業(yè)屬性和地位的變化在很大程度上是各種政策法規(guī)發(fā)生變化而誘致，并不斷與市場化改革過程相適應(yīng)的結(jié)果，形成了一種明顯的“權(quán)利下放、企業(yè)激活、市場強(qiáng)化”的制度演變與旅游產(chǎn)業(yè)成長的模式。然而，制度意義的寬泛且其作用往往交織和內(nèi)化于其他增長因素中，致使制度的表征形態(tài)和衡量指標(biāo)體系存在爭議，因而目前國內(nèi)外關(guān)于制度對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長績效的研究成果存在多理論、少定量，多規(guī)范、少實(shí)證，零散研究多而系統(tǒng)研究不足等問題，表現(xiàn)如下：將制度作為影響旅游發(fā)展的宏觀環(huán)境背景和外在變量進(jìn)行探討，間接探討制度與旅游發(fā)展的關(guān)系；雖然認(rèn)識(shí)到制度因素是影響旅游經(jīng)濟(jì)增長的重要內(nèi)生變量，但由于制度變量難以衡量，在構(gòu)建旅游經(jīng)濟(jì)增長或旅游全要素生產(chǎn)率（total factorproductivity，TFP）的影響模型中，仍然忽略制度指標(biāo)；也有部分學(xué)者用非國有經(jīng)濟(jì)比重等變量表征制度變遷，將其與旅游經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行簡單的相關(guān)或回歸分析，測度制度變遷的旅游經(jīng)濟(jì)績效，但這類指標(biāo)無法涵蓋制度變遷的全貌，且研究很少將制度因素全面納入內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型中，系統(tǒng)分析制度變量對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長影響的內(nèi)在機(jī)制，從而難以定量揭示制度對(duì)于旅游TFP和旅游經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度。

基于目前的研究成果，本文利用中國經(jīng)濟(jì)改革研究基金會(huì)國民經(jīng)濟(jì)研究所編制的中國分省市場化進(jìn)程指數(shù)（以下簡稱市場化指數(shù)），以及各省市區(qū)的旅游企業(yè)面板數(shù)據(jù)，在傳統(tǒng)柯布一道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)（Cobb-Douglas production function，C-D生產(chǎn)函數(shù)）的基礎(chǔ)上，構(gòu)建旅游經(jīng)濟(jì)增長模型，從時(shí)間與空間兩個(gè)角度剖析以市場化指數(shù)表征的制度變遷與旅游經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，考量制度變遷對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

2、研究思路、方法與數(shù)據(jù)

2.1 研究思路

經(jīng)濟(jì)增長研究表明，國家經(jīng)濟(jì)增長的差異在很大程度上源于全要素生產(chǎn)率的差異，企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的進(jìn)步和資源配置的改善帶來的效率提高是生產(chǎn)率提高的兩個(gè)最主要來源，拋開企業(yè)技術(shù)水平的差異，1992年以來，中國以建立社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)體制為目標(biāo)模式，開始了系統(tǒng)的制度創(chuàng)新，所產(chǎn)生的新體制因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮著日益重要的作用。從旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展歷程看，旅游產(chǎn)業(yè)的市場化進(jìn)程是在整個(gè)國家的社會(huì)經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)軌與改革的背景下進(jìn)行的，并隨著市場經(jīng)濟(jì)體制的建立與健全，市場機(jī)制在旅游產(chǎn)業(yè)中作為資源配置的基礎(chǔ)性作用得到了重視和強(qiáng)化，在旅游經(jīng)濟(jì)增長中發(fā)揮著日益重要的作用。然而在考察體制改革與旅游經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析中，關(guān)鍵是如何定量測度體制改革的變遷過程，傳統(tǒng)的資本、勞動(dòng)等投入要素具有較好的可測性，且可以通過規(guī)范的統(tǒng)計(jì)資料查詢，制度本身就難以衡量，而旅游產(chǎn)業(yè)綜合性、交叉性的特點(diǎn)更使得旅游業(yè)的制度變遷內(nèi)化于整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)體系之中，涉及社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的幾乎所有領(lǐng)域，難以全面辨析和有效剝離。因而，基于中國仍然從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌的體制背景，制度變遷的實(shí)質(zhì)也是經(jīng)濟(jì)體制的市場化，市場化進(jìn)程也體現(xiàn)了我國制度變遷的動(dòng)態(tài)歷程和本質(zhì)內(nèi)涵。雖然使用市場化進(jìn)程表征制度變遷具有一定的片面性和不完整性，部分學(xué)者也質(zhì)疑其合理性，然而，考慮到我國體制改革的歷程、旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展背景與旅游經(jīng)濟(jì)特點(diǎn)，在沒有其他更好替代參數(shù)的情況下，市場化指數(shù)將不失為全面衡量制度變遷并分析其對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長作用的一個(gè)變量，可以較為合理剖析制度變遷與旅游經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。

樊綱課題組借鑒了國際上的經(jīng)濟(jì)自由度指數(shù)，結(jié)合我國國情構(gòu)造并計(jì)算了中國市場化指數(shù)，也是目前使用較為權(quán)威且得到學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)可的市場化指數(shù)，反映和衡量中國正處在由傳統(tǒng)的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的歷史性轉(zhuǎn)變過程中，而不是表示體制變遷的具體數(shù)值，這個(gè)指數(shù)使用基本相同的指標(biāo)體系進(jìn)行了持續(xù)測度，因?yàn)槠渚哂袡M向和縱向可比性，可以從較長的時(shí)間跨度考察制度變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)和省際差異的影響。

2.2 研究方法

本文仍然采用了在經(jīng)濟(jì)增長實(shí)證文獻(xiàn)中，經(jīng)典而廣泛應(yīng)用的C-D生產(chǎn)函數(shù)，即：

式（1）中，Yit表示第i省第t年的產(chǎn)出；Ait表示TFP，它是扣除資本和勞動(dòng)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)之后的其他因素；Kit、Lit分別表示各省份的資本和勞動(dòng)投入；α、β分別表示資本和勞動(dòng)產(chǎn)出的彈性系數(shù)。TFP主要來源于技術(shù)進(jìn)步和微觀效率提高，由于旅游企業(yè)主要是勞動(dòng)密集型服務(wù)企業(yè)，本文主要揭示制度變量對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，因而不考慮企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的進(jìn)步，此外，基礎(chǔ)設(shè)施的改善更能有效發(fā)揮市場化改革對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的積極作用，因此參考樊綱和王小魯?shù)葘W(xué)者的研究成果，本文將全要素生產(chǎn)率定義為：

式（2）中，INit表示第i省第t年的市場化指數(shù)，TRit表示各省份的基礎(chǔ)設(shè)施水平，用標(biāo)準(zhǔn)道路里程與人口的比率來衡量。λi表示各省份的固定效應(yīng)，表示不隨時(shí)間變化影響生產(chǎn)率的因素，εit表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。將式（2）代入式（1），由于該模型包含參數(shù)非線性，對(duì)等式兩邊取自然對(duì)數(shù)，得到如下計(jì)量回歸模型：

2.3 數(shù)據(jù)來源與變量描述

基于數(shù)據(jù)的可得性和可比較性，并參考已有學(xué)者的研究成果，本文選取中國及各省納入全面統(tǒng)計(jì)報(bào)表的旅游企業(yè)作為研究對(duì)象。旅游企業(yè)營業(yè)收入作為產(chǎn)出衡量指標(biāo)，旅游企業(yè)固定資產(chǎn)投資原值和從業(yè)人員分別作為資本與勞動(dòng)投入，市場化指數(shù)作為制度變遷衡量指標(biāo)。由于到目前為止，市場化指數(shù)的時(shí)間跨度只涵蓋了從1997年到2009年共13年，為了匹配這個(gè)時(shí)間序列，其他變量數(shù)據(jù)也僅選擇1997～2009年的數(shù)據(jù)。由于市場化指數(shù)數(shù)據(jù)的不完整，以及其旅游發(fā)展的特殊性，研究對(duì)象是中國內(nèi)地除之外的30個(gè)省市區(qū)。我國30個(gè)省份的旅游企業(yè)總收入從1997年的1305.35億元增加到2009年的4520，82億元，年均增長10.91%；旅游企業(yè)總固定資產(chǎn)從2140.42億元增加到8275.89億元，年均增長11.93%；旅游企業(yè)總從業(yè)人員從135.54萬人增加到273.83萬人，年均增長6.04%；平均市場化指數(shù)從4.01提高到7.57，年均提升5.45%。此外，基礎(chǔ)設(shè)施涉及種類較多，部分類別缺乏數(shù)據(jù)以及類別之間難以直接加總，為使其數(shù)據(jù)具有可比性，以14，7的換算系數(shù)將鐵路里程與各省份的高等級(jí)公路里程合并為標(biāo)準(zhǔn)道路里程，然后計(jì)算了其與人口的比率，13年間全國每萬人的標(biāo)準(zhǔn)道路里程平均從19.2千米增加到37.99千米，年均增長5.85%。旅游企業(yè)數(shù)據(jù)全部取自《中國旅游統(tǒng)計(jì)年鑒（正副本）》（1998～2010），公路里程、鐵路里程和人口數(shù)據(jù)全部來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》（1998～2010）。

3、研究結(jié)果與分析

3.1 制度變遷與旅游經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)態(tài)關(guān)系

利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法，根據(jù)1997～2009年中國市場化指數(shù)和旅游企業(yè)收入的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，探析制度變遷與旅游經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。圖1顯示，1997～2009年間，伴隨著我國市場經(jīng)濟(jì)體制改革的持續(xù)推進(jìn)，各省市區(qū)的旅游產(chǎn)業(yè)也取得了相應(yīng)的發(fā)展，且旅游企業(yè)收入增長與市場化指數(shù)之間存在較明顯的正向關(guān)系，說明了市場化制度變革可能是旅游產(chǎn)業(yè)持續(xù)高速增長的重要原因。不同省份之間的區(qū)域差異仍然比較明顯，其中，13年間平均市場化指數(shù)最高和最低的分別是浙江（8.748）和青海（2.658），市場化進(jìn)程最快和最慢的分別是寧夏（11.04%）和河北（3.2%）；平均旅游企業(yè)收入最多和最少的分別是廣東（517.656億元）和青海（4.306億元）。為避免由于數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性所致的偽回歸現(xiàn)象，需進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)，其實(shí)證檢驗(yàn)主要包括3個(gè)步驟，檢驗(yàn)均運(yùn)用Eviews 6.0計(jì)量軟件進(jìn)行分析。

（1）時(shí)間序列的穩(wěn)定性檢驗(yàn)。在時(shí)間序列分析中，數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性是決定回歸是否可靠的重要指標(biāo)，而本文使用的時(shí)間序列數(shù)據(jù)受到有效樣本的制約，首先進(jìn)行數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)數(shù)據(jù)是旅游企業(yè)收入（Y）和市場化指數(shù)（IN），其中，收入變量取自然對(duì)數(shù)。選擇增廣的迪基-富勒（Augmented Dickey-Fuller，ADF）單位根檢驗(yàn)法，采用赤池信息量準(zhǔn)則（Akaike information criterion，AIC）確定滯后階數(shù)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示（表1）變量1nY和IN在1%的顯著水平上均不平穩(wěn)，經(jīng)過一階差分后，序列分別在5%和10%的顯著性水平上平穩(wěn)，兩個(gè)變量都是一階單整序列，即I（1）序列。據(jù)此初步推斷變量lnY和IN間可進(jìn)行數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果分析。

（2）E-G協(xié)整檢驗(yàn)。根據(jù)E-G兩步法做協(xié)整檢驗(yàn)，首先建立回歸方程：1nYt=β0+β1INt+μt。因?yàn)樽兞?nYt和INt都是同階平穩(wěn)的，利用普通最小二乘法（ordinary least square，OLS）對(duì)方程的回歸系數(shù)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如下：

然后對(duì)方程的回歸殘差序列做ADF單位根檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，殘差的ADF統(tǒng)計(jì)值是-3.083，并通過了10%的顯著性水平檢驗(yàn)，殘差是平穩(wěn)的，且方程擬合度較高，解釋力較強(qiáng)，回歸方程的設(shè)立比較合理，旅游企業(yè)收入與市場化程度之間存在協(xié)整關(guān)系，模型不存在謬誤回歸，進(jìn)而理論上存在Granger因果關(guān)系?；貧w方程系數(shù)是市場化指數(shù)與旅游企業(yè)收入間的彈性，即當(dāng)市場化指數(shù)（IN）每增加1%，旅游企業(yè)收入（1nY）將提高0.318%，反映了制度變遷對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)也是明顯的。

（3）Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。上述分析反映了市場化和旅游收入增長存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但這種關(guān)系是否為因果關(guān)系，還需要進(jìn)一步進(jìn)行Granger因果驗(yàn)證。按照AIC和施瓦茲（Schwarz criterion，sc）最小準(zhǔn)則，通過計(jì)量軟件中的向量自回歸模型（vector auto regression，VAR），確定市場化指數(shù)與旅游收入兩個(gè)變量之間的最佳滯后期為3，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在5%顯著性水平下，市場化指數(shù)是旅游企業(yè)收入增長的Granger原因，而旅游收入增長不是市場化進(jìn)程的Granger原因，說明制度變遷對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長存在單向的格蘭杰因果作用關(guān)系。

3.2 制度變遷對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)

利用Eviews 6.0軟件對(duì)式（3）進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，由于本文的面板數(shù)據(jù)截面數(shù)遠(yuǎn)大于時(shí)期數(shù)，因此模型估計(jì)采用截面固定效應(yīng)模型，表2是回歸結(jié)果。由表2第1列的估計(jì)系數(shù)可知，資本、勞動(dòng)和市場化的產(chǎn)出彈性分別為0.547、0.17和0.089，說明了1997～2009年期間，固定資產(chǎn)投入對(duì)旅游收入增長的貢獻(xiàn)最大，勞動(dòng)投入次之，在保持資本和勞動(dòng)投入不變的情況下，市場化每提高1個(gè)百分點(diǎn)，旅游收入將會(huì)增長8.91%。為了比較不同時(shí)期制度變遷對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的差異，將研究期間分為1997～2002年和2003～2009年兩個(gè)較平均的時(shí)間段，第3列和第4列是兩個(gè)時(shí)期的回歸結(jié)果，顯示資本的正面效應(yīng)較大幅度減弱，而勞動(dòng)和市場化的正面效應(yīng)顯著增強(qiáng)，其中，市場化的彈性系數(shù)由0.025提升到0.182，且在第一個(gè)階段，勞動(dòng)和市場化的彈性系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)，作用并不明顯。此外，基礎(chǔ)設(shè)施的貢獻(xiàn)度也較大幅度增強(qiáng)。通過對(duì)兩個(gè)時(shí)段的市場化指數(shù)的統(tǒng)計(jì)分析，1997～2002年的市場化進(jìn)程較為緩慢，6年間市場化指數(shù)年均提高0.23，而2003～2009年7年間，市場化進(jìn)程明顯加快，年均提升0.32。這表明，隨著市場化進(jìn)程的加速推進(jìn)，市場化對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)并沒有減弱，反而還在加強(qiáng)。由于1997年和1998年的市場化指數(shù)與之后年份的市場化指數(shù)相比，缺少部分分項(xiàng)指標(biāo)，而1999年之后的各分項(xiàng)指標(biāo)一致，又對(duì)1999～2009年進(jìn)行了回歸檢驗(yàn)，由第2列結(jié)果可知，市場化對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長的彈性系數(shù)為0.089，與第1列相比，變化微弱。

根據(jù)1997～2009年的固定效應(yīng)回歸結(jié)果，用增長核算的方法對(duì)省際旅游經(jīng)濟(jì)增長因素進(jìn)行分解。表3分解結(jié)果顯示，資本、勞動(dòng)和TFP對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)分別為6.53、1.02和3.36個(gè)百分點(diǎn)，固定資產(chǎn)投資貢獻(xiàn)度達(dá)59.83%，說明資本對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長仍然起到最重要的作用，這個(gè)時(shí)期旅游收入的增長主要是依賴資產(chǎn)投資拉動(dòng)，這與學(xué)者對(duì)我國國民經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)因素的分析結(jié)論較為一致，相比而言，勞動(dòng)投入的貢獻(xiàn)度較小，為9.39%。在決定TFP的因素中，市場化、基礎(chǔ)設(shè)施和不可觀察因素對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)分別為0.49、0.09和2.78個(gè)百分點(diǎn)，其中，市場化分別貢獻(xiàn)了TFP和旅游經(jīng)濟(jì)增長的14.47%和4.45%，市場化對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)顯著。需要說明的是，不可觀察因素的貢獻(xiàn)度達(dá)25.48%，說明還存在技術(shù)進(jìn)步、人力資本的溢出效應(yīng)等因素對(duì)TFP和旅游經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。

3.3 制度變遷對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的區(qū)域差異

在制度變遷對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)分析的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步對(duì)各省份的市場化指數(shù)與旅游企業(yè)收入進(jìn)行回歸，分析制度變遷與旅游經(jīng)濟(jì)增長的空間關(guān)系，并將回歸系數(shù)與各省年均市場化指數(shù)、年均旅游企業(yè)收入、市場化變遷強(qiáng)度進(jìn)行比較，表4是比較結(jié)果。

從傳統(tǒng)三大地域和省域來看，雖然4個(gè)指標(biāo)之間呈現(xiàn)較大的區(qū)域差異，但市場化進(jìn)程對(duì)不同區(qū)域旅游收入的增長都具有顯著的正效應(yīng)，且表現(xiàn)為市場化水平與旅游企業(yè)收入之間、市場化變遷強(qiáng)度與回歸系數(shù)之間呈現(xiàn)正方向變化，而市場化水平與回歸系數(shù)呈現(xiàn)反方向變化，具體而言：市場化水平最高的東部地區(qū)（7.227），其旅游企業(yè)收入也最高（177.864億元），市場化水平最低的西部地區(qū)（4.398），其收入也最低（35.506億元），中部地區(qū)介于兩者之間，說明市場化水平越高的地區(qū)，其旅游經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)；然而，市場化的邊際貢獻(xiàn)效應(yīng)卻與此不一致，即西部地區(qū)市場化水平最低，但市場化變遷程度最強(qiáng)（6.54%），回歸系數(shù)也最高（0.642），東部地區(qū)市場化水平最高，但變遷程度最弱（5.13%），回歸系數(shù)也最低（0.338），說明制度變遷程度越強(qiáng)，其對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長的邊際貢獻(xiàn)度越高。位于三大地域的不同省份與所在地域的變化規(guī)律基本類似，浙江的市場化水平最高（8.748），旅游收入也僅次于廣東、北京，青海的市場化水平最低（2.658），收入也最低；反之，市場化變遷程度越強(qiáng)，刺激效應(yīng)越強(qiáng)，雖然青海的市場化水平最低，但其市場化變遷強(qiáng)度（8%）在所有省份中僅次于寧夏，回歸系數(shù)達(dá)到1.039，位居第一。但個(gè)別省份也呈現(xiàn)特殊的情況，如平均旅游收入水平不高的海南?。?8.81億元），市場化水平也不高（5.382），市場化變遷強(qiáng)度也處于最后（2.79%），但其彈性系數(shù)較高（0.605），這可能與海南省的地理環(huán)境、特區(qū)背景以及旅游發(fā)展政策有較大關(guān)系，相比較于其他省份，雖然市場化進(jìn)程較慢，但其市場體制的每次變遷對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)的刺激效應(yīng)更強(qiáng)，旅游經(jīng)濟(jì)效果也更明顯，這也注解了國家批準(zhǔn)建設(shè)“海南國際旅游島”戰(zhàn)略的合理性。

不同地域和省份市場化水平、市場化變遷強(qiáng)度及其貢獻(xiàn)度的區(qū)域差異，一方面反映了相對(duì)于東部沿海地區(qū)，大部分中西部尤其是西部省份的體制更處于激烈的轉(zhuǎn)軌期，其體制的改進(jìn)與完善對(duì)于旅游經(jīng)濟(jì)的增長效應(yīng)更加明顯，解讀了中央提出的“東部轉(zhuǎn)型”、“西部大開發(fā)”、“東北振興”及“中部崛起”等戰(zhàn)略的合理性，以望通過制度變遷，改善地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的制度環(huán)境，引導(dǎo)區(qū)域發(fā)展，縮小區(qū)域差距。但同時(shí)也說明了，雖然東部沿海發(fā)達(dá)省份旅游經(jīng)濟(jì)的發(fā)展初步獲取并驗(yàn)證了改革的“紅利”，但已有的體制改革對(duì)于旅游經(jīng)濟(jì)增長的邊際貢獻(xiàn)效應(yīng)日趨減弱，我國目前遠(yuǎn)未完成從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制向市場經(jīng)濟(jì)體制的改革，仍然有相當(dāng)多的制度使經(jīng)濟(jì)增長和社會(huì)發(fā)展的交易成本居高不下，必須加強(qiáng)各方面的包括旅游業(yè)在內(nèi)的體制改革，進(jìn)一步釋放制度變遷的紅利，這也是我國尤其是中西部相對(duì)落后省份旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的后發(fā)優(yōu)勢和潛力，制度變遷對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的潛力仍然很大。

4、結(jié)論與討論

面向市場化的制度安排和制度結(jié)構(gòu)的持續(xù)變遷是推動(dòng)中國旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量。從1997年到2009年，中國制度變遷與旅游經(jīng)濟(jì)增長存在穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，市場化是旅游收入增長的Granger原因，表明以市場化改革為導(dǎo)向的制度變遷對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長的作用較為顯著；進(jìn)一步利用面板數(shù)據(jù)分析顯示，市場化對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)達(dá)到年均0.49個(gè)百分點(diǎn)，市場化進(jìn)程的推進(jìn)促進(jìn)了產(chǎn)權(quán)的多元化，改善了旅游資源配置效率，提高了旅游企業(yè)績效水平，這一時(shí)期TFP增長的14.47%和旅游經(jīng)濟(jì)增長的4.45%是由市場化改革貢獻(xiàn)的；市場化進(jìn)程對(duì)不同區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)的增長都具有顯著的正效應(yīng)，但市場化水平及其變遷強(qiáng)度在不同區(qū)域存在顯著差異，對(duì)區(qū)域旅游經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)程度也存在不同，表現(xiàn)在市場化水平越高的地區(qū)，旅游經(jīng)濟(jì)越發(fā)達(dá)，區(qū)域的市場化變遷程度越強(qiáng)，邊際貢獻(xiàn)度也越大。

篇6

本文在分析Denison和AMaddison的教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)測算方法的基礎(chǔ)上，依據(jù)Cobb- Douglas生產(chǎn)函數(shù)構(gòu)建了基于教育投入的勞動(dòng)增長型生產(chǎn)函數(shù)，計(jì)算1992年-2010年間黑龍江省高等教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率，并對(duì)計(jì)算結(jié)果進(jìn)行詳細(xì)分析。

按照丹尼森等西方學(xué)者通行的算法，對(duì)于依據(jù)工資差別而計(jì)算出的教育綜合指數(shù)的增長率（即由教育程度的提高而帶來的勞動(dòng)量增長率）用0.6做折算：e=1.91%×0.6=1.15%

1992年排除高教后的教育指數(shù)值為： 4.98+1.4×2.13= 7.96

2010年排除高教后的教育指數(shù)值為：5.90+1.4×3.56=10.88

排除高教后的年均教育指數(shù)增長率為：

根據(jù)上述計(jì)算，黑龍江省高等教育對(duì)國民生產(chǎn)總值年平均增長速度的貢獻(xiàn)率為8.48%，其中高等教育的貢獻(xiàn)率為0.71%。通過數(shù)據(jù)可知黑龍江省高等教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長速度的貢獻(xiàn)還是比較低的。主要原因如下：

篇7

一、實(shí)證分析

(一)模型建立(1)全要素生產(chǎn)率的計(jì)算本文運(yùn)用索洛余值法估算陜西省全要素生產(chǎn)率設(shè)生產(chǎn)函數(shù)為C—D生產(chǎn)函數(shù)。根據(jù)公式(5)，利用Eviews6.0軟件進(jìn)行最小二乘法回歸，得出資本投入和勞動(dòng)投入的份額，即α，β的數(shù)值，然后代入公式(3)得到TFP的增長率。(2)各要素貢獻(xiàn)率的計(jì)算要素貢獻(xiàn)率表示經(jīng)濟(jì)增長過程中各要素增長率所占產(chǎn)出增長率的比率，反映了要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長作用大小。TFP貢獻(xiàn)率πA、勞動(dòng)貢獻(xiàn)率πL、資本貢獻(xiàn)率πK的計(jì)算公式分別為:其中，Kt，Kt－1分別表示t期和t－1期資本存量，It表示t期全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額，Pt表示t期價(jià)格指數(shù)，δ表示折舊率。可以看出，估算資本存量需要明確基期資本存量、價(jià)格指數(shù)以及折舊率?！蛾兾魇〗y(tǒng)計(jì)年鑒》給出了固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)。投資流量采用全社會(huì)新增固定固定資產(chǎn)，折舊率統(tǒng)一為5%。(2)產(chǎn)出量的選取。國內(nèi)學(xué)者多以GDP衡量產(chǎn)出，本文以1978年為基年，剔除價(jià)格因素影響后的實(shí)際GDP作為衡量產(chǎn)出指標(biāo)。(3)勞動(dòng)力選取。為了和GDP以及資本流量統(tǒng)一，本文選取年初和年末就業(yè)人數(shù)的算術(shù)平均數(shù)作為就業(yè)人數(shù)指標(biāo)。陜西省1978—2012年的真實(shí)產(chǎn)出、資本存量和勞動(dòng)力投入數(shù)據(jù)見表1。

(三)結(jié)果分析為了更好地分析表1和表2中陜西省TFP及各要素貢獻(xiàn)率的變化情況，繪制折線圖1。觀察圖1，陜西省自改革開放以來實(shí)際GDP增加速度比較緩慢，且具有波動(dòng)性。1978至1989年整體呈遞增趨勢，1989到1990年實(shí)際GDP回落，1990年之后開始增長，到1994年實(shí)際GDP增長率達(dá)到峰值，1995至1998年，實(shí)際GDP增長率略有下降，1998年之后經(jīng)濟(jì)增長趨勢基本處于平穩(wěn)狀態(tài)。資本投入對(duì)陜西省經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率明顯高于勞動(dòng)和全要素投入的貢獻(xiàn)率，且呈現(xiàn)遞增趨勢。1979至1988年，資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率均低于50%，1989至1994年，資本的貢獻(xiàn)率平均達(dá)56%，1995年以后，資本的貢獻(xiàn)率均在60%以上(除1998年)。勞動(dòng)投入對(duì)陜西省經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率波動(dòng)較大，1982、1990和2002這三年勞動(dòng)的平均貢獻(xiàn)率明顯高于其他年份，其余年份勞動(dòng)貢獻(xiàn)率平均值為9.49%。TFP對(duì)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)率波動(dòng)較劇烈，尤其是1995至2003年，2001年以前TFP貢獻(xiàn)率平均值為35.28%，2001和2002年TFP貢獻(xiàn)率值跌落在10%以下，2003年以后，TFP貢獻(xiàn)率逐年遞增，但增速相對(duì)緩慢。改革開放以來，陜西省的經(jīng)濟(jì)增長處于投資拉動(dòng)型。表2數(shù)據(jù)看出，資本投入保持較高水平，勞動(dòng)和TFP投入則長期維持較低水平。1978年以來，資本投入的平均增長率達(dá)3.87%，而勞動(dòng)力投入為1.84%，TFP為1.92%。形成投資驅(qū)動(dòng)型增長模式的原因之一是陜西省能源資源富集，煤炭、石油、天然氣儲(chǔ)量巨大，全省礦產(chǎn)資源潛在經(jīng)濟(jì)價(jià)值約占全國礦產(chǎn)資源潛在總價(jià)值的三分之一。在這一巨大優(yōu)勢的帶動(dòng)下，政府及地方投入大量資本開采，建立配套的基礎(chǔ)設(shè)施，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，經(jīng)過三十年的發(fā)展，陜西省經(jīng)濟(jì)發(fā)展穩(wěn)中加快，步入正軌。較高的資本投入水平和較低的TFP水平說明陜西省的經(jīng)濟(jì)增長是粗放型的。資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的平均貢獻(xiàn)率達(dá)56.19%，勞動(dòng)投入的平均貢獻(xiàn)率為12.81%，TFP的平均貢獻(xiàn)率為31%。自實(shí)施西部大開發(fā)戰(zhàn)略以來，資本的平均貢獻(xiàn)率提高至64.42%，TFP的貢獻(xiàn)率不但沒有提高，反而降低至25.59%。說明在國家利好政策的影響下，陜西省經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)恿κ琴Y源的高速投入，資源的有效利用率并沒有提高，要實(shí)現(xiàn)集約型經(jīng)濟(jì)增長模式還需要很長時(shí)間。陜西省是勞動(dòng)力大省，也是科技強(qiáng)省。從表2可以看出，勞動(dòng)力投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率整體呈下降趨勢，西部大開發(fā)以來，勞動(dòng)力平均貢獻(xiàn)率為9.99%，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中逐漸向勞動(dòng)集約型方向轉(zhuǎn)變。勞動(dòng)力投入除了數(shù)量方面外，更重要的是人力資本投入，隨著陜西省經(jīng)濟(jì)體制不斷完善、管理體制不斷創(chuàng)新，加強(qiáng)勞動(dòng)力素質(zhì)、提高人力資本存量成為經(jīng)濟(jì)增長的重要力量。

二、政策建議

在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變過程中，TFP對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響不可小覷，提高TFP水平的過程中，需要加強(qiáng)人力資本的投入、優(yōu)化資源配置、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等。1.加強(qiáng)人力資本勞動(dòng)力素質(zhì)直接影響投入產(chǎn)出效率，人力資本越雄厚，科技創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步的速度越快，高質(zhì)量的人力資本可以提高技術(shù)轉(zhuǎn)換，提高TFP水平，轉(zhuǎn)換經(jīng)濟(jì)增長路徑，提高經(jīng)濟(jì)增長速度。在加強(qiáng)人力資本投入過程中，政府和社會(huì)要提高教育資源利用率，采用多元化教育投資形式，加大科研經(jīng)費(fèi)投入，強(qiáng)化高等教育，加強(qiáng)職業(yè)技術(shù)培訓(xùn)。提高人力資本的同時(shí)更要重視人才流動(dòng)，優(yōu)化制度環(huán)境，引進(jìn)國內(nèi)外優(yōu)秀人才來陜工作，鼓勵(lì)城鄉(xiāng)人才流動(dòng)，培養(yǎng)各行各業(yè)領(lǐng)軍人物;不斷提高知識(shí)資本存量，累積人力資本存量，合理配置資源在投入產(chǎn)出中的效率。陜西省是國家重點(diǎn)教育基地，高校、研究所數(shù)量龐大，積聚了良好的經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)，因此更應(yīng)高重視人力資本利用，拓寬經(jīng)濟(jì)增長路徑，在提高經(jīng)濟(jì)數(shù)量增長的同時(shí)提高經(jīng)濟(jì)質(zhì)量增長。

2.優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)陜西省的經(jīng)濟(jì)增長主要依靠資源投入拉動(dòng)。近十年來，資本投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率超過百分之六十五，TFP的平均貢獻(xiàn)率大約23%。經(jīng)濟(jì)增速雖有提高，但是仍居全國中等水平，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不甚合理，需要不斷升級(jí)和優(yōu)化，以提高資源的有效利用率。改革開放以來，陜西省第一產(chǎn)業(yè)比重下降，高能耗、高污染的第二產(chǎn)業(yè)比重提高，第三產(chǎn)業(yè)比重變化甚微。在經(jīng)濟(jì)增長過程中，政府部門應(yīng)當(dāng)注重引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，加大現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)的投入，以科技帶動(dòng)農(nóng)業(yè)發(fā)展，推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程，加快城鎮(zhèn)一體化建設(shè)，縮小城鄉(xiāng)差距，推動(dòng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展;強(qiáng)化第二產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，在提高工業(yè)生產(chǎn)總值的同時(shí)注重綠色環(huán)境、科技創(chuàng)新;提高第三產(chǎn)業(yè)的競爭力，加大第三產(chǎn)業(yè)投資力度，提高第三產(chǎn)業(yè)科技含量和勞動(dòng)力素質(zhì)，拓寬第三產(chǎn)業(yè)融資渠道和平臺(tái)，使得第三產(chǎn)業(yè)投資合理化、多樣化。

篇8

內(nèi)容摘要：無論是在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域還是在管理領(lǐng)域中，我國學(xué)者都已開始重視對(duì)人力資源管理（Human Resouree Management，HRM）的研究，同時(shí)我國作為一個(gè)工業(yè)大國，深入探討HRM對(duì)我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率也顯得日趨重要。筆者通過建立HRM在我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率演算模型，對(duì)我國2002-2011年工業(yè)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理，并實(shí)證分析了HRM對(duì)我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，最終得出了相應(yīng)的分析結(jié)果，并根據(jù)分析結(jié)果提出促進(jìn)我國HRM戰(zhàn)略發(fā)展的建議。

關(guān)鍵詞：格蘭杰因果關(guān)系 經(jīng)濟(jì)增長 人力資源 貢獻(xiàn)率

人力資本作為生產(chǎn)要素的重要環(huán)節(jié)，與物力資本等因素共同參與了企業(yè)的生產(chǎn)過程。但從管理層面來講，HRM卻并不主動(dòng)參與企業(yè)的生產(chǎn)過程，其主要以為企業(yè)規(guī)劃生產(chǎn)過程，從而提高企業(yè)生產(chǎn)效率來實(shí)現(xiàn)HRM 對(duì)企業(yè)生產(chǎn)過程的參與。由于HRM規(guī)劃了企業(yè)的生產(chǎn)過程，因此生產(chǎn)過程可以準(zhǔn)確的反應(yīng)生產(chǎn)函數(shù)中的自變量或投入量，筆者正是依此關(guān)系展開了HRM對(duì)我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率的實(shí)證研究。

我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長中HRM貢獻(xiàn)率的實(shí)證分析

筆者對(duì)我國2002-2011年經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)指標(biāo)進(jìn)行了HRM模型分析（見表1），并測算出了HRM對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，但在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)情況中，由于負(fù)增長因素的存在，因此筆者在計(jì)算過程中設(shè)定了4個(gè)可能性測算，且筆者采用了抵消或克服其他生產(chǎn)要素貢獻(xiàn)（勞動(dòng)力投入貢獻(xiàn)與資本投入貢獻(xiàn)之和）的方式，測算出了HRM對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。在4個(gè)可能性測算中，筆者設(shè)定了e為HRM經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率、α為HRM經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)、β為其他生產(chǎn)要素之和，則可得到我國工業(yè)HRM貢獻(xiàn)率數(shù)據(jù)，如表2所示。

4個(gè)可能性測算為：一是，當(dāng)a≥0，b≥0或者a≤0，b≤0時(shí)，在這種假設(shè)中HRM對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，就是HRM貢獻(xiàn)占各生產(chǎn)要素貢獻(xiàn)總和的比重；二是，b>0，a+b≥0或b0時(shí)；在這種假設(shè)中經(jīng)濟(jì)便會(huì)出現(xiàn)正增長，正是由于HRM貢獻(xiàn)的正增長促使了經(jīng)濟(jì)正增長的出現(xiàn)，因此，此時(shí)HRM對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率為100%，也就是e=100%；四是，b≥0，a+b

HRM貢獻(xiàn)率與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長率的關(guān)系檢驗(yàn)

筆者通過對(duì)我國2002-2011年工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與工業(yè)HRM貢獻(xiàn)率間存在的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)一階差分Y和HRM在5%的顯著性水平上，表明Y和HRM沒有單位根，所以得到的Y和HRM必然是一階單獨(dú)的時(shí)間序列，因此，最后可以得出Y和HRM兩者間存在長期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系，也就是說我國2002-2011年工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與工業(yè)HRM貢獻(xiàn)率間存在長期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系。

通過對(duì)我國2002-2011年工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與工業(yè)HRM貢獻(xiàn)率間，存在的長期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)我國工業(yè)HRM貢獻(xiàn)率變動(dòng)因素和工業(yè)自身在一定時(shí)間內(nèi)，對(duì)我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長形成了顯著的影響，其中工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的變動(dòng)以滯后2年的HRM貢獻(xiàn)率最為明顯，而相對(duì)于選擇其他滯后期工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的變動(dòng)，其HRM貢獻(xiàn)率影響力相對(duì)較弱。在此模型中模型誤差修正項(xiàng)為φ，在模型中φ反應(yīng)了該項(xiàng)系數(shù)誤差修正模型本身糾正偏離平均誤差值的作用范圍，如假設(shè)糾正系數(shù)設(shè)定為1時(shí)，下一年糾正平衡狀態(tài)則應(yīng)是當(dāng)年均衡誤差（HRM貢獻(xiàn)率和工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長），通過糾正系數(shù)進(jìn)行調(diào)整的。

通過演算在HRM貢獻(xiàn)率與我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長率的關(guān)系檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭?，模型系?shù)為0.017107，這表明多種其他因素共同影響著我國的工業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長率，但是當(dāng)模型中的當(dāng)期非均衡誤差調(diào)整能力和自身糾正能力不足以被改變時(shí)，也就表明HRM貢獻(xiàn)率與我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長率的關(guān)系屬于長期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系，本文所建檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驼侨绱?，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。本文所建HRM貢獻(xiàn)率與我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長誤差修正模型（工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長隨HRM貢獻(xiàn)率長短期變化而改變）為：

ΔY=0.000174-0.230412*ΔYt-1-0.431083*

ΔYt-2+0.006314*HRMt-1+0.014455*HRMt-2+

0.017107*εt-1。

Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)

雖然工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與HRM貢獻(xiàn)率之間存在著長期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系，但工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長與HRM貢獻(xiàn)率之間是否存在著因果關(guān)系，是否是由于工業(yè)增加值的變化引發(fā)了HRM貢獻(xiàn)率的變化，還是由于HRM貢獻(xiàn)率的變化引發(fā)了工業(yè)增加值的變化，還需要筆者進(jìn)行進(jìn)一步的研究。筆者依據(jù)表3的結(jié)果進(jìn)行了Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)，Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示：第一行零假設(shè)的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，其F統(tǒng)計(jì)量的數(shù)值是其他各列的第一行數(shù)據(jù)；第二行零假設(shè)的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，其F統(tǒng)計(jì)量的數(shù)值是為括號(hào)內(nèi)的數(shù)據(jù)，如表4所示。通過對(duì)Granger非因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行分析，筆者發(fā)現(xiàn)：在選擇1、2、3、4年的滯后期為基本條件時(shí)，Granger原因表現(xiàn)較明顯（HRM貢獻(xiàn)率構(gòu)成工業(yè)增加值增長）；而基本條件選擇為4年后時(shí)，Granger原因表現(xiàn)并不明顯（工業(yè)增加值的增長構(gòu)成HRM貢獻(xiàn)率變化），這也進(jìn)一步說明了我國工業(yè)增加值的增長并不是形成HRM貢獻(xiàn)率增長的Granger原因，也可以理解為HRM貢獻(xiàn)率是到我國工業(yè)增加值的單向Granger原因，證明了HRM貢獻(xiàn)率與我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長率的關(guān)系屬于長期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系。

政策建議

通過研究HRM對(duì)我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率，發(fā)現(xiàn)HRM貢獻(xiàn)率與我國工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長率的關(guān)系屬于長期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系。

首先，HRM管理部門要深層次的了解宏觀人力資源管理制度與人才政策，以及HRM設(shè)置的必要性。

我國HRM管理部門要深層次的了解宏觀人力資源管理制度與人才政策，以及HRM設(shè)置的必要性，從而讓HRM在促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長中發(fā)揮更好的作用。具體從HRM部門來講，無論是具體的企事業(yè)HRM部門，還是獨(dú)立的HRM公司來說，都應(yīng)該從以人為本的角度出發(fā)重視HRM的發(fā)展，不斷的為提高職工的綜合素質(zhì)和能力，為職工營造一個(gè)優(yōu)越的工作環(huán)境，為增強(qiáng)職工自信心而努力，從而確保職工可以勝任更具挑戰(zhàn)性的工作，以及為企業(yè)肩負(fù)更重要的責(zé)任。

其次，HRM管理部門要從微觀上對(duì)HRM進(jìn)行全新的認(rèn)識(shí)，并在HRM中融入新元素。

我國HRM管理部門不僅要從宏觀了解HRM，也要從微觀上對(duì)HRM進(jìn)行全新的認(rèn)識(shí)，深入開展管理體制改革，并在HRM中融入新元素。在全國范圍內(nèi)營造一個(gè)全新的薪酬福利機(jī)制和績效考評(píng)管理體系，為我國HRM綜合水平的提升提供環(huán)境保障。績效考評(píng)管理體系作為HRM最重要的子系統(tǒng)，雖然其執(zhí)行過程中難度相對(duì)較大，但HRM卻掌控著公司戰(zhàn)略目標(biāo)的核心，從HRM的本質(zhì)意義上進(jìn)行分析不難發(fā)現(xiàn)，績效考評(píng)管理體系作為HRM的重要組成部分，不僅能夠從根本上實(shí)現(xiàn)公司的戰(zhàn)略目標(biāo)，同時(shí)還能促進(jìn)與改善公司的整體績效成績，為公司的競爭優(yōu)勢與核心競爭力的提升奠定堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)；從HRM的運(yùn)行目的來分析，HRM中的績效考評(píng)管理體系亦是公司實(shí)現(xiàn)按勞分配的基礎(chǔ)與前提，同時(shí)也為培訓(xùn)管理體系的創(chuàng)新與設(shè)計(jì)提供了科學(xué)依據(jù)。此外，薪酬福利機(jī)制作為HRM的另一個(gè)重要子系統(tǒng)，薪酬福利機(jī)制的主要目的就是發(fā)現(xiàn)職工與公司的共通點(diǎn)，從而自發(fā)的與職工分享成果，實(shí)現(xiàn)公司的戰(zhàn)略目標(biāo)。薪酬福利機(jī)制不僅能夠有效的解決人力資源價(jià)值體系中收益分配問題，如果通過科學(xué)的處理，其還能夠促進(jìn)公司競爭力的全面提升。

再次，HRM管理部門需要更加重視HRM能夠?yàn)槠髽I(yè)經(jīng)營、生產(chǎn)提供多少效益，及如何發(fā)揮HRM對(duì)企業(yè)經(jīng)營、生產(chǎn)效率的帶動(dòng)作用。

我國HRM管理部門可在戰(zhàn)略性的HRM構(gòu)建核心體系指導(dǎo)下，通過對(duì)我國工業(yè)企業(yè)HRM戰(zhàn)略體系進(jìn)行重新的規(guī)劃，除構(gòu)建體系性結(jié)構(gòu)的同時(shí)外，還應(yīng)著重思考HRM戰(zhàn)略體系的科學(xué)性，在穩(wěn)固的HRM基礎(chǔ)上，逐漸把科學(xué)的制度引入到HRM體系中來，有目的得開展HRM戰(zhàn)略體系構(gòu)建工作，實(shí)現(xiàn)我國HRM水平的全面提升。

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7.龔新蜀，田硯.新疆人力資本投資與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2010（S1）

篇9

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)已經(jīng)歷了30多年的高速增長，人力資源、自然資源、資本、技術(shù)創(chuàng)新被看作拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的四大馬車。隨著技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響越來越顯著，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率高低，經(jīng)濟(jì)增長是否主要靠技術(shù)創(chuàng)新能力來拉動(dòng)等問題目前已成為研究的熱點(diǎn)。

二、研究方法、指標(biāo)選取

20世紀(jì)50年代中期，美國著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家Solow提出solow余值法，其基本表達(dá)式為：Ga=y-ɑk-βl。其中：Ga為科技進(jìn)步的年平均增長速度，y為產(chǎn)出的年平均增長速度，一般用國內(nèi)生產(chǎn)總值來計(jì)算，k為資金的年平均增長速度，l為勞動(dòng)者的年平均增長速度，ɑ、β分別為資本和勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性系數(shù)。勞動(dòng)力、資本和技術(shù)創(chuàng)新被稱為經(jīng)濟(jì)增長的三要素，根據(jù)solow余值法，筆者選定的研究指標(biāo)分別為：產(chǎn)出（Y）、資本投入（K）、勞動(dòng)投入（L）。

三、基于solow余值法的數(shù)據(jù)處理

自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》中收集2004～2013年的各指標(biāo)數(shù)據(jù)，如表1所示。（表1）1、回歸分析。采用SPSS－回歸分析對(duì)上述數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，得出R=0.991，R2=0.983，回歸方程：ln（Q/L）=1.025+1.298ln（K/L）。ɑ的估計(jì)值為0.06，β的估計(jì)值為1.298。solow余值法模型為：GA=GQ-0.06GK-1.298GL。2、solow余值法分析。分離技術(shù)創(chuàng)新、資本、勞動(dòng)力對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率：其中，GDP增長速度（GQ）、固定資產(chǎn)投資增長速度（GK）、全社會(huì)從業(yè)人員增長速度（GL）、乘以彈性系數(shù)后的資本增長速度（aGK）、乘以彈性系數(shù)后的勞動(dòng)增長速度（bGL）、技術(shù)創(chuàng)新增長速度（Ga）、經(jīng)濟(jì)增長中技術(shù)創(chuàng)新貢獻(xiàn)率（Ea）、經(jīng)濟(jì)增長中資本貢獻(xiàn)率（Ek）、經(jīng)濟(jì)增長中勞動(dòng)力貢獻(xiàn)率（El）。各指標(biāo)的計(jì)算公式如下：①Ga=GQ-0.06GK-1.298GL②Ea=Ga/GQ×100%③Ek=aKG/GQ×100%④El=bGL/GQ×100%可以看出技術(shù)創(chuàng)新的貢獻(xiàn)率一直處在一個(gè)較高水平，但時(shí)有波動(dòng)。從2004年的85.77%，一直緩慢上升至90.87%，自2007年開始下降，到2008年降至73.68%，2009年達(dá)到最高點(diǎn)93.25%，此后又緩慢下降，2012年為82.95%。各年的資本在經(jīng)濟(jì)增長中的貢獻(xiàn)率波動(dòng)幅度較大，穩(wěn)定性差。年平均貢獻(xiàn)率約為10.12%，略高于勞動(dòng)投入貢獻(xiàn)率。勞動(dòng)力投入年平均貢獻(xiàn)率是3.71%，水平較低，波動(dòng)較大。2007年以前一直在不斷下降，至最低點(diǎn)2.31%，2009年開始快速上升并在2011年基本持平。由此可見，勞動(dòng)力投入在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的各因素中作用力最小。

四、結(jié)論

篇10

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長　投資需求　消費(fèi)需求

消費(fèi)需求、投資需求、凈出口需求作為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的“三駕馬車”，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有不同的作用。消費(fèi)需求作為經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的主要?jiǎng)恿Γ仁莋dp的組成部分，又是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的助推器。投資需求作為一把“雙刃劍”，短期可以增加需求，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長；長期可以形成一定的生產(chǎn)力，增加社會(huì)產(chǎn)品的生產(chǎn)能力，提高商品供給，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。外貿(mào)是經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)動(dòng)機(jī)。出口的增長會(huì)導(dǎo)致國內(nèi)有效需求的增加，有利于一國進(jìn)行必要的外匯積累，資本和技術(shù)的進(jìn)口，從而提高生產(chǎn)能力。另外，出口的增加也能提高企業(yè)的生產(chǎn)效率，促進(jìn)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步和創(chuàng)新，增強(qiáng)企業(yè)的國際競爭力，從而獲得外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益。

一、“三駕馬車”對(duì)青海省經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)及拉動(dòng)分析

按支出法統(tǒng)計(jì)的gdp是從需求角度衡量國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的總量指標(biāo)，它由最終消費(fèi)、資本形成總額、貨物和服務(wù)凈出口三部分構(gòu)成，其公式為：

支出法國內(nèi)生產(chǎn)總值=最終消費(fèi)+固定資本投資總額+貨物和服務(wù)凈出口

三大需求要素各增加量之和即為當(dāng)年gdp總的增加量，其中每一要素的增加量占gdp總增加量的比重就是當(dāng)年該要素對(duì)gdp增長的貢獻(xiàn)度，而用這一貢獻(xiàn)度乘以gdp的年增長率就是該要素對(duì)當(dāng)年cdp增長的貢獻(xiàn)率。用公式表示即為：

某需求要素貢獻(xiàn)度=某需求要素增量／gdp增量×100％：

某需求要素貢獻(xiàn)率：某需求要素貢獻(xiàn)度／gdp增長率

根據(jù)上表我們可以看出：

(一)最終消費(fèi)需求對(duì)青海省經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)較平穩(wěn)

1994—2008年間，最終消費(fèi)、資本形成、貨物和服務(wù)凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的平均貢獻(xiàn)份額分別為55.53％，72.24％，—27.77％，最終消費(fèi)對(duì)青海省經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)位居第2。從時(shí)間區(qū)間上看。最終消費(fèi)需求對(duì)青海省經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)相對(duì)比較平穩(wěn)，1997年僅為-0.63個(gè)百分點(diǎn)，對(duì)經(jīng)濟(jì)的增長貢獻(xiàn)為6.96％，成為這15年間最終消費(fèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的最低點(diǎn)；2005年最終消費(fèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)又達(dá)到高峰值，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率達(dá)91.85％，對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生11.21個(gè)百分點(diǎn)的拉動(dòng)力，極大地帶動(dòng)了青海省經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。2008年由于受美國次貸危機(jī)的影響，消費(fèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)呈下降趨勢，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率僅為32.56％，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長4.13個(gè)百分點(diǎn)。從最終消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的總體波動(dòng)趨勢上看，除了1997年之外，最終消費(fèi)對(duì)青海省經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)相對(duì)比較平穩(wěn)，2000—2007年年均貢獻(xiàn)率為75.55％，對(duì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有極大的影響和推作用。

(二)資本的形成對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)影響較大

從上表可以看出，資本的形成對(duì)青海省經(jīng)濟(jì)增長的影響最大。1994—2008年間，最終消費(fèi)、資本形成、貨物和服務(wù)凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的平均貢獻(xiàn)份額上看，資本形成對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響高達(dá)72.24％，平均拉動(dòng)力為7.8個(gè)百分點(diǎn)，位居第1。從總體趨勢上看，資本形成對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響波動(dòng)性也較大，呈“雙u+雙n”形式。1997年資本形成對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率達(dá)92.84％，對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)為8.36個(gè)百分點(diǎn)，之后在2001年又達(dá)到高峰時(shí)期，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長完全起拉動(dòng)作用；2001年經(jīng)濟(jì)增長率為13.82％，資本形成的貢獻(xiàn)率高達(dá)140.64％，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)為16.45個(gè)百分點(diǎn)；2002年資本形成仍對(duì)經(jīng)濟(jì)增長起絕對(duì)拉動(dòng)作用，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長拉動(dòng)13.54個(gè)百分點(diǎn)，貢獻(xiàn)率達(dá)111.89％。15年間資本形成對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率峰值之差達(dá)80.72％，落差較大。2008年雖受美國次貸危機(jī)的影響，但青海省的資本形成對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)仍呈上升趨勢，拉動(dòng)力為10.47個(gè)百分點(diǎn)。比上年增長了1.94個(gè)百分點(diǎn)，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率高達(dá)82.46％。

(三)貨物及服務(wù)凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的波動(dòng)較大，且對(duì)經(jīng)濟(jì)增長呈負(fù)效應(yīng)

青海省地處青藏高原又深居內(nèi)陸地區(qū)，其對(duì)外貿(mào)易發(fā)展水平較低。“八五”之前其貿(mào)易主要以農(nóng)畜產(chǎn)品為主，近年來隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不斷調(diào)整，雖一改過去單一產(chǎn)品對(duì)外貿(mào)易出口的格局形式，但由于自身技術(shù)水平的限制，加之全球經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展，對(duì)外貿(mào)易產(chǎn)品需求更加趨向?qū)I(yè)化、技術(shù)化、科技化。從而極大制約了青海省對(duì)外貿(mào)易發(fā)展，對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響處于劣勢地位。1998年之前，青海省貨物和服務(wù)凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)呈正值，且對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)均在1個(gè)百分點(diǎn)之上。自1998年開始，青海省貨物和服務(wù)凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)呈負(fù)值，而且下降比速較快，2001年對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)下降到116.10％，達(dá)到對(duì)經(jīng)濟(jì)影響的最低點(diǎn)對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)為-13.58個(gè)百分點(diǎn)。之所以造成這種局面主要是由于產(chǎn)品技術(shù)含量較低，不能達(dá)到相關(guān)國際產(chǎn)品標(biāo)準(zhǔn)，致使對(duì)外貿(mào)易發(fā)展遇到了阻挫，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生較大的負(fù)面影響。

二、基于索羅模型的實(shí)證分析

為進(jìn)一步揭示“三駕馬車”對(duì)青海省經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用，本文運(yùn)用索羅模型對(duì)消費(fèi)、投資和凈出口對(duì)青海省經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用進(jìn)行分析。

根據(jù)三大需求要素與yfgdpi增長之間的關(guān)系，以總消費(fèi)tc，總投資i，進(jìn)口(m)和出口(x)為解釋變量，以gdp為被解釋變量，建立如下的多元線性回歸模型：

lny=c+alntc+blni+γ／lnx+δlnm

本文根據(jù)青海省1983—2009年相關(guān)數(shù)據(jù)，運(yùn)用e-views5.0軟件進(jìn)行ols分析可以得出：

由于r2=0.99，幾乎接近1，說明模型的擬合優(yōu)度非常高。根據(jù)f分布表可知，時(shí)，f=5029.4>fod1(4，22)=4.31，回歸方程十分顯著。由于to=3.36，t1=7.26，h=13.31，t3=3.03，t4=-0.19，給定顯著性水平a=0.05，查t分布表中自由度為22(n-k-1=27-4-1=22)的相應(yīng)臨界值，t.(22)=2.074，可知t值除了進(jìn)口外都大于該臨界值，所以拒絕原假設(shè)，即除了進(jìn)口外的四個(gè)解釋變量都在95％的水平下影響顯著，都通過了變量顯著性檢驗(yàn)。d.w=1.04.查d.w.檢驗(yàn)上下界表，在5％的顯著性水平下，k=5(包括常數(shù)項(xiàng))，n=27時(shí)有du=1.76，dt=1.08，很明o

由于r2=0.99，幾乎接近1，說明模型的擬合優(yōu)度非常高。f=3257.9>f0.01(4.21)=4.37 to=2.63，t1=3.77，t2=4.08，

t3=2.81均大于ta(21)=2.080，模型通過了f檢驗(yàn)和t檢驗(yàn)。又由于1.76

通過上述模型我們可以得出：消費(fèi)每增加1％經(jīng)濟(jì)將增加0.36％，投資每增加1％經(jīng)濟(jì)將增加0.63％，出口每增加1％經(jīng)濟(jì)將增加0.02％，進(jìn)口每增加1％將使經(jīng)濟(jì)減少0.01％。從彈性系數(shù)角度分析可知，投資是青海省經(jīng)濟(jì)增長的主要因素，消費(fèi)次之，而出口對(duì)促進(jìn)青海省經(jīng)濟(jì)增長的作用偏小，進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長起反向的拉動(dòng)作用，這一定程度上說明了青海省經(jīng)濟(jì)增長主要依靠消費(fèi)和投資推動(dòng)。

三、結(jié)論與建議

根據(jù)上述模型和數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析可以看出，近年來青海省投資拉動(dòng)型的經(jīng)濟(jì)增長趨勢更加明顯，經(jīng)濟(jì)增長對(duì)投資增長的依賴性越來越強(qiáng)；消費(fèi)對(duì)gdp增長的貢獻(xiàn)率也在日益提高，消費(fèi)在未來數(shù)年內(nèi)將超過投資貢獻(xiàn)成為促進(jìn)青海省經(jīng)濟(jì)增長的第一要素。就目前來看，青海省凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)相對(duì)不大，相關(guān)性不強(qiáng)，不是青海省gdp增長的主要拉動(dòng)力量：但從長期來看，青海省對(duì)外貿(mào)易依存度一度呈上升趨勢，隨著經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程逐漸深入，進(jìn)出口對(duì)青海省經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)將可能與投資和消費(fèi)對(duì)青海省經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)不分伯仲。

為進(jìn)一步促進(jìn)青海省經(jīng)濟(jì)的快速穩(wěn)定發(fā)展，本文提出如下建議：

(一)進(jìn)一步加大投資力度，提高資金利用效率，滿足地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需求

從模型中可以看出，投資對(duì)產(chǎn)出的影響大于消費(fèi)，且貢獻(xiàn)率較大。這是由于青海省正處于工業(yè)化和城市化發(fā)展進(jìn)程中，資本形成對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用是不言而喻的，因此，青海省應(yīng)加大投資力度，提高政府投資的效益，充分調(diào)動(dòng)民間投資，滿足地區(qū)經(jīng)濟(jì)建設(shè)需要。同時(shí)，由于青海省的投資主要投向了高能耗的粗放型部門，所以收效甚微，低水平重復(fù)投資現(xiàn)象嚴(yán)重，對(duì)環(huán)境也造成了嚴(yán)重破壞，今后應(yīng)致力于改善投資結(jié)構(gòu)和投資力度，以提高投資的利用效率。

(二)縮小城鄉(xiāng)收入差距，刺激消費(fèi)，擴(kuò)大內(nèi)需

擴(kuò)大內(nèi)需是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)在主動(dòng)力。雖然投資需求對(duì)青海省經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)最大，但由于投資需求是消費(fèi)需求派生出來的，其本身不可能成為經(jīng)濟(jì)增長的持久拉動(dòng)力量。因此，無論從量還是從增長率角度來看，最終消費(fèi)對(duì)產(chǎn)出的影響都是最大的。近年來，隨著大量外來人口的不斷涌入和自身人口的不斷增長，青海省消費(fèi)潛力巨大，而要充分利用好這一資源，必須提高居民的購買力，不斷使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和消費(fèi)結(jié)構(gòu)相匹配，減小貧富差距，特別要致力于提高農(nóng)牧民收入，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展，完善社會(huì)保障體系，以促使經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定協(xié)調(diào)發(fā)展。