導(dǎo)語：如何才能寫好一篇經(jīng)濟增長的貢獻率，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，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、湖南省人力資本對經(jīng)濟增長貢獻率的實證分析

1.計量模型的構(gòu)建

為避免多重共線性影響,我們對盧卡斯的人力資本溢出模型:

(1)

進行對數(shù)變換，則用來估計產(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經(jīng)濟增長的貢獻份額。

2.對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)計量都很高，且檢驗的顯著性水平為零，說明檢驗效果是顯著的，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)計量較高，很好地通過了檢驗，但是人力資本存量、人力資本水平和常數(shù)項的t統(tǒng)計量都不高，且顯著性水平大于0.05，都未通過檢驗。

(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問題，本模型對生產(chǎn)規(guī)模報酬給予部分約束，假定α+β=1,且滿足0

對(1)式取對數(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)計量的值都很高，回歸方程檢驗的顯著性水平為零，說明檢驗效果是顯著的，回歸方程的擬和效果很好，彈性系數(shù)的t統(tǒng)計量也較高，顯著性水平均在0.05之下，都通過了檢驗，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)濟仍處于物質(zhì)資本拉動型狀態(tài)，但是人力資本水平在湖南經(jīng)濟增長中的產(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.湖南省人力資本對經(jīng)濟增長的貢獻率

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

從表中可以看出，物質(zhì)資本對GDP的貢獻率高達86.15%，人力資本水平對GDP的貢獻率超出人資本存量的貢獻率居第二，說明在本文的樣本空間內(nèi)，勞動者的質(zhì)量提高對經(jīng)濟增長的作用已經(jīng)十分顯著。并且全要素生產(chǎn)率（TFP）對經(jīng)濟增長的貢獻率為負。由于人力資本溢出模型已將人力資本單獨列出，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)、制度等其他因素對經(jīng)濟增長的作用不明顯。

二、政策建議

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

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)。政府在加大對九年義務(wù)教育和高中教育投資的同時也要加大對職業(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。引進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的工作，尤其是高層次人才的引進，要為引進人才創(chuàng)造良好的環(huán)境，如可以設(shè)立人才引進專項資金，可以幫助安排其家屬的隨調(diào)和隨遷，提高引進人才的待遇等。

參考文獻:

[1]沈利生 朱運法:人力資本與經(jīng)濟增長分析[M].北京：社會科學(xué)文獻出版社，1999:71～75

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[4]張曉峒:計量經(jīng)濟學(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；投資；進出口；經(jīng)濟增長

消費需求、投資需求以及進出口這三大需求是社會的總需求的重要組成部分，也是拉動我國經(jīng)濟快速增長的“三駕馬車”，它們共同直接影響著整個國家的經(jīng)濟增長。在1978年，我國實行了改革開放，促使進出口貿(mào)易在我國的經(jīng)濟增長扮演重要的角色。在這三大需求的推動作用下，我國經(jīng)濟持續(xù)了三十年的快速增長。本文將運用層次分析法建立三大需求的貢獻模型，分別分析消費、投資和進出口對經(jīng)濟增長的貢獻，并求出它們各自的貢獻率，并進行相互比較，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)，后通過人們對決策方案的判斷，建立貢獻模型，然后再進行優(yōu)劣排序。首先把需要解決的問題進行分層系列化，形成一個遞階的且有序的層次結(jié)構(gòu)模型；然后對模型中每一層次因素的相對重要性相應(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重要性的權(quán)值；最后通過綜合計算各層因素的相對重要性的權(quán)值，得到各層相對重要性次序的組合權(quán)值。

運用層次分析法解決問題，一般經(jīng)過以下幾個步驟：（1）建立層次分析結(jié)構(gòu)模型，這步主要是對實際問題進行深入分析。（2）構(gòu)成對比矩陣。（3）進行單層次排序和一致性檢驗。（4）計算組合權(quán)向量，并做總排序一致性檢驗。

二、建立三大需求對經(jīng)濟增長的貢獻模型

下面將運用層次分析法建立貢獻模型，分別分析消費需求、投資需求和進出口對經(jīng)濟增長的貢獻。

（一）建立層次結(jié)構(gòu)模型

層次結(jié)構(gòu)一般包括3個層次：即目標(biāo)層、準(zhǔn)則層和方案層。如下圖所示，建立消費、投資和進出口對經(jīng)濟增長的貢獻模型，如下圖1所示：

（二）構(gòu)造評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，對于從屬于上一層的每個因素和同一層的各個因素，用成對比較法和1-9比較尺度構(gòu)造成對比較矩陣。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)計數(shù)據(jù)和一些學(xué)者對這三大需求的研究，結(jié)合當(dāng)前我國的發(fā)展現(xiàn)狀，建立以下對比判斷矩陣。如下各表所示：

（三）單層次排序以及一致性檢驗

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。得到第一個準(zhǔn)則層相對于目標(biāo)層的權(quán)重向量w，對投資貢獻率、消費貢獻率和進出口貢獻率的特征向量分別是w1、w2、w3。為了對上述矩陣進行檢驗，需要計算一致性指標(biāo)CI。當(dāng)CI=O時，矩陣具有完全一致性。為了進行檢驗，我們再定義一個隨機一致性比值CR，CR=CI/RI，其中RI為隨機一致性比率，可查表確定，如表6所示。一般CR

對上述的對比判斷矩陣進行層次分析，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結(jié)果如下表所示：

從上表可以得出，一致性檢驗指標(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。

（四）層次總排序及一致性檢驗

我們利用上表即層次單排序的結(jié)果，對層次總排序進行加權(quán)，分別得出消費需求、投資需求和進出口的貢獻率以及他們中的各個指標(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模型以及計算得出的各個貢獻指標(biāo)的權(quán)重，在這部分，本人將對得出的結(jié)果進行分析，并結(jié)合得出的結(jié)果，分別對消費需求、投資需求和進出口這“三駕馬車”對經(jīng)濟增長的貢獻率進行分析。通過對上表7和表8進行分析，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，消費和投資對我國經(jīng)濟增長起到了巨大的作用。它倆對經(jīng)濟增長的貢獻率高達0.97。也許這個結(jié)果和很多人的觀點是相沖突的，因為有很多人認為，我國經(jīng)濟的增長主要依靠投資和進出口貿(mào)易，尤其是出口貿(mào)易在經(jīng)濟增長中起到了不可替代的作用。因為考慮到金融危機和我國面臨著人民幣升值的壓力，它們對我國進出口貿(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，將消費和投資都認為較進出口重要，這應(yīng)該是前面的賦值導(dǎo)致這樣的結(jié)果。不過個人認為這結(jié)果還是很能說明我國現(xiàn)在的經(jīng)濟發(fā)展動力是消費和投資。因為在近年中，金融危機使進出口貿(mào)易受到影響，而且我國政府采取了擴大內(nèi)需以及加大了對基礎(chǔ)建設(shè)的投資，這些都很好的拉動了我國經(jīng)濟的增長。根據(jù)我國的GDP分析，消費對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經(jīng)濟增長。這并不表明我國應(yīng)該進行閉關(guān)鎖國，而是說明在世界經(jīng)濟受到金融危機或其他因素影響，使經(jīng)濟不景氣，將經(jīng)濟發(fā)展的動力轉(zhuǎn)向我們國內(nèi)，通過消費和投資來拉動經(jīng)濟。

（2）在消費帶來經(jīng)濟增長中，政府的消費在其中占主導(dǎo)地位，其權(quán)重最大，而城鎮(zhèn)居民的消費權(quán)重比農(nóng)村居民的消費權(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)居民消費差距趨勢擴大。那么如何增加農(nóng)民收入，提高農(nóng)民的消費貢獻率呢？我個人認為我國新出臺得個人所得稅，將最低點調(diào)高至3500元，使貧富差距稍稍改善了。根據(jù)西方經(jīng)濟學(xué)，凱恩斯的觀點，窮人的邊際消費傾向大于富人的邊際消費傾向，我認為提高農(nóng)民的收入，有利于促進農(nóng)村居民的消費，從而對經(jīng)濟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，從而更好的促進經(jīng)濟增長。

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

（3）在投資需求中，固定資產(chǎn)投資的貢獻率比住房投資大。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)實相符合。

（4）在進出口需求中，相對于消費需求和投資需求，其中的權(quán)重不是很大。但是從總體分析來看，進出口貿(mào)易仍然對經(jīng)濟增長有很大的促進作用。并且結(jié)合我國近幾年的發(fā)展，可以知道，我國對外依存度依舊很高。從上表8還可以看出，在進出口貿(mào)易中，貨物貿(mào)易占的比重比服務(wù)貿(mào)易占的比重大，這是因為我國是勞動密集型國家，具有廉價的勞動力，也是其他國家所謂的加工廠，我國主要出口一些勞動力密集型的產(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，進出口貿(mào)易對我國經(jīng)濟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，不斷的來拉動經(jīng)濟，同時也需要刺激城鎮(zhèn)居民的消費，使得消費結(jié)構(gòu)升級，從而使得消費需求更好的促進經(jīng)濟增長。在發(fā)展消費需求時，要兼顧投資需求、進出口貿(mào)易的發(fā)展，保持三者協(xié)調(diào)發(fā)展，從而拉動經(jīng)濟持續(xù)、健康、穩(wěn)定的發(fā)展。

參考文獻：

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篇3

關(guān)鍵詞：世界經(jīng)濟增長率 測算方法 中國貢獻

面對世界經(jīng)濟全球化，無論是經(jīng)濟理論研究和實際工作，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，及時了解和掌握世界經(jīng)濟發(fā)展動向，以便統(tǒng)攬全局，科學(xué)謀劃。而世界經(jīng)濟增長率作為分析、預(yù)測全球經(jīng)濟發(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、各國政府以及社會公眾的普遍關(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)濟展望》秋季報告公布，2005年世界經(jīng)濟實際增長率按匯率法加權(quán)為3.4％，而按購買力平價法(即Purchasing PowerParilJes，簡稱PPPs)加權(quán)為4.9％，相差1.5個百分點；世界銀行《2007年全球經(jīng)濟展望》公布，2005年世界經(jīng)濟實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個百分點。有關(guān)國際組織公布了4種不同的世界經(jīng)濟增長率數(shù)據(jù)結(jié)果，這不僅影響人們對世界經(jīng)濟形勢的正確把握和對未來變化趨勢的準(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)濟增長率測算方法，研究不同方法對世界經(jīng)濟增長率數(shù)據(jù)的影響及其相互間的差異程度，并在此基礎(chǔ)上著重分析中國對世界經(jīng)濟增長的貢獻。

一、國際上常用的世界經(jīng)濟增長率測算方法

世界經(jīng)濟增長率測算的基本原則與國家經(jīng)濟增長率的測算是一樣的，要求剔除價格變動因素，反映不同時期世界經(jīng)濟實際發(fā)展情況。由于世界經(jīng)濟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，其測算過程相對要復(fù)雜些，難度也大些。它既要消除兩個不同時期之間價格變動因素的影響，又要消除不同國家之間價格差異因素的影響。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，目前還尚未形成統(tǒng)一的、關(guān)于世界經(jīng)濟增長率的測算方法，它們根據(jù)各自分析研究目的、研究范圍以及對統(tǒng)計數(shù)據(jù)的掌握情況，分別采用不同的方法進行測算，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GDP轉(zhuǎn)換成統(tǒng)一貨幣，然后以此為權(quán)數(shù)，對各國經(jīng)濟實際增長率進行加權(quán)平均計算而得。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)，實質(zhì)上是帕氏指數(shù)公式。世界經(jīng)濟增長率是各國當(dāng)年經(jīng)濟實際增長率、當(dāng)年GDP總量占世界的比重和當(dāng)年貨幣轉(zhuǎn)換系數(shù)三個因素綜合作用的結(jié)果，它比較精確地衡量各國經(jīng)濟發(fā)展速度、經(jīng)濟規(guī)模變化對世界經(jīng)濟增長率的影響程度，從而也比較客觀、準(zhǔn)確地反映了世界經(jīng)濟增長的現(xiàn)實變化趨勢。該方法的主要問題是，由于采用當(dāng)年權(quán)數(shù)，測算結(jié)果受各國價格變動和貨幣轉(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，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)濟增長率的高低變化。此外，當(dāng)前世界各國在經(jīng)濟增長方式、技術(shù)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟發(fā)展水平等方面差異很大，不同國家的經(jīng)濟增長率所代表的經(jīng)濟實質(zhì)、內(nèi)涵和質(zhì)量是十分不同的。對于中國、印度等發(fā)展中大國來說，目前正處于經(jīng)濟發(fā)展時期，經(jīng)濟增長速度很快，2006年分別達到10.7％和9.2％，其增速相當(dāng)于發(fā)達國家的3.4倍。在高增長背后，這些國家的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)相對落后，經(jīng)濟技術(shù)含量相對較低，并且能源消耗高、污染嚴重，經(jīng)濟每增長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)達國家有較大的差距，不能相提并論。對于發(fā)展中國家來說，經(jīng)濟每年保持5％以上的增速是必要的，但對于已處于經(jīng)濟成熟期的發(fā)達國家來說，其潛在增長率則在3％左右，超過這一限度可能會引發(fā)經(jīng)濟過熱、通貨膨脹等一系列不良后果。隨著發(fā)展中國家經(jīng)濟增長加快，規(guī)模不斷擴大，連鎖加權(quán)法在一定程度上可能會高估世界經(jīng)濟實際增長率。如何正確反映由不同經(jīng)濟增長質(zhì)量和不同經(jīng)濟技術(shù)結(jié)構(gòu)國家所組成的世界經(jīng)濟規(guī)模和發(fā)展速度，長期以來是統(tǒng)計匯總、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)濟增長率，在其每年兩期的《世界經(jīng)濟展望》中公布相應(yīng)數(shù)據(jù)。經(jīng)濟合作與發(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(如2000年價格)GDP總量轉(zhuǎn)換成統(tǒng)一貨幣，綜合匯總成不變價的世界GDP總量，然后比較兩個相鄰年份的不變價世界GDP總量，測算世界經(jīng)濟增長率。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格為基礎(chǔ)，實質(zhì)上是拉氏指數(shù)公式。它用不變價格消除世界GDP總量在不同時期之間價格變動因素，用不變貨幣轉(zhuǎn)換系數(shù)消除不同國家之間價格差異因素，反映以統(tǒng)一貨幣單位表示的不變價世界經(jīng)濟總量的實際增長速度。它要求不變價格和不變貨幣轉(zhuǎn)換系數(shù)每5年更新一次，而且作為基準(zhǔn)年份的價格和貨幣轉(zhuǎn)換系數(shù)變化要相對穩(wěn)定。該方法的不足之處在于，測算結(jié)果對基準(zhǔn)年的選擇比較敏感。在實際中，隨著科學(xué)技術(shù)突飛猛進，商品價格在短期內(nèi)變化迅速，如電子信息技術(shù)產(chǎn)品價格持續(xù)下降，產(chǎn)品更新?lián)Q代周期短，能源和原材料價格動蕩不穩(wěn)，匯率價格短期頻頻變動，應(yīng)用傳統(tǒng)的不變價格和不變轉(zhuǎn)換率方法測算世界經(jīng)濟增長率，不能及時反映經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀?；鶞?zhǔn)期離報告期越遠，其測算結(jié)果與實際現(xiàn)狀的偏差就越大。一般來說，價格下降的商品或服務(wù)，其報告期的實際權(quán)數(shù)大于基準(zhǔn)期，固定基期法測算的結(jié)果會低估實際增長率，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)濟增長率，并且在其每年的《全球經(jīng)濟發(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)濟增長率都會遇到以不同貨幣轉(zhuǎn)換系數(shù)為基礎(chǔ)的權(quán)數(shù)選擇問題。不同權(quán)數(shù)對世界經(jīng)濟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)達國家綜合經(jīng)濟增長率時，選擇匯率法加權(quán)，測算過程相對簡單、便捷，結(jié)果也基本能反映實際增長速度。但是，在測算由經(jīng)濟發(fā)展水平差距較大、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)十分迥異、通脹率高低不一的國家組成的世界經(jīng)濟增長率時，以匯率法來加權(quán)，結(jié)果的穩(wěn)定性較差。特別是，當(dāng)一個國家出現(xiàn)金融危機或者因經(jīng)濟調(diào)整的需要，貨幣出現(xiàn)持續(xù)大幅度貶值時，以匯率轉(zhuǎn)換的相對權(quán)重就會變小，世界經(jīng)濟增長率可能被低估，不能真實反映各國經(jīng)濟發(fā)展的貢獻程度。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)濟呈現(xiàn)繁榮景象，經(jīng)濟增長加速。如果按匯率法加權(quán)，意味著美國在世界經(jīng)濟中的比重相對下降，經(jīng)濟快速發(fā)展對世界經(jīng)濟增長的拉動作用未能全部反映出來，世界經(jīng)濟增長率在很大程度上也因此被低估了。同樣，自上世紀80年代以來，受經(jīng)濟轉(zhuǎn)型、對外開放和全球化等因素影響，許多發(fā)展中國家相繼實行更加靈活、更富彈性的匯率形成機制，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)濟在世界中的比重呈下降趨勢，世界經(jīng)濟增長率明顯低估，發(fā)展中國家經(jīng)濟發(fā)展加速對世界經(jīng)濟增長的貢獻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)濟增長率受匯率短期變動的影響，它沒有完成剔除不同國家之間價格差異因素，不能客觀反映世界經(jīng)濟實際發(fā)展。

國際社會普遍認為，PPPs反映各國之間商品和服務(wù)綜合價格的比例關(guān)系，以此作為貨幣轉(zhuǎn)換因子匯總世界GDP總量，剔除了各國之間價格差異因素，能更真實地反映世界經(jīng)濟實際規(guī)模和發(fā)展變化。在測算由經(jīng)濟發(fā)展程度、經(jīng)濟類型差別較大的國家所組成的世界經(jīng)濟增長率時，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。該方法的主要問題在于，由于各國之間服務(wù)項目、建筑產(chǎn)品和政府消費等不可貿(mào)易的商品和服務(wù)是不可比的，難以進行準(zhǔn)確估價、對比。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)濟規(guī)模在世界中的比重上升，世界經(jīng)濟增長率因此會被高估。當(dāng)然，隨著經(jīng)濟全球化進一步廣泛、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)范圍擴大，各國之間商品和服務(wù)項目的可比性增強，相信目前在PPPs實際測算過程中遇到的許多問題在不遠的將來會迎刃而解，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踐探索，國際社會對于在GDP國際比較和世界經(jīng)濟增長率測算中匯率法和PPPs法兩者孰優(yōu)孰劣的認識更全面、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，相互補充，應(yīng)根據(jù)研究目的、研究對象范圍的需要進行合理選擇。通常，在研究反映全球經(jīng)濟失衡狀況的經(jīng)常項目占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，應(yīng)選擇匯率法加權(quán)來測算世界經(jīng)濟總量或增長率，可以確切地反映各國實際支付能力和出口商實際收益情況；在比較各國勞動生產(chǎn)率、分析市場潛在需求變化時，選擇PPPs法作為權(quán)數(shù)可能更合適些，可能更真實地反映各國實際經(jīng)濟規(guī)模和購買能力?；谶@一考慮，目前IMF和世界銀行同時公布兩種貨幣轉(zhuǎn)換系數(shù)的各國經(jīng)濟總量和兩種權(quán)數(shù)的全球經(jīng)濟增長率數(shù)據(jù)，以供用戶作適宜的選擇和應(yīng)用。盡管如此，它們在實際應(yīng)用時仍有一定傾向性。IMF、OECD以及英國《經(jīng)濟學(xué)家》雜志主要采用以PPPs法加權(quán)的世界(或本組織)經(jīng)濟增長率，而世界銀行和英國共識公司等則主要采用以匯率法加權(quán)的世界經(jīng)濟增長率。有的分析預(yù)測機構(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)濟增長率。

綜上所述，國際上常用的世界經(jīng)濟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，包含著獨特的經(jīng)濟含義，在實際應(yīng)用中均有各自的局限。作為經(jīng)濟分析研究者，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)濟增長率數(shù)據(jù)，便于更好地分析研究世界經(jīng)濟發(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)濟增長率之間實際差異分析

通過對國際貨幣基金組織和世界銀行公布的4種世界經(jīng)濟增長率數(shù)據(jù)分析、對比，可以發(fā)現(xiàn)，它們在描述世界經(jīng)濟發(fā)展變化時，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)濟增長率，所反映的世界經(jīng)濟發(fā)展趨勢基本一致，呈現(xiàn)出相同的經(jīng)濟增長周期和變化拐點。

(二)按PPPs法加權(quán)的世界經(jīng)濟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個百分點，其中，1980～1990年相差0.26個百分點，2001～2005年差幅擴大到1.25個百分點。世界銀行公布的資料顯示，PPPs法加權(quán)的世界經(jīng)濟增長率要比匯率法加權(quán)高出0.43個百分點。其中，1980～1990年高出0.2個百分點，2001～2005年則高出0.97個百分點。

按不同方法加權(quán)的世界經(jīng)濟增長率存在偏差的主要原因是，用PPPs和匯率轉(zhuǎn)換的發(fā)達國家和發(fā)展中國家經(jīng)濟總量在世界經(jīng)濟格局中表現(xiàn)出不同的比重變化。自上世紀80年代以來，許多發(fā)展中國家內(nèi)部實行經(jīng)濟轉(zhuǎn)型、擴大對外開放，外部受經(jīng)濟全球化進程的沖擊，有的經(jīng)歷了高通脹，有的遭遇了金融危機，在實現(xiàn)經(jīng)濟高增長的同時匯率普遍貶值。據(jù)IMF統(tǒng)計，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)濟平均增速為4.4％，

而發(fā)達國家僅為2.7％。但是，按匯率法估算，發(fā)展中國家在世界經(jīng)濟中的比重卻從1980年的30.8％，下降到2005年的23.4％；而發(fā)達國家經(jīng)濟占世界份額則從69.1％，提高到76.6％。經(jīng)濟發(fā)展速度與經(jīng)濟地位呈現(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)濟占世界的比重從1980年的39.3％，提升至2005年的47.7％；而發(fā)達國家則從60.7％，降低到52.3％。因此，加權(quán)結(jié)果，世界經(jīng)濟增長率明顯提高。

(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)濟年均增長率要比固定基期法高出0.144個百分點。這是由于發(fā)展中國家經(jīng)濟增長率高于發(fā)達國家、經(jīng)濟規(guī)模不斷擴大、占世界比重上升，在增長率和權(quán)數(shù)呈相同變化方向時，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)濟年均增長率則要比固定基期法低0.138個百分點。主要原因是，由于發(fā)展中國家經(jīng)濟增長加快、而占世界的比重卻降低；發(fā)達國家經(jīng)濟增長較慢、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、中國對世界經(jīng)濟增長貢獻的分析

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)濟增長率，來分析中國對世界經(jīng)濟增長的貢獻，并與世界主要國家進行比較。

自1980年以來，我國經(jīng)濟持續(xù)快速增長，經(jīng)濟規(guī)模逐漸擴大，經(jīng)濟實力不斷提高，在世界的地位明顯上升，對世界經(jīng)濟增長的貢獻也越來越大，現(xiàn)已成為全球經(jīng)濟增長的重要驅(qū)動力量。1980～2005年，中國經(jīng)濟年均增長9.8％，相當(dāng)于世界經(jīng)濟平均增長率(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)，中國對全球經(jīng)濟發(fā)展的貢獻不斷提高，拉動作用明顯增大。但貢獻和拉動的程度有所不同，按PPPs法加權(quán)的中國貢獻率和拉動作用要明顯高于匯率法加權(quán)的結(jié)果。數(shù)據(jù)分析同時還表明，世界經(jīng)濟增長在地區(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)濟增長加速和崛起，印度、巴西、俄羅斯等一些發(fā)展中大國對世界經(jīng)濟增長的貢獻和拉動作用明顯增強，而美、歐等發(fā)達國家的作用相對有所減弱，特別是日本對世界經(jīng)濟發(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)濟增長 實證分析

問題的提出

人力資本在經(jīng)濟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立的人力資本理論引入經(jīng)濟增長理論，突出強調(diào)人力資本在經(jīng)濟增長中的作用。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、解決“三農(nóng)”問題中的地位和作用。

河北省作為一個農(nóng)業(yè)大省，三農(nóng)問題始終是困擾經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)鍵問題。截至2009年底，河北省總?cè)丝谶_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)村人力資本對農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的貢獻率，直接關(guān)系到河北省富民強省、和諧發(fā)展的宏偉目標(biāo)能否實現(xiàn)。對此，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)濟增長模型，考察農(nóng)村人力資本對河北省農(nóng)村經(jīng)濟增長的貢獻，并在此基礎(chǔ)上提出推動該省農(nóng)村經(jīng)濟發(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經(jīng)濟增長的貢獻水平。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)濟增長水平與各種投入要素之間的關(guān)系，并重點分析人力資本的開發(fā)對河北省經(jīng)濟增長的促進作用。

柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)是美國經(jīng)濟學(xué)家道格拉斯與柯布兩位經(jīng)濟學(xué)家通過研究美國1899年至1922年的資本和勞動對生產(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為勞動力投入，α是資本要素貢獻率，β是勞動產(chǎn)出彈性，且0＜α，β＜1。

由于該生產(chǎn)函數(shù)只反映19世紀末到20世紀初美國勞動、資本等生產(chǎn)要素投入對生產(chǎn)的影響，沒有反映出技術(shù)進步、人力資本等因素對產(chǎn)出的影響。因此，通過引入一個代表勞動者質(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。

將勞動力投入數(shù)量與質(zhì)量合并，考察人力資本存量對經(jīng)濟增長的貢獻，在希克斯中性技術(shù)進步條件下，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)進一步優(yōu)化為有效勞動生產(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)中的有效勞動投入，通過對勞動力異質(zhì)性的考慮，把勞動者區(qū)分為具有不同的知識、技能等的人力資本。

對方程（1）、（2）、（3）分別取自然對數(shù)，同時增加隨機誤差項，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.勞動力數(shù)量（L）。勞動力數(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)濟統(tǒng)計年鑒》。

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1990年至2009年的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行分析，因此首先對數(shù)據(jù)序列進行平穩(wěn)性檢驗。通過Eviews6.0軟件，得到ADF或DF檢驗結(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。

運用Eviews6.0軟件，對方程（4）、（5）、（6）進行回歸分析，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)在三個方程中的回歸結(jié)果均大于0，達到0.05顯著水平，說明了物質(zhì)資本投入對河北省農(nóng)村產(chǎn)出的正面影響。

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

通過對方程（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，達到0.05的顯著水平，顯示了農(nóng)村人力資本存量對農(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農(nóng)村產(chǎn)出的貢獻率為：

要素貢獻率=要素增長率×要素產(chǎn)出彈性/產(chǎn)出增長率

通過對河北省1990年至2009年相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)的計算，結(jié)果顯示如下表：

主要結(jié)論。根據(jù)模型分析，得出以下兩點主要結(jié)論：

一是河北省農(nóng)村經(jīng)濟增長的動力主要以物質(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%，對農(nóng)村經(jīng)濟增長產(chǎn)生的貢獻率高達35.90%，高于人力資本存量對農(nóng)村產(chǎn)出的貢獻。這說明在一段時間內(nèi)，河北省農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展仍將主要依靠物質(zhì)資本的投入。

二是人力資本對河北省農(nóng)村經(jīng)濟增長的作用日益增強。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)村人力資本對河北省農(nóng)村經(jīng)濟增長的作用日益增強。

促進河北省農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的政策建議

河北省正處于社會主義新農(nóng)村建設(shè)的關(guān)鍵時期，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，推動河北省農(nóng)村經(jīng)濟的良性健康發(fā)展。

解放思想，轉(zhuǎn)變觀念。首先要牢固樹立知識經(jīng)濟發(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)動廣大農(nóng)民學(xué)習(xí)知識技能的積極性，使農(nóng)民切身體會到知識技能帶來的好處。

完善鼓勵農(nóng)村人力資源開發(fā)的各項法律法規(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)該針對河北省農(nóng)村人力資本市場的實際，建立健全相應(yīng)的法律法規(guī)，以保障農(nóng)村勞動者的權(quán)益。

篇5

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

[中圖分類號]F59

[文獻標(biāo)識碼]A

[文章編號]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)濟運行體制的市場化程度不斷深化的過程，改革就是制度變遷，其實質(zhì)也是經(jīng)濟市場化，中國30余年的經(jīng)濟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)濟增長理論認為，物質(zhì)資本、人力資本和技術(shù)進步投入是經(jīng)濟增長的直接原因，但制度決定論認為，制度才是經(jīng)濟增長的根本原因，以科斯（coase）和諾斯（North）為代表的新制度經(jīng)濟學(xué)派尤其關(guān)注制度對經(jīng)濟增長的重要作用，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)者的普遍認同，認為面向市場化的經(jīng)濟體制改革對我國經(jīng)濟增長具有決定性影響。同樣，處于經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)軌期及對宏觀環(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中國旅游業(yè)持續(xù)快速發(fā)展的重要動力，是增強區(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)濟增長及其影響機制，隨著市場化體制改革的推進和旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，制度及其變遷與旅游經(jīng)濟增長的關(guān)系研究日趨擴展和深化。國外學(xué)者從不同層面探討了制度對旅游業(yè)的影響，并以前蘇聯(lián)、塞浦路斯和中國等政治經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)軌典型的國家為例，開展了制度變遷對旅游發(fā)展的實證研究。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)展以及制度對旅游企業(yè)、遺產(chǎn)保護等領(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)于制度對旅游經(jīng)濟增長績效的研究成果存在多理論、少定量，多規(guī)范、少實證，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行探討，間接探討制度與旅游發(fā)展的關(guān)系；雖然認識到制度因素是影響旅游經(jīng)濟增長的重要內(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)濟比重等變量表征制度變遷，將其與旅游經(jīng)濟增長進行簡單的相關(guān)或回歸分析，測度制度變遷的旅游經(jīng)濟績效，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)濟增長模型中，系統(tǒng)分析制度變量對旅游經(jīng)濟增長影響的內(nèi)在機制，從而難以定量揭示制度對于旅游TFP和旅游經(jīng)濟增長的貢獻度。

基于目前的研究成果，本文利用中國經(jīng)濟改革研究基金會國民經(jīng)濟研究所編制的中國分省市場化進程指數(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)濟增長模型，從時間與空間兩個角度剖析以市場化指數(shù)表征的制度變遷與旅游經(jīng)濟增長的關(guān)系，考量制度變遷對旅游經(jīng)濟增長的貢獻。

2、研究思路、方法與數(shù)據(jù)

2.1 研究思路

經(jīng)濟增長研究表明，國家經(jīng)濟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，中國以建立社會主義市場經(jīng)濟體制為目標(biāo)模式，開始了系統(tǒng)的制度創(chuàng)新，所產(chǎn)生的新體制因素對經(jīng)濟增長發(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)的市場化進程是在整個國家的社會經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)軌與改革的背景下進行的，并隨著市場經(jīng)濟體制的建立與健全，市場機制在旅游產(chǎn)業(yè)中作為資源配置的基礎(chǔ)性作用得到了重視和強化，在旅游經(jīng)濟增長中發(fā)揮著日益重要的作用。然而在考察體制改革與旅游經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析中，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、交叉性的特點更使得旅游業(yè)的制度變遷內(nèi)化于整個國民經(jīng)濟體系之中，涉及社會經(jīng)濟活動的幾乎所有領(lǐng)域，難以全面辨析和有效剝離。因而，基于中國仍然從計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌的體制背景，制度變遷的實質(zhì)也是經(jīng)濟體制的市場化，市場化進程也體現(xiàn)了我國制度變遷的動態(tài)歷程和本質(zhì)內(nèi)涵。雖然使用市場化進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)濟特點，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旅游經(jīng)濟增長作用的一個變量，可以較為合理剖析制度變遷與旅游經(jīng)濟增長的關(guān)系。

樊綱課題組借鑒了國際上的經(jīng)濟自由度指數(shù)，結(jié)合我國國情構(gòu)造并計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)界普遍認可的市場化指數(shù)，反映和衡量中國正處在由傳統(tǒng)的計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉(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，這個指數(shù)使用基本相同的指標(biāo)體系進行了持續(xù)測度，因為其具有橫向和縱向可比性，可以從較長的時間跨度考察制度變遷對經(jīng)濟增長的貢獻和省際差異的影響。

2.2 研究方法

本文仍然采用了在經(jīng)濟增長實證文獻中，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投入對經(jīng)濟增長貢獻之后的其他因素；Kit、Lit分別表示各省份的資本和勞動投入；α、β分別表示資本和勞動產(chǎn)出的彈性系數(shù)。TFP主要來源于技術(shù)進步和微觀效率提高，由于旅游企業(yè)主要是勞動密集型服務(wù)企業(yè)，本文主要揭示制度變量對旅游經(jīng)濟增長的貢獻，因而不考慮企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的進步，此外，基礎(chǔ)設(shè)施的改善更能有效發(fā)揮市場化改革對經(jīng)濟增長的積極作用，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)，表示不隨時間變化影響生產(chǎn)率的因素，εit表示隨機干擾項。將式（2）代入式（1），由于該模型包含參數(shù)非線性，對等式兩邊取自然對數(shù)，得到如下計量回歸模型：

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)計報表的旅游企業(yè)作為研究對象。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)的時間跨度只涵蓋了從1997年到2009年共13年，為了匹配這個時間序列，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，研究對象是中國內(nèi)地除之外的30個省市區(qū)。我國30個省份的旅游企業(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公路里程合并為標(biāo)準(zhǔn)道路里程，然后計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)濟增長的動態(tài)關(guān)系

利用計量經(jīng)濟學(xué)的方法，根據(jù)1997～2009年中國市場化指數(shù)和旅游企業(yè)收入的時間序列數(shù)據(jù)，探析制度變遷與旅游經(jīng)濟增長的關(guān)系。圖1顯示，1997～2009年間，伴隨著我國市場經(jīng)濟體制改革的持續(xù)推進，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，需進行相關(guān)檢驗，其實證檢驗主要包括3個步驟，檢驗均運用Eviews 6.0計量軟件進行分析。

（1）時間序列的穩(wěn)定性檢驗。在時間序列分析中，數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性是決定回歸是否可靠的重要指標(biāo)，而本文使用的時間序列數(shù)據(jù)受到有效樣本的制約，首先進行數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗。檢驗數(shù)據(jù)是旅游企業(yè)收入（Y）和市場化指數(shù)（IN），其中，收入變量取自然對數(shù)。選擇增廣的迪基-富勒（Augmented Dickey-Fuller，ADF）單位根檢驗法，采用赤池信息量準(zhǔn)則（Akaike information criterion，AIC）確定滯后階數(shù)，檢驗結(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間可進行數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗和格蘭杰因果分析。

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

然后對方程的回歸殘差序列做ADF單位根檢驗。結(jié)果顯示，殘差的ADF統(tǒng)計值是-3.083，并通過了10%的顯著性水平檢驗，殘差是平穩(wěn)的，且方程擬合度較高，解釋力較強，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%，反映了制度變遷對旅游經(jīng)濟增長的貢獻也是明顯的。

（3）Granger因果關(guān)系檢驗。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，還需要進一步進行Granger因果驗證。按照AIC和施瓦茲（Schwarz criterion，sc）最小準(zhǔn)則，通過計量軟件中的向量自回歸模型（vector auto regression，VAR），確定市場化指數(shù)與旅游收入兩個變量之間的最佳滯后期為3，檢驗結(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程的Granger原因，說明制度變遷對旅游經(jīng)濟增長存在單向的格蘭杰因果作用關(guān)系。

3.2 制度變遷對旅游經(jīng)濟增長的貢獻

利用Eviews 6.0軟件對式（3）進行回歸檢驗，由于本文的面板數(shù)據(jù)截面數(shù)遠大于時期數(shù)，因此模型估計采用截面固定效應(yīng)模型，表2是回歸結(jié)果。由表2第1列的估計系數(shù)可知，資本、勞動和市場化的產(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)投入對旅游收入增長的貢獻最大，勞動投入次之，在保持資本和勞動投入不變的情況下，市場化每提高1個百分點，旅游收入將會增長8.91%。為了比較不同時期制度變遷對旅游經(jīng)濟增長貢獻的差異，將研究期間分為1997～2002年和2003～2009年兩個較平均的時間段，第3列和第4列是兩個時期的回歸結(jié)果，顯示資本的正面效應(yīng)較大幅度減弱，而勞動和市場化的正面效應(yīng)顯著增強，其中，市場化的彈性系數(shù)由0.025提升到0.182，且在第一個階段，勞動和市場化的彈性系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，作用并不明顯。此外，基礎(chǔ)設(shè)施的貢獻度也較大幅度增強。通過對兩個時段的市場化指數(shù)的統(tǒng)計分析，1997～2002年的市場化進程較為緩慢，6年間市場化指數(shù)年均提高0.23，而2003～2009年7年間，市場化進程明顯加快，年均提升0.32。這表明，隨著市場化進程的加速推進，市場化對旅游經(jīng)濟增長的效應(yīng)并沒有減弱，反而還在加強。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，缺少部分分項指標(biāo)，而1999年之后的各分項指標(biāo)一致，又對1999～2009年進行了回歸檢驗，由第2列結(jié)果可知，市場化對旅游經(jīng)濟增長的彈性系數(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省際旅游經(jīng)濟增長因素進行分解。表3分解結(jié)果顯示，資本、勞動和TFP對旅游經(jīng)濟增長的貢獻分別為6.53、1.02和3.36個百分點，固定資產(chǎn)投資貢獻度達59.83%，說明資本對旅游經(jīng)濟增長仍然起到最重要的作用，這個時期旅游收入的增長主要是依賴資產(chǎn)投資拉動，這與學(xué)者對我國國民經(jīng)濟增長貢獻因素的分析結(jié)論較為一致，相比而言，勞動投入的貢獻度較小，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旅游經(jīng)濟增長的貢獻分別為0.49、0.09和2.78個百分點，其中，市場化分別貢獻了TFP和旅游經(jīng)濟增長的14.47%和4.45%，市場化對旅游經(jīng)濟增長的貢獻顯著。需要說明的是，不可觀察因素的貢獻度達25.48%，說明還存在技術(shù)進步、人力資本的溢出效應(yīng)等因素對TFP和旅游經(jīng)濟增長的貢獻。

3.3 制度變遷對旅游經(jīng)濟增長貢獻的區(qū)域差異

在制度變遷對旅游經(jīng)濟增長貢獻分析的基礎(chǔ)上，進一步對各省份的市場化指數(shù)與旅游企業(yè)收入進行回歸，分析制度變遷與旅游經(jīng)濟增長的空間關(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、市場化變遷強度進行比較，表4是比較結(jié)果。

從傳統(tǒng)三大地域和省域來看，雖然4個指標(biāo)之間呈現(xiàn)較大的區(qū)域差異，但市場化進程對不同區(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)濟越發(fā)達；然而，市場化的邊際貢獻效應(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（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，其對旅游經(jīng)濟增長的邊際貢獻度越高。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，刺激效應(yīng)越強，雖然青海的市場化水平最低，但其市場化變遷強度（8%）在所有省份中僅次于寧夏，回歸系數(shù)達到1.039，位居第一。但個別省份也呈現(xiàn)特殊的情況，如平均旅游收入水平不高的海南省（38.81億元），市場化水平也不高（5.382），市場化變遷強度也處于最后（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，雖然市場化進程較慢，但其市場體制的每次變遷對旅游經(jīng)濟的刺激效應(yīng)更強，旅游經(jīng)濟效果也更明顯，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、市場化變遷強度及其貢獻度的區(qū)域差異，一方面反映了相對于東部沿海地區(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，其體制的改進與完善對于旅游經(jīng)濟的增長效應(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。但同時也說明了，雖然東部沿海發(fā)達省份旅游經(jīng)濟的發(fā)展初步獲取并驗證了改革的“紅利”，但已有的體制改革對于旅游經(jīng)濟增長的邊際貢獻效應(yīng)日趨減弱，我國目前遠未完成從計劃經(jīng)濟體制向市場經(jīng)濟體制的改革，仍然有相當(dāng)多的制度使經(jīng)濟增長和社會發(fā)展的交易成本居高不下，必須加強各方面的包括旅游業(yè)在內(nèi)的體制改革，進一步釋放制度變遷的紅利，這也是我國尤其是中西部相對落后省份旅游經(jīng)濟發(fā)展的后發(fā)優(yōu)勢和潛力，制度變遷對旅游經(jīng)濟發(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)變遷是推動中國旅游經(jīng)濟發(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)向的制度變遷對旅游經(jīng)濟增長的作用較為顯著；進一步利用面板數(shù)據(jù)分析顯示，市場化對旅游經(jīng)濟增長的貢獻達到年均0.49個百分點，市場化進程的推進促進了產(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，這一時期TFP增長的14.47%和旅游經(jīng)濟增長的4.45%是由市場化改革貢獻的；市場化進程對不同區(qū)域旅游經(jīng)濟的增長都具有顯著的正效應(yīng)，但市場化水平及其變遷強度在不同區(qū)域存在顯著差異，對區(qū)域旅游經(jīng)濟增長的貢獻程度也存在不同，表現(xiàn)在市場化水平越高的地區(qū)，旅游經(jīng)濟越發(fā)達，區(qū)域的市場化變遷程度越強，邊際貢獻度也越大。

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本文在分析Denison和AMaddison的教育對經(jīng)濟增長貢獻測算方法的基礎(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增長型生產(chǎn)函數(shù)，計算1992年-2010年間黑龍江省高等教育對經(jīng)濟增長貢獻率，并對計算結(jié)果進行詳細分析。

按照丹尼森等西方學(xué)者通行的算法，對于依據(jù)工資差別而計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)上述計算，黑龍江省高等教育對國民生產(chǎn)總值年平均增長速度的貢獻率為8.48%，其中高等教育的貢獻率為0.71%。通過數(shù)據(jù)可知黑龍江省高等教育對經(jīng)濟增長速度的貢獻還是比較低的。主要原因如下：

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一、實證分析

(一)模型建立(1)全要素生產(chǎn)率的計算本文運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軟件進行最小二乘法回歸，得出資本投入和勞動投入的份額，即α，β的數(shù)值，然后代入公式(3)得到TFP的增長率。(2)各要素貢獻率的計算要素貢獻率表示經(jīng)濟增長過程中各要素增長率所占產(chǎn)出增長率的比率，反映了要素對經(jīng)濟增長作用大小。TFP貢獻率πA、勞動貢獻率πL、資本貢獻率πK的計算公式分別為:其中，Kt，Kt－1分別表示t期和t－1期資本存量，It表示t期全社會固定資產(chǎn)投資額，Pt表示t期價格指數(shù)，δ表示折舊率?？梢钥闯?，估算資本存量需要明確基期資本存量、價格指數(shù)以及折舊率?！蛾兾魇〗y(tǒng)計年鑒》給出了固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)。投資流量采用全社會新增固定固定資產(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，剔除價格因素影響后的實際GDP作為衡量產(chǎn)出指標(biāo)。(3)勞動力選取。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年的真實產(chǎn)出、資本存量和勞動力投入數(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際GDP增加速度比較緩慢，且具有波動性。1978至1989年整體呈遞增趨勢，1989到1990年實際GDP回落，1990年之后開始增長，到1994年實際GDP增長率達到峰值，1995至1998年，實際GDP增長率略有下降，1998年之后經(jīng)濟增長趨勢基本處于平穩(wěn)狀態(tài)。資本投入對陜西省經(jīng)濟增長的貢獻率明顯高于勞動和全要素投入的貢獻率，且呈現(xiàn)遞增趨勢。1979至1988年，資本對經(jīng)濟增長的貢獻率均低于50%，1989至1994年，資本的貢獻率平均達56%，1995年以后，資本的貢獻率均在60%以上(除1998年)。勞動投入對陜西省經(jīng)濟增長的貢獻率波動較大，1982、1990和2002這三年勞動的平均貢獻率明顯高于其他年份，其余年份勞動貢獻率平均值為9.49%。TFP對經(jīng)濟的貢獻率波動較劇烈，尤其是1995至2003年，2001年以前TFP貢獻率平均值為35.28%，2001和2002年TFP貢獻率值跌落在10%以下，2003年以后，TFP貢獻率逐年遞增，但增速相對緩慢。改革開放以來，陜西省的經(jīng)濟增長處于投資拉動型。表2數(shù)據(jù)看出，資本投入保持較高水平，勞動和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3.87%，而勞動力投入為1.84%，TFP為1.92%。形成投資驅(qū)動型增長模式的原因之一是陜西省能源資源富集，煤炭、石油、天然氣儲量巨大，全省礦產(chǎn)資源潛在經(jīng)濟價值約占全國礦產(chǎn)資源潛在總價值的三分之一。在這一巨大優(yōu)勢的帶動下，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，經(jīng)過三十年的發(fā)展，陜西省經(jīng)濟發(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)濟增長是粗放型的。資本對經(jīng)濟增長的平均貢獻率達56.19%，勞動投入的平均貢獻率為12.81%，TFP的平均貢獻率為31%。自實施西部大開發(fā)戰(zhàn)略以來，資本的平均貢獻率提高至64.42%，TFP的貢獻率不但沒有提高，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)濟增長的主要動力是資源的高速投入，資源的有效利用率并沒有提高，要實現(xiàn)集約型經(jīng)濟增長模式還需要很長時間。陜西省是勞動力大省，也是科技強省。從表2可以看出，勞動力投入對經(jīng)濟增長的貢獻率整體呈下降趨勢，西部大開發(fā)以來，勞動力平均貢獻率為9.99%，說明經(jīng)濟發(fā)展過程中逐漸向勞動集約型方向轉(zhuǎn)變。勞動力投入除了數(shù)量方面外，更重要的是人力資本投入，隨著陜西省經(jīng)濟體制不斷完善、管理體制不斷創(chuàng)新，加強勞動力素質(zhì)、提高人力資本存量成為經(jīng)濟增長的重要力量。

二、政策建議

在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變過程中，TFP對經(jīng)濟增長的影響不可小覷，提高TFP水平的過程中，需要加強人力資本的投入、優(yōu)化資源配置、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等。1.加強人力資本勞動力素質(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)濟增長路徑，提高經(jīng)濟增長速度。在加強人力資本投入過程中，政府和社會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)費投入，強化高等教育，加強職業(yè)技術(shù)培訓(xùn)。提高人力資本的同時更要重視人才流動，優(yōu)化制度環(huán)境，引進國內(nèi)外優(yōu)秀人才來陜工作，鼓勵城鄉(xiāng)人才流動，培養(yǎng)各行各業(yè)領(lǐng)軍人物;不斷提高知識資本存量，累積人力資本存量，合理配置資源在投入產(chǎn)出中的效率。陜西省是國家重點教育基地，高校、研究所數(shù)量龐大，積聚了良好的經(jīng)濟發(fā)展基礎(chǔ)，因此更應(yīng)高重視人力資本利用，拓寬經(jīng)濟增長路徑，在提高經(jīng)濟數(shù)量增長的同時提高經(jīng)濟質(zhì)量增長。

2.優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)陜西省的經(jīng)濟增長主要依靠資源投入拉動。近十年來，資本投入對經(jīng)濟增長的貢獻率超過百分之六十五，TFP的平均貢獻率大約23%。經(jīng)濟增速雖有提高，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，以科技帶動農(nóng)業(yè)發(fā)展，推進城鎮(zhèn)化進程，加快城鎮(zhèn)一體化建設(shè)，縮小城鄉(xiāng)差距，推動農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展;強化第二產(chǎn)業(yè)的技術(shù)進步，在提高工業(yè)生產(chǎn)總值的同時注重綠色環(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)科技含量和勞動力素質(zhì)，拓寬第三產(chǎn)業(yè)融資渠道和平臺，使得第三產(chǎn)業(yè)投資合理化、多樣化。

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內(nèi)容摘要：無論是在經(jīng)濟領(lǐng)域還是在管理領(lǐng)域中，我國學(xué)者都已開始重視對人力資源管理（Human Resouree Management，HRM）的研究，同時我國作為一個工業(yè)大國，深入探討HRM對我國工業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻率也顯得日趨重要。筆者通過建立HRM在我國工業(yè)經(jīng)濟增長貢獻率演算模型，對我國2002-2011年工業(yè)原始數(shù)據(jù)進行了處理，并實證分析了HRM對我國工業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻率，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)濟增長 人力資源 貢獻率

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)效率來實現(xiàn)HRM 對企業(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對我國工業(yè)經(jīng)濟增長貢獻率的實證研究。

我國工業(yè)經(jīng)濟增長中HRM貢獻率的實證分析

筆者對我國2002-2011年經(jīng)濟數(shù)據(jù)指標(biāo)進行了HRM模型分析（見表1），并測算出了HRM對我國經(jīng)濟增長的貢獻率，但在現(xiàn)實經(jīng)濟情況中，由于負增長因素的存在，因此筆者在計算過程中設(shè)定了4個可能性測算，且筆者采用了抵消或克服其他生產(chǎn)要素貢獻（勞動力投入貢獻與資本投入貢獻之和）的方式，測算出了HRM對我國經(jīng)濟增長的貢獻率。在4個可能性測算中，筆者設(shè)定了e為HRM經(jīng)濟增長的貢獻率、α為HRM經(jīng)濟增長的貢獻、β為其他生產(chǎn)要素之和，則可得到我國工業(yè)HRM貢獻率數(shù)據(jù)，如表2所示。

4個可能性測算為：一是，當(dāng)a≥0，b≥0或者a≤0，b≤0時，在這種假設(shè)中HRM對我國經(jīng)濟增長的貢獻率，就是HRM貢獻占各生產(chǎn)要素貢獻總和的比重；二是，b>0，a+b≥0或b0時；在這種假設(shè)中經(jīng)濟便會出現(xiàn)正增長，正是由于HRM貢獻的正增長促使了經(jīng)濟正增長的出現(xiàn)，因此，此時HRM對經(jīng)濟增長的貢獻率為100%，也就是e=100%；四是，b≥0，a+b

HRM貢獻率與工業(yè)經(jīng)濟增長率的關(guān)系檢驗

筆者通過對我國2002-2011年工業(yè)經(jīng)濟增長與工業(yè)HRM貢獻率間存在的關(guān)系進行檢驗，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必然是一階單獨的時間序列，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)濟增長與工業(yè)HRM貢獻率間存在長期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系。

通過對我國2002-2011年工業(yè)經(jīng)濟增長與工業(yè)HRM貢獻率間，存在的長期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系進行研究，發(fā)現(xiàn)我國工業(yè)HRM貢獻率變動因素和工業(yè)自身在一定時間內(nèi)，對我國工業(yè)經(jīng)濟增長形成了顯著的影響，其中工業(yè)經(jīng)濟增長的變動以滯后2年的HRM貢獻率最為明顯，而相對于選擇其他滯后期工業(yè)經(jīng)濟增長的變動，其HRM貢獻率影響力相對較弱。在此模型中模型誤差修正項為φ，在模型中φ反應(yīng)了該項系數(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，下一年糾正平衡狀態(tài)則應(yīng)是當(dāng)年均衡誤差（HRM貢獻率和工業(yè)經(jīng)濟增長），通過糾正系數(shù)進行調(diào)整的。

通過演算在HRM貢獻率與我國工業(yè)經(jīng)濟增長率的關(guān)系檢驗?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，也就表明HRM貢獻率與我國工業(yè)經(jīng)濟增長率的關(guān)系屬于長期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系，本文所建檢驗?zāi)Ｐ驼侨绱?，檢驗結(jié)果如表3所示。本文所建HRM貢獻率與我國工業(yè)經(jīng)濟增長誤差修正模型（工業(yè)經(jīng)濟增長隨HRM貢獻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

雖然工業(yè)經(jīng)濟增長與HRM貢獻率之間存在著長期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系，但工業(yè)經(jīng)濟增長與HRM貢獻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貢獻率的變化，還是由于HRM貢獻率的變化引發(fā)了工業(yè)增加值的變化，還需要筆者進行進一步的研究。筆者依據(jù)表3的結(jié)果進行了Granger非因果關(guān)系檢驗，Granger非因果關(guān)系檢驗結(jié)果顯示：第一行零假設(shè)的Granger因果關(guān)系檢驗，其F統(tǒng)計量的數(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，其F統(tǒng)計量的數(shù)值是為括號內(nèi)的數(shù)據(jù)，如表4所示。通過對Granger非因果關(guān)系檢驗結(jié)果進行分析，筆者發(fā)現(xiàn)：在選擇1、2、3、4年的滯后期為基本條件時，Granger原因表現(xiàn)較明顯（HRM貢獻率構(gòu)成工業(yè)增加值增長）；而基本條件選擇為4年后時，Granger原因表現(xiàn)并不明顯（工業(yè)增加值的增長構(gòu)成HRM貢獻率變化），這也進一步說明了我國工業(yè)增加值的增長并不是形成HRM貢獻率增長的Granger原因，也可以理解為HRM貢獻率是到我國工業(yè)增加值的單向Granger原因，證明了HRM貢獻率與我國工業(yè)經(jīng)濟增長率的關(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對我國工業(yè)經(jīng)濟增長的貢獻率，發(fā)現(xiàn)HRM貢獻率與我國工業(yè)經(jīng)濟增長率的關(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在促進我國經(jīng)濟增長中發(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，為職工營造一個優(yōu)越的工作環(huán)境，為增強職工自信心而努力，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)肩負更重要的責(zé)任。

其次，HRM管理部門要從微觀上對HRM進行全新的認識，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HRM進行全新的認識，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)營造一個全新的薪酬福利機制和績效考評管理體系，為我國HRM綜合水平的提升提供環(huán)境保障?？冃Э荚u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)意義上進行分析不難發(fā)現(xiàn)，績效考評管理體系作為HRM的重要組成部分，不僅能夠從根本上實現(xiàn)公司的戰(zhàn)略目標(biāo)，同時還能促進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實的基礎(chǔ)；從HRM的運行目的來分析，HRM中的績效考評管理體系亦是公司實現(xiàn)按勞分配的基礎(chǔ)與前提，同時也為培訓(xùn)管理體系的創(chuàng)新與設(shè)計提供了科學(xué)依據(jù)。此外，薪酬福利機制作為HRM的另一個重要子系統(tǒng)，薪酬福利機制的主要目的就是發(fā)現(xiàn)職工與公司的共通點，從而自發(fā)的與職工分享成果，實現(xiàn)公司的戰(zhàn)略目標(biāo)。薪酬福利機制不僅能夠有效的解決人力資源價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能夠為企業(yè)經(jīng)營、生產(chǎn)提供多少效益，及如何發(fā)揮HRM對企業(yè)經(jīng)營、生產(chǎn)效率的帶動作用。

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，通過對我國工業(yè)企業(yè)HRM戰(zhàn)略體系進行重新的規(guī)劃，除構(gòu)建體系性結(jié)構(gòu)的同時外，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)濟增長關(guān)系的實證分析[J].山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2010（S1）

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改革開放以來，我國經(jīng)濟已經(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)新被看作拉動經(jīng)濟增長的四大馬車。隨著技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的影響越來越顯著，技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的貢獻率高低，經(jīng)濟增長是否主要靠技術(shù)創(chuàng)新能力來拉動等問題目前已成為研究的熱點。

二、研究方法、指標(biāo)選取

20世紀50年代中期，美國著名經(jīng)濟學(xué)家Solow提出solow余值法，其基本表達式為：Ga=y-ɑk-βl。其中：Ga為科技進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)總值來計算，k為資金的年平均增長速度，l為勞動者的年平均增長速度，ɑ、β分別為資本和勞動力的產(chǎn)出彈性系數(shù)。勞動力、資本和技術(shù)創(chuàng)新被稱為經(jīng)濟增長的三要素，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）、勞動投入（L）。

三、基于solow余值法的數(shù)據(jù)處理

自《中國統(tǒng)計年鑒》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－回歸分析對上述數(shù)據(jù)進行分析，得出R=0.991，R2=0.983，回歸方程：ln（Q/L）=1.025+1.298ln（K/L）。ɑ的估計值為0.06，β的估計值為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、勞動力對經(jīng)濟增長的貢獻率：其中，GDP增長速度（GQ）、固定資產(chǎn)投資增長速度（GK）、全社會從業(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)后的勞動增長速度（bGL）、技術(shù)創(chuàng)新增長速度（Ga）、經(jīng)濟增長中技術(shù)創(chuàng)新貢獻率（Ea）、經(jīng)濟增長中資本貢獻率（Ek）、經(jīng)濟增長中勞動力貢獻率（El）。各指標(biāo)的計算公式如下：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)新的貢獻率一直處在一個較高水平，但時有波動。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年達到最高點93.25%，此后又緩慢下降，2012年為82.95%。各年的資本在經(jīng)濟增長中的貢獻率波動幅度較大，穩(wěn)定性差。年平均貢獻率約為10.12%，略高于勞動投入貢獻率。勞動力投入年平均貢獻率是3.71%，水平較低，波動較大。2007年以前一直在不斷下降，至最低點2.31%，2009年開始快速上升并在2011年基本持平。由此可見，勞動力投入在促進經(jīng)濟增長的各因素中作用力最小。

四、結(jié)論

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關(guān)鍵詞：經(jīng)濟增長　投資需求　消費需求

消費需求、投資需求、凈出口需求作為拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”，對經(jīng)濟增長具有不同的作用。消費需求作為經(jīng)濟運行的主要動力，既是gdp的組成部分，又是拉動經(jīng)濟增長的助推器。投資需求作為一把“雙刃劍”，短期可以增加需求，拉動經(jīng)濟增長；長期可以形成一定的生產(chǎn)力，增加社會產(chǎn)品的生產(chǎn)能力，提高商品供給，推動經(jīng)濟增長。外貿(mào)是經(jīng)濟增長的發(fā)動機。出口的增長會導(dǎo)致國內(nèi)有效需求的增加，有利于一國進行必要的外匯積累，資本和技術(shù)的進口，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，促進企業(yè)技術(shù)進步和創(chuàng)新，增強企業(yè)的國際競爭力，從而獲得外部規(guī)模經(jīng)濟效益。

一、“三駕馬車”對青海省經(jīng)濟增長的貢獻及拉動分析

按支出法統(tǒng)計的gdp是從需求角度衡量國民經(jīng)濟發(fā)展的總量指標(biāo)，它由最終消費、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+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gdp增長的貢獻度，而用這一貢獻度乘以gdp的年增長率就是該要素對當(dāng)年cdp增長的貢獻率。用公式表示即為：

某需求要素貢獻度=某需求要素增量／gdp增量×100％：

某需求要素貢獻率：某需求要素貢獻度／gdp增長率

根據(jù)上表我們可以看出：

(一)最終消費需求對青海省經(jīng)濟增長貢獻較平穩(wěn)

1994—2008年間，最終消費、資本形成、貨物和服務(wù)凈出口對經(jīng)濟增長的平均貢獻份額分別為55.53％，72.24％，—27.77％，最終消費對青海省經(jīng)濟增長的貢獻位居第2。從時間區(qū)間上看。最終消費需求對青海省經(jīng)濟增長的貢獻相對比較平穩(wěn)，1997年僅為-0.63個百分點，對經(jīng)濟的增長貢獻為6.96％，成為這15年間最終消費需求對經(jīng)濟增長貢獻的最低點；2005年最終消費需求對經(jīng)濟增長的貢獻又達到高峰值，其對經(jīng)濟增長的貢獻率達91.85％，對經(jīng)濟產(chǎn)生11.21個百分點的拉動力，極大地帶動了青海省經(jīng)濟的快速發(fā)展。2008年由于受美國次貸危機的影響，消費需求對經(jīng)濟增長的貢獻呈下降趨勢，對經(jīng)濟增長的貢獻率僅為32.56％，拉動經(jīng)濟增長4.13個百分點。從最終消費對經(jīng)濟增長貢獻的總體波動趨勢上看，除了1997年之外，最終消費對青海省經(jīng)濟增長貢獻相對比較平穩(wěn)，2000—2007年年均貢獻率為75.55％，對經(jīng)濟的發(fā)展具有極大的影響和推作用。

(二)資本的形成對經(jīng)濟增長的貢獻影響較大

從上表可以看出，資本的形成對青海省經(jīng)濟增長的影響最大。1994—2008年間，最終消費、資本形成、貨物和服務(wù)凈出口對經(jīng)濟增長的平均貢獻份額上看，資本形成對經(jīng)濟增長的影響高達72.24％，平均拉動力為7.8個百分點，位居第1。從總體趨勢上看，資本形成對經(jīng)濟增長的影響波動性也較大，呈“雙u+雙n”形式。1997年資本形成對經(jīng)濟增長的貢獻率達92.84％，對經(jīng)濟的拉動為8.36個百分點，之后在2001年又達到高峰時期，對經(jīng)濟增長完全起拉動作用；2001年經(jīng)濟增長率為13.82％，資本形成的貢獻率高達140.64％，對經(jīng)濟增長的拉動為16.45個百分點；2002年資本形成仍對經(jīng)濟增長起絕對拉動作用，對經(jīng)濟增長拉動13.54個百分點，貢獻率達111.89％。15年間資本形成對經(jīng)濟增長貢獻率峰值之差達80.72％，落差較大。2008年雖受美國次貸危機的影響，但青海省的資本形成對經(jīng)濟的拉動仍呈上升趨勢，拉動力為10.47個百分點。比上年增長了1.94個百分點，對經(jīng)濟增長的貢獻率高達82.46％。

(三)貨物及服務(wù)凈出口對經(jīng)濟增長貢獻的波動較大，且對經(jīng)濟增長呈負效應(yīng)

青海省地處青藏高原又深居內(nèi)陸地區(qū)，其對外貿(mào)易發(fā)展水平較低?！鞍宋濉敝捌滟Q(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)濟一體化發(fā)展，對外貿(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外貿(mào)易發(fā)展，對外貿(mào)易對經(jīng)濟發(fā)展的影響處于劣勢地位。1998年之前，青海省貨物和服務(wù)凈出口對經(jīng)濟增長的貢獻呈正值，且對經(jīng)濟增長的拉動均在1個百分點之上。自1998年開始，青海省貨物和服務(wù)凈出口對經(jīng)濟增長的貢獻呈負值，而且下降比速較快，2001年對經(jīng)濟增長的貢獻下降到116.10％，達到對經(jīng)濟影響的最低點對經(jīng)濟的拉動為-13.58個百分點。之所以造成這種局面主要是由于產(chǎn)品技術(shù)含量較低，不能達到相關(guān)國際產(chǎn)品標(biāo)準(zhǔn)，致使對外貿(mào)易發(fā)展遇到了阻挫，對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生較大的負面影響。

二、基于索羅模型的實證分析

為進一步揭示“三駕馬車”對青海省經(jīng)濟增長的拉動作用，本文運用索羅模型對消費、投資和凈出口對青海省經(jīng)濟增長的拉動作用進行分析。

根據(jù)三大需求要素與yfgdpi增長之間的關(guān)系，以總消費tc，總投資i，進口(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)，運用e-views5.0軟件進行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，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值除了進口外都大于該臨界值，所以拒絕原假設(shè)，即除了進口外的四個解釋變量都在95％的水平下影響顯著，都通過了變量顯著性檢驗。d.w=1.04.查d.w.檢驗上下界表，在5％的顯著性水平下，k=5(包括常數(shù)項)，n=27時有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檢驗和t檢驗。又由于1.76

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

三、結(jié)論與建議

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

為進一步促進青海省經(jīng)濟的快速穩(wěn)定發(fā)展，本文提出如下建議：

(一)進一步加大投資力度，提高資金利用效率，滿足地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的需求

從模型中可以看出，投資對產(chǎn)出的影響大于消費，且貢獻率較大。這是由于青海省正處于工業(yè)化和城市化發(fā)展進程中，資本形成對經(jīng)濟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)動民間投資，滿足地區(qū)經(jīng)濟建設(shè)需要。同時，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)象嚴重，對環(huán)境也造成了嚴重破壞，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，擴大內(nèi)需

擴大內(nèi)需是促進經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)在主動力。雖然投資需求對青海省經(jīng)濟增長的貢獻最大，但由于投資需求是消費需求派生出來的，其本身不可能成為經(jīng)濟增長的持久拉動力量。因此，無論從量還是從增長率角度來看，最終消費對產(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，實現(xiàn)城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展，完善社會保障體系，以促使經(jīng)濟的穩(wěn)定協(xié)調(diào)發(fā)展。