導語：如何才能寫好一篇經濟增長的貢獻率，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

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一、湖南省人力資本對經濟增長貢獻率的實證分析

1.計量模型的構建

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)

進行對數變換，則用來估計產出彈性α、β、γ的回歸模型為:

(2)

式中，ht表示從業人員的平均受教育年限， Yt代表產出，KT代表物質資本投入量，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出彈性，且0

為了將方程應用于離散數據，可將增長方程變成差分方程：

（3）

式中分別表示經濟增長率,全要素生產率增長率,物質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。、和分別表示物質資本、人力資本存量和人力資本水平對經濟增長的貢獻份額。

2.對人力資本溢出模型的回歸分析

(1)無生產規模約束的模型回歸結果：

將數據代入公式(2)，用EVIEWS軟件回歸得到結果如下：

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

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

R2=0.992，=0.990，F=632.719，D.W=1.128

結果表明，相關系數R2，調整后的判別系數和F統計量都很高，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。雖然物質資本彈性系數的t統計量較高，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項的t統計量都不高，且顯著性水平大于0.05，都未通過檢驗。

(2)有生產規模約束的模型回歸結果：

為避免上述所說的幾個問題，本模型對生產規模報酬給予部分約束，假定α+β=1,且滿足0

對(1)式取對數并整理后得:

回歸得到:

(4.04)(13.256)(3.245)

(0.001)(0.000) (0.005)

R2=0.981，=0.979，F=435.365，D.W=1.124

α=0.772，β=0.228，γ=0.650

結果表明，相關系數R2、調整后的判別系數和F統計量的值都很高，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，彈性系數的t統計量也較高，顯著性水平均在0.05之下，都通過了檢驗，彈性系數可以說明問題。

物質資本、人力資本存量和人力資本水平的產出彈性分別是0.772、0.228和0.650。從此看出，物質資本在湖南省經濟增長中的產出彈性大于人力資本存量和人力資本水平的產出彈性，經濟仍處于物質資本拉動型狀態，但是人力資本水平在湖南經濟增長中的產出彈性已經大于人力資本存量的產出彈性，即，人力資本的外部性作用已經開始生效。

3.湖南省人力資本對經濟增長的貢獻率

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

從表中可以看出，物質資本對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，勞動者的質量提高對經濟增長的作用已經十分顯著。并且全要素生產率（TFP）對經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，人力資本的產出作用也從TFP中分離出來，因此，這里以技術、制度等來代表的TFP值過低,說明技術、制度等其他因素對經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資本更能促進經濟增長。因此，湖南省應該繼續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和個人開放對教育的投資。

其次，改善教育結構和教育體制。不僅要重視基礎人力資本的培養，更要重視專業化人力資本的培養。政府在加大對九年義務教育和高中教育投資的同時也要加大對職業教育和高等教育的投資，重視專業化教育。

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，要為引進人才創造良好的環境，如可以設立人才引進專項資金，可以幫助安排其家屬的隨調和隨遷，提高引進人才的待遇等。

參考文獻:

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

[2]薛賀香 楊建云:河南省人力資本對經濟增長貢獻的實證分析[J].鄭州航空工業管理學院學報，2006，24（3）:66～69

[3]王金營:人力資本與經濟增長理論與實證[M].北京：中國財政經濟出版社，2001:5～6

[4]張曉峒:計量經濟學基礎[M].天津:南開大學出版社,2001:48～98

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【關鍵詞】層次分析法；消費；投資；進出口；經濟增長

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濟增長。在1978年，我國實行了改革開放，促使進出口貿易在我國的經濟增長扮演重要的角色。在這三大需求的推動作用下，我國經濟持續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，最終得出相應結論。

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雜的問題表示為有序的遞階層次結構，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構模型；然后對模型中每一層次因素的相對重要性相應給予定量表示，再利用數學方法確定每一層次因素相對重要性的權值；最后通過綜合計算各層因素的相對重要性的權值，得到各層相對重要性次序的組合權值。

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

二、建立三大需求對經濟增長的貢獻模型

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濟增長的貢獻。

（一）建立層次結構模型

層次結構一般包括3個層次：即目標層、準則層和方案層。如下圖所示，建立消費、投資和進出口對經濟增長的貢獻模型，如下圖1所示：

（二）構造評估模型的比較判斷矩陣

從層次結構模型的準則成開始，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比較尺度構造成對比較矩陣。用數字1-9及其倒數作為比較尺度，如下表1所示：

根據上述給出的判斷尺度及根據相關的統計數據和一些學者對這三大需求的研究，結合當前我國的發展現狀，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。得到第一個準則層相對于目標層的權重向量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CI。當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，結合給出的RI、和CR=CI/RI得出下面結果，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果如下表所示：

從上表可以得出，一致性檢驗指標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果，對層次總排序進行加權，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的各自所占的權重，即得出總排序的優劣順序。如下表8所示：

總排序的一致性指標也是根據CR指標來判斷的，CR=CI/RI，當CR

三、結論

通過建立的上述貢獻模型以及計算得出的各個貢獻指標的權重，在這部分，本人將對得出的結果進行分析，并結合得出的結果，分別對消費需求、投資需求和進出口這“三駕馬車”對經濟增長的貢獻率進行分析。通過對上表7和表8進行分析，可以得出以下結論：

（1）從表8中的B層權重和表7中的A-B可以看出，消費和投資對我國經濟增長起到了巨大的作用。它倆對經濟增長的貢獻率高達0.97。也許這個結果和很多人的觀點是相沖突的，因為有很多人認為，我國經濟的增長主要依靠投資和進出口貿易，尤其是出口貿易在經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易產生巨大影響，尤其是出口貿易，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，這應該是前面的賦值導致這樣的結果。不過個人認為這結果還是很能說明我國現在的經濟發展動力是消費和投資。因為在近年中，金融危機使進出口貿易受到影響，而且我國政府采取了擴大內需以及加大了對基礎建設的投資，這些都很好的拉動了我國經濟的增長。根據我國的GDP分析，消費對GDP的影響越來越重要，即內部需求以及投資也可以很好的拉動經濟增長。這并不表明我國應該進行閉關鎖國，而是說明在世界經濟受到金融危機或其他因素影響，使經濟不景氣，將經濟發展的動力轉向我們國內，通過消費和投資來拉動經濟。

（2）在消費帶來經濟增長中，政府的消費在其中占主導地位，其權重最大，而城鎮居民的消費權重比農村居民的消費權重大。從這也可以看出，我國現在仍然城鄉差距大，從而使得城鄉居民消費差距趨勢擴大。那么如何增加農民收入，提高農民的消費貢獻率呢？我個人認為我國新出臺得個人所得稅，將最低點調高至3500元，使貧富差距稍稍改善了。根據西方經濟學，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，我認為提高農民的收入，有利于促進農村居民的消費，從而對經濟增長也有巨大的作用。我國應該更加合理分配收入，使得貧富差距縮小，農村居民收入提高，從而更好的促進經濟增長。

消費需求中城鎮居民消費需求占的比重較大，說明我國城鎮居民的消費水平已經提高了，收入不再只消費于食物支出，而逐步消費到汽車產業、電子等方面。這也說明了我國的消費結構在升級。消費結構的升級，促進了相關產業的發展，從而很好的促進了經濟發展。

（3）在投資需求中，固定資產投資的貢獻率比住房投資大。由于固定資產投資占的比重較大，說明我國的工業結構主要偏重工業，這與我國的發展現實相符合。

（4）在進出口需求中，相對于消費需求和投資需求，其中的權重不是很大。但是從總體分析來看，進出口貿易仍然對經濟增長有很大的促進作用。并且結合我國近幾年的發展，可以知道，我國對外依存度依舊很高。從上表8還可以看出，在進出口貿易中，貨物貿易占的比重比服務貿易占的比重大，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品，從而使得貨物貿易占的比重比較大。并且由于我國是第三貿易大國，這些都可以說明，進出口貿易對我國經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，增加農村居民消費，不斷的來拉動經濟，同時也需要刺激城鎮居民的消費，使得消費結構升級，從而使得消費需求更好的促進經濟增長。在發展消費需求時，要兼顧投資需求、進出口貿易的發展，保持三者協調發展，從而拉動經濟持續、健康、穩定的發展。

參考文獻：

[1]唐鴻鈴.居民消費對經濟拉動作用分析[J].統計與決策，2005（6）.

[2]徐曉敏.層次分析法的應用[J].統計與決策，2008（1）.

[3]羅伯特·S·平狄克，丹尼爾·魯賓費爾德.高遠，朱海洋等譯.中級微觀經濟學[M].人民大學出版社，2009（9）.

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關鍵詞：世界經濟增長率 測算方法 中國貢獻

面對世界經濟全球化，無論是經濟理論研究和實際工作，還是宏觀調控和微觀決策，都需要有全球視角和世界眼光，及時了解和掌握世界經濟發展動向，以便統攬全局，科學謀劃。而世界經濟增長率作為分析、預測全球經濟發展變化趨勢最常用、最綜合、最重要的指標，倍受國際社會、各國政府以及社會公眾的普遍關注。但我們發現，不同國際組織公布的相同年份的世界經濟增長率是不同的，即使同一國際組織也公布了兩種不同的數據。比如，國際貨幣基金組織(IMF)2006年《世界經濟展望》秋季報告公布，2005年世界經濟實際增長率按匯率法加權為3.4％，而按購買力平價法(即Purchasing PowerParilJes，簡稱PPPs)加權為4.9％，相差1.5個百分點；世界銀行《2007年全球經濟展望》公布，2005年世界經濟實際增長率按匯率法加權為3.6％，按PPP法加權為4.6％，相差1.0個百分點。有關國際組織公布了4種不同的世界經濟增長率數據結果，這不僅影響人們對世界經濟形勢的正確把握和對未來變化趨勢的準確判斷，而且也容易造成在數據引用和認知上的混亂。為此，本文將介紹主要國際組織關于世界經濟增長率測算方法，研究不同方法對世界經濟增長率數據的影響及其相互間的差異程度，并在此基礎上著重分析中國對世界經濟增長的貢獻。

一、國際上常用的世界經濟增長率測算方法

世界經濟增長率測算的基本原則與國家經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濟實際發展情況。由于世界經濟增長率的測算涉及到不同國家數據的匯總綜合問題，要求將以本幣表示的各國經濟總量轉換成可比的、可加總的統一貨幣，其測算過程相對要復雜些，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換系數的選擇問題。在國際社會，目前還尚未形成統一的、關于世界經濟增長率的測算方法，它們根據各自分析研究目的、研究范圍以及對統計數據的掌握情況，分別采用不同的方法進行測算，并公布不同的數據結果。國際上常用的世界經濟增長率測算方法有按匯率法加權和按PPP法加權的連鎖加權法和固定基期法，相應有4種數據結果。

(一)連鎖加權法

首先用當年貨幣轉換系數將各國以本幣表示的現價GDP轉換成統一貨幣，然后以此為權數，對各國經濟實際增長率進行加權平均計算而得。用公式表示如下： 文章內容：

從公式(1)中可以看出，連鎖加權法以當年權數為基礎，實質上是帕氏指數公式。世界經濟增長率是各國當年經濟實際增長率、當年GDP總量占世界的比重和當年貨幣轉換系數三個因素綜合作用的結果，它比較精確地衡量各國經濟發展速度、經濟規模變化對世界經濟增長率的影響程度，從而也比較客觀、準確地反映了世界經濟增長的現實變化趨勢。該方法的主要問題是，由于采用當年權數，測算結果受各國價格變動和貨幣轉換系數的影響較大，特別是當某一國家出現高通貨膨脹或者匯率大幅震蕩等異常情況時，其權數即GDP占世界的比重也相應呈現陡增或陡減，這樣直接影響著世界經濟增長率的高低變化。此外，當前世界各國在經濟增長方式、技術經濟結構、經濟發展水平等方面差異很大，不同國家的經濟增長率所代表的經濟實質、內涵和質量是十分不同的。對于中國、印度等發展中大國來說，目前正處于經濟發展時期，經濟增長速度很快，2006年分別達到10.7％和9.2％，其增速相當于發達國家的3.4倍。在高增長背后，這些國家的經濟結構相對落后，經濟技術含量相對較低，并且能源消耗高、污染嚴重，經濟每增長1％所包含的內涵和質量與美國、歐元區和日本等發達國家有較大的差距，不能相提并論。對于發展中國家來說，經濟每年保持5％以上的增速是必要的，但對于已處于經濟成熟期的發達國家來說，其潛在增長率則在3％左右，超過這一限度可能會引發經濟過熱、通貨膨脹等一系列不良后果。隨著發展中國家經濟增長加快，規模不斷擴大，連鎖加權法在一定程度上可能會高估世界經濟實際增長率。如何正確反映由不同經濟增長質量和不同經濟技術結構國家所組成的世界經濟規模和發展速度，長期以來是統計匯總、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法加權的連鎖加權法，來測算世界經濟增長率，在其每年兩期的《世界經濟展望》中公布相應數據。經濟合作與發展組織(OECD)也采用該方法來測算OECD的綜合經濟增長率。

(二)固定基期法

首先用固定年份(如2000年)的貨幣轉換系數把各國以本幣表示的不變價(如2000年價格)GDP總量轉換成統一貨幣，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，測算世界經濟增長率。這也是傳統的國家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，實質上是拉氏指數公式。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，用不變貨幣轉換系數消除不同國家之間價格差異因素，反映以統一貨幣單位表示的不變價世界經濟總量的實際增長速度。它要求不變價格和不變貨幣轉換系數每5年更新一次，而且作為基準年份的價格和貨幣轉換系數變化要相對穩定。該方法的不足之處在于，測算結果對基準年的選擇比較敏感。在實際中，隨著科學技術突飛猛進，商品價格在短期內變化迅速，如電子信息技術產品價格持續下降，產品更新換代周期短，能源和原材料價格動蕩不穩，匯率價格短期頻頻變動，應用傳統的不變價格和不變轉換率方法測算世界經濟增長率，不能及時反映經濟發展現狀。基準期離報告期越遠，其測算結果與實際現狀的偏差就越大。一般來說，價格下降的商品或服務，其報告期的實際權數大于基準期，固定基期法測算的結果會低估實際增長率，亦即所謂的拉氏公式權下偏問題。

世界銀行主要采用按匯率法

和PPPSi法加權的固定基期法測算世界經濟增長率，并且在其每年的《全球經濟發展》和數據庫中公布相應的數據。

二、關于匯率法和PPP法兩種權數的選擇問題

無論是連鎖加權法，還是固定基期法，測算世界經濟增長率都會遇到以不同貨幣轉換系數為基礎的權數選擇問題。不同權數對世界經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，發達國家匯率和PPPs之間的偏差較小，而發展中國家的偏差則較大。因此，在測算發達國家綜合經濟增長率時，選擇匯率法加權，測算過程相對簡單、便捷，結果也基本能反映實際增長速度。但是，在測算由經濟發展水平差距較大、經濟結構十分迥異、通脹率高低不一的國家組成的世界經濟增長率時，以匯率法來加權，結果的穩定性較差。特別是，當一個國家出現金融危機或者因經濟調整的需要，貨幣出現持續大幅度貶值時，以匯率轉換的相對權重就會變小，世界經濟增長率可能被低估，不能真實反映各國經濟發展的貢獻程度。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％，同期美國經濟呈現繁榮景象，經濟增長加速。如果按匯率法加權，意味著美國在世界經濟中的比重相對下降，經濟快速發展對世界經濟增長的拉動作用未能全部反映出來，世界經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，受經濟轉型、對外開放和全球化等因素影響，許多發展中國家相繼實行更加靈活、更富彈性的匯率形成機制，匯率頻頻調整，持續貶值。以匯率法加權，發展中國家經濟在世界中的比重呈下降趨勢，世界經濟增長率明顯低估，發展中國家經濟發展加速對世界經濟增長的貢獻作用也沒有得到充分體現。因此，以匯率法加權測算的世界經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濟實際發展。

國際社會普遍認為，PPPs反映各國之間商品和服務綜合價格的比例關系，以此作為貨幣轉換因子匯總世界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濟實際規模和發展變化。在測算由經濟發展程度、經濟類型差別較大的國家所組成的世界經濟增長率時，采用PPPs法加權要比匯率法更適合。而且，PPPs受短期變化因素影響小，穩定性較強。該方法的主要問題在于，由于各國之間服務項目、建筑產品和政府消費等不可貿易的商品和服務是不可比的，難以進行準確估價、對比。這既是測算PPPs過程中無法協調的難題，也是影響PPPs數據準確的主要原因。從實際情況看，發展中國家的PPPs數據結果普遍上偏，其經濟規模在世界中的比重上升，世界經濟增長率因此會被高估。當然，隨著經濟全球化進一步廣泛、深入，各國服務領域對外開放程度越來越高，可貿易的商品和服務范圍擴大，各國之間商品和服務項目的可比性增強，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，數據準確性也必將越來越高。

經過長期的理論研究和實踐探索，國際社會對于在GDP國際比較和世界經濟增長率測算中匯率法和PPPs法兩者孰優孰劣的認識更全面、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，應根據研究目的、研究對象范圍的需要進行合理選擇。通常，在研究反映全球經濟失衡狀況的經常項目占GDP比重、分析市場有效需求這些與匯率有著十分密切聯系等問題時，應選擇匯率法加權來測算世界經濟總量或增長率，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率、分析市場潛在需求變化時，選擇PPPs法作為權數可能更合適些，可能更真實地反映各國實際經濟規模和購買能力。基于這一考慮，目前IMF和世界銀行同時公布兩種貨幣轉換系數的各國經濟總量和兩種權數的全球經濟增長率數據，以供用戶作適宜的選擇和應用。盡管如此，它們在實際應用時仍有一定傾向性。IMF、OECD以及英國《經濟學家》雜志主要采用以PPPs法加權的世界(或本組織)經濟增長率，而世界銀行和英國共識公司等則主要采用以匯率法加權的世界經濟增長率。有的分析預測機構應用兩種貨幣轉換系數混合加權測算的世界經濟增長率。

綜上所述，國際上常用的世界經濟增長率測算方法有以匯率法和PPPs加權的連鎖加權法和固定基期法，分別有4種不同測算結果。從數學意義上，每一種方法各有優劣，包含著獨特的經濟含義，在實際應用中均有各自的局限。作為經濟分析研究者，應清楚地了解每一種方法的內涵、結果特征，根據研究對象范圍和研究目的，選擇適宜的方法，使用恰當的世界經濟增長率數據，便于更好地分析研究世界經濟發展趨勢和相關問題，做出正確的判斷，避免研究結論被不同方法測算的數據所誤導。

三、不同方法測算的世界經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種世界經濟增長率數據分析、對比，可以發現，它們在描述世界經濟發展變化時，在表現趨勢上有共同之處，但在具體數值上有差異，數據結果對方法的選擇較為敏感。

(一)按不同方法測算的4種世界經濟增長率，所反映的世界經濟發展趨勢基本一致，呈現出相同的經濟增長周期和變化拐點。

(二)按PPPs法加權的世界經濟增長率明顯要高于匯率法加權的結果，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，世界經濟年均增長率為3.5％；按匯率法加權，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法加權的世界經濟增長率要比匯率法加權高出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。

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

而發達國家僅為2.7％。但是，按匯率法估算，發展中國家在世界經濟中的比重卻從1980年的30.8％，下降到2005年的23.4％；而發達國家經濟占世界份額則從69.1％，提高到76.6％。經濟發展速度與經濟地位呈現不一致、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的世界經濟增長率存在低估問題。

如果按PPP法測算，發展中國家經濟占世界的比重從1980年的39.3％，提升至2005年的47.7％；而發達國家則從60.7％，降低到52.3％。因此，加權結果，世界經濟增長率明顯提高。

(三)按連鎖加權法和固定基期法測算的世界經濟增長率也有所差異，但其差異程度因權數的不同而不同。如果以PPPs法加權，按連鎖加權法測算的1980～2005年世界經濟年均增長率要比固定基期法高出0.144個百分點。這是由于發展中國家經濟增長率高于發達國家、經濟規模不斷擴大、占世界比重上升，在增長率和權數呈相同變化方向時，派氏公式存在權上偏、而拉氏公式存在權下偏，連鎖加權法的結果要高于固定基期法的結果。而且，隨著發展中國家經濟增長加快，兩者差距拉大。

如果以匯率法加權，按連鎖加權法測算的1980～2005年世界經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，由于發展中國家經濟增長加快、而占世界的比重卻降低；發達國家經濟增長較慢、而占世界的比重卻上升。在增長率與權數變動方向出現相反的情況下，派氏公式為權下偏，而拉低公式則為權上偏，固定基期法的測算結果要高于連鎖加權法的結果。

四、中國對世界經濟增長貢獻的分析

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法測算的世界經濟增長率，來分析中國對世界經濟增長的貢獻，并與世界主要國家進行比較。

自1980年以來，我國經濟持續快速增長，經濟規模逐漸擴大，經濟實力不斷提高，在世界的地位明顯上升，對世界經濟增長的貢獻也越來越大，現已成為全球經濟增長的重要驅動力量。1980～2005年，中國經濟年均增長9.8％，相當于世界經濟平均增長率(2.9％)的3.4倍。根據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，結果表明，在1980～2005年期間，不管按何種方法加權，中國對全球經濟發展的貢獻不斷提高，拉動作用明顯增大。但貢獻和拉動的程度有所不同，按PPPs法加權的中國貢獻率和拉動作用要明顯高于匯率法加權的結果。數據分析同時還表明，世界經濟增長在地區分布上越來越廣泛，增長來源日趨多極化。隨著發展中國家經濟增長加速和崛起，印度、巴西、俄羅斯等一些發展中大國對世界經濟增長的貢獻和拉動作用明顯增強，而美、歐等發達國家的作用相對有所減弱，特別是日本對世界經濟發展的作用呈明顯減弱趨勢。

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【關鍵詞】人力資本 農村經濟增長 實證分析

問題的提出

人力資本在經濟增長中的作用受到越來越多的關注。比如，內生增長理論就把原來獨立的人力資本理論引入經濟增長理論，突出強調人力資本在經濟增長中的作用。本文試圖從不同的角度探討河北省農村人力資本在發展農村經濟、解決“三農”問題中的地位和作用。

河北省作為一個農業大省，三農問題始終是困擾經濟發展的關鍵問題。截至2009年底，河北省總人口達到7034萬人，鄉村人口3957萬人，占總人口數的56.3%。與全國相比，河北省農村人口絕對數居第4位。河北省總就業人口3792.49萬人，其中，在鄉村的從業人員達2789.7萬人，占總就業人數的73.6%。可以說，農村人力資本對農村經濟發展的貢獻率，直接關系到河北省富民強省、和諧發展的宏偉目標能否實現。對此，我們嘗試以人力資本理論為基礎，將農村人力資本引入生產函數，建立經濟增長模型，考察農村人力資本對河北省農村經濟增長的貢獻，并在此基礎上提出推動該省農村經濟發展的政策建議。

基于柯布-道格拉斯生產函數的模型分析

模型選擇。通過構造包含人力資本水平變量的生產函數，可以估算出人力資本對經濟增長的貢獻水平。我們將人力資本因素引入柯布-道格拉斯(Cobb-Douglas)生產函數之中，通過對該生產函數的適當優化，考察河北省農村經濟增長水平與各種投入要素之間的關系，并重點分析人力資本的開發對河北省經濟增長的促進作用。

柯布-道格拉斯生產函數是美國經濟學家道格拉斯與柯布兩位經濟學家通過研究美國1899年至1922年的資本和勞動對生產的影響，以技術A作為外生變量，得出的產出與投入的勞動力及資本的關系，形成了這一期間美國的生產函數。

其生產函數的一般形式為：

Y=f (K, L)=AKαLβ （1）

其中，Y為總產出；參數A代表既定的技術水平，若A越大，則說明既定要素投入量所能生產的產量也越大；K為物質資本投入，L為勞動力投入，α是資本要素貢獻率，β是勞動產出彈性，且0＜α，β＜1。

由于該生產函數只反映19世紀末到20世紀初美國勞動、資本等生產要素投入對生產的影響，沒有反映出技術進步、人力資本等因素對產出的影響。因此，通過引入一個代表勞動者質量的變量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為人力資本的產出彈性。

將勞動力投入數量與質量合并，考察人力資本存量對經濟增長的貢獻，在希克斯中性技術進步條件下，引入人力資本存量新變量M，就可以把傳統的柯布-道格拉斯生產函數進一步優化為有效勞動生產函數：

Y=f (K, M)=AKαMβ （3）

其中，K代表物質資本投入；M代表人力資本存量，表示生產中的有效勞動投入，通過對勞動力異質性的考慮，把勞動者區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，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）

相關指標的選取和數據的采集。完成上述模型分析共涉及以下幾個指標：

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

2.物質資本投入（K）。物質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投資價格指數（以1990年為基期），ζ為折舊率。選取折舊率為5%的標準，并用當期的河北省農村地區固定資本投資總額除以10%作為河北省農村地區的初始資本存量。

3.勞動力數量（L）。勞動力數量以鄉村總從業人員數來衡量，用變量L來表示。數據來源于各年份的《河北經濟統計年鑒》。

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

農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，M2為小學文化程度人口指標，M3為初中文化程度人口指標，M4為高中文化程度人口指標，M5為大專及大專以上文化程度人口數。

人力資本水平用人力資本存量除以農村從業人員數來衡量，即m=M/L，用m來表示。

模型分析。研究主要通過對1990年至2009年的相關統計數據進行分析，因此首先對數據序列進行平穩性檢驗。通過Eviews6.0軟件，得到ADF或DF檢驗結果，確定序列ln（Y）、ln（K）、ln（M）經一階差分后成為平穩序列，均服從一階單整。根據協整理論，平穩序列之間可能存在穩定的線性組合關系，能夠反映它們之間存在長期穩定的均衡關系。

運用Eviews6.0軟件，對方程（4）、（5）、（6）進行回歸分析，結果如表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度較好，自變量可以很好地解釋因變量。其中，物質資本投入的系數在三個方程中的回歸結果均大于0，達到0.05顯著水平，說明了物質資本投入對河北省農村產出的正面影響。

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

通過對方程（6）的回歸分析可知，農村人力資本存量得出的系數大于零，達到0.05的顯著水平，顯示了農村人力資本存量對農村產出總水平具有重要影響，且農村人力資本存量系數（0.5952）也明顯高于物質資本投入系數（0.3586）。

通過對方程（6）的分析，可以得出物質資本存量投入和農村人力資本存量投入對農村產出的貢獻率為：

要素貢獻率=要素增長率×要素產出彈性/產出增長率

通過對河北省1990年至2009年相關統計數據的計算，結果顯示如下表：

主要結論。根據模型分析，得出以下兩點主要結論：

一是河北省農村經濟增長的動力主要以物質資本為主。根據以上分析可知，物質資本的年平均增長率為57.76%，對農村經濟增長產生的貢獻率高達35.90%，高于人力資本存量對農村產出的貢獻。這說明在一段時間內，河北省農村經濟的發展仍將主要依靠物質資本的投入。

二是人力資本對河北省農村經濟增長的作用日益增強。農村人力資本總水平和人力資本存量的產出彈性大于物質資本的產出彈性，農村人力資本對河北省農村經濟增長的作用日益增強。

促進河北省農村經濟發展的政策建議

河北省正處于社會主義新農村建設的關鍵時期，要通過增加物質資本投入、優化物質資本投入結構和提高物質資本使用效率等手段，努力提升河北省農村人力資本總水平，推動河北省農村經濟的良性健康發展。

解放思想，轉變觀念。首先要牢固樹立知識經濟發展的新觀念，轉變重物質資本、輕人力資本的傳統思想；其次，要大力發展農村基礎教育，推進基礎教育改革，提升河北省農民的基本素質，使農村基礎教育能夠適應農村發展生產、科技致富的需求，調動廣大農民學習知識技能的積極性，使農民切身體會到知識技能帶來的好處。

完善鼓勵農村人力資源開發的各項法律法規。為了保證農村人力資源開發的長期有效運行，河北省農村人力資源的開發要以配套的法律法規作為基礎，做到有法可依。因此，應該針對河北省農村人力資本市場的實際，建立健全相應的法律法規，以保障農村勞動者的權益。

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[關鍵詞]制度變遷；市場化；經濟增長；旅游經濟

[中圖分類號]F59

[文獻標識碼]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，其實質也是經濟市場化，中國30余年的經濟高速增長主要是市場化制度變革的結果，改革是中國最大的“紅利”。新經濟增長理論認為，物質資本、人力資本和技術進步投入是經濟增長的直接原因，但制度決定論認為，制度才是經濟增長的根本原因，以科斯（coase）和諾斯（North）為代表的新制度經濟學派尤其關注制度對經濟增長的重要作用，其理論清晰且合理地解釋了正處于激烈體制轉軌期中國的諸多問題，在我國產生了廣泛的影響，得到國內學者的普遍認同，認為面向市場化的經濟體制改革對我國經濟增長具有決定性影響。同樣，處于經濟體制轉軌期及對宏觀環境敏感的中國旅游業，其自改革開放以來的快速增長明顯地與制度變遷相聯系，旅游管理體制的產生、發展、改革、創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持續快速發展的重要動力，是增強區域旅游發展水平和產生區域差異的重要因素。

已有的研究主要從經濟基礎、資源稟賦、客源市場、地理區位和政府政策等視角探討中國旅游經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業的發展，制度及其變遷與旅游經濟增長的關系研究日趨擴展和深化。國外學者從不同層面探討了制度對旅游業的影響，并以前蘇聯、塞浦路斯和中國等政治經濟體制轉軌典型的國家為例，開展了制度變遷對旅游發展的實證研究。國內學者更關注我國宏觀制度變遷與旅游發展、區域旅游管理體制變遷與地方旅游發展以及制度對旅游企業、遺產保護等領域的影響研究，分析顯示，我國旅游產業屬性和地位的變化在很大程度上是各種政策法規發生變化而誘致，并不斷與市場化改革過程相適應的結果，形成了一種明顯的“權利下放、企業激活、市場強化”的制度演變與旅游產業成長的模式。然而，制度意義的寬泛且其作用往往交織和內化于其他增長因素中，致使制度的表征形態和衡量指標體系存在爭議，因而目前國內外關于制度對旅游經濟增長績效的研究成果存在多理論、少定量，多規范、少實證，零散研究多而系統研究不足等問題，表現如下：將制度作為影響旅游發展的宏觀環境背景和外在變量進行探討，間接探討制度與旅游發展的關系；雖然認識到制度因素是影響旅游經濟增長的重要內生變量，但由于制度變量難以衡量，在構建旅游經濟增長或旅游全要素生產率（total factorproductivity，TFP）的影響模型中，仍然忽略制度指標；也有部分學者用非國有經濟比重等變量表征制度變遷，將其與旅游經濟增長進行簡單的相關或回歸分析，測度制度變遷的旅游經濟績效，但這類指標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生經濟增長模型中，系統分析制度變量對旅游經濟增長影響的內在機制，從而難以定量揭示制度對于旅游TFP和旅游經濟增長的貢獻度。

基于目前的研究成果，本文利用中國經濟改革研究基金會國民經濟研究所編制的中國分省市場化進程指數（以下簡稱市場化指數），以及各省市區的旅游企業面板數據，在傳統柯布一道格拉斯生產函數（Cobb-Douglas production function，C-D生產函數）的基礎上，構建旅游經濟增長模型，從時間與空間兩個角度剖析以市場化指數表征的制度變遷與旅游經濟增長的關系，考量制度變遷對旅游經濟增長的貢獻。

2、研究思路、方法與數據

2.1 研究思路

經濟增長研究表明，國家經濟增長的差異在很大程度上源于全要素生產率的差異，企業生產技術的進步和資源配置的改善帶來的效率提高是生產率提高的兩個最主要來源，拋開企業技術水平的差異，1992年以來，中國以建立社會主義市場經濟體制為目標模式，開始了系統的制度創新，所產生的新體制因素對經濟增長發揮著日益重要的作用。從旅游產業發展歷程看，旅游產業的市場化進程是在整個國家的社會經濟體制轉軌與改革的背景下進行的，并隨著市場經濟體制的建立與健全，市場機制在旅游產業中作為資源配置的基礎性作用得到了重視和強化，在旅游經濟增長中發揮著日益重要的作用。然而在考察體制改革與旅游經濟增長關系的實證分析中，關鍵是如何定量測度體制改革的變遷過程，傳統的資本、勞動等投入要素具有較好的可測性，且可以通過規范的統計資料查詢，制度本身就難以衡量，而旅游產業綜合性、交叉性的特點更使得旅游業的制度變遷內化于整個國民經濟體系之中，涉及社會經濟活動的幾乎所有領域，難以全面辨析和有效剝離。因而，基于中國仍然從計劃經濟向市場經濟轉軌的體制背景，制度變遷的實質也是經濟體制的市場化，市場化進程也體現了我國制度變遷的動態歷程和本質內涵。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，部分學者也質疑其合理性，然而，考慮到我國體制改革的歷程、旅游產業的發展背景與旅游經濟特點，在沒有其他更好替代參數的情況下，市場化指數將不失為全面衡量制度變遷并分析其對旅游經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濟增長的關系。

樊綱課題組借鑒了國際上的經濟自由度指數，結合我國國情構造并計算了中國市場化指數，也是目前使用較為權威且得到學術界普遍認可的市場化指數，反映和衡量中國正處在由傳統的計劃經濟向市場經濟轉型的歷史性轉變過程中，而不是表示體制變遷的具體數值，這個指數使用基本相同的指標體系進行了持續測度，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濟增長實證文獻中，經典而廣泛應用的C-D生產函數，即：

式（1）中，Yit表示第i省第t年的產出；Ait表示TFP，它是扣除資本和勞動投入對經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出的彈性系數。TFP主要來源于技術進步和微觀效率提高，由于旅游企業主要是勞動密集型服務企業，本文主要揭示制度變量對旅游經濟增長的貢獻，因而不考慮企業生產技術的進步，此外，基礎設施的改善更能有效發揮市場化改革對經濟增長的積極作用，因此參考樊綱和王小魯等學者的研究成果，本文將全要素生產率定義為：

式（2）中，INit表示第i省第t年的市場化指數，TRit表示各省份的基礎設施水平，用標準道路里程與人口的比率來衡量。λi表示各省份的固定效應，表示不隨時間變化影響生產率的因素，εit表示隨機干擾項。將式（2）代入式（1），由于該模型包含參數非線性，對等式兩邊取自然對數，得到如下計量回歸模型：

2.3 數據來源與變量描述

基于數據的可得性和可比較性，并參考已有學者的研究成果，本文選取中國及各省納入全面統計報表的旅游企業作為研究對象。旅游企業營業收入作為產出衡量指標，旅游企業固定資產投資原值和從業人員分別作為資本與勞動投入，市場化指數作為制度變遷衡量指標。由于到目前為止，市場化指數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，其他變量數據也僅選擇1997～2009年的數據。由于市場化指數數據的不完整，以及其旅游發展的特殊性，研究對象是中國內地除之外的30個省市區。我國30個省份的旅游企業總收入從1997年的1305.35億元增加到2009年的4520，82億元，年均增長10.91%；旅游企業總固定資產從2140.42億元增加到8275.89億元，年均增長11.93%；旅游企業總從業人員從135.54萬人增加到273.83萬人，年均增長6.04%；平均市場化指數從4.01提高到7.57，年均提升5.45%。此外，基礎設施涉及種類較多，部分類別缺乏數據以及類別之間難以直接加總，為使其數據具有可比性，以14，7的換算系數將鐵路里程與各省份的高等級公路里程合并為標準道路里程，然后計算了其與人口的比率，13年間全國每萬人的標準道路里程平均從19.2千米增加到37.99千米，年均增長5.85%。旅游企業數據全部取自《中國旅游統計年鑒（正副本）》（1998～2010），公路里程、鐵路里程和人口數據全部來源于《中國統計年鑒》（1998～2010）。

3、研究結果與分析

3.1 制度變遷與旅游經濟增長的動態關系

利用計量經濟學的方法，根據1997～2009年中國市場化指數和旅游企業收入的時間序列數據，探析制度變遷與旅游經濟增長的關系。圖1顯示，1997～2009年間，伴隨著我國市場經濟體制改革的持續推進，各省市區的旅游產業也取得了相應的發展，且旅游企業收入增長與市場化指數之間存在較明顯的正向關系，說明了市場化制度變革可能是旅游產業持續高速增長的重要原因。不同省份之間的區域差異仍然比較明顯，其中，13年間平均市場化指數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）。為避免由于數據的非平穩性所致的偽回歸現象，需進行相關檢驗，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）時間序列的穩定性檢驗。在時間序列分析中，數據的平穩性是決定回歸是否可靠的重要指標，而本文使用的時間序列數據受到有效樣本的制約，首先進行數據的平穩性檢驗。檢驗數據是旅游企業收入（Y）和市場化指數（IN），其中，收入變量取自然對數。選擇增廣的迪基-富勒（Augmented Dickey-Fuller，ADF）單位根檢驗法，采用赤池信息量準則（Akaike information criterion，AIC）確定滯后階數，檢驗結果顯示（表1）變量1nY和IN在1%的顯著水平上均不平穩，經過一階差分后，序列分別在5%和10%的顯著性水平上平穩，兩個變量都是一階單整序列，即I（1）序列。據此初步推斷變量lnY和IN間可進行數據協整檢驗和格蘭杰因果分析。

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

然后對方程的回歸殘差序列做ADF單位根檢驗。結果顯示，殘差的ADF統計值是-3.083，并通過了10%的顯著性水平檢驗，殘差是平穩的，且方程擬合度較高，解釋力較強，回歸方程的設立比較合理，旅游企業收入與市場化程度之間存在協整關系，模型不存在謬誤回歸，進而理論上存在Granger因果關系。回歸方程系數是市場化指數與旅游企業收入間的彈性，即當市場化指數（IN）每增加1%，旅游企業收入（1nY）將提高0.318%，反映了制度變遷對旅游經濟增長的貢獻也是明顯的。

（3）Granger因果關系檢驗。上述分析反映了市場化和旅游收入增長存在穩定的均衡關系，但這種關系是否為因果關系，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），確定市場化指數與旅游收入兩個變量之間的最佳滯后期為3，檢驗結果顯示，在5%顯著性水平下，市場化指數是旅游企業收入增長的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濟增長存在單向的格蘭杰因果作用關系。

3.2 制度變遷對旅游經濟增長的貢獻

利用Eviews 6.0軟件對式（3）進行回歸檢驗，由于本文的面板數據截面數遠大于時期數，因此模型估計采用截面固定效應模型，表2是回歸結果。由表2第1列的估計系數可知，資本、勞動和市場化的產出彈性分別為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果，顯示資本的正面效應較大幅度減弱，而勞動和市場化的正面效應顯著增強，其中，市場化的彈性系數由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沒有通過顯著性檢驗，作用并不明顯。此外，基礎設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的統計分析，1997～2002年的市場化進程較為緩慢，6年間市場化指數年均提高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，市場化對旅游經濟增長的效應并沒有減弱，反而還在加強。由于1997年和1998年的市場化指數與之后年份的市場化指數相比，缺少部分分項指標，而1999年之后的各分項指標一致，又對1999～2009年進行了回歸檢驗，由第2列結果可知，市場化對旅游經濟增長的彈性系數為0.089，與第1列相比，變化微弱。

根據1997～2009年的固定效應回歸結果，用增長核算的方法對省際旅游經濟增長因素進行分解。表3分解結果顯示，資本、勞動和TFP對旅游經濟增長的貢獻分別為6.53、1.02和3.36個百分點，固定資產投資貢獻度達59.83%，說明資本對旅游經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投資拉動，這與學者對我國國民經濟增長貢獻因素的分析結論較為一致，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、基礎設施和不可觀察因素對旅游經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和旅游經濟增長的14.47%和4.45%，市場化對旅游經濟增長的貢獻顯著。需要說明的是，不可觀察因素的貢獻度達25.48%，說明還存在技術進步、人力資本的溢出效應等因素對TFP和旅游經濟增長的貢獻。

3.3 制度變遷對旅游經濟增長貢獻的區域差異

在制度變遷對旅游經濟增長貢獻分析的基礎上，進一步對各省份的市場化指數與旅游企業收入進行回歸，分析制度變遷與旅游經濟增長的空間關系，并將回歸系數與各省年均市場化指數、年均旅游企業收入、市場化變遷強度進行比較，表4是比較結果。

從傳統三大地域和省域來看，雖然4個指標之間呈現較大的區域差異，但市場化進程對不同區域旅游收入的增長都具有顯著的正效應，且表現為市場化水平與旅游企業收入之間、市場化變遷強度與回歸系數之間呈現正方向變化，而市場化水平與回歸系數呈現反方向變化，具體而言：市場化水平最高的東部地區（7.227），其旅游企業收入也最高（177.864億元），市場化水平最低的西部地區（4.398），其收入也最低（35.506億元），中部地區介于兩者之間，說明市場化水平越高的地區，其旅游經濟越發達；然而，市場化的邊際貢獻效應卻與此不一致，即西部地區市場化水平最低，但市場化變遷程度最強（6.54%），回歸系數也最高（0.642），東部地區市場化水平最高，但變遷程度最弱（5.13%），回歸系數也最低（0.338），說明制度變遷程度越強，其對旅游經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，回歸系數達到1.039，位居第一。但個別省份也呈現特殊的情況，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%），但其彈性系數較高（0.605），這可能與海南省的地理環境、特區背景以及旅游發展政策有較大關系，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濟的刺激效應更強，旅游經濟效果也更明顯，這也注解了國家批準建設“海南國際旅游島”戰略的合理性。

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域差異，一方面反映了相對于東部沿海地區，大部分中西部尤其是西部省份的體制更處于激烈的轉軌期，其體制的改進與完善對于旅游經濟的增長效應更加明顯，解讀了中央提出的“東部轉型”、“西部大開發”、“東北振興”及“中部崛起”等戰略的合理性，以望通過制度變遷，改善地區經濟發展的制度環境，引導區域發展，縮小區域差距。但同時也說明了，雖然東部沿海發達省份旅游經濟的發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濟增長的邊際貢獻效應日趨減弱，我國目前遠未完成從計劃經濟體制向市場經濟體制的改革，仍然有相當多的制度使經濟增長和社會發展的交易成本居高不下，必須加強各方面的包括旅游業在內的體制改革，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濟發展的后發優勢和潛力，制度變遷對旅游經濟發展的潛力仍然很大。

4、結論與討論

面向市場化的制度安排和制度結構的持續變遷是推動中國旅游經濟發展的重要力量。從1997年到2009年，中國制度變遷與旅游經濟增長存在穩定的協整關系，市場化是旅游收入增長的Granger原因，表明以市場化改革為導向的制度變遷對旅游經濟增長的作用較為顯著；進一步利用面板數據分析顯示，市場化對旅游經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權的多元化，改善了旅游資源配置效率，提高了旅游企業績效水平，這一時期TFP增長的14.47%和旅游經濟增長的4.45%是由市場化改革貢獻的；市場化進程對不同區域旅游經濟的增長都具有顯著的正效應，但市場化水平及其變遷強度在不同區域存在顯著差異，對區域旅游經濟增長的貢獻程度也存在不同，表現在市場化水平越高的地區，旅游經濟越發達，區域的市場化變遷程度越強，邊際貢獻度也越大。

篇6

本文在分析Denison和AMaddison的教育對經濟增長貢獻測算方法的基礎上，依據Cobb- Douglas生產函數構建了基于教育投入的勞動增長型生產函數，計算1992年-2010年間黑龍江省高等教育對經濟增長貢獻率，并對計算結果進行詳細分析。

按照丹尼森等西方學者通行的算法，對于依據工資差別而計算出的教育綜合指數的增長率（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值為： 4.98+1.4×2.13= 7.96

2010年排除高教后的教育指數值為：5.90+1.4×3.56=10.88

排除高教后的年均教育指數增長率為：

根據上述計算，黑龍江省高等教育對國民生產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%。通過數據可知黑龍江省高等教育對經濟增長速度的貢獻還是比較低的。主要原因如下：

篇7

一、實證分析

(一)模型建立(1)全要素生產率的計算本文運用索洛余值法估算陜西省全要素生產率設生產函數為C—D生產函數。根據公式(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濟增長過程中各要素增長率所占產出增長率的比率，反映了要素對經濟增長作用大小。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期全社會固定資產投資額，Pt表示t期價格指數，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、價格指數以及折舊率。《陜西省統計年鑒》給出了固定資產投資價格指數。投資流量采用全社會新增固定固定資產，折舊率統一為5%。(2)產出量的選取。國內學者多以GDP衡量產出，本文以1978年為基年，剔除價格因素影響后的實際GDP作為衡量產出指標。(3)勞動力選取。為了和GDP以及資本流量統一，本文選取年初和年末就業人數的算術平均數作為就業人數指標。陜西省1978—2012年的真實產出、資本存量和勞動力投入數據見表1。

(三)結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年之后經濟增長趨勢基本處于平穩狀態。資本投入對陜西省經濟增長的貢獻率明顯高于勞動和全要素投入的貢獻率，且呈現遞增趨勢。1979至1988年，資本對經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，陜西省的經濟增長處于投資拉動型。表2數據看出，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，全省礦產資源潛在經濟價值約占全國礦產資源潛在總價值的三分之一。在這一巨大優勢的帶動下，政府及地方投入大量資本開采，建立配套的基礎設施，加快產業結構升級，經過三十年的發展，陜西省經濟發展穩中加快，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濟增長是粗放型的。資本對經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%。自實施西部大開發戰略以來，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，要實現集約型經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，勞動力投入對經濟增長的貢獻率整體呈下降趨勢，西部大開發以來，勞動力平均貢獻率為9.99%，說明經濟發展過程中逐漸向勞動集約型方向轉變。勞動力投入除了數量方面外，更重要的是人力資本投入，隨著陜西省經濟體制不斷完善、管理體制不斷創新，加強勞動力素質、提高人力資本存量成為經濟增長的重要力量。

二、政策建議

在經濟結構轉變過程中，TFP對經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、優化資源配置、調整產業結構等。1.加強人力資本勞動力素質直接影響投入產出效率，人力資本越雄厚，科技創新和技術進步的速度越快，高質量的人力資本可以提高技術轉換，提高TFP水平，轉換經濟增長路徑，提高經濟增長速度。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，加大科研經費投入，強化高等教育，加強職業技術培訓。提高人力資本的同時更要重視人才流動，優化制度環境，引進國內外優秀人才來陜工作，鼓勵城鄉人才流動，培養各行各業領軍人物;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出中的效率。陜西省是國家重點教育基地，高校、研究所數量龐大，積聚了良好的經濟發展基礎，因此更應高重視人力資本利用，拓寬經濟增長路徑，在提高經濟數量增長的同時提高經濟質量增長。

2.優化產業結構陜西省的經濟增長主要依靠資源投入拉動。近十年來，資本投入對經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%。經濟增速雖有提高，但是仍居全國中等水平，說明產業結構不甚合理，需要不斷升級和優化，以提高資源的有效利用率。改革開放以來，陜西省第一產業比重下降，高能耗、高污染的第二產業比重提高，第三產業比重變化甚微。在經濟增長過程中，政府部門應當注重引導產業結構優化，加大現代化農業的投入，以科技帶動農業發展，推進城鎮化進程，加快城鎮一體化建設，縮小城鄉差距，推動農村經濟發展;強化第二產業的技術進步，在提高工業生產總值的同時注重綠色環境、科技創新;提高第三產業的競爭力，加大第三產業投資力度，提高第三產業科技含量和勞動力素質，拓寬第三產業融資渠道和平臺，使得第三產業投資合理化、多樣化。

篇8

內容摘要：無論是在經濟領域還是在管理領域中，我國學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大國，深入探討HRM對我國工業經濟增長的貢獻率也顯得日趨重要。筆者通過建立HRM在我國工業經濟增長貢獻率演算模型，對我國2002-2011年工業原始數據進行了處理，并實證分析了HRM對我國工業經濟增長的貢獻率，最終得出了相應的分析結果，并根據分析結果提出促進我國HRM戰略發展的建議。

關鍵詞：格蘭杰因果關系 經濟增長 人力資源 貢獻率

人力資本作為生產要素的重要環節，與物力資本等因素共同參與了企業的生產過程。但從管理層面來講，HRM卻并不主動參與企業的生產過程，其主要以為企業規劃生產過程，從而提高企業生產效率來實現HRM 對企業生產過程的參與。由于HRM規劃了企業的生產過程，因此生產過程可以準確的反應生產函數中的自變量或投入量，筆者正是依此關系展開了HRM對我國工業經濟增長貢獻率的實證研究。

我國工業經濟增長中HRM貢獻率的實證分析

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

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

HRM貢獻率與工業經濟增長率的關系檢驗

筆者通過對我國2002-2011年工業經濟增長與工業HRM貢獻率間存在的關系進行檢驗，發現一階差分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的協整關系，也就是說我國2002-2011年工業經濟增長與工業HRM貢獻率間存在長期平穩的協整關系。

通過對我國2002-2011年工業經濟增長與工業HRM貢獻率間，存在的長期平穩的協整關系進行研究，發現我國工業HRM貢獻率變動因素和工業自身在一定時間內，對我國工業經濟增長形成了顯著的影響，其中工業經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經濟增長的變動，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反應了該項系數誤差修正模型本身糾正偏離平均誤差值的作用范圍，如假設糾正系數設定為1時，下一年糾正平衡狀態則應是當年均衡誤差（HRM貢獻率和工業經濟增長），通過糾正系數進行調整的。

通過演算在HRM貢獻率與我國工業經濟增長率的關系檢驗模型中，模型系數為0.017107，這表明多種其他因素共同影響著我國的工業經濟的增長率，但是當模型中的當期非均衡誤差調整能力和自身糾正能力不足以被改變時，也就表明HRM貢獻率與我國工業經濟增長率的關系屬于長期平穩的協整關系，本文所建檢驗模型正是如此，檢驗結果如表3所示。本文所建HRM貢獻率與我國工業經濟增長誤差修正模型（工業經濟增長隨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非因果關系檢驗

雖然工業經濟增長與HRM貢獻率之間存在著長期平穩的協整關系，但工業經濟增長與HRM貢獻率之間是否存在著因果關系，是否是由于工業增加值的變化引發了HRM貢獻率的變化，還是由于HRM貢獻率的變化引發了工業增加值的變化，還需要筆者進行進一步的研究。筆者依據表3的結果進行了Granger非因果關系檢驗，Granger非因果關系檢驗結果顯示：第一行零假設的Granger因果關系檢驗，其F統計量的數值是其他各列的第一行數據；第二行零假設的Granger因果關系檢驗，其F統計量的數值是為括號內的數據，如表4所示。通過對Granger非因果關系檢驗結果進行分析，筆者發現：在選擇1、2、3、4年的滯后期為基本條件時，Granger原因表現較明顯（HRM貢獻率構成工業增加值增長）；而基本條件選擇為4年后時，Granger原因表現并不明顯（工業增加值的增長構成HRM貢獻率變化），這也進一步說明了我國工業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增加值的單向Granger原因，證明了HRM貢獻率與我國工業經濟增長率的關系屬于長期平穩的協整關系。

政策建議

通過研究HRM對我國工業經濟增長的貢獻率，發現HRM貢獻率與我國工業經濟增長率的關系屬于長期平穩的協整關系。

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設置的必要性，從而讓HRM在促進我國經濟增長中發揮更好的作用。具體從HRM部門來講，無論是具體的企事業HRM部門，還是獨立的HRM公司來說，都應該從以人為本的角度出發重視HRM的發展，不斷的為提高職工的綜合素質和能力，為職工營造一個優越的工作環境，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性的工作，以及為企業肩負更重要的責任。

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境保障。績效考評管理體系作為HRM最重要的子系統，雖然其執行過程中難度相對較大，但HRM卻掌控著公司戰略目標的核心，從HRM的本質意義上進行分析不難發現，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公司的戰略目標，同時還能促進與改善公司的整體績效成績，為公司的競爭優勢與核心競爭力的提升奠定堅實的基礎；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按勞分配的基礎與前提，同時也為培訓管理體系的創新與設計提供了科學依據。此外，薪酬福利機制作為HRM的另一個重要子系統，薪酬福利機制的主要目的就是發現職工與公司的共通點，從而自發的與職工分享成果，實現公司的戰略目標。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能夠為企業經營、生產提供多少效益，及如何發揮HRM對企業經營、生產效率的帶動作用。

我國HRM管理部門可在戰略性的HRM構建核心體系指導下，通過對我國工業企業HRM戰略體系進行重新的規劃，除構建體系性結構的同時外，還應著重思考HRM戰略體系的科學性，在穩固的HRM基礎上，逐漸把科學的制度引入到HRM體系中來，有目的得開展HRM戰略體系構建工作，實現我國HRM水平的全面提升。

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篇9

改革開放以來，我國經濟已經歷了30多年的高速增長，人力資源、自然資源、資本、技術創新被看作拉動經濟增長的四大馬車。隨著技術創新對經濟增長的影響越來越顯著，技術創新對經濟增長的貢獻率高低，經濟增長是否主要靠技術創新能力來拉動等問題目前已成為研究的熱點。

二、研究方法、指標選取

20世紀50年代中期，美國著名經濟學家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為產出的年平均增長速度，一般用國內生產總值來計算，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出彈性系數。勞動力、資本和技術創新被稱為經濟增長的三要素，根據solow余值法，筆者選定的研究指標分別為：產出（Y）、資本投入（K）、勞動投入（L）。

三、基于solow余值法的數據處理

自《中國統計年鑒》中收集2004～2013年的各指標數據，如表1所示。（表1）1、回歸分析。采用SPSS－回歸分析對上述數據進行分析，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。分離技術創新、資本、勞動力對經濟增長的貢獻率：其中，GDP增長速度（GQ）、固定資產投資增長速度（GK）、全社會從業人員增長速度（GL）、乘以彈性系數后的資本增長速度（aGK）、乘以彈性系數后的勞動增長速度（bGL）、技術創新增長速度（Ga）、經濟增長中技術創新貢獻率（Ea）、經濟增長中資本貢獻率（Ek）、經濟增長中勞動力貢獻率（El）。各指標的計算公式如下：①Ga=GQ-0.06GK-1.298GL②Ea=Ga/GQ×100%③Ek=aKG/GQ×100%④El=bGL/GQ×100%可以看出技術創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%。各年的資本在經濟增長中的貢獻率波動幅度較大，穩定性差。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濟增長的各因素中作用力最小。

四、結論

篇10

關鍵詞：經濟增長　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濟增長的“三駕馬車”，對經濟增長具有不同的作用。消費需求作為經濟運行的主要動力，既是gdp的組成部分，又是拉動經濟增長的助推器。投資需求作為一把“雙刃劍”，短期可以增加需求，拉動經濟增長；長期可以形成一定的生產力，增加社會產品的生產能力，提高商品供給，推動經濟增長。外貿是經濟增長的發動機。出口的增長會導致國內有效需求的增加，有利于一國進行必要的外匯積累，資本和技術的進口，從而提高生產能力。另外，出口的增加也能提高企業的生產效率，促進企業技術進步和創新，增強企業的國際競爭力，從而獲得外部規模經濟效益。

一、“三駕馬車”對青海省經濟增長的貢獻及拉動分析

按支出法統計的gdp是從需求角度衡量國民經濟發展的總量指標，它由最終消費、資本形成總額、貨物和服務凈出口三部分構成，其公式為：

支出法國內生產總值=最終消費+固定資本投資總額+貨物和服務凈出口

三大需求要素各增加量之和即為當年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

根據上表我們可以看出：

(一)最終消費需求對青海省經濟增長貢獻較平穩

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

(二)資本的形成對經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、貨物和服務凈出口對經濟增長的平均貢獻份額上看，資本形成對經濟增長的影響高達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年資本形成對經濟增長的貢獻率達92.84％，對經濟的拉動為8.36個百分點，之后在2001年又達到高峰時期，對經濟增長完全起拉動作用；2001年經濟增長率為13.82％，資本形成的貢獻率高達140.64％，對經濟增長的拉動為16.45個百分點；2002年資本形成仍對經濟增長起絕對拉動作用，對經濟增長拉動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，對經濟增長的貢獻率高達82.46％。

(三)貨物及服務凈出口對經濟增長貢獻的波動較大，且對經濟增長呈負效應

青海省地處青藏高原又深居內陸地區，其對外貿易發展水平較低。“八五”之前其貿易主要以農畜產品為主，近年來隨著產業結構的不斷調整，雖一改過去單一產品對外貿易出口的格局形式，但由于自身技術水平的限制，加之全球經濟一體化發展，對外貿易產品需求更加趨向專業化、技術化、科技化。從而極大制約了青海省對外貿易發展，對外貿易對經濟發展的影響處于劣勢地位。1998年之前，青海省貨物和服務凈出口對經濟增長的貢獻呈正值，且對經濟增長的拉動均在1個百分點之上。自1998年開始，青海省貨物和服務凈出口對經濟增長的貢獻呈負值，而且下降比速較快，2001年對經濟增長的貢獻下降到116.10％，達到對經濟影響的最低點對經濟的拉動為-13.58個百分點。之所以造成這種局面主要是由于產品技術含量較低，不能達到相關國際產品標準，致使對外貿易發展遇到了阻挫，對經濟發展產生較大的負面影響。

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濟增長的拉動作用進行分析。

根據三大需求要素與yfgdpi增長之間的關系，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

本文根據青海省1983—2009年相關數據，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，說明模型的擬合優度非常高。根據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，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％經濟將增加0.36％，投資每增加1％經濟將增加0.63％，出口每增加1％經濟將增加0.02％，進口每增加1％將使經濟減少0.01％。從彈性系數角度分析可知，投資是青海省經濟增長的主要因素，消費次之，而出口對促進青海省經濟增長的作用偏小，進口對經濟增長起反向的拉動作用，這一定程度上說明了青海省經濟增長主要依靠消費和投資推動。

三、結論與建議

根據上述模型和數據統計分析可以看出，近年來青海省投資拉動型的經濟增長趨勢更加明顯，經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，消費在未來數年內將超過投資貢獻成為促進青海省經濟增長的第一要素。就目前來看，青海省凈出口對經濟增長的貢獻相對不大，相關性不強，不是青海省gdp增長的主要拉動力量：但從長期來看，青海省對外貿易依存度一度呈上升趨勢，隨著經濟全球化進程逐漸深入，進出口對青海省經濟增長的貢獻將可能與投資和消費對青海省經濟增長的貢獻不分伯仲。

為進一步促進青海省經濟的快速穩定發展，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，滿足地區經濟發展的需求

從模型中可以看出，投資對產出的影響大于消費，且貢獻率較大。這是由于青海省正處于工業化和城市化發展進程中，資本形成對經濟增長的作用是不言而喻的，因此，青海省應加大投資力度，提高政府投資的效益，充分調動民間投資，滿足地區經濟建設需要。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，低水平重復投資現象嚴重，對環境也造成了嚴重破壞，今后應致力于改善投資結構和投資力度，以提高投資的利用效率。

(二)縮小城鄉收入差距，刺激消費，擴大內需

擴大內需是促進經濟發展的內在主動力。雖然投資需求對青海省經濟增長的貢獻最大，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，不斷使產業結構和消費結構相匹配，減小貧富差距，特別要致力于提高農牧民收入，實現城鄉協調發展，完善社會保障體系，以促使經濟的穩定協調發展。