導(dǎo)語(yǔ)：如何才能寫好一篇經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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

【關(guān)鍵詞】索羅模型，余值法，科技貢獻(xiàn)率

一、引言

21 世紀(jì)是知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展越來(lái)越依賴于科技水平的提高。那么在北京經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中科技發(fā)揮了多大作用呢？從 1978 年到 2008 年，在北京經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中科技的貢獻(xiàn)如何衡量，以及如何指導(dǎo)今后北京市的科技發(fā)展？這些問題的解決對(duì)于更好地發(fā)揮科技在北京經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的功能具有重要意義。

二、模型與數(shù)據(jù)

（一）擴(kuò)展的索羅模型

首先引入一個(gè)規(guī)模報(bào)酬不變的索羅生產(chǎn)函數(shù)Y KαtLβt，將其化為要素投入形式，設(shè)生產(chǎn)函數(shù)為：

Q=F（K，L，t） （1），則：lnQ=lnA+αlnL+βlnK （2）

（二）實(shí)證模型與數(shù)據(jù)

1.實(shí)證模型。以（2）為基礎(chǔ)，用 GDP 代表產(chǎn)出、用資本存量 K代表資本投入、用從業(yè)人員數(shù)量 L 代替勞動(dòng)投入，我們提出如下回歸模型并用多元最小二乘回歸可以估計(jì)出式（3）中的參數(shù)lnA，α，β：lnGDPt=lnA+αlnLt+βlnkt+μt.......（3）

2.科技貢獻(xiàn)率測(cè)算方法

本文主要采用索洛余值法，即：ΔA/A=ΔGDP/GDP-α×ΔL/L-β×ΔK/K （4）

由式（4）可求出科技貢獻(xiàn)率：EA：EA=（ΔA/A）/（ΔGDP/GDP）×100%（5）

3.數(shù)據(jù)。

數(shù)據(jù)來(lái)源是歷年《北京統(tǒng)計(jì)年鑒》。其中，選取北京市固定資產(chǎn)存量數(shù)據(jù)作為資本投入指標(biāo)。本文使用永續(xù)盤存法對(duì)中國(guó)資本存量進(jìn)行估算：公式為：kt=It+（1-θt）kt-1 其中，kt表示第 t 年末的資本存量，It表示第t 年的投資，θt表示第t 年的折舊率。本文選定固定資產(chǎn)折舊率為6%。

三、回歸結(jié)果及貢獻(xiàn)率計(jì)算

（一）回歸結(jié)果

使用 Eviews6.0，采取 Cochrane- Orcutt 的兩步迭代和White加權(quán)的方法消除序列相關(guān)和異方差問題，得到如下結(jié)果：

lnGDP=-1.25+0.14lnL+0.896lnK+102AR（1）- 0.12AR（2）

（- 0.81）* （0.618）* （42.59）*** （4.99）*** （-0.63）***

R2=0.99 R2=0.99 F=2369.183*** D.W.=1.99（注：*、*** 分別表示在 10%和 1%的顯著性水平上顯著）

（二）貢獻(xiàn)率計(jì)算

回歸結(jié)果從整體上表現(xiàn)出較高的擬合優(yōu)度和總體顯著性。lnL和lnK對(duì)lnGDP的影響都具顯著性。根據(jù)公式（4）、（5）計(jì)算出科技邊際產(chǎn)出ΔA/A，科技貢獻(xiàn)率EA。

結(jié)果如下表1所示：

四、對(duì)科技貢獻(xiàn)率的分析

剔除 1981 年的異常值，由上面統(tǒng)計(jì)可知：

1、 在1979～2009 年間，北京市經(jīng)濟(jì)發(fā)展中科技的貢獻(xiàn)率平均為 -23.39%，而且波動(dòng)性很大，最小值為 1989 年的 - 186.08%，最大值為 1992 年的 52.76%。

2、 從科技的邊際產(chǎn)出來(lái)看，1979～2008年北京市科技邊際產(chǎn)出最低的年份為 1986 年，邊際產(chǎn)出為 - 0.1246，說明GDP每增長(zhǎng)1%，科技在其中的反向作用為- 12.46%，最高的年份為1992年，科技的邊際產(chǎn)出為0.059，說明 GDP 每增長(zhǎng) 1%，科技的作用為5.95%，而其它年份的變動(dòng)都比較平緩。

五、結(jié)論及政策建議

基于以上結(jié)論可以判斷，北京的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍主要依賴于資本投入，要充分發(fā)揮科技的作用，需要從以下方面入手：

第一，把握好經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與資本投入的關(guān)系，特別要注意防止資本投入大起大落，使資本投入保持穩(wěn)定較快的增長(zhǎng)，發(fā)揮資本投入促進(jìn)科技邊際產(chǎn)出的作用，在資金投入方面加強(qiáng)政府對(duì)科技投入的引導(dǎo)，改變目前資本投入對(duì)科技貢獻(xiàn)的擠出效益。

第二，更加重視勞動(dòng)者在科技創(chuàng)新中的作用，對(duì)目前勞動(dòng)質(zhì)量的改善促進(jìn)科技邊際產(chǎn)出提升的作用進(jìn)行積極引導(dǎo)，增加科技創(chuàng)新在勞動(dòng)所得中的比重，在職業(yè)教育、技能培訓(xùn)、項(xiàng)目科研制定更具吸引力的政策。

第三，積極調(diào)整科技政策，強(qiáng)化財(cái)政科技投入，加大政府科技投入力度，明確資助重點(diǎn)，全方位支持技術(shù)開發(fā)和高新技術(shù)，完善科技投入的政策法規(guī)，優(yōu)化財(cái)政科技投入的結(jié)構(gòu)。

參考文獻(xiàn)：

[1]曾國(guó)平.“我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率研究”[J].商場(chǎng)現(xiàn)代化，2009（ 9）

篇2

以珠海市2000-2014年的投入產(chǎn)出統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為例，測(cè)算出科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率，分析科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率與該市地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率之間的變化趨勢(shì)，并就正確評(píng)估科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率在城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用及其與城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行闡述。

關(guān)鍵詞：

科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；影響；珠海市

隨著當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)整體進(jìn)入結(jié)構(gòu)性減速期，研究科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率（又稱全要數(shù)貢獻(xiàn)率TFP）對(duì)城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的潛在影響變得越來(lái)越重要。當(dāng)前比較一致的觀點(diǎn)是：由于外界沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的影響，度量短期內(nèi)的科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率意義不大。因此本文采用2000年至2014年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，測(cè)算出珠海市科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率，再分析評(píng)估其在城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用、局限性，并就科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率與城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系作出闡述。

1測(cè)算方法和數(shù)據(jù)處理

1.1測(cè)算方法目前，以生產(chǎn)函數(shù)模型為基礎(chǔ)的索洛（Solow）余值法是測(cè)算科技貢獻(xiàn)率最為廣泛的研究方法。該方法要求市場(chǎng)完全競(jìng)爭(zhēng)、規(guī)模報(bào)酬不變、技術(shù)進(jìn)步為希克斯中性等約束條件。本文采用索洛余值法對(duì)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率進(jìn)行測(cè)算，主要原因是自2000年以后，該市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境可近視為符合完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)、規(guī)模報(bào)酬不變和技術(shù)進(jìn)步為希克斯中性等約束條件。

2數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

測(cè)算數(shù)據(jù)來(lái)源于2000年至2014年《廣東省統(tǒng)計(jì)年鑒》以及珠海市統(tǒng)計(jì)年鑒。

2.1經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出量Y的數(shù)據(jù)處理將國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值作為經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出量Y，通過2000年至2014年該市的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值統(tǒng)計(jì)表，可以得到2000年為基期的不變價(jià)格城市實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值。

2.2資本投入量K的數(shù)據(jù)處理將固定資本存量作為資本投入量K，采用“永續(xù)盤存法”（PIM）來(lái)計(jì)算，即對(duì)該市歷年來(lái)形成的固定資產(chǎn)進(jìn)行重新估價(jià)后，再根據(jù)所選的折舊方式來(lái)確定資本消耗，最后逐年推算得出歷年的資本存量總額，其計(jì)算表達(dá)式為：Kt=It+（1-δ）Kt-1其中Kt為第t年的資本存量，It為第t年的固定資產(chǎn)形成額，δ是固定資產(chǎn)存量折舊率。本文固定資產(chǎn)存量折舊率取國(guó)內(nèi)各研究的綜合估計(jì)值0.13，同時(shí)參考和借鑒現(xiàn)有關(guān)于廣東省及珠三角地區(qū)歷年來(lái)固定資本存量估算的研究思路、方法及成果，利用該市歷年來(lái)占比珠三角地區(qū)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的數(shù)據(jù)序列，估算2000年至2014年該市的固定資本存量。

2.3勞動(dòng)投入量L數(shù)據(jù)計(jì)算勞動(dòng)投入量L，采用可直接用于對(duì)比的城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員數(shù)作為計(jì)算數(shù)據(jù)。

2.4科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率測(cè)算根據(jù)上述統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，可計(jì)算出產(chǎn)出量Y、固定資本存量K和勞動(dòng)投入量L的增長(zhǎng)率，代入上述索洛余值法測(cè)算計(jì)算公式，即可得到科技進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率，如表1所示。

2.5科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率與地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)之間的關(guān)系由圖1可知，2004年至2008年珠海市科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率達(dá)到一個(gè)峰值，其后表現(xiàn)較為平穩(wěn)，2007年至2011年出現(xiàn)一個(gè)明顯的下降，之后在2008年至2012年又呈現(xiàn)出整體上升趨勢(shì)。出現(xiàn)上述現(xiàn)象，本文分析認(rèn)為主要原因有以下幾點(diǎn)：一是2008年以前，該市地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)對(duì)資本投入和勞動(dòng)力投入依賴不大，科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率保持平穩(wěn)上升趨勢(shì)；二是2008以后,受金融危機(jī)的整體影響，該市地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)對(duì)資本投入的依賴開始增大，導(dǎo)致科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率出現(xiàn)一定下降；三是2012以后,該市整體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型成效開始逐漸顯現(xiàn)，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中的比重增大，科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率又開始呈現(xiàn)上升。從整體上看，2000年至2014年珠海市年均科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率年達(dá)到52.12%，并且與該市的地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率呈現(xiàn)高度正相關(guān)性，說明科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值有潛在促進(jìn)作用。

3科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率參考價(jià)值的局限性

科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率對(duì)于評(píng)價(jià)一個(gè)地區(qū)、一種產(chǎn)業(yè)或行業(yè)具有重要參考意義，特別是當(dāng)它與其他指標(biāo)相結(jié)合時(shí)，可以反映出一個(gè)國(guó)或者地區(qū)在經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)中存在的潛在問題，具有重要參考價(jià)值。但是根據(jù)當(dāng)前的測(cè)算數(shù)學(xué)模型，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出中除了勞動(dòng)與資本之外的部分全部都是科技進(jìn)步貢獻(xiàn)份額，是忽略了資源配置、規(guī)模經(jīng)濟(jì)、產(chǎn)品構(gòu)成、教育水平等因素的影響。特別是在經(jīng)濟(jì)劇烈波動(dòng)時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、資本增長(zhǎng)率和勞力增長(zhǎng)率三個(gè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)易受到影響，測(cè)算出來(lái)的數(shù)據(jù)往往嚴(yán)重失真。因此對(duì)于科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率這一指標(biāo)，注意以下兩個(gè)方面的問題：（1）從使用性質(zhì)上來(lái)看，該指標(biāo)不適合作為絕對(duì)值指標(biāo)。科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率不同于其他總量指標(biāo)或者平均指標(biāo)，它實(shí)際上反映的是兩個(gè)增長(zhǎng)率之比，其大小取決于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度和科技進(jìn)步速度之間的關(guān)系。當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度較慢時(shí)，科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率就會(huì)較大；當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度較快時(shí)，科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率就會(huì)較小。即使是一些發(fā)達(dá)國(guó)家或地區(qū)，其經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期的科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率也不是特別高。不能簡(jiǎn)單依據(jù)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的高低，進(jìn)而評(píng)價(jià)一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的科技發(fā)展水平。（2）從測(cè)算時(shí)間長(zhǎng)度上看，該指標(biāo)不適合作為短期指標(biāo)。因?yàn)榭萍歼M(jìn)步貢獻(xiàn)率往往具有較大的波動(dòng)性，表現(xiàn)在分析圖表上就是一定的滯后性、長(zhǎng)期性及周期性。這是因?yàn)榭萍歼M(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)是儲(chǔ)備和積累的過程，與經(jīng)濟(jì)周期和科技進(jìn)步自身發(fā)展規(guī)律密切相關(guān)。因此，在運(yùn)用這一指標(biāo)上，建議有關(guān)部門要積極宣傳科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的正確涵義，避免對(duì)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的作用過分夸大，特別是不能簡(jiǎn)單地將科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率跟考核評(píng)優(yōu)聯(lián)系起來(lái)，要綜合資本和勞動(dòng)的角度，分析評(píng)價(jià)一個(gè)地區(qū)的科技進(jìn)步水平，進(jìn)而說明在一定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率前提下的科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率作用。

參考文獻(xiàn)：

［1］何錦義.關(guān)于科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的幾點(diǎn)認(rèn)識(shí)［J］.統(tǒng)計(jì)研究，2012（8）.

［2］郭存芝，杜延軍，李春吉.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)［M］.科學(xué)出版社，2009.［3］黃國(guó)華，呂開顏.珠江三角洲經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素分析［J］.南方經(jīng)濟(jì)，2006（3）.

［4］孫輝，支大林.對(duì)中國(guó)各省資本存量的估計(jì)及典1978-2008［J］.廣東金融學(xué)院學(xué)報(bào)，2010（5）.

篇3

關(guān)鍵詞：外商直接投資　經(jīng)濟(jì)差距　貢獻(xiàn)率

一、引言

我國(guó)有許多學(xué)者如魏后凱、武劍等對(duì)FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系從宏觀的角度進(jìn)行了實(shí)證研究，使用宏觀數(shù)據(jù)對(duì)FDI與GDP、FDI與進(jìn)出口總額(T)做回歸分析或相關(guān)性分析，結(jié)果都表明FDI促進(jìn)了我國(guó)GDP值和進(jìn)出口總額的增長(zhǎng)，外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的正相關(guān)關(guān)系，并認(rèn)為近20年來(lái)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在很大程度上來(lái)源于外商直接投資。但FDI在推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，是不是因其在地區(qū)分布上不平衡而進(jìn)一步擴(kuò)大了區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)差距?本文從定性和定最兩個(gè)角度研究外商直接投資對(duì)東，西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率，再比較兩者的貢獻(xiàn)率是否一致，從而說明外商直接投資使區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距趨于收斂還是發(fā)散。

二、FDI影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的基本理論

普遍認(rèn)為美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家H?錢納里和A?斯特勞特1969年創(chuàng)立的儲(chǔ)蓄和外匯雙缺口模型最能經(jīng)典地解釋外資對(duì)發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。該模型認(rèn)為，大多數(shù)發(fā)展中國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展主要受三種因素約束：一是儲(chǔ)蓄約束，即國(guó)內(nèi)需求水平低，不足以支持周內(nèi)投資需求的擴(kuò)張，影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展；二是外匯約束，有限的外匯收入不足以支付經(jīng)濟(jì)發(fā)展所需要的資本品和消費(fèi)品進(jìn)口，阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展；三是吸收能力約束，即由于缺乏必需的技術(shù)和管理，無(wú)法有效地使用外資和各種資源，從而影響生產(chǎn)率的提高和經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

如果發(fā)展中國(guó)家能成功利用外資便可以逐漸彌補(bǔ)和克服儲(chǔ)蓄、外匯和技術(shù)缺口的約束，增加l國(guó)民總儲(chǔ)蓄和總投資，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。即外資通過把區(qū)域的儲(chǔ)蓄傾向轉(zhuǎn)變?yōu)檎鎸?shí)的投資來(lái)實(shí)現(xiàn)其發(fā)展的功能；外資通過改善投資地的原有資產(chǎn)存量，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，并進(jìn)一步通過新建企業(yè)形成高質(zhì)量資產(chǎn)，通過收購(gòu)和兼并提高原有資產(chǎn)存量；外資帶來(lái)國(guó)外先進(jìn)實(shí)用的技術(shù)、設(shè)備和科學(xué)的管理方式促進(jìn)一同或地區(qū)的發(fā)展；外資有利于發(fā)展中國(guó)家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)管理體制的改革和完善、提高管理效率、降低企業(yè)的交易成本從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

三、FDI在我國(guó)東、西部的二元分布現(xiàn)狀

20世紀(jì)90年代以來(lái)自改革開放以來(lái)，外商直接投資成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的助推器已是不爭(zhēng)的事實(shí)。FDI已成為我國(guó)利用外資的上要方式，占全部利用外資比重70％以上，中國(guó)直接利用投資額從1990年的排名第17位一躍為2002年的全球第4位．共吸引4480億美元投資。目前，中國(guó)已成為僅次于美國(guó)的全球第二吸引外資國(guó)。

但FDI在我國(guó)的分布很不平衡。截至2002年底，中中實(shí)際利用FDI總額為4479.70億美元，其中地方占4376.09億美元，而東部為3826.54億美元，占地方實(shí)際使用FDI總額的87.44％西部?jī)H為155.7億美元，占實(shí)際使用FDI總額的3.56％。這與西部12省市，2億多人口，占一半還多的國(guó)土面積完全不相符合。FDI在東西部分布已是嚴(yán)重的二元性。

從總值上看，中國(guó)實(shí)際利用FDI一直呈穩(wěn)步增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，呈現(xiàn)“東高西低”的基本格局，東部省區(qū)明顯高于西部省區(qū)。從增幅上看也是如此，以2002年統(tǒng)計(jì)為例．東部沿海地區(qū)吸引FDI為458.58億美元，比上年增長(zhǎng)11.62％，占全國(guó)實(shí)際利用外資總額的86.63‰西部地區(qū)實(shí)際利用外資比重小，呈下降趨勢(shì)，僅吸引外資20.05億美元，占總額的3.82％。在整體增幅下降同時(shí)，部分西部省區(qū)如吉林(-27.51％)、河南(-11.3％)、山西(-8.11％)、重慶(-23.44％)、甘肅(-17.57％)、四川(-4.47％)等省區(qū)出現(xiàn)不同程度的負(fù)增長(zhǎng)。這種趨勢(shì)將使FDI在東西部地區(qū)分布進(jìn)一步拉大差距，強(qiáng)化了FDI區(qū)域分布的二元性特征。

四、FDI對(duì)東、西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率分析

自改革開放以來(lái)，中國(guó)實(shí)際利用FDI一直呈穩(wěn)步增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，呈現(xiàn)“東高西低”的基本格局。同時(shí)這一時(shí)期的東、西部的GDP結(jié)構(gòu)也呈現(xiàn)出幾乎完全相同的增長(zhǎng)趨勢(shì)，東、西部的GDP的絕對(duì)差距明顯拉大。

根據(jù)國(guó)民收入水平?jīng)Q定理論，投資在推動(dòng)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)中起著重要的作用。而FDI作為總投資的一部分，明顯對(duì)投資區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著積極的作用，也是使東、西部經(jīng)濟(jì)差距擴(kuò)大的重要因素。

為了精確分析FDI與東部，西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)性(FDI能否促進(jìn)東西部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，能在多大程度上促進(jìn)增長(zhǎng))，以時(shí)間序列為1992年到2002年，選取直接使用的外資額(FDI)為自變量，以國(guó)民生產(chǎn)總值(GDP)為因變量，用最小二乘法進(jìn)行線性回歸擬合，構(gòu)建回歸模型：

(二)東、西部FDI的系數(shù)分別為0.72和0.46，說明FDI的邊際產(chǎn)出彈性在東部比西部高，也說明FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用東部大，西部小，對(duì)東部經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率高。這與我們的觀察是一致的，由于東部各方面的條件好，F(xiàn)DI對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用當(dāng)然要比西部大。FDI在東部的促進(jìn)作用大于西部，由此加大東，西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差距。

從以上分析可以知道，F(xiàn)DI對(duì)東、西部的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均有顯著促進(jìn)作用，但FDI對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用東部大，西部小，又存在FDI在東西部地域分布不平衡，西部吸引的FDI遠(yuǎn)低于東部的現(xiàn)狀。由于FDI與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間形成了一種循環(huán)累積效應(yīng)，F(xiàn)DI在東、西部經(jīng)濟(jì)差距的擴(kuò)大中所起的作用將越來(lái)越大。在這種作用下，東西部經(jīng)濟(jì)差距必然進(jìn)一步拉大。堅(jiān)持東、西部經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展，逐步縮小東、西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展的差距，最終實(shí)現(xiàn)共同進(jìn)步是社會(huì)主義現(xiàn)代化建設(shè)的內(nèi)在客觀要求。因此，我們應(yīng)合理利用FDI，充分發(fā)揮其在我國(guó)東、西部經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展中的促進(jìn)作用，縮小東、西部經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距。

五、分析FDI二元分布的原因，改變FDI不平衡分布

FDI二元分布不是偶然形成的，有其深層次的原因，只有找到了FDI二元分布的原因，才能采取措施改變FDI不平衡分布的現(xiàn)狀，我認(rèn)為FDI選擇東部的重要原因有兩個(gè)：

(一)東部具有良好的區(qū)位優(yōu)勢(shì)

區(qū)位選擇是跨國(guó)公司FDI首要基本問題。根據(jù)鄧寧的“國(guó)際生產(chǎn)折衷理論”，區(qū)位優(yōu)勢(shì)是區(qū)位選擇的準(zhǔn)則。就跨國(guó)公司而言，區(qū)位優(yōu)勢(shì)是指跨國(guó)公司在投資區(qū)位上具有的選擇優(yōu)勢(shì)；就東道國(guó)內(nèi)部具體區(qū)位而言，是吸引外資的特定區(qū)位優(yōu)勢(shì)，這個(gè)區(qū)位具有的優(yōu)勢(shì)，不一定那個(gè)區(qū)位也具有。在華跨國(guó)公司一般以市場(chǎng)占有、利潤(rùn)最大化為戰(zhàn)略取向。在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)國(guó)

家，市場(chǎng)具有不確定性，同時(shí)，又具有巨大的市場(chǎng)增長(zhǎng)潛力。信息成本、積聚經(jīng)濟(jì)構(gòu)成了吸引FDI的區(qū)位優(yōu)勢(shì)。跨國(guó)公司傾向于信息成本低、具有積聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的地區(qū)。

在我國(guó)，信息成本低的地區(qū)主要是：地區(qū)經(jīng)濟(jì)中心，沿海地區(qū)，已經(jīng)建立大量三資企業(yè)的區(qū)位，外商可以享受優(yōu)惠政策的區(qū)位。上述四種低信息成本地區(qū)，幾乎都在東部沿海發(fā)達(dá)地區(qū)，可以說：東部省區(qū)的信息成本優(yōu)勢(shì)構(gòu)成了吸引外資的特定區(qū)位優(yōu)勢(shì)。

東南沿海的“珠三角”、“長(zhǎng)三角”、“環(huán)勃海”區(qū)域，有強(qiáng)大的“產(chǎn)業(yè)空間積聚形成的產(chǎn)業(yè)特定的溢出效應(yīng)和自然優(yōu)勢(shì)”，F(xiàn)DI選擇這樣具有積聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的地區(qū)在情理之中。

東部沿海經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省區(qū)具有區(qū)位優(yōu)勢(shì)，有利于跨國(guó)公司投資，實(shí)現(xiàn)其戰(zhàn)略目標(biāo)，所以，F(xiàn)DI主要流向東部地區(qū)。例如，廣東、江蘇、山東三省在全國(guó)范圍內(nèi)具有突出的區(qū)位比較優(yōu)勢(shì)，因而，F(xiàn)DI集中分布于三省(約占50％)。

(二)國(guó)家的政策因素

從改革開放到西部大開發(fā)前，國(guó)家根據(jù)“梯度發(fā)展理論”，制定了東部?jī)?yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略，給予了東部地區(qū)10幾年的優(yōu)惠政策，F(xiàn)DI在東部享受著“超國(guó)民待遇”，與此同時(shí)，西部的企業(yè)承擔(dān)著相對(duì)而言較沉重的稅收壓力。這個(gè)時(shí)期FDI當(dāng)然不會(huì)選擇西部。西部大開發(fā)后，國(guó)家給了西部與東部沿海一樣的稅收政策，但西部在其他方面均無(wú)優(yōu)勢(shì)可言(如區(qū)位優(yōu)勢(shì)，規(guī)模效應(yīng)，科研能力等等)，與東部一樣的稅收政策對(duì)FDI并沒有多少吸引力。這種稅收優(yōu)惠政策權(quán)利分配上的平等隱含著因相對(duì)差距導(dǎo)致的事實(shí)上的不平等。

六、建議

篇4

關(guān)鍵詞:高等教育 廣東 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率 貢獻(xiàn)

高等教育不僅對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展有著直接的貢獻(xiàn)，而且可以通過提高勞動(dòng)者素質(zhì)達(dá)到對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。因此，測(cè)算廣東省高等教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率，對(duì)于處理好廣東省高等教育發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系具有重要的意義。

一、計(jì)算高等教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率的模型選擇

在定量分析中，柯布—道格拉斯（C-D）生產(chǎn)函數(shù)是國(guó)內(nèi)外眾多估算方法的基礎(chǔ)，本文也主要在柯布—道格拉斯（C-D）生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上進(jìn)一步細(xì)分教育投入和經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出之間的函數(shù)關(guān)系。

柯布—道格拉斯（C-D）生產(chǎn)函數(shù)是由美國(guó)數(shù)學(xué)家柯布和經(jīng)濟(jì)學(xué)家道格拉斯根據(jù)歷史統(tǒng)計(jì)資料，研究二十世紀(jì)處在研究美國(guó)制造業(yè)勞動(dòng)和資本對(duì)產(chǎn)出的作用時(shí)得出一個(gè)生產(chǎn)函數(shù)，即著名的柯布—道格拉斯（C-D）生產(chǎn)函數(shù)：

Y=AKαLβ （1）

這個(gè)生產(chǎn)函數(shù)可以表述為:假設(shè)土地?cái)?shù)量沒有變化，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素抽象為資本K、勞動(dòng)L和技術(shù)進(jìn)步率A，K、L可以相互替代，且能以可變的比例組合，又假設(shè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于完全競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，生產(chǎn)要素都以其邊際產(chǎn)品作為報(bào)酬，規(guī)模報(bào)酬保持不變，那么在時(shí)間t范圍內(nèi)變化的中性技術(shù)進(jìn)步的產(chǎn)出增長(zhǎng)模型可以被構(gòu)造為:Yt=At KtαLtβ （2）

其中，Yt是第t期經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出量，用GDP表示； At為第t期技術(shù)水平，一般作為常數(shù)；Kt為第t期的物質(zhì)資本存量；Lt為第t期人力資本存量；α是資本的產(chǎn)出彈性系數(shù)，β是勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性系數(shù)，而且α﹥0，β﹥0，α﹢β=1 。

人力資本理論認(rèn)為教育能提高勞動(dòng)力的質(zhì)量，也就等于使初始勞動(dòng)力投入量成倍增加，因此可以將勞動(dòng)投入量細(xì)化為初始勞動(dòng)力L0與教育投入E的乘積，于是公式（1）就可以轉(zhuǎn)化為： Yt=AtKαt（L0tEt）β (3)

這同時(shí)和新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的代表人物盧卡斯（Robert E Lucas）于1988年提出的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型Y=Kα（Hl）1-α的思想基本一致（《經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)導(dǎo)論》，2002）對(duì)公式（3）兩邊取自然對(duì)數(shù)后再求時(shí)間t的全導(dǎo)數(shù)，然后再用差分方程近似代替微分方程得到方程：y=a+αk+βl0+βe（4）

其中，y表示一定時(shí)期內(nèi)經(jīng)濟(jì)的年均增長(zhǎng)率，a為社會(huì)技術(shù)進(jìn)步的水平增長(zhǎng)率，α表示產(chǎn)出的資本投入彈性，K為資本投入的年均增長(zhǎng)率，β表示產(chǎn)出的勞動(dòng)投入彈性，l0代表初始勞動(dòng)投入的年均增長(zhǎng)率，e代表教育投入的年均增長(zhǎng)率。因此，估算教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的貢獻(xiàn)可表示為：

Re=（ye/y）×100%=（βe/y）×100% (5)

公式(5)是目前國(guó)際廣泛采用的計(jì)算教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率的模型，它表示教育這個(gè)要素投入所帶來(lái)的那部分國(guó)民產(chǎn)值的增長(zhǎng)率占國(guó)民產(chǎn)值總增長(zhǎng)率的比率。在實(shí)際計(jì)算過程中，教育投入的年均增長(zhǎng)率e也可以表示教育綜合指數(shù)的年均增長(zhǎng)率。在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步求出廣東高等教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。

二、勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性系數(shù)β的測(cè)算

在本文的模型中，β的系數(shù)值對(duì)模型的影響較大。本文主要根據(jù)廣東省2000~2009年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，采用時(shí)間序列回歸分析的方法，在柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)Yt=AtKtαLtβ 的基礎(chǔ)上 ，通過 兩邊取自然對(duì)數(shù)構(gòu)造線形回歸模型:lnYt=lnAt+αlnKt+βlnLt，設(shè)α+β=1。為避免出現(xiàn)序列自相關(guān)和多重共線形問題，在上述生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上，構(gòu)造一階差分方程： lnYt- lnYt-1=C0+α（lnKt－lnKt-1）+β（lnLt－lnLt-1）+θ，設(shè)α+β=1。這里θ為隨機(jī)誤差項(xiàng)，假設(shè)其均值為0，且自變量的一階差分與隨機(jī)誤差項(xiàng)無(wú)關(guān)。

2000年固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)（1978=1），實(shí)際投資額（1978價(jià)格），實(shí)際資本存量（1978年價(jià)格）來(lái)自張軍、吳桂英、張吉鵬，中國(guó)省際物質(zhì)資本存量估算：1952-2000，經(jīng)濟(jì)研究，2004年第10期，P42-43

2001-2008年的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)（1978=1），實(shí)際投資額（1978年價(jià)格），實(shí)際資本存量（1978年價(jià)格）：根據(jù)張軍等（2004）采用的方法計(jì)算得出。

運(yùn)用SPSS軟件求出β的值，其中，Y表示廣東省2000-2009年實(shí)際GDP，參見表1；K表示廣東2000-2008年折舊后的資本存量，參見表2；L表示廣東省2000-2009年從業(yè)人數(shù)，參見表3。

將廣東省歷年GDP對(duì)數(shù)的一階差分lnYt- lnYt-1、實(shí)際資本存量對(duì)數(shù)的一階差分lnKt－lnKt-1、從業(yè)人數(shù)對(duì)數(shù)的一階差分lnLt－lnLt-1，代入一階差分方程：lnYt- lnYt-1=C0+α（lnKt－lnKt-1）+β（lnLt－lnLt-1），運(yùn)用SPSS軟件進(jìn)行回歸分析。得到以下分析結(jié)果：

由以上回歸結(jié)果可以看出，建立的廣東省勞動(dòng)投入的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的回歸模型是成立的。從回歸結(jié)果得到廣東省的的勞動(dòng)的投入彈性β為0.636。

三、 計(jì)算廣東教育投入的年均增長(zhǎng)率e和高等教育的年均增長(zhǎng)率eh

第1步，分別計(jì)算2000年、2008年廣東從業(yè)人員的人均教育綜合指數(shù)

(一)用教育綜合指數(shù)代表由于教育程度的提高而帶來(lái)的勞動(dòng)投入量，需要確定勞動(dòng)簡(jiǎn)化率

關(guān)于勞動(dòng)簡(jiǎn)化率的確定是個(gè)復(fù)雜的問題，目前主要有三種方法：西方的丹尼森和麥迪遜的“工資收入法”（又稱“丹尼森系數(shù)法”）、前蘇聯(lián)的“復(fù)雜勞動(dòng)簡(jiǎn)化法”（又稱“勞動(dòng)質(zhì)量修正法”）以及中國(guó)學(xué)者的“修正的勞動(dòng)簡(jiǎn)化法”。各種方法測(cè)算的結(jié)果差距比較大，僅中國(guó)學(xué)者在采用修正的額勞動(dòng)簡(jiǎn)化法時(shí)就計(jì)算出四種（分別根據(jù)工資法、教育年限法、工作年總課時(shí)數(shù)法和勞動(dòng)生產(chǎn)率法）等不同結(jié)果。

丹尼森“工資收入法”在中國(guó)使用時(shí)，學(xué)者們一般是部分地考慮中國(guó)的實(shí)際情況，采用不同文化程度勞動(dòng)者的平均工資收入差別確定不同文化程度的勞動(dòng)者的勞動(dòng)生產(chǎn)率，然后與經(jīng)驗(yàn)值相結(jié)合做不同程度的折算，得到的結(jié)果雖然有差別，但波動(dòng)范圍不大，崔玉平（1999）按三級(jí)（初等、中等和高等）得到勞動(dòng)簡(jiǎn)化系數(shù)為：1、1.4、2；李洪天（2001）按四級(jí)（小學(xué)、初中、高中和大學(xué)）計(jì)算得到勞動(dòng)簡(jiǎn)化率分別為：1、1.2、1.4和2；杭永寶（2007）按五級(jí)（小學(xué)、初中、高中、大專、本科以上高等教育）得到勞動(dòng)簡(jiǎn)化系數(shù)為1、1.28、1.38、1.81、2.2。由于目前廣東的研究生所占比例還比較小，可以把他們歸入本科學(xué)歷，所以本文根據(jù)綜合考慮采用杭永寶的勞動(dòng)簡(jiǎn)化系數(shù)。

(二)計(jì)算2000年、2008年廣東省人均受教育年限數(shù)據(jù)

根據(jù)模型Re=ye/y×100%=βe/y×100%的要求，需要用一定時(shí)間段內(nèi)的數(shù)據(jù)來(lái)反映增長(zhǎng)率，又依據(jù)“教育綜合指數(shù)”的內(nèi)涵，需要人均受各級(jí)教育年數(shù)來(lái)計(jì)算教育綜合指數(shù)的年均增長(zhǎng)率，考慮到數(shù)據(jù)的權(quán)威性和可獲取性以及可比較性，本人選取《廣東省2000年人口普查資料》和《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒（2010）》中的數(shù)據(jù)。

資料來(lái)源:2000年數(shù)據(jù):根據(jù)《廣東省2000年人口普查資料》中《全省分年齡、性別、受教育程度的各行業(yè)人口》（P3046-3053）中的數(shù)據(jù)整理、計(jì)算得出2008年數(shù)據(jù)：國(guó)家統(tǒng)計(jì)局人口和社會(huì)科技統(tǒng)計(jì)司、勞動(dòng)和社會(huì)保障部規(guī)劃財(cái)務(wù)司編，《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒-2010》，2009年，P77。

計(jì)算公式：Pi=Ni∑Xi，其中， Xi是各級(jí)文化程度分布比例，I={（小學(xué)，初中，高中，大學(xué)專科，大學(xué)本科以上）；（初中，高中，大學(xué)專科，大學(xué)本科以上）；（高中，大學(xué)專科，大學(xué)本科以上）；（大學(xué)專科，大學(xué)本科以上）；（大學(xué)本科以上）}；Ni是各級(jí)教育規(guī)定年限（假設(shè)小學(xué)受教育年限為6年；假設(shè)初中受教育年限為3年，高中包括中專受教育年限為3年，并且把這3種教育統(tǒng)歸為中等教育；假設(shè)大專受教育年限為3年，大本以上受教育年限為4年，且把這良兩種教育統(tǒng)歸為高等教育。前面介紹過由于受過研究生教育的從業(yè)人員相對(duì)較少，本文把這部分從業(yè)人員歸為受過高等教育）。

2000年廣東省15歲—64歲勞動(dòng)力人口人均受各級(jí)教育年數(shù)計(jì)算

人均受小學(xué)教育年數(shù)：S小=（25.9+49.9+16.8+3.6+1.5+0.15）*6/100=5.871

人均受初中教育年數(shù)：S初=（49.9+16.8+3.6+1.5+0.15）*3/100=2.159

人均受高中教育年數(shù)：S高=（16.8+3.6+1.5+0.15）*3/100=0.66

人均受大學(xué)專科教育年數(shù)：S專=3.6*3/100=0.108

人均受大學(xué)本科教育年數(shù)：S本=（1.5+0.15）*4/100=0.066

則2000年廣東省就業(yè)人口人均受各級(jí)教育年數(shù)總數(shù)是5.871+2.159+0.66+0.108+0.066+=8.9135。同理可以計(jì)算出2008年廣東省就業(yè)人員人均受各級(jí)教育年數(shù)依次為：5.923、2.37、0.8133、0.162、0.1364，人均受教育年數(shù)總數(shù)為9.4047。

(三)2000—2008年廣東省就業(yè)人口的教育綜合指數(shù)的年均增長(zhǎng)率e

計(jì)算公式：e=∑PiSi，其中，Pi是各級(jí)勞動(dòng)簡(jiǎn)化系數(shù)，Si是人均受各級(jí)教育年數(shù)，i=（小學(xué)、初中、高中、大學(xué)專科、大學(xué)本科以上）。

2000年廣東省就業(yè)人員的教育綜合指數(shù)為：

E0=5.871+2.159×1.28+0.66×1.38+0.108×1.81+0.066×2.2=9.881

2008年廣東省就業(yè)人員的教育綜合指數(shù)為：

E1=5.923+2.37×1.28+0.81×1.38+0.162×1.81+0.1364×2.2=10.668

2000年—2009年間廣東省就業(yè)人口教育綜合指數(shù)的年均增長(zhǎng)率，采用幾何平均法：e′={（E1/ E0）1/n-1}×100%={（10.668÷9.881）1/8-1}×100%=0.97%

同理2000年-2009年間廣東省就業(yè)人口高等教育綜合指數(shù)的年均增長(zhǎng)率為 eh′={（0.162×1.81+0.1364×2.2）÷（0.108×1.81+0.066×2.2）}1/8-1=6.21%

由于工資的差別進(jìn)而勞動(dòng)生產(chǎn)率的差別，是眾多因素共同作用的結(jié)果，如個(gè)人的稟賦素質(zhì)、家庭背景、勤奮努力程度等都會(huì)導(dǎo)致工資收入的差別，只有一部分差別可以歸因于所受正規(guī)教育的不同，而且，勞動(dòng)力質(zhì)量、素質(zhì)、技能的提高也不能完全歸因于正規(guī)教育，因此，按照丹尼森等西方學(xué)者通行的算法，對(duì)于依照工資差別而計(jì)算出的教育綜合指數(shù)的增長(zhǎng)率（即由教育程度的提高而帶來(lái)的勞動(dòng)量的增長(zhǎng)率）用0.6做折算，于是得到廣東省教育綜合指數(shù)年平均增長(zhǎng)率的修正值：e=0.97%×0.6=0.582%。廣東省高等教育綜合指數(shù)年平均增長(zhǎng)率的修正值：eh=6.21%×0.6=3.726%

第2步，計(jì)算廣東省2000-2009年間高等教育在全期年均教育綜合指數(shù)增長(zhǎng)率中的比率（Eh）。排除高等教育后，2000-2009年間廣東省高等教育綜合指數(shù)的平均增長(zhǎng)率為={（5.923+2.37×1.28+0.81×1.38）÷（5.87+2.159×1.28+0.66×1.38）}1/8-1=0.68%。由此可得，2000-2009年間廣東省高等教育在教育綜合指數(shù)平均增長(zhǎng)率中的比率為：eh′=（0.97%-0.68%）÷0.97%=29.9%。

(四)計(jì)算2000-2009年廣東省實(shí)際GDP的年均增長(zhǎng)率y

我們用GDP的增長(zhǎng)表示中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，考慮到物價(jià)指數(shù)的上漲，所以要剔除物價(jià)因素，計(jì)算2000-2008年間GDP的實(shí)際增長(zhǎng)率。以本國(guó)貨幣不變價(jià)格計(jì)算的增長(zhǎng)率習(xí)慣上稱之為實(shí)際增長(zhǎng)率。為保持一致，這里依然以1978年為基期，那么，根據(jù)表1，我們知道2000年和2008年的GDP的實(shí)際值分別為3233.1966、8768.58885，2000-2008年間GDP實(shí)際年平均增長(zhǎng)率為：y={（Y1/Y2）1/n-1}×100%={（8768.58885÷3233.1966）1/8-1}×100%=12.86%。

(五)計(jì)算2000-2008年廣東省教育、高等教育對(duì)經(jīng)濟(jì)（GDP）增長(zhǎng)率的貢獻(xiàn)Re和Rh

根據(jù)上面推導(dǎo)的教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率貢獻(xiàn)的表達(dá)式Re=（βe/y）×100%，將β=0.636、e=0.582%、eh=3.726%、y=12.86%分別代入 ，則有教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的貢獻(xiàn)為：Re=（βe/y）×100%=（0.636×0.00582÷0.1286）×100%=2.9%，同期高等教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的貢獻(xiàn)為：Rh=2.9%×29.9%=0.87%。2000-2009年間廣東教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率貢獻(xiàn)實(shí)際增加值為2.9%×12.86%＝0.373%，高等教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率貢獻(xiàn)實(shí)際增加值為0.87%×12.86%=0.112%。這表明：廣東2000-2009年間國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值年平均增長(zhǎng)率12.86個(gè)百分點(diǎn)中的0.373個(gè)百分點(diǎn)是由教育帶來(lái)的，0.112個(gè)百分點(diǎn)是由高等教育帶來(lái)的。這表明廣東省的教育以及高等教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的貢獻(xiàn)是比較低的。

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關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 教育投資 生產(chǎn)函數(shù) 資源配置

一、教育生產(chǎn)函數(shù)的提出

在上述回歸數(shù)列中義務(wù)教育的產(chǎn)出彈性為1.728189，與固定資產(chǎn)投入的產(chǎn)出彈性0.610568相比，是非常不合理的，這主要是由于在前邊的分析中，義務(wù)教育階段的每十萬(wàn)人口平均在校生數(shù)與人均GDP并不存在相關(guān)關(guān)系，這是因?yàn)榱x務(wù)教育的在校生數(shù)主要是由我國(guó)人口出生率及育齡人口數(shù)決定；但是，國(guó)民接受義務(wù)教育的人數(shù)，卻決定了我國(guó)未來(lái)人力資本的數(shù)量及質(zhì)量，因而不能忽略。所以，在此模型中，雖然義務(wù)教育作為調(diào)整項(xiàng)被加入非線性回歸分析，并且我們不可能增加義務(wù)教育的在校生數(shù)，但是義務(wù)教育在整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)中所起作用也是不可忽視的。在粗放型經(jīng)濟(jì)模式下，我國(guó)人口數(shù)量的飛速發(fā)展，曾經(jīng)在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中起到了重要作用，也是使我國(guó)成為“世界工廠”的基礎(chǔ)。但是，隨著信息時(shí)代的到來(lái)，我國(guó)進(jìn)一步實(shí)現(xiàn)“科教興國(guó)”戰(zhàn)略，對(duì)于義務(wù)教育，將更注重質(zhì)的提高而不是量的積累。

從式6中可以知道，高中階段的產(chǎn)出彈性是0.245836，高等教育的產(chǎn)出彈性是0.181011，從目前的數(shù)據(jù)看，高中教育的產(chǎn)出彈性高于高等教育的產(chǎn)出彈性，但我們卻不能就此認(rèn)為，高中教育對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率比高等教育高。因?yàn)楦鶕?jù)對(duì)外國(guó)教育與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的對(duì)照可以得出如下結(jié)論：世界各國(guó)的三級(jí)教育投資分配結(jié)構(gòu)，在經(jīng)濟(jì)和教育發(fā)展的最初階段，初等教育投資比例最高，其次是中等教育投資，高等教育投資比例最低。隨著各國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，對(duì)教育的要求也在不斷提高，因此，教育結(jié)構(gòu)也在不斷地變化。各國(guó)在初等教育基本普及的情況下，就自然而然地轉(zhuǎn)向發(fā)展中等教育，此時(shí)，教育投資的重點(diǎn)也就轉(zhuǎn)向了中等教育方面。在基本完成中等教育的普及之后，就開始進(jìn)入普及高等教育階段，此時(shí)教育投資的重點(diǎn)也就開始向高等教育傾斜。

三、經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求下教育投資在各級(jí)教育間配置的理論方向

通過對(duì)教育生產(chǎn)函數(shù)的估計(jì)，在教育投資優(yōu)化配置方面，我們的出以下結(jié)論：

（1）初等教育是一國(guó)教育科技的基礎(chǔ)，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有很強(qiáng)的促進(jìn)作用，但是，隨著一國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化、全民素質(zhì)的不斷提升以及全球老齡化社會(huì)的到來(lái)，一個(gè)國(guó)家不可能永遠(yuǎn)在這一指標(biāo)上取得優(yōu)勢(shì)。因此我們要講教育投資的方向逐步向高中教育及高等教育轉(zhuǎn)移。

（2）隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展及經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變，我國(guó)教育的重點(diǎn)應(yīng)遵循初等教育――中等教育――高等教育這一規(guī)律逐步向中等教育、進(jìn)而向高等教育進(jìn)行轉(zhuǎn)移，教投資的方向也應(yīng)隨之同步轉(zhuǎn)移[4]。如果依然不能意識(shí)到這一問題，繼續(xù)加大對(duì)初等教育的投入，必然影響教育和經(jīng)濟(jì)的協(xié)同發(fā)展。

（3）近年來(lái)，我國(guó)高等教育的毛入學(xué)率快速提升，從 1998年的9.76%到2002年的15%，再到2011年的26.9%，我國(guó)高等教育從精英教育階段進(jìn)入大眾化階段，但這仍然遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于發(fā)達(dá)國(guó)家平均水平（68.8%），并且在校生數(shù)的產(chǎn)出彈性低于高中在校生的產(chǎn)出彈性。由此可以看出我國(guó)高等教育問題絕不簡(jiǎn)單是擴(kuò)招過度問題，主要還是教育投資在結(jié)構(gòu)上的配置不合理，導(dǎo)致擴(kuò)招的同時(shí)，經(jīng)費(fèi)投入不足，教育質(zhì)量下降，從而在校生數(shù)的產(chǎn)出彈性偏低。

四、結(jié)束語(yǔ)

由于我國(guó)人口眾多，現(xiàn)實(shí)和潛在的教育人口數(shù)目較為龐大，與此相對(duì)應(yīng)的我國(guó)教育資源十分短缺，政府雖然不斷加大教育經(jīng)費(fèi)的投入，但仍然有限。因而提高我國(guó)的教育投資的效率，在各級(jí)教育間合理配置教育資源，并充分利用好有限的教育資源、辦好我國(guó)各級(jí)教育，是目前迫切需要解決的一個(gè)大問題。這對(duì)提高國(guó)民素質(zhì)和綜合國(guó)力，增強(qiáng)我國(guó)在國(guó)際舞臺(tái)上的競(jìng)爭(zhēng)能力，早日成為世界強(qiáng)國(guó)之一都具有重大的意義。

參考文獻(xiàn)：

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篇6

關(guān)鍵詞：全要素生產(chǎn)率；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；投入產(chǎn)出

作者簡(jiǎn)介：王沙沙，新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)與信息學(xué)院，碩士，研究方向：宏觀經(jīng)濟(jì)；

周勇，新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)與信息學(xué)院副教授，博士。

中圖分類號(hào)：F061.5；F127 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A doi：10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2013.03.38 文章編號(hào)：1672-3309（2013）03-92-03

一、引言

全要素生產(chǎn)率（Total Factor Productivity，TFP）最早由索洛于1957年提出，是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)領(lǐng)域的一個(gè)重要概念。它即廣義的技術(shù)進(jìn)步，是指經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中扣除勞動(dòng)力和資本這兩大物質(zhì)要素投入增長(zhǎng)的作用之后，所有其它能使產(chǎn)出增長(zhǎng)的因素之和，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中去掉資金和勞動(dòng)力增長(zhǎng)之外的余值。[1]其影響因素較多，包括技術(shù)進(jìn)步、制度安排、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、管理水平的提高等等。

投入產(chǎn)出模型產(chǎn)生于20世紀(jì)30年代的美國(guó)，其基本思想最早由諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)獲得者列昂惕夫（Leontief）提出。投入產(chǎn)出有兩種基本形式：一是投入產(chǎn)出表；二是投入產(chǎn)出數(shù)學(xué)模型，兩者密不可分，形成一個(gè)完整的模型體系。由于投入產(chǎn)出表反映了一定時(shí)期國(guó)民經(jīng)濟(jì)各部門的投入與產(chǎn)出之間的數(shù)量關(guān)系，而這種關(guān)系正是由這一時(shí)期技術(shù)進(jìn)步狀況、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和組織管理水平等因素決定的。因此，把投入產(chǎn)出模型應(yīng)用于測(cè)量全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用中，是投入產(chǎn)出模型應(yīng)用的一個(gè)新發(fā)展。

一般測(cè)算全要素生產(chǎn)率的文章多用“索羅余值”法、Malmquist方法等方法。而基于投入產(chǎn)出模型測(cè)量全要素生產(chǎn)率（即廣義的技術(shù)進(jìn)步）對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用的文獻(xiàn)并不多見。李斌（2003）基于投入產(chǎn)出的行模型 X=（I-A）-1Y， 認(rèn)為總產(chǎn)出的變化來(lái)自于兩個(gè)方面：一部分由最終產(chǎn)出的變化解釋，另一部分由技術(shù)進(jìn)步解釋， 并據(jù)此測(cè)算了全國(guó)1995-1997年技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)的絕對(duì)數(shù)[2]；李景華（2007）應(yīng)用投入產(chǎn)出行模型 X=AX+Y， 采用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的1987年和1995年以1990年當(dāng)年價(jià)格作為基期的可比價(jià)基礎(chǔ)價(jià)格的30個(gè)部門投入產(chǎn)出表，測(cè)算了1987-1995年間各部門技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)[3]。胡振華（1995）在研究和實(shí)際編制企業(yè)勞動(dòng)投入產(chǎn)出表的基礎(chǔ)上，利用投入產(chǎn)出技術(shù)測(cè)度了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率[4]。而用投入產(chǎn)出模型來(lái)研究新疆全要素生產(chǎn)率的文章幾乎沒有。本文應(yīng)用價(jià)值型投入產(chǎn)出行模型，從中間流量矩陣出發(fā)，來(lái)測(cè)算全要素生產(chǎn)率對(duì)新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。

二、模型的設(shè)計(jì)與解釋

價(jià)值型投入產(chǎn)出行模型的基本關(guān)系：

AX+Y=X（1）

其中，表示總產(chǎn)出列向量，表示最終使用列向量，是直接消耗系數(shù)矩陣。直接消耗系數(shù)矩陣中的元素aij表示j部門生產(chǎn)單位產(chǎn)品對(duì)第i部門產(chǎn)品的直接消耗量，將aij稱為第j部門對(duì)第i部門產(chǎn)品的直接消耗系數(shù)。它反映了在一定技術(shù)水平下第j部門與第i部門間的技術(shù)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，因此又將直接消耗系數(shù)稱為技術(shù)系數(shù)、投入系數(shù)，用它可度量全要素生產(chǎn)率。

由（1）式可以推導(dǎo)得到：

（2）

其中，（I-A）-1稱為列昂惕夫逆系數(shù)矩陣，也稱為完全需要系數(shù)矩陣，通常記為B 。該矩陣中的元素bij表示j部門生產(chǎn)單位最終產(chǎn)品對(duì)i部門產(chǎn)品的完全需要量，這里既包括對(duì)中間產(chǎn)品的需求，又包括對(duì)最終產(chǎn)品本身的需求，即對(duì)總產(chǎn)品的完全需要。

用B來(lái)測(cè)算全要素生產(chǎn)率，下面式子中1，0分別表示計(jì)算期和基期：

（3）

可見，總產(chǎn)出的增量X可以分解為兩部分：第一項(xiàng)為B1Y，可視為由最終產(chǎn)出的變化解釋的總產(chǎn)出的增加；第二項(xiàng)為BY0，可看作各部門全要素生產(chǎn)率引起直接消耗系數(shù)矩陣A的變化所解釋的總產(chǎn)出的增長(zhǎng)。

將直接消耗系數(shù)矩陣A的變化所解釋的總產(chǎn)出的變化視為全要素生產(chǎn)率（即廣義技術(shù)進(jìn)步）對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)是因?yàn)樵谕度氘a(chǎn)出模型中，國(guó)民經(jīng)濟(jì)各部門間的生產(chǎn)技術(shù)聯(lián)系是通過矩陣A，即直接消耗系數(shù)來(lái)建立的，并且通過計(jì)算B來(lái)反映國(guó)民經(jīng)濟(jì)各部門、再生產(chǎn)各環(huán)節(jié)之間的間接聯(lián)系。在價(jià)值型投入產(chǎn)出模型中，A除了受生產(chǎn)技術(shù)變化的影響外，還受到價(jià)格變化和部門構(gòu)成變化的影響。因此，若能消除價(jià)格變化和部門構(gòu)成變化的影響，則不同時(shí)期的A所反映的就是全要素生產(chǎn)率的變化，從而BY0代表的便是各部門全要素生產(chǎn)率所解釋的總產(chǎn)出的變化，即全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。

消除價(jià)格變化和部門構(gòu)成變化對(duì)直接消耗系數(shù)A的影響之后，通過（3）式，我們知道BY0表示各部門全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，令， ，則Wi為第i部門全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)額（n表示第n個(gè)經(jīng)濟(jì)部門）。

（4）

λi為第i部門全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率。

（5）

λ為整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率。

三、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源及預(yù)處理

本文采用新疆統(tǒng)計(jì)局的《1997年新疆40部門投入產(chǎn)出表》與《2007 年新疆42部門投入產(chǎn)出表》作為原始數(shù)據(jù)。由于使用投入產(chǎn)出模型測(cè)算全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)的前提條件是必須消除價(jià)格變化和部門構(gòu)成變化對(duì)直接消耗系數(shù)的影響，因此，必須對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行相應(yīng)的處理。針對(duì)價(jià)格因素的影響，本文根據(jù)《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》和中國(guó)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)收集到1997-2007年間上述部門的價(jià)格指數(shù)對(duì)《2007年42部門投入產(chǎn)出表》中的數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，得到以1997年為基期的2007年可比價(jià)投入產(chǎn)出表。針對(duì)部門構(gòu)成的影響，我們以《國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)》為基準(zhǔn)，將1997年、2007年兩張表中的部門均調(diào)整為相對(duì)應(yīng)的30個(gè)部門，并對(duì)調(diào)整所涉及的部門的數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理，達(dá)到盡量消除部門構(gòu)成變化對(duì)直接消耗系數(shù)矩陣的影響的目的。

（二）測(cè)算全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)額與貢獻(xiàn)率

通過（3）、（4）式對(duì)處理后的數(shù)據(jù)計(jì)算，我們得到表1的結(jié)果。從表1可以看出，新疆全要素生產(chǎn)率對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)各部門的影響是不一樣的。1997-2007年間全要素生產(chǎn)率對(duì)煤炭開采和洗選業(yè)、金屬礦采選業(yè)、非金屬礦采業(yè)、食品制造及煙草加工業(yè)、木材加工及家具制造業(yè)、化學(xué)工業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、金屬冶煉及壓延加工業(yè)、金屬制品業(yè)、通用和專用設(shè)備制造業(yè)、交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)、電氣機(jī)械及器材制造業(yè)、通信設(shè)備和計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)、儀器儀表及文化辦公用機(jī)械制造業(yè)、其他工業(yè)、電力和熱力的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)、交通運(yùn)輸及郵電、住宿和餐飲業(yè)、金融業(yè)、公用事業(yè)及居民服務(wù)、公共管理和社會(huì)組織等23個(gè)部門帶來(lái)正影響，其余的7個(gè)部門帶來(lái)負(fù)的影響。這個(gè)實(shí)證結(jié)果基本符合一般的經(jīng)濟(jì)規(guī)律，全要素生產(chǎn)率（即廣義的技術(shù)進(jìn)步）使一些部門的產(chǎn)出率提高了，也使另一些部門的產(chǎn)出率下降了，并且正影響的部門數(shù)多于負(fù)影響的部門數(shù)。

表1 各部門技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的測(cè)算

之所以會(huì)出現(xiàn)部分經(jīng)濟(jì)部門全要素生產(chǎn)率（廣義的技術(shù)進(jìn)步）的貢獻(xiàn)為負(fù)值，是由于（3）式是由投入產(chǎn)出行模型（1）式推導(dǎo)出來(lái)的，投入產(chǎn)出行模型側(cè)重于經(jīng)濟(jì)部門 i（i=1，2，…，n）作為產(chǎn)出部門時(shí)其全要素生產(chǎn)率對(duì)總產(chǎn)出的影響。對(duì)于投入產(chǎn)出表的中間產(chǎn)品矩陣來(lái)說，每一個(gè)經(jīng)濟(jì)部門都具有雙重身分（既是產(chǎn)出部門也是投入部門），而經(jīng)濟(jì)部門 i（i=1，2，…，n）分別作為產(chǎn)出部門與投入部門時(shí)其全要素生產(chǎn)率對(duì)總產(chǎn)出的影響往往具有反向的作用（這種反作用是通過直接消耗系數(shù)A的反向變動(dòng)來(lái)反映的）。因此，如何綜合考慮經(jīng)濟(jì)部門的雙重身分的全要素生產(chǎn)率對(duì)總產(chǎn)出的作用需要作更深入的研究。

根據(jù)（5）式，計(jì)算得到新疆整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的總貢獻(xiàn)率為57.93%。在《新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的全要素生產(chǎn)率的實(shí)證研究》這篇文章中測(cè)得全要素生產(chǎn)率對(duì)新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的平均貢獻(xiàn)率為57.13%，本文的研究結(jié)果與之研究結(jié)果基本一致。說明1997-2007年間全要素生產(chǎn)率對(duì)新疆的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)較大，這也與新疆的實(shí)際情況基本上是吻合的。

四、結(jié)論

本文考慮部門之間的完全消耗關(guān)系、運(yùn)用結(jié)構(gòu)分解分析模型的分解方法、使用投入產(chǎn)出模型來(lái)測(cè)算新疆地區(qū)全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。作為實(shí)證研究，利用新疆統(tǒng)計(jì)局的《1997年新疆40部門投入產(chǎn)出表》和《2007年新疆42部門投入產(chǎn)出表》，考慮價(jià)格因素和部門構(gòu)成因素的影響，對(duì)1997-2007年間全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)進(jìn)行測(cè)算，并進(jìn)一步得到整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的總貢獻(xiàn)為57.93%。綜合分析，實(shí)證結(jié)果基本符合新疆經(jīng)濟(jì)的實(shí)際狀況。

參考文獻(xiàn)：

[1] 王沙沙.新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的全要素生產(chǎn)率的實(shí)證研究[J].企業(yè)導(dǎo)報(bào)，2012，（22）.

[2] 李斌.基于投入產(chǎn)出表對(duì)技術(shù)進(jìn)步的測(cè)算方法研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2003，（02）.

篇7

【關(guān)鍵詞】旅游產(chǎn)業(yè)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；協(xié)整；誤差修正模型

旅游業(yè)是第三產(chǎn)業(yè)中產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度高而且富有發(fā)展?jié)摿Φ某?yáng)產(chǎn)業(yè)。旅游業(yè)的發(fā)展不僅能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、促進(jìn)就業(yè)，而且還能促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、投資環(huán)境的改善以及提升城市形象。近年來(lái)湖北省旅游產(chǎn)業(yè)出現(xiàn)蓬勃發(fā)展的勢(shì)態(tài)，2010年湖北省全省接待入境旅游人數(shù)達(dá)到181.74萬(wàn)人次，旅游總收入達(dá)到1460.53億元，同比增長(zhǎng)45.4%；旅游外匯收入達(dá)到7.51億美元，同比增長(zhǎng)47.2%。湖北省旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展為湖北省經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展做出了巨大貢獻(xiàn)。在此背景下，測(cè)度旅游產(chǎn)業(yè)在多大程度上影響國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，是一個(gè)值得思考的問題，對(duì)于加快湖北省地區(qū)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)又好又快的增長(zhǎng)具有重要的理論和實(shí)踐意義。本文采用協(xié)整和誤差修正模型研究湖北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的關(guān)系，找出旅游產(chǎn)業(yè)對(duì)湖北經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度究竟有多大，以其為湖北省經(jīng)濟(jì)決策提供參考。

一、模型選擇和數(shù)據(jù)處理

（1）指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)處理。選取湖北省歷年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值作為代表經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變量，選取湖北省歷年旅游收入作為湖北省旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的指標(biāo)。樣本數(shù)據(jù)均來(lái)源于歷年《湖北省統(tǒng)計(jì)年鑒》，數(shù)據(jù)起止時(shí)間為1986～2010年。以1986年為基期的GDP平減指數(shù)核算實(shí)際的GDP與實(shí)際的旅游收入。用GDP與TR分別表示消除價(jià)格變動(dòng)后的實(shí)際GDP與實(shí)際旅游總收入。為了使得兩變量的時(shí)間序列避免劇烈變動(dòng)同時(shí)盡可能的消除可能產(chǎn)生的異方差，我們分別對(duì)消除價(jià)格變動(dòng)后的實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP和實(shí)際旅游總收入取自然對(duì)數(shù)，分別既為L(zhǎng)GDP與LTR.。協(xié)整理論是研究變量之間長(zhǎng)期均衡關(guān)系的方法，在進(jìn)行變量協(xié)整分析之前先判斷變量序列的平穩(wěn)性。（2）時(shí)間序列分析中，如果一組非平穩(wěn)的時(shí)間序列的線性組合為平穩(wěn)的時(shí)間序列，則說明這組變量之間存在協(xié)整，這個(gè)線性組合被稱為協(xié)整方程。協(xié)整表示經(jīng)濟(jì)變量之間存在著某種長(zhǎng)期均衡的關(guān)系，在短期內(nèi)可能變量之間的關(guān)系會(huì)偏離這種均衡，但是在長(zhǎng)期變量之間會(huì)存在某種內(nèi)在機(jī)制使得變量之間的關(guān)系重新趨向均衡。本文采用Engle和Granger在1987年提出來(lái)的EG檢驗(yàn)來(lái)討論湖北省旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展和旅游收入之間的關(guān)系是否存在協(xié)整。如果存在協(xié)整，則表明旅游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是促進(jìn)湖北省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)重要的因素，兩者之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

二、實(shí)證分析和估計(jì)結(jié)果

1．描述統(tǒng)計(jì)分析。為了直觀的觀察變量之間的關(guān)系，首先對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)LGDP與LTT都是非平穩(wěn)的時(shí)間序列，通過對(duì)他們進(jìn)行一階差分進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)LGDP與LTT在10%的顯著性水平下是平穩(wěn)的時(shí)間序列即LGDP～I(xiàn)(1),LTR～I(xiàn)(1)，LTGDP與LTTR均為1階單整的時(shí)間序列。

在此基礎(chǔ)上，我們對(duì)取對(duì)數(shù)后的湖北省國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和湖北省旅游總收入進(jìn)行線性回歸就不會(huì)產(chǎn)生偽回歸的問題。以LGDP為被解釋變量，以湖北省旅游總收入LTT為解釋變量進(jìn)行線性回歸，回歸結(jié)果如下：

LGDPt=5.85+0.46×LTRt+et （48.0）（18.6）

DW.=0.48,R2=0.94

由于采用了滯后一期的解釋變量，因此這里的DW值并沒有參考意義。然后對(duì)本回歸方程的殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)殘差在10%顯著性水平下為平穩(wěn)時(shí)間序列

由以上協(xié)整回歸方程結(jié)果可以看出，由于雙對(duì)數(shù)模型，因此回歸方程彈性系數(shù)0.46表明湖北省旅游產(chǎn)值每增加一個(gè)百分點(diǎn)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增加大約0.46個(gè)百分點(diǎn)，充分說明了湖北旅游產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。

2．旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展短期波動(dòng)對(duì)GDP的影響。Engle和Granger在1987年提出了著名的Granger定律：即如果變量X與Y是協(xié)整的，則它們之間的短期非均衡關(guān)系總能由一個(gè)誤差修正模型來(lái)表述。基于以上分析，我們引入誤差修正模型。引入變量ECM，表示以上回歸方程的殘差，回歸方程形式如下，其中DLGDP與DLTR分別表示對(duì)實(shí)際GDP與實(shí)際LTR一階差分后的時(shí)間序列。

從以上誤差修正模型可以看出，湖北省對(duì)數(shù)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值LGDP的短期波動(dòng)受到湖北省對(duì)數(shù)旅游總收入LTR的短期波動(dòng)的影響。從長(zhǎng)期來(lái)看，湖北省旅游產(chǎn)業(yè)總收入每增加一個(gè)百分點(diǎn)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增加大約0.46個(gè)百分點(diǎn)。從誤差修正模型中可以看出，當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，系統(tǒng)將以0.05的調(diào)整力度將系統(tǒng)從非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

三、結(jié)論

以上協(xié)整分析說明，從長(zhǎng)期看，湖北省的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與旅游產(chǎn)業(yè)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。彈性系數(shù)為0.46，說明湖北省旅游產(chǎn)業(yè)總收入每增加一個(gè)百分點(diǎn)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增加大約0.47個(gè)百分點(diǎn)，充分說明了旅游產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)是巨大的，在當(dāng)前經(jīng)濟(jì)背景下，大力發(fā)展旅游產(chǎn)業(yè)為實(shí)現(xiàn)湖北經(jīng)濟(jì)跨越式發(fā)展以及經(jīng)濟(jì)的又好又快的發(fā)展是具有重要意義。

參 考 文 獻(xiàn)

[1]肖新成．江西省旅游業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)[J]．統(tǒng)計(jì)與決策．2011（10）

篇8

關(guān)鍵詞：科技進(jìn)步；貢獻(xiàn)率；經(jīng)濟(jì)發(fā)展；索洛余值法

中圖分類號(hào)：F29 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2014）26-0134-02

一、索洛余值法

索洛余值法公式表述為：

a = y-αk-βl

式中y、k、l分別為經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、資本和勞動(dòng)的增長(zhǎng)速度，α和β分別為資本和勞動(dòng)產(chǎn)出彈性系數(shù)，a稱為科技進(jìn)步速度或科技進(jìn)步率。

在規(guī)模報(bào)酬不變的情況下，α+β= 1；

Ea=×100%

稱為科技進(jìn)步對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率；Ek、El分別代表資本和勞動(dòng)對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率，即

Ek=α

El=β

二、變量選擇

1.產(chǎn)出量Y。本文利用GDP指數(shù)將所有年份的GDP換算為1992年為基期的實(shí)際GDP，以排除價(jià)格變動(dòng)對(duì)產(chǎn)出的影響。

2.資本投入量K。本文以每年的全社會(huì)固定資產(chǎn)投資額作為資本投入量，用固定資產(chǎn)投資額指數(shù)將所有年份的固定資產(chǎn)投資額換算為1992年為基期的實(shí)際固定資產(chǎn)投資額。

3.勞動(dòng)投入量L。本文采用歷年年末從業(yè)人數(shù)作為勞動(dòng)投入量。

三、沈陽(yáng)市科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的測(cè)算

本文采用經(jīng)驗(yàn)值法測(cè)算沈陽(yáng)市科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率。所謂經(jīng)驗(yàn)值法就是根據(jù)以往的經(jīng)驗(yàn)分析，將α的取值設(shè)為0.25，相應(yīng)β的取值為0.75。具體測(cè)算科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的公式如下：

Ea=1--×100%

根據(jù)沈陽(yáng)市1992―2011年的相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)，在將各指標(biāo)轉(zhuǎn)化為以1992年為基期的實(shí)際GDP、實(shí)際固定資產(chǎn)投資額、年末從業(yè)人員數(shù)后，分別測(cè)算出實(shí)際GDP增長(zhǎng)速度、實(shí)際資本增長(zhǎng)速度和勞動(dòng)增長(zhǎng)速度，然后帶入上述公式，即可得到沈陽(yáng)市歷年科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率，如表1。

四、沈陽(yáng)市科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的分析

計(jì)算結(jié)果表明，沈陽(yáng)市1993―2011年期間科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率在32%―58%之間，平均科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率為45.36%，年均增長(zhǎng)3.13%。具體說明如下：

1.科技進(jìn)步對(duì)沈陽(yáng)市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率不斷提高

1993―2011年沈陽(yáng)市科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)出穩(wěn)步增長(zhǎng)的趨勢(shì)。從經(jīng)驗(yàn)值法測(cè)算的結(jié)果看，1993―2011年間，沈陽(yáng)市科技進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率平均為45.36%。特別是在1999―2011這13年間，科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率增長(zhǎng)趨勢(shì)較強(qiáng)，而且1999年以后科技進(jìn)步對(duì)沈陽(yáng)市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率都在40%以上，自2005年該值開始超過50%，至2011年年均科技貢獻(xiàn)率達(dá)54.69%，處于全國(guó)領(lǐng)先地位，科技進(jìn)步正成為沈陽(yáng)市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要驅(qū)動(dòng)力。

2.資本對(duì)沈陽(yáng)市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率有所下降

從總體發(fā)展趨勢(shì)上看，資本對(duì)沈陽(yáng)市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)逐年下降的趨勢(shì)。2005年以前，年均資本貢獻(xiàn)率為56.43%，超過科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率（同期科技貢獻(xiàn)率為41.05），可見，那一時(shí)期資本對(duì)沈陽(yáng)市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)是較大的，沈陽(yáng)市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要還是依靠資本投入來(lái)帶動(dòng)。2005年以后，隨著沈陽(yáng)市政府對(duì)科技創(chuàng)新戰(zhàn)略的實(shí)施，科技進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率逐漸高于資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率。2005―2011年沈陽(yáng)市科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率年均為54.69%，同期資本年均貢獻(xiàn)率為40.22%，說明沈陽(yáng)市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)資本投入的依賴有所下降，沈陽(yáng)市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式開始從粗放型增長(zhǎng)方式開始向集約型增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變。

3.勞動(dòng)對(duì)沈陽(yáng)市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率總體呈波動(dòng)狀態(tài)

勞動(dòng)對(duì)沈陽(yáng)市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率的發(fā)展趨勢(shì)呈現(xiàn)波動(dòng)變化趨勢(shì)，這與統(tǒng)計(jì)資料數(shù)據(jù)各年統(tǒng)計(jì)口徑不同有一定關(guān)系。但從現(xiàn)實(shí)情況分析，近20年來(lái)沈陽(yáng)市勞動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率年均值為3.32%。

同時(shí)不難看出，沈陽(yáng)市的勞動(dòng)就業(yè)人員增長(zhǎng)速度較低，勞動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)份額徘徊在5%左右。從這一方面來(lái)說，要提高勞動(dòng)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的貢獻(xiàn)份額，一要進(jìn)一步提高勞動(dòng)者與參與者的素質(zhì)技能；二要提高人力資源開發(fā)及利用水平，在吸引人才的同時(shí)用好人才、留住人才；三是要想法設(shè)法不斷開拓新的勞動(dòng)就業(yè)崗位，努力增加就業(yè)人數(shù)，提高就業(yè)增長(zhǎng)率。

參考文獻(xiàn)：

[1] 李蘭蘭，等.中國(guó)各省市科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率測(cè)算的實(shí)證研究[J].中國(guó)人口資源與環(huán)境，2011，（4）.

[2] 劉聰.科技進(jìn)步對(duì)江蘇省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率分析[J].中國(guó)經(jīng)貿(mào)導(dǎo)刊，2012，（8）.

篇9

內(nèi)容摘要：無(wú)論是在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域還是在管理領(lǐng)域中，我國(guó)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(guó)作為一個(gè)工業(yè)大國(guó)，深入探討HRM對(duì)我國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率也顯得日趨重要。筆者通過建立HRM在我國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率演算模型，對(duì)我國(guó)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(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(guó)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(zhǎng) 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(lái)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(lái)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(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)率的實(shí)證研究。

我國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中HRM貢獻(xiàn)率的實(shí)證分析

筆者對(duì)我國(guó)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(cè)算出了HRM對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率，但在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)情況中，由于負(fù)增長(zhǎng)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(cè)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(cè)算出了HRM對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率。在4個(gè)可能性測(cè)算中，筆者設(shè)定了e為HRM經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率、α為HRM經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)、β為其他生產(chǎn)要素之和，則可得到我國(guó)工業(yè)HRM貢獻(xiàn)率數(shù)據(jù)，如表2所示。

4個(gè)可能性測(cè)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(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(zhǎng)，正是由于HRM貢獻(xiàn)的正增長(zhǎng)促使了經(jīng)濟(jì)正增長(zhǎng)的出現(xiàn)，因此，此時(shí)HRM對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(zhǎng)率的關(guān)系檢驗(yàn)

筆者通過對(duì)我國(guó)2002-2011年工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(zhǎng)期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系，也就是說我國(guó)2002-2011年工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與工業(yè)HRM貢獻(xiàn)率間存在長(zhǎng)期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系。

通過對(duì)我國(guó)2002-2011年工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與工業(yè)HRM貢獻(xiàn)率間，存在的長(zhǎng)期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)我國(guó)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(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)形成了顯著的影響，其中工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(zhǎng)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(zhǎng)），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(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的關(guān)系檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭校Ｐ拖禂?shù)為0.017107，這表明多種其他因素共同影響著我國(guó)的工業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)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(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的關(guān)系屬于長(zhǎng)期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系，本文所建檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驼侨绱耍瑱z驗(yàn)結(jié)果如表3所示。本文所建HRM貢獻(xiàn)率與我國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)誤差修正模型（工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)隨HRM貢獻(xiàn)率長(zhǎng)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(zhǎng)與HRM貢獻(xiàn)率之間存在著長(zhǎng)期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系，但工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(zhǎng)）；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(zhǎng)構(gòu)成HRM貢獻(xiàn)率變化），這也進(jìn)一步說明了我國(guó)工業(yè)增加值的增長(zhǎng)并不是形成HRM貢獻(xiàn)率增長(zhǎng)的Granger原因，也可以理解為HRM貢獻(xiàn)率是到我國(guó)工業(yè)增加值的單向Granger原因，證明了HRM貢獻(xiàn)率與我國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的關(guān)系屬于長(zhǎng)期平穩(wěn)的協(xié)整關(guān)系。

政策建議

通過研究HRM對(duì)我國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率，發(fā)現(xiàn)HRM貢獻(xiàn)率與我國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的關(guān)系屬于長(zhǎng)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(guó)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(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中發(fā)揮更好的作用。具體從HRM部門來(lái)講，無(wú)論是具體的企事業(yè)HRM部門，還是獨(dú)立的HRM公司來(lái)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(yíng)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(guó)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(guó)范圍內(nèi)營(yíng)造一個(gè)全新的薪酬福利機(jī)制和績(jī)效考評(píng)管理體系，為我國(guó)HRM綜合水平的提升提供環(huán)境保障。績(jī)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(jī)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(jī)效成績(jī)，為公司的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)與核心競(jìng)爭(zhēng)力的提升奠定堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)；從HRM的運(yùn)行目的來(lái)分析，HRM中的績(jī)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(jìng)爭(zhēng)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(yíng)、生產(chǎn)提供多少效益，及如何發(fā)揮HRM對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)、生產(chǎn)效率的帶動(dòng)作用。

我國(guó)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(guó)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(lái)，有目的得開展HRM戰(zhàn)略體系構(gòu)建工作，實(shí)現(xiàn)我國(guó)HRM水平的全面提升。

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篇10

如何評(píng)價(jià)三大需求要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，傳統(tǒng)方法是用三大需求要素增加量占GDP增加量的比重作為當(dāng)年該要素對(duì)GDP增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度；然后用該要素貢獻(xiàn)度乘以當(dāng)年GDP增長(zhǎng)率得出相應(yīng)的貢獻(xiàn)率。用公式表示即為：

要素貢獻(xiàn)度＝要素增量／GDP增量×100％；

要素貢獻(xiàn)率＝要素貢獻(xiàn)度×GDP增長(zhǎng)率。

基于傳統(tǒng)方法，張雪松在《三大需求要素對(duì)我國(guó)GDP的貢獻(xiàn)》一文（載《宏觀經(jīng)濟(jì)研究》2003年第3期，下稱張文）中，實(shí)證研究了我國(guó)最終消費(fèi)、資本形成總額、凈出口三大需求要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，并由此得出結(jié)論：上世紀(jì)90年代以來(lái)，最終消費(fèi)需求對(duì)我國(guó)GDP的平均貢獻(xiàn)度是60．09％，平均貢獻(xiàn)率是6．42個(gè)百分點(diǎn)；資本形成總額對(duì)我國(guó)GDP的平均貢獻(xiàn)度是37．10％，平均貢獻(xiàn)率為4．46個(gè)百分點(diǎn)；貨物和服務(wù)凈出口對(duì)我國(guó)GDP的平均貢獻(xiàn)度是2．82％，平均貢獻(xiàn)率是0．12個(gè)百分點(diǎn)。由于受方法本身的約束，張文的研究成果不能很好地解釋某些經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，如貿(mào)易順差與GDP增長(zhǎng)之間成“負(fù)相關(guān)”關(guān)系、凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)往往與國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)成反向運(yùn)動(dòng)趨勢(shì)等現(xiàn)象。

傳統(tǒng)方法在分析三大需求要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)時(shí)，主要是利用靜態(tài)研究的方法，其局限性主要表現(xiàn)在它沒有反映凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)作用。具體來(lái)講主要有以下三個(gè)方面：一是凈出口＝出口－進(jìn)口，隱含的經(jīng)濟(jì)意義是出口和進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用完全相反，出口拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)完全起阻礙作用。二是凈出口沒有反映進(jìn)出口商品結(jié)構(gòu)的差異，不能反映進(jìn)口和出口各自對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。三是凈出口簡(jiǎn)單化了進(jìn)口和出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，沒有反映進(jìn)口和出口動(dòng)態(tài)變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。實(shí)踐告訴我們，有些進(jìn)口品對(duì)一年、兩年或更長(zhǎng)時(shí)間的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著推動(dòng)作用。可以說，僅僅利用凈出口解釋進(jìn)出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，是傳統(tǒng)方法的主要缺陷。

張文測(cè)算凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的平均貢獻(xiàn)率為0．12個(gè)百分點(diǎn)，貢獻(xiàn)度2．82 ％，如果單純從數(shù)字分析，凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用非常小，幾乎可以忽略不計(jì)。實(shí)際上，我國(guó)對(duì)外依存度由1981年的15％上升到2002年的49％，進(jìn)出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用越來(lái)越重要。如果進(jìn)口品屬于國(guó)內(nèi)需抑制需求的消費(fèi)品，則這類進(jìn)口會(huì)對(duì)國(guó)內(nèi)需求產(chǎn)生擠出效應(yīng)，阻礙國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；但是，如果進(jìn)口品屬于技術(shù)含量較高的投資品，則這種進(jìn)口會(huì)帶來(lái)國(guó)外技術(shù)的外部性，其技術(shù)的擴(kuò)散效應(yīng)和溢出對(duì)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較強(qiáng)的推動(dòng)作用。顯然，單純利用凈出口來(lái)解釋進(jìn)口和出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)不夠充分，方法本身也不科學(xué)，有必要加以改進(jìn)。我們認(rèn)為，解決這個(gè)問題的較好辦法是用進(jìn)口、出口兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量分別討論進(jìn)口和出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度和貢獻(xiàn)率，而不是簡(jiǎn)單地利用凈出口分析國(guó)外需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。

張文關(guān)于三大需求要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)進(jìn)行了很好的定性和定量分析，對(duì)我國(guó)如何提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度和效益具有現(xiàn)實(shí)的指導(dǎo)意義，應(yīng)予充分肯定。但美中不足的是，在定量分析凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用之后，關(guān)于進(jìn)口和出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用只進(jìn)行了定性分析，給人一種意猶未盡的感覺。為此，這里提出一種分析三大需求要素對(duì)我國(guó)GDP貢獻(xiàn)的新方法。

二、一種新的評(píng)價(jià)方法

我們利用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法，首先測(cè)算需求各要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率，然后按貢獻(xiàn)率與GDP增長(zhǎng)率的比率計(jì)算該要素貢獻(xiàn)度。其中，凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率等于出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率減去進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率，然后再加上進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)滯后推動(dòng)作用的貢獻(xiàn)率。與傳統(tǒng)方法相比，新方法考慮了凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的滯后作用。

按支出法計(jì)算，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）＝最終消費(fèi)（cons）＋固定資產(chǎn)投資總額（inv）＋貨物和服務(wù)出口（exp）－貨物和服務(wù)進(jìn)口（imp），對(duì)此恒等式一階差分并對(duì)差分方程進(jìn)行系列變換，并由此建立相應(yīng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型：

VGDPt ＝α1?Vconst ＋α2?Vinvt ＋α3?Vexpt ＋α4?Vimpt ＋εt

…………………………（1）

其中：VGDPt 、Vconst 、Vinvt 、Vexpt 和Vimpt 分別表示當(dāng)年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)速度、最終消費(fèi)增長(zhǎng)速度、固定資產(chǎn)投資總額增長(zhǎng)速度、貨物和服務(wù)出口增長(zhǎng)速度、貨物和服務(wù)進(jìn)口增長(zhǎng)速度，αi（i＝1、2、3、4）為相應(yīng)的系數(shù)， εt 是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

由于統(tǒng)計(jì)資料沒有完整的各年度消費(fèi)需求、投資需求、出口和進(jìn)口的可比價(jià)格數(shù)據(jù)，我們采取如下的處理方法：利用凈出口和進(jìn)出口總值占當(dāng)年GDP的比重分別推算進(jìn)口值和出口值；當(dāng)年價(jià)格下的消費(fèi)需求、投資需求、出口和進(jìn)口占當(dāng)年GDP的比重與可比價(jià)格下的比重分別相等，這種方法相當(dāng)于對(duì)這4個(gè)經(jīng)濟(jì)變量都采用GDP縮減指數(shù)進(jìn)行折算；在此基礎(chǔ)上計(jì)算經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度和4個(gè)變量的增長(zhǎng)速度，如附表所示。

在以上分析的基礎(chǔ)上，建立我國(guó)1983年至2002年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)于消費(fèi)需求、投資需求和進(jìn)出口需求增長(zhǎng)速度模型如下：

VGDPt ＝0．730Vconst ＋0．234Vinvt ＋0．093Vexpt －0．059Vimpt

…………………………（2）

t統(tǒng)計(jì)量14．873　6．477　5．989　－3．560

R2＝0．909DW＝2．035　F＝53．387

變量及模型通過了統(tǒng)計(jì)和計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)。為論述簡(jiǎn)捷起見，在以后的篇幅中，不再羅列模型通過各種檢驗(yàn)的過程和結(jié)果。

有利于提高勞動(dòng)生產(chǎn)率的進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有滯后推動(dòng)作用，可以考慮將進(jìn)口增長(zhǎng)速度的滯后變量引入模型。經(jīng)系列計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法處理，建立模型如下：

VGDPt ＝0．709Vconst ＋0．216Vinvt ＋0．078Vexpt －0．045Vimpt

＋0．018Vimpt（－2）

…………………………（3）

其中，變量Vimpt（－2） 表示前兩年的進(jìn)口增長(zhǎng)速度。

模型（3）中5個(gè)變量系數(shù)的經(jīng)濟(jì)含義分別是：國(guó)內(nèi)消費(fèi)增長(zhǎng)1％，帶動(dòng)當(dāng)年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)0．709個(gè)百分點(diǎn)；投資增長(zhǎng)1％，帶動(dòng)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)0．216個(gè)百分點(diǎn)；貨物和服務(wù)出口增長(zhǎng)1％，帶動(dòng)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)0．078個(gè)百分點(diǎn)；貨物和服務(wù)進(jìn)口增長(zhǎng)1％，引起當(dāng)年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值負(fù)增長(zhǎng)0．045個(gè)百分點(diǎn)；兩年前進(jìn)口增長(zhǎng)1％，帶動(dòng)當(dāng)年國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)0．018個(gè)百分點(diǎn)。

模型（3）優(yōu)于模型（2），其原因在于模型（3）是一個(gè)動(dòng)態(tài)模型，較好地解釋了進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)作用：20年來(lái)，就平均水平而言，當(dāng)年進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起負(fù)作用，進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用要滯后兩年，模型（3）比模型（2）更富有經(jīng)濟(jì)意義。

當(dāng)數(shù)據(jù)選自1988年至2002年時(shí)，變量Vimpt 沒有通過t檢驗(yàn)，相應(yīng)的增長(zhǎng)速度模型如下：

VGDPt ＝0．677Vconst ＋0．195Vinvt ＋0．050Vexpt ＋0．037Vimpt（－2）

…………………………（4）

利用有關(guān)數(shù)據(jù)對(duì)模型（4）進(jìn)行測(cè)算，結(jié)論如下：1988年至2002年，消費(fèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的平均貢獻(xiàn)率為5．90個(gè)百分點(diǎn)，貢獻(xiàn)度62．8％；投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的平均貢獻(xiàn)率為1．92個(gè)百分點(diǎn)，貢獻(xiàn)度為20．4％；出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率為0．93個(gè)百分點(diǎn)，貢獻(xiàn)度為9．8％；進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的滯后作用平均兩年，其貢獻(xiàn)率為0．65個(gè)百分點(diǎn)，貢獻(xiàn)度為7．0％；凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的平均貢獻(xiàn)率為1．58個(gè)百分點(diǎn)，貢獻(xiàn)度為16．8％。

現(xiàn)根據(jù)以上模型及有關(guān)數(shù)據(jù)分不同時(shí)段測(cè)算三大需求要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的平均貢獻(xiàn)率和貢獻(xiàn)度，并與張文進(jìn)行比較。為方便起見，分別以A 、B、C、D代表，結(jié)果如下：

傳統(tǒng)算法與新的方法比較如下：

1990年和2001年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)分別為281．7和792．4。經(jīng)計(jì)算，這12年的GDP平均增長(zhǎng)速度為9．0％，而不是張文中的11．0％。另一方面，按可比價(jià)格計(jì)算，1990至2001年各年的GDP增長(zhǎng)速度只有三年超過了11％，而且還比較靠前。GDP平均增長(zhǎng)速度由各年度GDP增長(zhǎng)速度乘以相應(yīng)的權(quán)重，而權(quán)重直接由當(dāng)年經(jīng)濟(jì)總量決定，因此這三年的權(quán)重都小于平均數(shù)。因?yàn)檫@個(gè)原因，兩種方法所測(cè)算的貢獻(xiàn)率沒有可比性，但基本不影響貢獻(xiàn)度的比較。

情形C與D （張文的結(jié)果）研究的時(shí)間跨度大致相同，兩種測(cè)算方法關(guān)于消費(fèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度基本相同：張文為60．09％，本文為61．35％ ，相差不大；但凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度和貢獻(xiàn)率相差較大：張文中測(cè)算的凈出口對(duì)我國(guó)GDP的平均貢獻(xiàn)度是2．82％，本文測(cè)算凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度為17．27％，相差較大的主要原因在于張文把進(jìn)口和出口看成完全相反作用的兩個(gè)變量、沒有考慮進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)的滯后推動(dòng)作用；投資需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)出現(xiàn)差異是因?yàn)殡S著凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的差異而相伴產(chǎn)生，按傳統(tǒng)方法，張文擴(kuò)大了投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。

如果不考慮時(shí)間因素，A與D是等價(jià)的。這是因?yàn)榍樾蜛是模型（2）的結(jié)果，它是在傳統(tǒng)方法上對(duì)相同的方程經(jīng)過一系列恒等變換和使用相同數(shù)據(jù)回歸所得，但模型（2）僅僅是新方法的模型之一，是一種靜態(tài)模型，不優(yōu)于動(dòng)態(tài)模型（3）。

新方法以模型（3）為主要標(biāo)志，其創(chuàng)新之處在于考慮了進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的滯后推動(dòng)作用，細(xì)化了進(jìn)口和出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，動(dòng)態(tài)反映了進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，客觀描述了進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)的雙重作用：進(jìn)口對(duì)當(dāng)年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有負(fù)作用，但對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有滯后的推動(dòng)作用。

情形B和C顯示：1983年至2002年的20年間，進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的滯后推動(dòng)作用按貢獻(xiàn)度來(lái)計(jì)量，其數(shù)值為3．37％，最近的13年，這個(gè)數(shù)值已上升到7．15％，從一個(gè)側(cè)面說明我國(guó)利用外資質(zhì)量和進(jìn)口品技術(shù)含量在不斷提高；隨著時(shí)間的向后推移，Vexpt的系數(shù)由0．078降到0．050，說明貨物和服務(wù)的出口效益在逐漸下降；Vimpt（－2） 的系數(shù)由0．018上升到0．037，說明我國(guó)貨物和服務(wù)的進(jìn)口質(zhì)量趨于上升。這個(gè)結(jié)論比較客觀地反映了現(xiàn)階段我國(guó)進(jìn)出口實(shí)際：出口產(chǎn)品中科技含量低、附加值不高和資源型、勞動(dòng)密集型等初級(jí)產(chǎn)品占了相當(dāng)大的比重，而進(jìn)口品相對(duì)是高附加值和科技含量高的產(chǎn)品。比如，2001年高新技術(shù)產(chǎn)品在我國(guó)出口中的比重為17．5％，而在進(jìn)口中的比重為26．4％，相差9個(gè)百分點(diǎn)，逆差高達(dá)176億美元；我國(guó)鋼產(chǎn)量世界第一，2002年鋼產(chǎn)量為18237萬(wàn)噸，但品種不足，低檔次的建筑鋼材占了一半以上，大量?jī)?yōu)質(zhì)鋼材、特殊鋼材還要靠進(jìn)口，全年進(jìn)口鋼材2230萬(wàn)噸。

利用動(dòng)態(tài)模型分析我國(guó)進(jìn)口和出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度和貢獻(xiàn)率，考慮了進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的當(dāng)年負(fù)效應(yīng)和滯后兩年時(shí)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用。在張文定性分析的基礎(chǔ)上，我們對(duì)文中提到的“貿(mào)易順差悖論”給予簡(jiǎn)單的補(bǔ)充解釋：“貿(mào)易順差悖論”出現(xiàn)的原因在于這種觀點(diǎn)靜態(tài)看待每年凈出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，沒有動(dòng)態(tài)考慮進(jìn)口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的滯后推動(dòng)作用，進(jìn)一步的論證可以從模型和歷史數(shù)據(jù)進(jìn)行定量分析。

三、若干思考

綜合來(lái)看，消費(fèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度平均在60％以上， Vconst的系數(shù)是Vinvt系數(shù)的3倍、是Vexpt系數(shù)的近10倍，說明提高消費(fèi)需求的增長(zhǎng)是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最有效率的方式。投資增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度一直在24％左右，表明我國(guó)投資增長(zhǎng)的速度和規(guī)模基本是穩(wěn)定的。模型和有關(guān)數(shù)據(jù)表明，出口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)在走低，盡管出口一直以較大速度增長(zhǎng)，表明出口的經(jīng)濟(jì)效益在逐步降低。

本文不打算就如何提高消費(fèi)需求和投資需求作更多地論述，因?yàn)樵谶@兩個(gè)方面基本已形成共識(shí)：國(guó)內(nèi)需求是支撐經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)鍵因素，千方百計(jì)擴(kuò)大內(nèi)需是保持我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長(zhǎng)的必然選擇；同時(shí)一定規(guī)模和速度的投資增長(zhǎng)是我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長(zhǎng)的必要保證。本文基于我們所建立的動(dòng)態(tài)模型提出幾點(diǎn)建議：

1、Vexpt的系數(shù)由模型（3）中的0．078降為模型（4）中的0．050，表明我國(guó)貨物和服務(wù)出口的質(zhì)量在下降。因此，切實(shí)改變依靠出口數(shù)量增長(zhǎng)推動(dòng)出口和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的粗放模式，提高出口商品附加值，使出口增長(zhǎng)主要靠增加產(chǎn)品附加值、提高科技含量而不是依靠數(shù)量增長(zhǎng)帶動(dòng)出口增長(zhǎng)，既能節(jié)約我國(guó)有限的物質(zhì)資源，又能促使我國(guó)經(jīng)濟(jì)保持持續(xù)快速增長(zhǎng)。

2、加大有利于提高我國(guó)勞動(dòng)生產(chǎn)率的商品進(jìn)口比重。總體上看，我國(guó)進(jìn)口商品對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有滯后兩年的推動(dòng)作用，帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)效益也有增大的趨勢(shì)。直接引進(jìn)相關(guān)國(guó)外先進(jìn)設(shè)備和技術(shù)，充分利用外資的技術(shù)溢出效應(yīng)，盡可能提高我國(guó)產(chǎn)品的技術(shù)含量，有利于我國(guó)跟蹤和跟進(jìn)國(guó)際先進(jìn)技術(shù)，縮短同世界先進(jìn)水平的差距，也有利于節(jié)約國(guó)內(nèi)資源。