中部地区经济增长因素的实证分析研究 工商管理专业

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1、 一、学术价值和实际意义 改革开放三十多年来，我国的经济和社会各项事业取得了快速的发展，但是我国中部地区与全国平均水平相比还有一定的差距，和沿海发达省份差距更大。为了达到全国平均水平乃至沿海发达省份的经济增长速度，中部地区必须实现更加快速、稳定的经济增长。因此研究中部地区经济增长的各影响因素及其对经济增长的贡献率，厘清中部地区经济增长的源泉，充分利用中部崛起的大好机遇，制订和实施有针对性的策略与举措，对加快中部地区经济在新世纪的发展具有非常重要的现实意义。另外，本文的研究能够对同类型的研究提供重要的理论参考价值。 二、理论模型 本文主要采用的是索罗模型，生产函数形式主要如下： Y

2、t=AtKtαLtβ 0＜α＜1，0＜β＜1 （1） 式中：Yt为t期的产出；Kt为t期的资本存量；Lt为t期的劳动投入量；At为t期除上述两个因素之外可以影响经济增长的因素，即“索罗余值”，也称之为广义的技术进步；α为资本的产出弹性系数；β为劳动的产出弹性系数。假设α+β=1，在规模报酬方面并不发生变化。 对（1）式两边都取自然对数可以得到如下公式： 1nYt =1nAt+α1nKt+β1nLt+μt （2） 式中，μt为

3、误差项。 对（2）式两边求关于t的全微分，则有： d Yt / Yt= dAt /At+αd Kt/ Kt+βd Lt/ Lt （3） 式中，d Yt / Yt为产出的增长率，记为G （Y）； d Kt/ Kt为资本存量的增长率，记为G （K）；d Lt/ Lt为劳动力的增长率，记为G（L）；dAt /At为全要素生产率的增长率，记为G（A）。 除了关注其中的要素增长率之外，我们应该更关注各要素对经济增长的贡献率。记资本的贡献率E（K）=αG（K）/G（Y），劳动的贡献率E（L）=βG（L）/G（Y）

4、，全要素生产率的贡献率E（A）=G（A）/G（Y）。 结合实际研究的需要，我们在本文中所采集的样本数据为中部六省 1978～2009年间各省的国内生产总值 GDP、资本存量 K 以及劳动力L。其中，我们主要使用了GDP来对中部地区的经济增长进行衡量，并且通过利用相关各年 GDP 价格指数换算为 1978 年不变价数据。 关于资本存量 K，主要如下公式： Kt=It+（1-δ）Kt-1 式中：Kt、Kt-1 分别代表的是第 t、t-1 期的期末资本存量；It 是 t 期发生的实际投资量；δ 为资本折旧率。因为我国已有学者，即孙辉、支大林、李宏瑾通过一样的方式计算出了 1952～2008

5、 年我国各个省的资本存量 ：孙辉，支大林，李宏瑾.对中国各省资本存量的估计及典型性事实：1978-2008［J］.广东金融学院学报，2010（3）. ，因此在本文借用了相关的资本存量数据，而关于中部地区2009 年的资本存量数据则是采用“趋势外推法”计算而成的。关于L，即劳动投入量，在本文之中主要采用的是来源于1978到2009 各年年末中部各省的就业者人数。数据来源同 GDP。 对相关数据进行整理之后主要如表 1 所示 表1:1978～2009 年中部地区生产函数模型样本数据 年份 产出 GDP（1978 年价格 亿元） 资本存量 K（1978 年价格 亿元） 年末从业人

6、数 L （万人） 1978 750.00 1286.02 11036.52 1979 834.67 1374.63 11287.39 1980 890.64 1474.13 11606.09 1981 957.52 1547.21 11970.49 1982 1047.24 1667.15 12396.71 1983 1171.77 1834.13 12758.53 1984 1353.89 2055.09 13111.75 1985 1536.77 2343.33 13564.30 1986 1642.69 2649.8

7、4 13939.17 1987 1792.01 2973.28 14410.88 1988 1941.68 3286.59 14879.32 1989 2044.95 3497.17 15171.19 1990 2133.16 3727.07 16134.52 1991 2253.96 3985.33 16518.73 1992 2564.82 4291.35 16921.93 1993 2937.38 4678.58 17293.91 1994 3302.09 5188.57 17451.99 1995 3713.69

8、5826.05 17827.21 1996 4176.76 6586.26 18210.36 1997 4646.85 7430.93 18561.99 1998 5044.78 8388.02 18870.67 1999 5454.34 9387.50 19055.69 2000 5937.63 10455.08 19476.38 2001 6474.69 11636.47 19455.76 2002 7110.95 12995.57 19564.32 2003 7878.29 14605.37 19785.58 2004

9、 8901.11 16617.10 20084.00 2005 10025.18 19225.28 20358.78 2006 11333.76 22516.42 20643.07 2007 12949.92 26539.51 20989.21 2008 14530.29 31180.12 21268.26 2009 16242.01 36420.73 21602.98 三、中部地区 1978～2009 年经济增长因素的实证分析 （一）参数估计 下面我们分别对 Ln（GDP）、Ln（K）、Ln（L）进行单位根 A

10、DF 检验，结果见表 2。 表 2 数据的单位根 ADF 检验结果 变量 ADF值 检验类型 （i，t，z） 1%临 界值 5%临 界值 10%临 界值 结论 Ln（GDP） 3.5725 （0，0，2） -2.6471 -1.9529 -1.6100 非平稳 Ln（GDP） 0.7584 （1，0，2） -3.6793 -2.9678 -2.6230 非平稳 Ln（GDP） -3.0378 （1，1，1） -4.2967 -3.5684 -3.2184 非平稳 D（ln （GDP）） -3.5855 （1，0，1）

11、-3.6793 -2.9678 -2.6230 平稳 Ln（K） 2.8049 （0，0，2） -2.6471 -1.9529 -1.6100 非平稳 Ln（K） 3.9806 （1，0，4） -3.6990 -2.9763 -2.6374 非平稳 Ln（K） 2.5801 （1，1，4） -4.3393 -3.5875 -3.2292 非平稳 D（ln（K）） 0.6818 （1，1，2） -4.3239 -3.5806 -3.2253 非平稳 Ln（L） 1.4044 （0，0，2） -2.6471 -1.9529

12、-1.6100 非平稳 Ln（L） -4.3462 （1，0，0） -3.6617 -2.9604 -2.6192 平稳 Ln（L） -0.4121 （1，1，0） -4.2846 -3.5629 -3.2153 非平稳 D（ln（L）） -5.5139 （1，1，0） -4.2967 -3.5684 -3.2183 平稳 通过对表2的分析我们可以得出如下结论，Ln（GDP）、Ln（K）、Ln（L）序列都有单位根存在，因而属于非平稳序列，由上述的平稳性检验我们可知，它们的一阶差分序列在5%的显著性水平下均为平稳的时间序列，因此可以采用用最小二乘法（

13、OLS）估计而避免了伪回归现象的出现。接下来我们采用 Eviews5.0 软件对方程（2） 进行估计，得到： 1n（GDP）==-5.6536+0.7742*1n（K）+0.7272*1n（L）（4） t-statistic= （-5.8227） （30.1965） （5.9773） R2=0.9982 调整的 R2=0.9980 F-statistic=7873.683 D-W=0.3958 由D-W=0.3958表明模型至少存在一阶自相关性，很有可能还存在二阶相关。为了证明出模型是否有二阶相关的存在，可设模型（2）中的误差项为： μt=ρ1μt-1

14、+ρ2μt-2+εt （5） 对（5）式进行估计，结果如下： μt ==1.32929*μt-1-0.6281*μt-2+εt （6） t-statistic= （9.3101） （-4.4526） R2=0.7975调整的 R2=0.7903 D-W=1.7269 由如上的回归结果我们可以得出如下结论，序列存在二阶自相关，但是并没有发现三阶自相关的存在。接下来我们使用科克伦－奥克特法来对自相关进行消除，最后整理结果如下所示：

15、1n（GDP）==-0.4402+0.8179*1n（K）+0.4387*1n（L） （7） t-statistic= （-1.3576） （15.3315） （1.827868） R2=0.9830，调整的 R2=0.9817 F-statistic=780.296 D-W=1.6471 回归结果充分说明，模型在 10%的显著水平上通过了 T-检验、F-检验；D-W 值为 1.6471；调整的 R2很高，存在较好的模型拟合度。除此之外，经过Eviews6.0中的怀特异方差检验可以得出如下结论，模型也并不存在异方差。通过上述式子

16、我们可以知道，资本的产出弹性系数是 α=0.8179 和劳动的产出弹性系数是β=0.4387，通过正规化处理之后，资本和劳动的产出弹性为0.65 ，劳动的产出弹性为 0.35。 （二）各要素投入的增长率及对经济增长贡献率的估算 通过如上计算，我们可以得出资本的贡献率 E（K）=0.65G（K）/G（Y），劳动的贡献率 E（L）=0.35G（L）/G（Y），全要素的贡献率E（A）=G（A）/G（Y），最终的结果如表 3所示。 表 3中部地区1978～2009 年中部地区各要素的增长率和贡献率（单位：%） 年份 G（Y） G（K） G（L） G（A） E（K） E（L）

17、 E（A） 1978 10.08 8.62 2.02 3.77 55.56 7.03 37.41 1979 11.29 6.89 2.27 6.02 39.67 7.05 53.28 1980 6.71 7.24 2.82 1.01 70.17 14.74 15.09 1981 7.51 4.96 3.14 3.19 42.91 14.63 42.45 1982 9.37 7.75 3.56 3.09 53.77 13.30 32.93 1983 11.89 10.02 2.92 4.36 54.75

18、 8.59 36.66 1984 15.54 12.05 2.77 6.74 50.38 6.23 43.38 1985 13.51 14.03 3.45 3.18 67.49 8.94 23.57 1986 6.89 13.08 2.76 —2.58 123.35 14.03 -37.39 1987 9.09 12.21 3.38 —0.03 87.29 13.03 -0.32 1988 8.35 10.54 3.25 0.36 82.01 13.62 4.37 1989 5.32 6.41 1.96

19、 0.47 78.30 12.91 8.79 1990 4.31 6.57 6.35 —2.18 99.06 51.52 -50.59 1991 5.66 6.93 2.38 0.33 79.53 14.72 5.75 1992 13.79 7.68 2.44 7.95 36.19 6.19 57.62 1993 14.53 9.02 2.20 7.89 40.38 5.30 54.33 1994 12.42 10.09 0.91 5.01 57.07 2.58 40.36 1995 12.46 12

20、.29 2.15 3.73 64.07 6.04 29.89 1996 12.47 13.05 2.15 3.24 68.02 6.03 25.95 1997 11.25 12.82 1.93 2.24 74.07 6.00 19.93 1998 8.56 12.88 1.66 -0.39 97.76 6.80 -4.56 1999 8.12 11.92 0.98 0.03 95.40 4.23 0.37 2000 8.86 11.37 2.21 0.70 83.42 8.72 7.86 2001 9

21、.04 11.30 -0.11 1.74 81.20 -0.41 19.21 2002 9.83 11.68 0.56 2.04 77.25 1.99 20.76 2003 10.79 12.39 1.13 2.34 74.62 3.67 21.72 2004 12.98 13.77 1.51 3.50 68.96 4.07 26.97 2005 12.63 15.70 1.37 1.95 80.79 3.79 15.42 2006 13.05 17.12 1.40 1.44 85.25 3.74 11

22、.01 2007 14.26 17.87 1.68 2.06 81.44 4.12 14.44 2008 12.20 17.49 1.33 0.37 93.13 3.81 3.05 2009 11.78 16.81 1.57 0.30 92.74 4.68 2.59 平均值 10.46 11.35 2.19 2.31 73.00 7.42* 18.20 注：G（Y）是产出的增长率、G（K）是资本的增长率、G（L）是劳动的增长率、G（A）是全要素的增长率；E（K）是资本对经济增长的贡献率、E（L）是劳动对经济增长的贡献率、E（A）

23、是全要素对经济增长的贡献率；7.42*表示是剔除了1990 年的异常值之后的平均数，剔除之前的数值是8.80。 四、结论与建议 第一，物质资本的投入是拉动中部六省经济增长的首要因素。计量结果显示，资本的产出弹性为 0.65，这低于我国 1979～2006 年间平均的资本产出弹性 0.75，表明资本每增加 1%，就能导致产出增加 0.65%。1978～2009 年间，中部六省的经济主要是靠资本推动的，资本对经济增长的平均贡献率为 73%，在1986年最高值达到 123.35%。说明经济增长是靠大规模投资拉动的，仍然是资本推动型的粗放型增长方式。因此在今后一段时间内需继续加大一系列新建工程

24、的投资建设，保持较高水平的物质资本投入，才能维持中部地区经济的持续快速增长。 劳动对经济增长的贡献并没有发挥出其应有的作用。劳动的贡献率年均仅为 7.42%（在对1990 的异常值进行剔除之后），特别是在1991 年以后，这一数值并没有上升，反而一直在下降，2001 年劳动的贡献率为负，在这之后劳动的贡献率一直处于5%之下。建议应当在不断提高劳动力效率、质量的前提下，除加强投资力度、增加就业岗位外，还应该积极有序安排、引导富余劳动力在省内外、国际间流动，千方百计扩大就业，提高就业率，让中部地区丰富的劳动力资源发挥应有的作用，使得中部地区经济增长更加具有可持续性。 技术进步对中部地区贡献较弱。随着知识经济时代的到来，技术进步在经济发展中的地位理应日渐突出。但是1978～2009 年间，其年均贡献率仅为 18.20%，远远低于我国东部发达省份的水平。建议加大科研院所技术研究和开发投入，积极推动产学研项目的开展与落实，大力提升企业的技术水平，增强企业的市场竞争力，改善经济增长质量。