經濟增長分析范文

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【關鍵詞】居民 經濟增長 因素 分析

一、引言

經濟增長這一個重要的課題很早就已經進入了很多學者的研究領域范圍，以新古典經濟增長理論中的索洛方程為核心的類似研究層出不窮。該模型主要用資本因素（K）和勞動力因素（L）來擬合GDP（Y）的增長。而實際研究表明，一國的GDP僅僅用以上兩種指標來擬合是不夠的，因此在最新的研究中，許多學者又加入了兩個新指標，一是研究制度對經濟增長的影響，另一個則是研究產業對經濟增長的影響，增長理論也因此變得更加完善。

考慮并結合現有的數據信息，本文繼續采用改進的索洛方程作為研究時建立模型的主要依據，并參考了詹鋒等的建模思想。該文把資本和勞動力作為主要影響因素，而把制度和產業作為彌補模型擬合精度的隨機影響因素，采用索洛方程的形式，取得了較好的擬合效果。但該文未考慮回歸模型中殘差的自相關問題，是其不足的地方。

本文根據以上研究成果，在建立計量模型時，充分考慮到上述問題并加以解決：首先，保留了把資本因素和勞動力因素作為主要影響因素的做法，從后面參數檢驗的結果來看，與預計的情況基本相符；其次，考慮到時代的發展和數據的更新，把產業因素和新引入的一個新的衡量指標“FDI（F）因素”，也一起作為主要影響因素加以研究；在模型中剔除了t檢驗不顯著的制度因素，取得了良好的擬合效果。此外，本文還充分考慮了自相關問題，在模型中添加了AR（1）和AR（2）項，自相關的影響基本消除。

二、實證分析

在本次建模數據收集過程中，實際資本存量指標來源于張軍等《中國省際物質資本存量估算：1952-2000》；實際使用外資金額來源于中國國際投資促進網；其他指標的數據均來源于《中國統計年鑒2011》，其中，實際GDP指標以1978年不變價格計算。

本論文以柯布—道格拉斯生產函數作為基礎。建立的模型是改進后的索洛的增長方程。并對其取對數，然后用Eviews軟件估計參數，并擬合計量經濟模型：

lnY=-2.109676+0.571637lnK+0.276410lnL+0.704339lnI

+0.055883lnS+[AR（1）=0.645787]+[AR（2）=-0.517094]

lnY=0.557751lnK+0.171599lnL+0.050244lnF+0.484012lnI

+[AR（1）=0.468468]+[AR（2）=-0.392952]

lnY=0.563318lnK+0.172495lnL+0.446408lnI+0.024282lnS

+0.046328lnF+[AR（1）=0.461870]+[AR（2）=-0.426238]

三、分析

在第二個式子中，4個參數是需要滿足一定的約束條件的：比如當α+β+γ+η=1時，表示經濟的增長規模報酬不會變；當他們大于1的時候，表明經濟增長的規模報酬會呈現遞增的趨勢；當他們小于1的時候，表明經濟增長的規模報酬會逐漸遞減。

第二個式子他們是大于1的，說明了目前在我國的經濟增長還是逐漸增加的。這樣與內生經濟的增長理論是一致的。主要在于伴隨著經濟的迅猛增加，教育提升了，勞動力的素質提高了，高素質的勞動力理論上來說是會提高生產效率的，進而更高經濟效益。

文章中我們提到過影響經濟的4個因素，資本貢獻是最高的，達到55.78%；然后是產業，貢獻了48.40%；最后兩位依次為勞動力和FDI。傳統勞動力排在了第三位，并不是第一或者第二，最主要的原因有兩個：一是，隨著經濟的發展，我們對勞動力數量的需求不如以往，傳統密集型產業正在向以資本密集型產業發展為主進行轉變；二是，盡管勞動力的素質在不斷地提高，但是我們難以用指標把它表現出來。FDI之所以在最后，原因可能是有一部分的FDI已經轉化為資本存量，而他們兩個指標之間會多少存在一定的相關性，使其貢獻值有所下降。但是，雖然FDI的貢獻率僅僅5.02%，但是由于外部投資將帶動產業鏈條以及乘數的加速效應，它其對經濟的影響還是很重要的。

第二個式子中的彈性系數可知：資本因素是目前拉動中國經濟增長的最重要因素，國家在今后的發展過程中，應該繼續加大對資本的投入。資本投入越大，經濟增長的絕對數量越明顯。此外，一部分超額的資本因素還可以代替一部分勞動力要素的投入，有利于加快我國的經濟增長模式由勞動力密集型向資本密集型轉變的速度。

參考文獻

[1]詹鋒，田俊剛，朱暉.《我國經濟增長因素的實證研究》[J].《統計與信息論壇》，2003年第18卷第3期.

[2]趙彥云.《宏觀經濟統計分析》[M].北京：人民大學出版社，1999. 292-296.

[3]袁建文.《經濟計量學實驗》[F].科學出版社，2002.

[4]王文博，陳昌兵，海燕.《包含制度因素的中國經濟增長模型及實證分析》[J].《當代經濟科學》，2002年第2期.

[5]張軍，吳桂英，張吉鵬.《中國省際物質資本存量估算：1952-2000》[J].《經濟研究》，2004年第10期.年度資本存量由各省物資資本存量加總求得.

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關鍵詞：稅收增長；經濟增長；實證分析

中圖分類號：F49 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2014）02-0143-02

一、理論框架

經濟是稅收的源泉，經濟決定稅收，而稅收又反作用于經濟。即稅收既能促進經濟增長又能阻礙經濟增長，這是稅收與經濟關系的一般原理。稅收怎樣影響經濟？ 稅收增長與經濟增長的關系如何？ 美國著名學者拉弗通過拉弗曲線闡明了稅負水平與經濟增長的關系，見圖1。

圖1 拉弗曲線

在稅率為0時，稅收收入為0；稅率為100%時，將無人工作，生產停止，無稅收收入。若稅率降至B點，則生產恢復，有少量稅收；當稅率降至B點時，生產擴大，稅收增加。同樣，若稅率從0升至B點，收入也會增加，但不會影響生產。在A點，生產量和稅收收入達到了最大值，超過A點，生產和稅收都會下降。結果表明，宏觀稅負水平與稅收收入及經濟增長之間既依存又制約。所以，應該存在一處既能兼顧稅收收入又能促進經濟增長的最佳宏觀稅負水平。

要理清稅收增長與經濟增長的關系，也離不開對稅收彈性的分析（稅收彈性用E來表示）。當E1時稱為富有彈性，它表示稅收增長快于經濟增長速度。

二、實證研究

影響稅收收入增長的因素很多，但主要的因素可能有以下幾個：（1）從宏觀經濟看，經濟的整體增長是稅收增長的主要原因。（2）公共財政的需求。稅收收入占財政收入的絕大部分，預算支出所表現的公共財政的需求可能會對當年的稅收收入有所影響。（3）物價水平。我國的稅制結構以流轉稅為主，以現行價計算的GDP等指標都與物價水平有關。

為了反映上海市稅收增長的全貌，這里選擇“上海市財政收入”中的“各項稅收”（簡稱“稅收收入”）作為被解釋變量，以反映上海市稅收的增長；選擇“上海市生產總值（GDP）”、“財政支出”和“商品零售價格指數”作為解釋變量。

構造模型如下：Yt=β0+β1 X1t+β2X2t+β3X3t+μt

其中，Yt——第t年稅收收入（億元） X1t——第t年上海生產總值（億元）

X2t——第t年上海財政支出（億元） X3t——第t年商品零售價格指數（%）

三、相關統計數據的搜集

為了估計模型參數，從歷年中國統計年鑒中搜集1978—2009年的統計數據。

四、模型參數的估計

Yt=β0+β1 X1t+β2X2t+β3X3t+μt，μt為隨機誤差項，通過Eviews3.1，根據統計數據，得到如下回歸分析結果：

=-529.6376+0.002056X1+0.754296X2+5.682894X3

SE （228.4194） （0.028093） （0.146957） （2.094008）

t （-2.318707）（0.073175） （5.132769） （2.713884）

R2=0.9867392=0.985318 DW=1.357135 F=694.4962

從回歸估計的結果看，在假定其他條件不變得情況下，GDP每增長1億元，稅收收入將增加0.002 056億元；在假定其他條件不變的情況下，財政支出每增長1億元，稅收收入將增長0.754 296億元；在假定其他條件不變的情況下，零售商品價格指數每增長1個百分點，稅收收入將增長5.682 894億元。

五、模型的檢驗

（一）經濟意義的檢驗

從偏回歸系數的符號和系數的具體取值兩方面考慮，回歸結果符合經驗理論和經驗判斷。

（二）統計檢驗

1.擬合優度檢驗

可決系數 R2=0.986 739，調整的可決系數2=0.985 318，這表明模型擬合的較好。Y（稅收收入）的變化的98%可由X1（GDP）、X2（財政支出）和X3（商品零售價格指數）這3個變量的變化來解釋。

2.方程總體線性的顯著性檢驗

針對零假設H0：β1==β2==β3== 0，若給定顯著性水平α =0.05，查F分布表得臨界值Fa（k，n-k-1）=F0.05 （3，32-3-1）=2.95，而F=694.496 2，遠大于臨界值2.95，所以拒絕零假設，認為回歸方程顯著，即“GDP”、“財政支出”、“商品零售價格指數”這3個變量聯合對稅收收入的影響是顯著的。

此外，還可以利用回歸分析結果中給出的P值迅速作出判斷：如果假定顯著性水平為5%，Prob（F-Statistic）=0.000 000，遠小于0.05，則可以拒絕所有系數都為零的假設。

3.變量的顯著性檢驗

分別針對零假設H0： βj=0（j=1，2，3），若給定顯著性水平α =0.05，查t分布表得臨界值 =（32-3-1）=2.048，回歸分析結果中與 1、 2、 3對應的t統計值除“0.0731 75”外，其絕對值均大于2.048.因此，分別拒絕 β2和 β3等于0的零假設，認為“財政支出”和“商品零售價格指數”這兩個變量對“稅收收入”的影響是顯著的。若給定顯著性水平α =0.10，則所有解釋變量對被解釋變量“稅收收入”的影響都是顯著的。

六、計量檢驗

（一）異方差的檢驗（White檢驗）

1.檢驗的具體步驟

根據White檢驗的基本思路，可建立輔助回歸模型：

在得到回歸分析的參數估計結果后，通過Eviews3.1軟件，此時屏幕上將出現White檢驗的結果，如圖2所示。

圖2 White檢驗的結果

2.判斷是否存在異方差

從圖2可以看出，nR2=22.506 19，給定顯著性水平，比如α =0.05，查χ2分布表得臨界值χ2

0.05=41.337。由于nR2

0.05（28 ），所以接受零假設，認為模型不存在異方差。

（二）多重共線性的檢驗

1.從可決系數、F檢驗和t檢驗綜合判斷共線性

從圖1可知，可決系數（R-squared）R2=0.703 318，由此可知模型擬合較好；F統計量（F-statistic）為5.794 840，并且F檢驗的伴隨概率Prob（F-statistic）很小，方程具有顯著性。而一個回歸系數的t檢驗伴隨概率大于5%，有可能存在多重共線性。

2.用相關系數法進行共線性診斷

通過Eviews3.1軟件，在命令窗口鍵入COR X1 X2 X3，結果如圖3所示。

圖3

由相關系數矩陣可以看出，部分解釋變量相互之間相關系數較高，存在某種程度的多重共線性。

3.序列相關性檢驗

由圖2可知，DW=2.969 510，此時2

七、赤遲信息準則（AIC）和施瓦茨準則（SC）

在本例中，Eviews軟件的估計結果顯示AIC值與SC值分別為20.822 75和21.280 79，應與只包含“上海生產總值”與“上海財政支出”這兩個解釋變量時的相應的AIC值與SC值進行比較。而且，只包含兩個解釋變量的AIC值與SC值應大于包含3個解釋變量的AIC值與SC值，說明“上海生產總值”與“上海財政支出”可作為解釋變量包括在模型中。

八、建議

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關鍵詞GDP增長消費拉動序列相關

消費、投資和出口與GDP之間的關系一直以來是宏觀經濟領域討論的熱點,學者們在這方面已經做出了很多有意義的分析和研究,根據宏觀經濟模型GDP=C+I+G+(X-M),消費、投資、出口對經濟的拉動作用已經被廣泛認同,它們通過乘數作用,推動GDP的成倍增長。

本文就是試圖利用經濟模型,找出消費對于GDP增長率的貢獻,從而通過增加消費,促進經濟的健康、持續的增長。

消費在中所占的比重一般在三分之二左右,消費可以通過自身的增加直接拉動經濟增長,還可以通過拉動投資間接拉動經濟的增長。我們知道對數模型反映的是因變量變化1個百分比,自變量變化的百分比。本文就是用對數模型來考察當消費變化一個單位時,對GDP增長率的影響,對未來的經濟增長提出對策。本文山東省統計年鑒運用1984―2007年的數據,進行分析。

一、消費對GDP增長的模型推導

我們知道消費和GDP是相互促進的,消費可以促進GDP的增長,GDP的增加也會增加消費,在本模型中對于消費和GDP增長的關系,首先我們判斷消費和GDP的因果關系,對此我們首先要進行因果關系檢驗。我們采用格蘭杰因果關系檢驗,進行檢驗,得檢驗結果:

我們可以得到消費是格蘭杰意義上的GDP的原因,而GDP卻不是格蘭杰意義上的原因。

由于人均消費傾向比較低,山東省的經濟發展主要以投資拉動我們通過模型的估計,求出消費增長的比例與GDP增長的比例之間的關系。由于消費對經濟影響的在時間上存在一定的效應,因此前期消費對本期也有影響,所以在估計模型的時候不僅要考慮當期消費,還要考慮前期消費對經濟的影響。由于經濟變量本身是非穩定的時間序列,用傳統的單方程計量經濟模型并不能全面的反映經濟變量間的關系,而且直接運用變量的水平值來研究經濟現象間的均衡關系容易導致謬誤結論。因此,需要進一步建立動態計量經濟學模型。對此我們進行對數參數估計使用的模型為:

參數估計后可以發現前期的消費與GDP的增長為負相關,不符合經濟意義,同時DW統計量為1.0695,存在正自相關。對相關性進行檢驗,可得結果:

經檢驗存在一階自相關和一階偏自相關,因此對方程加入ARMA進行修正。得到新的參數估計方程:

參數估計的個參數都有經濟意義,赤池準則通過,DW統計量為1.79,序列相關消除,進行檢驗,得檢驗結果:

通過檢驗可知自相關和偏自相關消除,不存在序列相關的問題。再檢驗異方差,進行White檢驗,得結果:

通過檢驗可知不存在異方差的問題。

可以得到最終的參數估計模型:

LOG(Y) = 0.7457102455*LOG(X)+0.35141219*LOG(X(-1))+[AR(1)=0.731276904,MA(1)=0.6919759081,BACKCAST=3]

二、模型意義說明

通過以上的參數估計我們的到了最終的估計模型:

從模型中我們可以看出,當期消費對GDP增長具有最大的影響,當期消費增長一個百分點,GDP的增長就會增加0.7457個百分點,從這點我們也可以看出擴大內需對拉動經濟增長的作用。在我們面對全球性的危機,經濟增長的壓力增加時,如何保持經濟增長率使我們面對的突出問題。從消費對GDP增長的帶動作用可以看出,對于保持經濟增長率,擴大內需,增加消費對于下一個階段的重要性。面對全球性的金融危機,對于下一個階段保持經濟增長率,增加消費是一個重要途徑。從模型中我們也可以得出,前一期的消費對本期的經濟增長也有重要影響,它增加一個百分點,同樣會使GDP增加率增加0.35個百分點。所以,消費無論是對于當前的經濟增長,還是以后經濟的持續增長,都是有重要意義的。

模型的滯后項表明,前一期的經濟的經濟增長也會對本期的經濟增長產生影響。前一期的的GDP增長一個百分點,本期的GDP會增加0.73個百分點,這正表明了經濟增長的慣性。經濟進入了高速增長期,在一段時期就會持續性的發展下去,可能是前期的投資在本期發揮了作用。我們要想保持經濟持續快速的增長,必須保持經濟的增長率,因此必須要通過各種途徑,實現經濟縮小與先進省,乃至發達國家的差距。

山東省國內生產總值整體上呈逐漸上升的趨勢。從1996年的5883.8億元到2007年的25965.91億元,這是一個巨大的進步。特別是從年以來,山東經濟發展發生積極變化,進入了快速擴張階段,上升勢頭強勁,生產總值增長持續走高。從三大需求來看,我省的經濟增長屬于比較典型的投資拉動型。以“十五”時期的數據為例,我省最終消費支出、資本形成總額以及地區間貨物和服務凈流出對經濟增長的貢獻率分別為45.3%、47.6%和7.2%,分別拉動經濟增長5.9、6.2和0.9個百分點,其中,2003、2004、2005三年投資對經濟增長的貢獻率分別達到48.1%、54.6%和49.7%,投資己成為三大需求中拉動經濟增長的第一主動力。因此,更顯出我們下一個階段擴大內需,增加消費,對于經濟增長的重要性。同時,這也顯示了經濟的發展的持續性。

三、消費需求較快增長慢的原因既促進消費的政策建議

基于以上消費對GDP增長的影響分析,促進消費對經濟發展有重要意義。但一些因素制約著消費:

1.居民總體的收入水平低,而且就結構而言,城鄉居民收入差距也在不斷擴大,消費低的一個原因在于生活在農村的人口收入過低。

2.經濟結構轉型升級帶來的“磨擦性失業”、企業體制改革中效率追求引起的減員增效、農村科技進步所釋放出的剩余勞動力向非農產業的轉移的就業壓力等使城鄉居民就業穩定性減弱,再就業的困難加大等因素,都削弱了居民的消費信心。

3.由于社會保障制度的薄弱,對于大多數居民來說即使有些錢也不敢消費。

我們可要采取一些措施促進消費增長,從來帶動經濟發展。

1.合理調整居民收人分配政策。一是研究使用稅收調整手段,通過結構性減稅等手段, 減輕中低收人者稅收負擔。二是落實國家財政直補政策,減少農民稅費負擔,減輕農民負擔。三是加快農村剩余勞動力城市轉移, 拓寬農村剩余勞動力就業門路。

2.建立健全社會保障制度。推廣先進的養老、失業、醫療等社會保障工作經驗,探索和建立以政府財政為主、社會公積為輔、城鄉居民繳納為補充的保障體系, 適當提高城市低保,完善對城市低收人群體的保障。

3.加快農村基礎設施建設,改善農村消費環境。加大對農村和落后地區的轉移支付力度,財政支出更多地向農村和落后地區傾斜,改善農村地區水、電、路、通訊等設施建設,尤其是加大對農村電網改造力度、整頓農村電價、降低用電成本。同時大力發展適合農村地區的商品銷售和服務網絡,讓廣大農民方便購買, 放心消費。

基金項目:本文系國家自然科學基金 (09BTJ011) 資助項目。

參考文獻:

[1]魏鳳.山東省消費需求對經濟增長影響的研究.碩士學位論文.

[2]吳先聰,王成璋.經濟增長與消費需求的計量經濟分析.區域經濟與產業經濟.

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經濟增長理論關注經濟的長期持續增長問題,并力圖說明是什么因素導致經濟增長以及各國經濟增長的巨大差異。20世紀80年代以來,以羅默、格羅斯曼和赫普曼、阿格汗和哈威特等為代表的內生增長理論(又稱R＆D模型),將知識或技術創新在模型中內生化,從而在新古典增長理論的基礎上大大發展了經濟增長理論,在實踐上對各國政府加強技術創新激勵提供了堅實的理論依據。然而,內生經濟增長模型的分析,均得出了規模效應這一不合事實的結論。因此,近期經濟增長理論主要就是圍繞消除規模效應而進行的。本文將對20世紀90年代經濟增長理論的最新進展進行一個綜合分析與簡要評價,并闡述其對當前中國經濟的現實意義。

一、對內生增長理論的回顧與反思

20世紀80年代誕生的內生增長埋論,無論在理論還是實踐上都有著重要的影響。從理論發展的角度分析,內生增長理論主要的貢獻在于將“知識”或“技術”在模型中內生化。正如瓊斯(Jones,1999)所言,內生增長模型對于洞察經濟增長的微觀基礎有許多深刻的見解,其理論精髓——內生增長特征是很“迷人”的。內生增長理論認為,技術進步既是經濟增長之源,又是“知識”內生積累的結果。這樣,經濟增長就取決于經濟系統本身,而不是像新古典增長理論那樣是外生的。正因如此,內生增長理論的基本框架和基本方法,仍然被近期理論分析所采用。從實踐意義和影響看,內生增長理論主要是為政府的政策運用找到了新的空間和領域,并受到了各國政府的高度重視。內生增長理論認為,知識對他人、社會有溢出效應,生產知識的個人又不能內化這種效應,因而知識產出不足,這就為政府干預從短期需求向長期供給的轉變提供了理論支持。而在此之前,在理論上,政府的作用僅僅被局限在調節總需求方面,而對供給方面如技術進步等,則無能為力。

但是,內生增長理論的結論中,卻出現了正的規模效應。所謂規模效應,即長期經濟增長率與經濟規模(一般用人口規?；蛉肆Y本數量代表)成正比。這一結論不符合世界各國經濟發展的歷史事實。瓊斯(Jones,1995)通過對經濟合作發展組織(0ECD)國家經濟進行時間序列分析,并將其國內從事R＆D的科學家和工程師數目作為“經濟規模”的測量標準,結果發現,盡管“規?！痹谶^去幾十年中增長了好幾十倍,但總要素生產率的增長率卻是不變或下降的,正的規模效應并不存在。那么,在內生增長理論中,究竟是什么原因導致了規模效應呢?

從產生規模效應的內生增長模型看,我們可以將其分為兩類:一類是以羅默(Romer,1986,1987,1990,1991)為代表的模型,一類是以格羅斯曼和赫普曼(GrossmanandHelpman,1991)、阿格汗和哈威特(AghionandHowitt,1992;1997)等新熊彼特主義為代表的模型。羅默的模型以Dixit-Stiglitz(1977)函數形式(簡稱D-S形式)為假定前提,這種函數形式具有加性可分特征,其實質是各種產品之間不具有任何替代性,換言之,任何個人的產品創新活動不會對他人造成負的影響;在此條件下,羅默給出了一個關鍵的假定:知識或技術存量對其自身增長具有不變規模收益。正是這一極特殊的假定條件,導致了正的規模效應產生。與羅默模型不同,新熊彼特主義者考慮了一種能夠抵消規模效應的因素——“偷生意效應”。它是熊彼特“創造性毀滅”過程中取走原有產品壟斷利益的效應,或者說,對原來的知識創造者是一種負效應。但是,在格羅斯曼和赫普曼、阿格汗和哈威特的模型中,由于一方面排除了多個公司生產同一類產品的可能性,另一方面又假定這種“偷生意效應”不夠強,因此,模型分析的結論中仍然存在正的規模效應。

因此,正的規模效應之所以存在,關鍵在于忽視或低估了個人的產品創新活動對他人的負影響。如果將這種影響加以重視,很可能會消除規模效應,甚至改變原來的結論。

二、經濟增長理論的最新進展及其評價

近期經濟增長理論正是順著既要能消除規模效應又能保留內生增長理論“精髓”的方向發展的。大致來看,有兩條思路。

一條思路是瓊斯(Jones,1995;1999)、艾欽和托洛夫斯基(EicherandTurnovsky,1999)的思路,主要是對模型進行一般化處理。他們的分析保留了內生增長理論中最終產出部門和“知識”生產部門的兩部門模型框架,從而保留了“知識跨時擴散”的本質特征,但放棄了內生可積累要素具有不變規模收益的強假定條件,從而得出了無規模效應結論。

在瓊斯的兩部門模型中,知識存量的產出彈性不再像羅默的模型那樣設定為1,而是假定為一個比1小的數。這一假定本身強烈地暗示了,人口或知識存量對其自身積累的貢獻遠不如R＆D內生增長模型所設想的那樣大。假定條件的修改,使瓊斯的一般化模型成功地消除了經濟增長中的規模效應,在那里,均衡經濟增長率取決于知識生產部門內生要素的產出彈性而不是人口或人力資本規模。

艾欽和托洛夫斯基則更進一步認為,瓊斯的無規模效應模型仍然是一種特殊情形。他們構筑了一個更為一般的兩部門無規模效應模型,并將瓊斯、羅默等模型全部涵括其中。他們的結論是,假定全部內生要素在知識生產部門和最終產出部門的總產出彈性不同,那么,經濟長期增長率將遵循“短邊”原則,由總產出彈性最小的那個部門來決定,而與經濟規模無關。

瓊斯、艾欽和托洛夫斯基的模型雖然從形式上消除了規模效應,但是,他們卻并不能說明為什么不會存在規模效應。瓊斯不能說明知識存量對自身積累的產出彈性為什么小于1;艾欽和托洛夫斯基也不能說明,究竟哪一種情況下,一個部門的總產出彈性會大于或小于另一個部門。而且,在他們的模型結論中,政府政策對長期經濟增長率并不具有相關性。因此,他們的模型分析只具有純理論上的意義。

另一條思路則主要是由一批新熊彼特主義經濟學家開辟的,他們從特定的研究視角來分析規模效應問題。阿爾文.揚(Young,1998)、阿格汗和哈威特(AghionandHowitt,1998)、貝里特(Peretto,1998)等為代表的增長模型,集中于對“偷生意效應”的分析,提出了一種消除規模效應的新方法。

以阿爾文.揚的模型為例。在他的模型中,他人可以從兩個方向——垂直方向和水平方向——的創新活動而“偷去”創新者的創新利潤流,即不僅通過產品的質量創新而且通過產品模仿來分割創新的壟斷利益,這樣,“偷生意效應”就大大加強。揚的分析得出了一個與以往內生增長理論相反的結論:經濟規模愈大,參與分割創新收益的人就愈多,“偷生意效應”就越強;而且,如果“偷生意效應”主要通過生產模仿產品來分割原有壟斷利益時,將出現負的規模效應。由于揚的模型中經濟規模對長期增長可能具有正、負或無規模效應,而且他的模型是從特定的角度進行分析的,因此,其理論結論具有明確的政策含義。按照揚的分析,如果政府的政策只是簡單地對所有研究部門實行“遍地開花”式的資助,那么,很可能只是激勵產品的模仿,從而只影響收入水平,而不能影響長期經濟增長率;相反,如果政策立足于激勵產品的質量創新,并根據R＆D的研究深度實行重點資助或配額資助,那么,就可以提高長期經濟增長率。因此,阿爾文.揚的政策含義是:政策資助應該向創新難度大的人員或項目傾斜。

約法諾維克(Jovanovic,1997)則通過加入一個“學習成本”的假定條件來減弱或消除規模效應。約法諾維克認為,在羅默的兩部門模型中,實際上暗含了“知識”可以無成本地進入最終產出函數的強假定,然而實際上,工人必須學習怎樣使用“知識”,也就是說,需要支付“學習成本”或“知識消化成本”。如果將這一條件考慮進羅默模型,最終產出部門的成本將增加,規模收益也將有一個絕對的上界,從而使得規模效應減弱甚至消除。按照約法諾維克的觀點,假定工人在生產中需要“學習成本”,那么,公司可能更愿意采用次先進技術而不是最先進技術,從而更傾向于生產模仿產品而不是創新產品,這就從另一個角度驗證了阿爾文.揚的“偷生意效應”假定。

從實質上看,在阿爾文.揚和約法諾維克的模型中,存在一個共同的暗含假定,這就是:模仿產品或次先進產品雖然成本低于創新產品,但一定存在市場需求約束:正是這種產品約束導致了對生產人口或人力資本的需求約束。因此,內生增長理論的規模效應將因這種約束大大減弱、消除甚至為負。

到目前為止,近期增長理論并沒有完全解決經濟規模與經濟增長的關系問題。一方面,近期增長理論中的長期經濟增長率雖不依賴于經濟規模,但仍嚴重地依賴于外生人口增長率;另一方面,所有的模型均還沒有得到有利的經驗支持。盡管如此,近期增長理論在理論上還是取得了重要進展。主要體現在:第一,發現了無規模效應的均衡增長路徑并論證了其存在性。在這些模型中,長期經濟增長率要么取決于生產函數的產出彈性,要么取決于產品之間的替代彈性,實質上二者均取決于生產函數的結構參數。第二,經濟增長模型被進一步一般化。以往的內生增長模型之所以產生規模效應,實際上暗含了人口或人力資本稀缺而物質資本不稀缺的假定,這種假定充其量只能符合發達國家的情形,不具有普遍性。近期增長理論實際上則放棄了這種強假定,代之以個更一般的情形,這樣,就出現了規模效應為正、為零或為負的多種結果。第二,與以往的內生增長理論相比,近期增長理論的政策含義更具有針對性。在以往的內生增長模型中,由于簡單地假定技術或“知識”的外部效應不能被個人內化,因而任何用于技術或“知識”部門的政策都將影響長期經濟增長;而近期增長理論則表明,只有范圍更窄的重點資助政策才對長期經濟增長有正的影響。

三、經濟增長理論的最新進展對中國的現實意義

經濟增長理論的最新進展對于中國來說是具有重要的政策含義的。

改革開放二十多年來,中國的經濟究竟達到了一個什么樣的階段?中國經濟究竟又面臨著怎樣的矛盾?我們認為,集中到一點,就是:中國經濟已經進入了“需求約束”經濟時代。或者說,中國經濟發展的短期效應時代已經基本結束,今后的經濟增長,將越來越依賴于長期因素。

中國經濟的需求約束,主要體現在兩個方面:一是工業產品需求;一是勞動力或人力資本的市場需求。

第一,工業產品的需求約束已變得越來越嚴重。集中表現為:工業品供過于求的矛盾進一步突出,工業企業生產能力閑置過剩,產品大規模積壓。根據2000年國內貿易局商業中心對國內市場上609種主要商品的調查,供過于求的比例高達79.6%,比1998年增長了47.8個百分點;根據第三次全國工業普查,900多種主要工業品生產能力中,生產能力閑置20~33%的,占27.2%,閑置50%以上的,占18.9%;在產品積壓方面,根據統計顯示,近年我國工業產品每增產10%,就有1%的產品積壓(王萬山,2002)。

第二,勞動力或人力資本的市場需求面臨嚴重約束。1997年全國失業工業數為1200萬左右,2000年這一數字上升到2173萬。即使是本來稀缺的人力資本,也同樣面臨市場需求約束。2000年全國本?？飘厴I生平均就業率僅為80%,其中,?？飘厴I生的市場需求量不到30%(胡永遠、李少斌,2001)。特別是2003年夏季以后,隨著高校擴招后首屆畢業生走上勞動力市場,人力資本的市場需求更加不容樂觀。

進一步分析發現,受到嚴重需求約束的,主要是低檔次工業產品和低檔次人才。與之相反,高檔次產品和人才卻面臨短缺。例如,我國已連續三年居世界產鋼量第一,但一些高質量、高附加值、高技術含量的品種,供給能力不足,石油用管的市場占有率只有60%,冷軋硅鋼片、鍍鋅板僅占30%,不銹鋼板僅占20%;精密機床、遠洋船舶等產品的50%還依賴進口。在人才需求方面,許多大城市如上海、深圳,對碩士以上人才敞開大門“歡迎”;一流大學畢業生還是供不應求。

那么,為什么會出現低檔次產品和人才過剩,而高檔次產品和人才短缺?主要還得從供給行為找原因。從產品生產者來說,生產低檔次產品有幾個明顯的好處:模仿成本遠遠低于技術創新成本;市場經營、開發的風險小;能很快填補市場需求空白,等等。從而,即使企業進行技術創新,也只是“小改造”,在花樣上做“文章”。其后果,只是利用模仿,搶奪了原來創新者的市場利潤,并不能對經濟的長期增長做出貢獻。例如,改革開放后中國加大了引進外資與技術力度,但企業引進技術的目的只是為了生產使用,而在消化吸收基礎上再創新的企業僅占18.75%,而且,對引進技術進行消化吸收的投入也遠遠不夠。以1994年為例,國有大中型企業用于技術引進的支出為275億元,而同期用于這些技術消化吸收的支出只有9億元(李以學,1999)。同樣地,如果個人投資教育的目的,只是獲得一張高等教育文憑,那么,個人就會走文憑捷徑,熱衷于職業教育或技能教育,因為這類教育的收益是立竿見影的。以非全日制的本科自考為例,1998年參加本科自考的實考人數為102萬,是1983年的1000倍(胡永遠,2001),其中雖有因普通教育招生計劃的約束問題,但至少可以從非普通教育的持續“火爆”看出個人投資技能教育的熱情。因此,從中國的經濟實際看,我們可以作出這樣的判斷:由于產品或知識創新的相對成本太高,企業、個人更愿意模仿,而不愿創新。

而且,在中國過去的二十幾年中,宏觀環境尤其是政府的行為,對這種局面的形成起了推波助瀾的作用。主要表現在:國有企業產權不明導致企業行為短期化,不愿進行有利于長期增長的技術創新;財稅分權改革助長了地方政府支持本地的重復建設,導致全國市場產品過剩;知識產權保護不力,創新的收益被大量的模仿產品所“肢解”,從而大大削弱了企業創新的激勵。尤其是政府長期充當著技術創新、教育投資的主體,有限的財力卻“胡子眉毛一把抓”,結果每一個行業、每一個項目都難以到位(李啟明,1999)。

總之,改革開放到今天,中國已經告別了產品的“短缺經濟”時代,同時又承受著巨大的過剩人口壓力;中國加入世界貿易組織(WTO)后,可以利用世界市場需求緩解一部分需求約束,但中國是一個大國,低檔次產品的過度出口將惡化中國的國際貿易條件,不是長久之計。中國目前乃至今后相當長一段時期內,缺乏的是高質量的創新產品和高水平的創新人才。因此,按照近期增長理論的政策含義,政府的政策要求更有針對性,更有重點。換言之,政府的政策應該放棄對一般技能型人才培養和國內“模仿產品”項目的支持,而應對新知識、新產品的創造與國外引進,加大支持力度。正可謂“有所不為”才能“有所為”。

具體來說,政府的政策應該集中解決普遍存在的“短視癥”問題?！岸桃暟Y”的根源在于落后。落后怕“挨打”,所以總想“多快好省”,快出產品,快出“知識”,快出人才。這種良好的愿望有利于奮進,但也極易導致浮夸和行為短視。政府如果熱衷于“趕超戰略”,就會形成一個導向。整個社會都會跟隨。一個政府,一個企業,如果過分關注自己任期內的“短期業績”,就會損害長期的增長與發展。因為,重大的科技創新或技術創新,都難以在短期內顯出明效。一個明顯的例子是,中國改革開放20余年,生產大大發展了,科技水平大大提高了,人才數量大大上升了,這是誰都無法否認的事實,但根據世界權威機構——瑞士國際管理與發展學院網站的《世界競爭力年鑒》,1998年中國的世界競爭力排名為第24位,1999年下降到第29位,2002年排名在31位;根據《世界經濟論壇》的排名,1999年中國競爭力排在32位,比1998年下降4位。個中原因就在于,中國在重大科技創新與產品創新方面相對于其他國家而言落后了,按照新增長理論的說法,就是:產品、勞動力數量對整個經濟來說,只有“水平效應”,沒有長期增長效應。因此,今后的政策措施,應該重點圍繞糾正“短視癥”而展開。

第一,加快國有企業改革。目前,國有企業政企仍然沒有完全分開,國有企業經營者和政府官員的目標函數有一個共同點,那就是:任期內目標最大化。因此,國有企業的行為短期化有著深厚的制度背景。只有讓國有企業真正成為獨立的商品生產者,實行真正意義上的公司治理制,才有可能讓企業成為科技創新的主體。

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[關鍵詞] 收入分配 經濟增長 消費結構 人力資本

一、收入分配影響經濟增長中間傳導因素的選擇依據

收入分配對經濟增長的作用可以通過各種機制來傳遞，收入分配平等與否都會對經濟增長產生內在的影響，但是把所有的機制都考慮進來，問題會變得非常復雜，不可能清楚地分析出在各種因素的綜合作用下，收入分配差距的擴大究竟是有利于還是不利于經濟增長，所以本文在對各種作用機制的比較過程中，結合經濟增長理論，選取了兩個相對重要的傳導變量來分析收入分配對經濟增長的作用機制。

消費和投資都受到客觀條件的限制，也就是收入水平的限制，收入分配作為社會經濟活動主體――人的消費需求充分滿足的基本條件，直接為人力資本創造提供物質保障，并對人們的消費行為、消費水平、質量和消費方式等具有直接的制約作用，進而影響經濟增長。所以消費和教育――人力資本投資可以構建收入分配與經濟增長之間關系的傳導因素。

1.最直接的因素

從傳統經濟增長的模型來看，勞動力是經濟增長的模型中重要的生產要素，而勞動力離不開對商品的消費。勞動力必須首先滿足自身衣、食、住、行方面的基礎需要，沒有這些基本的消費活動也就不存在勞動力便不能夠在生產中正常發揮作用，所以，消費不但是人口再生產的需要，也是經濟活動的必要前提條件。經濟活動，最原始的、首要的是從消費開始的，再生產理論認為，社會再生產有四個環節――生產、分配、交換、消費，有經濟學者將其拓展為五個“消費在社會再生產中應該在生產環節的前面”即消費――生產――分配――交換――消費。從這一點來看，消費水平決定著勞動力的數量和素質，是經濟增長的直接動力。

2.最關鍵的因素

新經濟增長理論給出了重要的啟示經濟增長的源泉是人力資本。人力資本是指體現在勞動者身上的技術知識和技能的存量，它是相對于物質資本而言的。勞動者技術知識和技能的高低，取決于他們所接受的正規教育和在職培訓，還取決于知識和技能老化的程度。因此，就可以用勞動者的平均受教育水平、在職培訓時間、知識老化率等指標，來反映人力資本的變動。

經濟增長依靠知識的積累和進步，物質資本的邊際生產力是遞減的，經濟增長僅僅依靠擴大生產要素的投入已經不可能，要使得經濟增長能夠保持持續穩定地增長過程，而不出現停止或后退，只有依靠知識的積累和進步，知識的積累和進步使得物質資本邊際生產力下降的趨勢得到遏制，從而保證了對投資的長期的利益刺激。從這個意義上人力資本被視為最重要的生產要素，是經濟增長最關鍵的因素。知識的積累和進步脫離不了教育的投資和人力資本的實踐，知識的積累依靠對教育的投入，知識的進步離不開人力資本對知識的使用和創新。

因而本文將從消費結構和教育與人力資本投資兩個方面研究收入分配對經濟增長的作用。收入分配影響經濟增長的作用原理表示為:

二、兩種機制傳導作用的理論與分析

1.消費結構形成的有效需求機制

凱恩斯宏觀經濟理論中將國民收入分為消費和投資兩部分。消費對于國民收入具有乘數效應，消費可以拉動經濟增長。消費需求的數量取決于消費傾向，消費傾向是人們的一種心理狀態，消費傾向隨著人們收入的增加有遞減的變化規律，即在實際收入水平增加時，總消費支出也會增加，但增加的幅度不如收入。但是，凱恩斯的分析中，只是將人們的收入一般化，他沒有考慮個人收入分配存在差距的情況。在個人收入分配存在差距的情況下，不同的收入分配格局會導致個人消費傾向呈現不同的變化趨勢。

Murphy，Schleifer和vishny提出的收入分配通過市場規模影響經濟增長，根據這一作用機制，經濟發展總是伴隨著人們需求結構的變化和產業結構的升級?！跋M決定生產，消費引導生產”，通常高級消費品經濟附加值大，能夠帶動相關產業的迅速發展。人們的需求結構往往存在這樣的變化趨勢人們對每種商品的消費有一個限度，隨著人們收入的增加，人們偏好于擴大消費品的種類而不是某種商品的數量。在收入分配不平等的狀況下，富人需求是時一尚的高級消費品，而窮人由于購買力的限制，僅僅消費低級消費品，這就導致了高級消費品市場范圍的局限，造成國內生產的工業產品的有效需求不足，從而制約經濟增長。

在對待高收入水平的消費上,認為通過合理合法取得收入的富翁的高消費對社會是有利的。他利用年――年的中國居民收入水平的數據，將居民按收入水平分為最富裕戶、中等收入戶和最貧窮戶三個階層,將三個階層與國民收入分別作線性回歸模型，分別考察了三個階層的居民對經濟增長的貢獻，得出高收入階層的收入增長對于國民經濟的貢獻顯著這一結論。其中的高收入階層指城鎮多數人口的貢獻。從改變消費結構的角度解釋,高收入階層比低收入階層的作用要明顯，所以，雖然在消費傾向下降的情況下，消費結構的改變形成的有效需求對經濟增長又必然有促進作用。

從商品的生命周期來看，高級消費品還處于初期或者是成長期，還有廣闊的市場空間，高水平的收入人群在總體中只是一個為數相對少的消費群體，而且對商品的消費數量有限，一個高收入家庭一般在一年內甚至十年內擁有一臺彩電、冰箱或電腦就足夠了。所以，增加高級消費品的市場份額，需要擴大高水平收入群體的規模，如果收入差距不斷拉大，對于提高中低收入者的收入水平，擴大高收入群體的規模是不利的。

2.教育與人力資本投資機制

(1)收入水平對教育和人力資本投資具有直接的作用，收入分配不公對教育公平產生消極影響:

首先，收入差距擴大將直接影響低收入群體對教育投資的支付能力。盡管城鄉大部分低收入者對教育投資十分關注，但受到生存問題困擾，個人或家庭對教育投資的現實支付自然被限制在十分狹小的范圍內。收入分配不平等對教育和人力資本投資影響的深化過程通過長期儲蓄來完成，從儲蓄角度分析，教育是占家庭消費支出較大比重的項目之一，中國居民的儲蓄其中有一大部分是為了子女接受后期教育而準備的。由于收入分配不均的限制，人們對教育投資的儲蓄能力也產生了差距，從而影響人們對教育的投資能力。

其次，收入分配差距過大導致人們教育起點的差異，從而影響教育公平。高收入家庭的子女由于具備較高的物質條件，從小就能夠獲得良好的教育，比如富裕家庭可以給孩子購買樂器等教育輔助設備，使子女從小就學得一技之長，而且，高收入家庭的子女往往在就業競爭中占有更廣泛的社會關系和更多的信息，這使他們在競爭中處于優勢位置，因而更容易獲得接受更高層次教育的機會。

再次，收入分配中的不合理現象和非法致富行為所導致的心理失衡也會對教育投資帶來消極的影響，在很大程度上弱化了人們進行教育投資的積極性，從而影響教育發展和教育公平的實現。

(2)收入分配差距影響人力資本的流向。以往對區域經濟發展不平衡的研究，重在分析地區經濟不平衡對人力資本的影響，現在可以逆向思考人力資本在以市場為主要資源配置方式的導向作用下，向生產率高的地區或部門流動，因而收入分配的差距是人力資本流動的指示器，在市場經濟體制下，收入分配差距引導人力資本流向，進而加速地區間經濟增長差距。地區收入分配差距影響人力資本的流向，而內生經濟增長理論，人力資本投入對經濟增長有直接而且顯著的影響，所以，收入分配差距影響地區之間經濟增長的不平衡。

三、結束語

本文通過對收入分配影響經濟增長的傳導機制的分析與比較，選取出兩個相對重要的傳導因素，得出兩個相關的結論：

首先，收入分配的差異可以影響人們的消費結構，消費結構改變的程度和速度的不同還與人們的消費傾向有關消費結構的改變影響經濟增長。所以，要允許適當的差距，通過改變消費結構起到促進經濟增長的作用。但是，收入差距不斷拉大，又不利于提高中低收入者的收入水平，擴大高收入群體的規模，限制了消費結構深入轉變過程的實現，最終不利于經濟增長。

其次，收入分配差距影響人們對教育的投資和人力資本的流向，過大的收入分配差距嚴重影響人們對教育和人力資本的投資，在市場配置資源的資源配置方式下，又導致地區間經濟增長的不平衡。

參考文獻:

[1]劉 霖 秦宛順:收入分配差距與經濟增長因果關系研究[J]．福建論壇（人文社會科學版），2005（7）：79～82；

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關鍵詞：偏離份額分析法;產業結構;競爭力

中圖分類號：F207文獻標識碼：A文章編號：1672-3309（2008）0203-0040-03

遼寧省位于中國東北地區的南部，是中國東北經濟區和環渤海經濟區的重要結合部。陸地面積14.59萬平方公里，占中國陸地面積1.5%，下轄 14個市，總人口為 4210.4 萬人。近幾年來，遼寧省的經濟發展經過戰略性結構調整取得了一定的成效，全省GDP由2004年的6872.7億元增加到2006年的9257.1 億元，年均增長率為 17.35%。但遼寧省各市的發展很不平衡。為了促進遼寧省今后的可持續發展，必須重視各地區產業結構與競爭力差異問題，從而協調遼寧省經濟整體發展。

一、數學模型的建立

偏離――份額分析法(shift-share analysis,簡稱ss分析法)是由美國經濟學家丹尼爾?B?克雷默于1942年首先提出，后經過E?S?鄧恩和埃德加?胡佛發展，現已成為學術界通用的用于分析區域發展差距變動決定因素的基本方法。

ss分析法的基本思路是:地區經濟增長率的差別可以從產業結構因素和競爭力因素兩個方面給以統計說明(競爭力因素指除產業結構以外的生產率水平、經營管理水平、投資規模等各方面因素)。它將研究區域的經濟增長與標準區域(通常指整個國家或整個省)的經濟增長進行比較，認為區域經濟增長與3個因素有關:地區份額因素、產業結構偏離因素與競爭力因素(也叫區位偏離因素)。

根據偏離――份額分析法，一個地區的經濟增長(G)可以分為3個部分:全省增長份額(RS)、產業結構偏離份額(PS)和區位份額(競爭力份額DS)，用關系式表示為:區域經濟增長=全省增長份額+產業結構偏離份額+區位份額，從而將區域經濟的實際增長量分解為3個分量。

有關符號說明:

二、數據處理與結果分析

本文以遼寧省14個地級市作為研究區域，以遼寧省作為標準區域進行對比研究，選取2004-2006年遼寧省14個地級市的GDP、第一產業、第二產業、第三產業GDP等數據,將相應數據分別代入模型(1.1)、(1.2)、(1.3)分別計算出各城市偏離――份額分量，其中各項指標均按當年價格計算，計算結果見下表。

由上表可得以下結論:

(1)各地區經濟增長中產業結構和競爭力兩類因素都比較優越，即結構因素和競爭力因素都為正值的有沈陽、丹東2個地區，這2個地區在2004-2006年間的經濟增長中結構因素和競爭力因素起到了很大的作用。其中，沈陽市在這兩方面的優勢明顯高于丹東地區，總偏離為35.57億元。沈陽市競爭力優勢帶來的增長量為23.05億元;產業結構優勢帶來的增長量為12.51億元。

(2)除上述2個城市之外,其余各城市均是競爭力推動效應明顯，產業結構因素均不具有優勢。其中，朝陽市的競爭因素優勢最大，帶來的增量為55.2億元。產業結構劣勢損失0.85億元?？偲x為54.36億元。盤錦市的產業結構劣勢最大,總損失7.57億元。

(3)各城市第一產業結構分量均為負值，即第一產業的發展速度均慢于整個國民經濟的發展速度，第二、第三產業的發展速度均快于整個國民經濟的發展速度。各城市第一、第二、第三產業的結構份額具有一致性，競爭力因素卻因不同城市而有明顯差異。如,大連和朝陽第一產業競爭優勢明顯，盤錦、遼陽等第二產業競爭優勢較大,沈陽第三產業競爭優勢最大。

綜合以上分析,遼寧省各地區的結構偏離多數為負，說明各個城市的產業結構整體不太合理,但所有城市第一產業發展速度均慢于整個國民經濟的發展速度，同時各城市的結構合理程度及增速不盡相同，因此，要加速地區經濟的增長就應該從產業結構這一因素著手，制定出符合本地區資源稟賦特征的產業結構，使資源得到高效的利用。只有調整和優化產業結構，才能縮小地區間經濟增長的差距，促進全省經濟協調、快速的發展。

參考文獻：

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［3］ 毛健. 產業結構變動與產業政策選擇［M］.北京：中國財政經濟出版社，1999.

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［5］ 盧中原. 產業結構對地區經濟發展影響分析［J］.經濟研究，1996，(7).

［6］ 周起業. 區域經濟學［M］.北京：中國人民大學出版，1989.

［7］ 周振華. 產業結構優化論［M］.上海：上海人民出版社，1992.

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關鍵詞：經濟增長方式 自主創新 集約發展

經濟增長方式通常指決定經濟增長的各種要素的組合方式以及各種要素組合起來推動經濟增長的方式。按照馬克思的觀點，經濟增長方式可歸結為擴大再生產的兩種類型，即外延擴大再生產和內涵擴大再生產。外延擴大再生產就是主要通過增加生產要素的投入，來實現生產規模的擴大和經濟增長。而內涵擴大再生產，主要通過技術進步和科學管理來提高生產要素的質量和使用效益來實現生產規模的擴大和生產水平的提高?，F代經濟學從不同的角度將經濟增長的方式分成兩類，即粗放型經濟和集約型經濟。粗放型經濟增長方式是指產出的增長主要靠擴大資本和勞動等生產要素的投入來實現的增長方式。由于不依賴技術進步，表現在投入產出比上的效益指標沒有明顯的提高；集約型增長方式是指產出的增長主要依靠技術進步，提高要素生產率來實現的增長方式，表現為投入產出指標的不斷提高。當今世界，科技創新和技術進步已成為推動經濟增長的決定性力量。在集約型經濟增長方式下，生產效率的提高可以不斷緩解和克服經濟增長的勁瓶。

1.傳統經濟增長模式

1.1哈羅德-多馬模型

哈羅德-多馬模型以凱恩斯的有效需求不足理論為基礎，考察一個國家在長時期內的國民收入和就業的穩定均衡增長所需條件的理論。它于1936-1956年間逐步完善，它標志著現代經濟增長理論的出現。哈羅德―多馬模型告訴人們：社會資本（存量），勞動量與該社會的總產量（或實際國民收入）間，存在著函數比例關系，即資本與勞動相結合，就能推動經濟增長。

1.2新古典增長模型

二戰后的一些西方學者提出了不同的增長模式。其中以50年代美國經濟學家索洛提出的新古典增長模型最有代表性，他對哈羅德―多馬模型進行了修正，并放棄了哈羅德―多馬模型中關于資本和勞動力不可替代及不存在在技術進步的假設，試圖說明：（1）總產出對于資本的邊際報酬遞減，資本投資對增長的貢獻會逐步下降，直到停止；（2）經濟增長飽和之后，增長的唯一來源必然是技術進步，而技術進步卻是不可控的外生變量；（3）在各種要素不變的條件下，窮國的經濟增長快于富國。

1.3其他經濟增長理論

除上述主要經濟理論之外，還有丹尼森、庫茲涅茨等關于經濟增長因素的分析和最優增長理論。丹尼森強調了管理知識的重要性，而庫茲涅茨強調經濟結構的巨大影響，而他們經濟增長理論的共同基礎還是國民收入核算體系或是GDP。

2.遼寧傳統經濟增長方式存在的弊端

2.1忽視能源與自然資源的損耗

傳統經濟增長模式存在的最大弊端就是忽視能源和自然資源的損耗。遼寧擁有豐富的土地資源、植物資源、森林資源、草場資源、動物資源、海洋資源、水資源、礦產資源等，由于傳統的粗放型經濟經濟增長模式以高投入、低產出為特征，主要通過增加生產要素的投入來擴大規模，實現經濟增長。而在這一過程中卻不考慮自然資源的“庫存”狀況以及對能源和自然資源的損耗，僅計算來源于資本、勞動、原材料共同生產出來的產品的價值，卻未曾想到對能源和自然資源的浪費是無法計算的。

2.2豐富人力資源的閑置，以及缺乏福利保證機制

遼寧省人口在各省、市、自治區中居12位，屬人口大省。由于人口的不斷增長，人力資源成為地球上最富余的資源特別是低端人力資源，而傳統經濟增長模式最需要的是資本、原材料和人力資源。這就帶來了地球上最大的浪費――人力資源浪費，并可能引致嚴重的失業、犯罪、社會動蕩、騷亂、甚至是暴力革命。在傳統經濟增長模式中，投資最終要通過人群的消費獲取利潤，人群的消費大部分來源于勞動者的工資，由此形成傳統經濟增長模式的一個巨大矛盾―產品供給與有效需求之間的矛盾，即許多產品供過于求。

2.3忽視對自然環境的保護

遼寧省地處溫帶半濕潤地區、氣候適宜、雨量充沛、光熱資源充足適合動植物生長，擁有很多稀有的野生動植物，且遼寧位于渤海之濱擁有豐富的海洋資源等，但由于人類對其的破壞，致使很多物種已經滅絕而剩下的稀少物種也瀕于滅絕的危險。自然環境的破壞不僅不適于動植物生存，且同樣不適合人類生存。

3.轉變經濟增長方式的緊迫性

（一）轉變經濟增長方式是建設經濟強國和經濟強省的必由之路；

（二）轉變經濟增長方式是推動經濟社會協調發展的本質要求；

（三）轉變經濟增長方式是實現可持續發展的根本大計；

（四）轉變經濟增長方式是推動和諧社會建設的迫切需要。

4.轉變經濟增長方式的途徑

（一）調整經濟結構是轉變經濟增長方式的重要途徑；

（二）增強自主創新能力是轉變經濟增長方式的關鍵環節；

（三）集約發展是轉變經濟增長方式的主攻方向；

1.大力發展循環經濟；2.大力發展集群經濟；3.大力發展規模經濟和品牌經濟。

（四）改革體制機制是轉變經濟增長方式的根本保障。

參考文獻：

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影響經濟增長的因素是多方面的，其中能源是經濟、社會發展的基本約束條件，是社會發展的核心與動力，是可持續發展的物質基礎，能源與經濟發展的關系將直接影響到社會的發展。近年來，經濟的快速發展，能源的消耗量增加，能源的安全問題日益成為制約經濟發展的因素。因此，對于能源與經濟之間的關系分析受到各界學者的長期關注。能源消費與經濟增長之間存在較強的關聯性。特別是經過上個世紀的能源危機之后，能源與經濟的增長更是受到國內外學者的廣泛關注。于超等采用灰色關聯方法分析經濟與能源之間的關系，得出我國經濟增長與能源消費之間有很強的相關性；黃玲以福建省為例采用單根檢驗與格蘭杰驗證，得出經濟增長與能源消費之間有很重要的雙相關關系；國外學者Paul and Bhattacharya通過對印度研究發現能源消費和經濟增長之間存在著雙向因果關系；Mustafa Balat通過對土耳其能源消費與經濟的增長研究發現，隨著經濟增長和國內能源資源的利用，土耳其的能源產出只能滿足27％的能源需求。

吉林省是我國重要的老工業基地之一，是一個能源消費大省，經濟發展對能源需求具有很大的依賴性。因此，確定經濟增長與能源消費之間的雙向定性關系，對于吉林省能源與經濟產業結構的宏觀調控具有一定的意義。本文以吉林省為實證研究對象，對影響吉林省經濟發展的因子進行了篩選，結合吉林省能源與經濟數據，采用定性與定量的方法分析了吉林省能源消費總量與經濟關系。利用C-D生產函數(柯布一道格拉斯形式)分析了能源消費對經濟增長的影響及貢獻率。

二、吉林省能源消費與經濟增長的定量分析

以往的能源消費和經濟增長的預測研究中都是以時間序列的預測為主，主要采用線性回歸、模糊數學、灰色理論等方法進行預測，缺少對能源消費源和經濟增長動力因素的研究。因此，當社會發展較快時，單純利用時間序列而不考慮機理的預測就很難滿足實際要求。本研究從能源消費的根源和經濟增長的動力為出發，利用C-D生產函數，得到吉林省能源消費和經濟增長的雙向關系函數。這對于相關領域的研究具有借鑒意義。

(一)吉林省能源消費對經濟增長貢獻分析

能源消費是促進吉林省經濟增長的主要因素之一。通過對吉林省1980-2005年能源消費量和GDP進行擬合可以看出，能源總量與經濟總量之間存在著較為密切的對應關系(R2=0.845)。經濟增長對能源有必然的需求，是經濟發展的動力源泉。能源的投入是經濟增長的活力，當經濟發展的其它條件具備時，必須有能源提供動力才能夠運轉。因此，沒有能源的發展經濟的發展也將寸步難行。

但經濟增長總量與能源消費量之間并不是簡單的線性關系。這主要是因為能源是經濟增長的重要因素，不是唯一的因素。經濟總量的增長還受能源外其他因素影響，如勞動力、固定資產投資、技術的進步等，這些都是影響經濟增長的重要因素，與經濟增長都有著密切的聯系。但無論其他因素對經濟增長的影響大小，能源都是經濟增長必不可少的條件。同時，經濟增長也加大了能源需求，尤其是在經濟快速發展的時期，經濟的增長對能源具有較強的依賴性。

從吉林省的實際出發，作為集中考慮能源對經濟增長的影響，本研究假定生產的技術水平在短期內不會發生較大變化，且經濟增長主要有社會固定資產投資和能源消費利用驅動。經濟增長和能源消費分別采用國內生產總值、能源消費總量進行衡量；能源消耗定義為單位GDP所需要耗費的標準能源并假定不變；而且，經濟增長、能源消費和資本的關系均滿足C-D生產函數(柯布一道格拉斯形式)。

GDP=AKαBeγ

其中，A為生產技術水平，K為全社會固定資產投資，E為能源消費總量，A，a，β，γ為未知參數。兩邊取對數，方程變化如下：

In(GDP)=αln(K)+βln(E)+γ(2)

其中，γ=In(A)+λ是個常量。利用1980-2000年的數據訓練方程，得到如下函數關系：

In(GDP)=0.855761n(K)+0.12411n(E)+10.25476

(3)

從圖1可以看出，方程的擬合判決系數是0.986，1980-2000年經濟增長與能源之間的關系擬合程度較好，這說明經濟增長與能源消費總量之間存在較為密切的聯系。通過利用2001-2005年數據進行驗證(圖1，b)，驗證方程的擬合判決系數是0.992，這說明建立的函數關系合理。該方程能夠在一定成度上反映經濟與能源之間的關系。

能源消費對經濟增長的貢獻翠具有一定的動態性，為J，計算能源消費對經濟增長實時的貢獻率，本研究設計了以下公式：

Pe=(Ker)／GDP

(4)

其中Pe為能源對經濟增長的貢獻率，AKe為一定時期能源消費增量，r為一定時期內平均年能源產出率(元／kg)，

GDP為一定時期內經濟增量。

利用1980-2005年資料，得到了吉林省能源消費對經濟增長的實時貢獻率。從圖2可以看出，吉林省能源消費對經濟增長的貢獻率呈逐年減小的趨勢，這說明能源消費在促進經濟增長方面的作用逐漸被其它因素所取代。但是能源消費對于經濟增長仍具有重要作用。

(二)經濟增長對能源的消費需求

經濟增長是能源消費的主要推動因素，也是能源需求和發展的主要推動力量，經濟的快速增長是能源消費量增加的唯一因素。經濟增長加大了能源需求，能源使用量的增加，新能源的開發利用不夠，能源逐漸成為經濟增長的約束性因素，因此，確定在一定經濟發展環境下的能源需求十分重要，本研究利用公式(5)分析預測特定經濟增長條件下對能源的需求量。

E=QGW

(5)

其中，E為能源消費總量，G為GDP，Q為其它能源消費來源，如取暖等，就吉林省的取暖能源利用數值來看，多年來變化不大，基本是個定值。兩邊取對數得如下方程：

In(E)=Win(G)+e

(6)

In(E)=0.231n(G)+6.62223

(7)

利用吉林省1980-2000年數據進行計算，得到能源消費量與經濟增長的關系函數方程(7)。從圖3中可以看出，方程(7)的擬合判定系數為0.7862，說明擬合效果較好。通過選取2001-2005年進行驗證(圖3，b)，圖中擬合判定系數為0.907，表明該函數關系方程合理，可以用來預測吉林省未來能源消費量，為吉林省能源宏觀調控政策服務。

三、結果分析與結論

(一)經濟增長與能源消費之間存在較為密切的聯系，能源是促進經濟增長比較重要的因素，但能源對經濟增長的貢獻率逐年下降。

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

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[關鍵詞]經濟增長 失業率 奧肯定律 就業

一、我國現實情況與奧肯定律的偏離

經濟增長與充分就業是一個國家宏觀經濟調控的兩大主要目標。奧肯定律認為:經濟增長(GDP)與失業率呈顯著負相關性,方程式如下:u-u*= -α (Yp-Y)/Yp。從我國的實際情況來看:二十世紀八十年代中期以來,中國經濟持續高速增長,但同時失業問題并沒有隨著經濟的高速增長而得到緩解,出現了明顯與奧肯定律偏離的現象。如圖所示。

從圖中中可以看出,伴隨著GDP的高速持續增長,我國失業率不僅沒有下降,反而上升。運用SPSS做回歸分析,得出的經驗關系式為:U=0.236-0.013Y。該式回歸系數t值為-0.717,不顯著;而決定系數R2為0.026,幾乎沒有解釋力。經濟增長率與失業率變動之間沒有顯著的相關關系,經濟增長和就業存在明顯的非一致性。

二、奧肯定律變異的現實原因分析

奧肯定律得到普遍的認同,有它的隱含前提:(1)發達的單一市場機制;(2)相對稀缺的勞動資源;(3)失業的公開化形式,因為發達的市場機制排除了資源的無效或低效存在方式(如隱蔽性失業);(4)不存在大幅度的技術革新;(5)人口按一個相對固定的速度增長。從我國的實際情況看,市場經濟體制轉軌中經濟結構和產業結構的調整與變化以及二元經濟中相對過剩的勞動力資源再加上傳統公有制部門大量的隱蔽性失業及冗員的存在。這些因素的中國特性改變了奧肯定律的作用形式。

根據國際勞工組織的定義,失業是指在某個年齡以上,在特定考察期內沒有工作能力,并且正在尋找工作的人。而我國國家統計局的失業統計標準與此存在明顯的差異,失業人員是指非農戶口,在一定年齡,有勞動能力,無業而要求就業,并在當地就業服務機構進行求職登記的人員。比較上述的兩種定義,國家統計局公布的失業僅限于城鎮,不包括農村的隱性失業人員,城鎮沒有正式登記的下崗人員也不在失業之列?？梢詳喽?中國現行的失業統計低估了實際失業狀況。

從中國的實際情況來看,改革開放后,大量的資本和技術涌入中國,中國出現了復雜的二元經濟結構,相當部分行業技術含量顯著提高,中國經濟長期保持高速增長,資本和技術的貢獻占了很大的一部分。資本、技術“排擠”勞動力的現象較為嚴重。中國的人口基數大,增長快的特點。導致中國每年的新增勞動力數量龐大。據國務院新聞辦公室正式《中國的就業狀況和政策》白皮書稱:未來20年,中國16歲以上人口將以年均550萬人的規模增長,到2020年勞動年齡人口總規模將達到9.4億人。在勞動年齡人口持續增長的同時,有1100萬以上的下崗失業人員需要再就業。

科技的發展推動了產業結構的調整,由于第一、二、三產業對勞動力的吸納能力有較大的差異,產業結構調整對勞動力的需求總量和需求結構都有影響,從整個國民經濟看,我國產業結構正在向工業化方向轉化,資金密集型和技術密集型產業的比重不斷上升,使結構性失業和摩擦性失業日益突出。

通過上述分析,經典經濟學理論奧肯定律在中國存在失靈現象的原因是多方面的,其中中國與西方發達國家的統計口徑存在較大的區別;在建立健全社會主義市場經濟體制的過程中,隱性失業逐漸公開化;中國的人口基數與增長速度以及技術革新等因素都與奧肯定律的前提存在偏離。

從就業增長的彈性看,我國GDP增長對就業的拉動作用有較大幅度的降低。經濟高增長與失業率增長并存,而且伴隨著就業增長彈性的下降。我們尚處于工業化過程中,大量農村剩余勞動力需要轉移,勞動力成本低廉,在這種背景下出現就業彈性快速下降趨勢是不正常的,反映出經濟增長與就業增長的非一致性。而宏觀經濟調控取向和調控措施,也不具有顯著的推動就業效果。政府主導和引導的投資行業取向非常明顯,投資主要在吸納就業能力較弱的領域,所以,經濟增長刺激就業增長的效果并不顯著。

三、實現經濟與就業一致性增長的對策

1. 改變宏觀經濟政策的單純GDP取向,對國民經濟發展戰略作出調整,實施“就業優先”的經濟發展戰略,從而實現國民經濟“又好又快”的發展。政府在引導社會投資時,參照各行業的就業吸收能力確定重點投資領域的優先順序。信貸政策要改變那種偏好大項目、大企業、國有經濟的傾向,充分重視中小企業、農村非農企業的資金需求,取消不合理的人為障礙,使各部門有平等的機會獲得資本要素,以發揮其吸納剩余勞動力的作用。

同時,大力發展非公有制經濟及勞動密集型產業,增加勞務輸出、擴大勞動密集型產品在對外貿易中的比重。從所有制結構看,非公有制經濟是增加就業的重要途徑。因而,應大力發展非公有制經濟,并發揮我國勞動資源豐富、價格低廉的比較優勢,注重勞動密集型產業的發展,以減輕巨大的就業壓力。政府應高度重視中小企業的發展,完善民營經濟發展的推進機制和服務機制,從投資、稅收、融資、技術改造等多方面予以扶持,引導和鼓勵自主創業,形成一人創業、多人就業的乘數效應。

2. 完善勞動力市場。有效的勞動力市場能及時傳遞就業信息,排除勞動力轉移障礙,降低勞動力的就業成本,提高勞動力資源的配置效率。因此,大力培養勞動力市場,完善其信息、服務、中介、再培訓的功能,消除其分割性、不統一性和多層次性,建立有效的勞動力市場,可以減少摩擦性失業和結構性失業,提高就業匹配效率。

3. 加強城鎮化建設,大力發展第三產業,提高就業彈性。在同等資金投入的前提下,第三產業吸納勞動力的能力是最強的,第三產業的主要特點是以專門提供服務為主,而所提供的服務需要人的直接工作或勞動來完成,機器生產不能輕易替代。早在60年代,被西蒙•庫茲涅茨的實證研究所發現,后來又被霍利斯•錢納里等人更晚些時候的實證研究所證明,第三產業具有明顯的就業效應。積極發展第三產業將有助于發展中國家在推進工業化的過程中,充分利用勞動力資源,妥善解決勞動就業,順利實現經濟結構的良性變動,促進經濟有效增長。

加強城鎮化建設不僅有利于農村剩余勞動力的轉出,減緩第一產業的就業壓力,而且有利于第三產業的快速發展。20世紀90年代之后,中國的第三產業有了長足的發展,從事第三產業人員的比例由1991年的18.9%上升到2006年的32.2%,然而對比發達國家仍有相當的差距,中國第三產業的發展亟待國家政策與資金的大力扶持。第三產業的發展能創造大量就業崗位,其中應重點發展商業零售、交通運輸、各種信息咨詢、社區服務、物業管理、家庭服務業等投資少、見效快、就業潛力大的勞動密集型行業,在實現經濟高速增長的同時有效擴大就業。

參考文獻