經(jīng)濟增長的來源精選(五篇)

序言：作為思想的載體和知識的探索者，寫作是一種獨特的藝術(shù)，我們?yōu)槟鷾?zhǔn)備了不同風(fēng)格的5篇經(jīng)濟增長的來源，期待它們能激發(fā)您的靈感。

篇1

關(guān)鍵詞： 經(jīng)濟增長；人力資本； FDI；內(nèi)生性

中圖分類號：F062.2；F224.0

一、引 言

改革開放以來，中國經(jīng)濟取得了令人矚目的發(fā)展成就。經(jīng)濟增長率在1979-2008年間平均為9.8%。最近三年，在應(yīng)對國際金融危機的大背景下，中國依然實現(xiàn)了經(jīng)濟平穩(wěn)較快增長，其中2009年和2011年的經(jīng)濟增長率均為9.2%，2010年更是達(dá)到了10.3%。本文試圖在已有研究基礎(chǔ)上，從人力資本和FDI的角度，研究中國經(jīng)濟增長的源泉和動力機制及其成因，為中國經(jīng)濟在“十二五”時期乃至未來更長時期的增長來源提供政策建議。在經(jīng)濟增長來源方面，以往一個重要的觀察指標(biāo)是資本形成相對于產(chǎn)出的速度和全要素生產(chǎn)率（TEP）的時間變動模式。例如，根據(jù)由索洛（Solow，1962）發(fā)展的理論，假如全要素生產(chǎn)率（TEP）的增長率顯著，則資本的形成與產(chǎn)出將保持基本一致的增長關(guān)系，從而長期來看資本-產(chǎn)出比率將維持穩(wěn)定和下降的動態(tài)模式（布蘭查德和費希爾，中文版，1998；Young，1994）。因此，一般將資本-產(chǎn)出比率是否呈現(xiàn)上升趨勢視為經(jīng)濟增長是否持續(xù)增長的重要依據(jù)。Charnes等（1978）采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法（DEA，Data Envelopment Analysis）對經(jīng)濟增長的動力機制進行了相關(guān)研究，該模型無需生產(chǎn)函數(shù)的先驗形式，而是通過求解最優(yōu)生產(chǎn)前沿進行分析。

關(guān)于改革開放30余年來中國經(jīng)濟增長的來源，長期以來，人們一直以為中國經(jīng)濟增長的推動力在于政府的宏觀經(jīng)濟政策或者說是政府主導(dǎo)下的投資與出口。多數(shù)文獻(xiàn)均支持資本投入是經(jīng)濟增長的主要原因。例如，張軍（2002）討論了中國的投資體制和投資效率，測算了中國的資本存量，從資本形成方面來解釋中國經(jīng)濟增長和增長變動，認(rèn)為中國在1990年代以后，資本的形成幾乎全是固定資產(chǎn)投資的結(jié)果。鄭京海等（2005）通過對省際全要素生產(chǎn)率（TFP）及其組成部分的測算，認(rèn)為中國經(jīng)濟增長在1978-1995年期間經(jīng)歷了一個TFP高增長期（為4.6%），而在1996-2001年期間出現(xiàn)低增長期（為0.6%）。關(guān)于FDI對中國經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)，陳勁 （2007）的研究表明，F(xiàn)DI在成為推動中國經(jīng)濟發(fā)展重要動力的同時，也不能忽略中國制造的平面同質(zhì)性擴張以及大量出口導(dǎo)致的貿(mào)易摩擦等負(fù)面作用。林毅夫、李永軍的研究發(fā)現(xiàn)，20世紀(jì)90年代以來外貿(mào)出口每增長10%，基本上能夠推動GDP增長1%。隨著經(jīng)濟增長既有動力的衰減，人力資本在經(jīng)濟增長中的作用越來越受到重視。王小魯（2009）的研究表明教育帶來的人力資本質(zhì)量提高正在替代勞動力數(shù)量簡單擴張的作用，凸顯人力資本在現(xiàn)代的經(jīng)濟發(fā)展中地位越來越突出。

大多數(shù)經(jīng)濟學(xué)家均認(rèn)為中國主要依靠資本投入拉動經(jīng)濟增長的傳統(tǒng)經(jīng)濟發(fā)展方式已經(jīng)難以持續(xù)。張其仔（2008）通過梳理比較優(yōu)勢的演化路徑認(rèn)為，中國經(jīng)濟的比較優(yōu)勢到了2008年面臨局部性斷檔的危險。防止由此引發(fā)經(jīng)濟較長時期的衰退，是中國未來一個時期面臨的難題。

由上述分析可見，已有相關(guān)研究大多集中在全要素生產(chǎn)率方面，且經(jīng)濟總量全要素生產(chǎn)率的研究主要采用有關(guān)經(jīng)濟總量的時間序列來進行，因而難免存在一些局限。例如，在增長核算中需要引入很強的行為與制度假設(shè)，且采用的時間序列數(shù)據(jù)量較小，未能綜合考慮物質(zhì)資本、人力資本以及FDI對經(jīng)濟產(chǎn)出的影響。

我們的研究結(jié)果初步表明，中國經(jīng)濟增長從長期來看應(yīng)是一種內(nèi)生性的選擇，在遵從自身發(fā)展規(guī)律的前提下，選擇最合適的增長路徑，這種路徑需要作為經(jīng)濟活動微觀主體的廠商在當(dāng)前環(huán)境條件下追逐利潤，從而不斷改革創(chuàng)新，提升產(chǎn)業(yè)鏈價值，推動社會進步。中國經(jīng)濟的長期增長取決于以知識、信息、研究開發(fā)或創(chuàng)新所引致的規(guī)模收益遞增、技術(shù)進步、人力資本增長等核心內(nèi)生變量。技術(shù)進步的內(nèi)生化，要求中國必須加大對人力資本的投資，促進勞動力要素合理流動、提高勞動生產(chǎn)率。這將具有十分重要的政策含義。本文將以如下順序展開：第一部分引言；第二部分是模型、指標(biāo)與數(shù)據(jù)說明；第三部分是給出測算結(jié)果并進行詳盡分析；第四部分是結(jié)論并討論政策含義。

二、模型、指標(biāo)及數(shù)據(jù)說明

（一）模型建立

現(xiàn)代經(jīng)濟學(xué)研究表明，資本的投入、勞動力的供給和外資的利用情況等在很大程度上影響著國家的經(jīng)濟增長，這里的資本包括物質(zhì)資本與人力資本。為此我們建立生產(chǎn)規(guī)模不變的Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)：

H（t）是人力資本， K（t）是物質(zhì)資本， E（t）表示FDI， A表示技術(shù)水平， L（t）表示勞動力的量，L被假定為以n的速率外生增長， α表示物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性， β表示人力資本的產(chǎn)出彈性， γ表示FDI的產(chǎn)出彈性。其中：

模型假定產(chǎn)出的固定比例s用于投資。定義K表示人均資本存量，k=K/L。y表示人均產(chǎn)出水平，y=Y/L。e表示人均FDI水平，e=E/L。經(jīng)濟增長由下列公式?jīng)Q定：

其中，Sk表示物質(zhì)資本占總GDP中的比例，Sh表示人力資本在社會中的比例，Se表示FDI在GDP中的比例。我們假定人力資本，物質(zhì)資本與利用外資的資本以相同的速率貶值。雖然Lucas（1988）假設(shè)人力資本生產(chǎn)函數(shù)與其他物品函數(shù)不一樣，但是我們相信，至少在一開始的階段，這三個方程應(yīng)該是相似的。從方程中我們可以得到穩(wěn)態(tài)時的情況如下：

把帶入生產(chǎn)函數(shù)，然后取對數(shù)得到：

（二）數(shù)據(jù)說明

在模型中，Y代表總產(chǎn)出，用實際GDP作為來衡量，K表示實際物質(zhì)資本，因為資本的形成是有兩方面因素構(gòu)成，大部分是固定資產(chǎn)投資所形成的資本，另一部分是存貨資本，故研究以固定資產(chǎn)投資形作為變量來替代物質(zhì)資本。L代表勞動力的投入，采用人口總?cè)藬?shù)作為變量作為投入量。為了表述簡易，研究內(nèi)容中采用物質(zhì)資本、GDP、人力資本來代表實際物質(zhì)資本、實際GDP和實際人力資本。Sk表示收入在物質(zhì)資本中的比例，用固定資產(chǎn)投資占實際GDP的比重來表示。Sh表示人力資本的比例，用在校學(xué)生在總?cè)丝谥械谋壤鳛樽兞勘硎荆?Se表示FDI的程度，用FDI總值占實際GDP的總量作為變量來表示。由曼昆（1992）的論文，我們假定 的值為0.03。由此影響中國經(jīng)濟增長的各因素計算結(jié)果如表1所示。

三、基于人力資本和FDI的實證分析

（一）時間序列平穩(wěn)性檢驗

本文采用的是時間序列數(shù)據(jù)，因此在對其進行分析時，要求時間序列必須是平穩(wěn)的，即每個時間序列的均值都與時間t無關(guān)，并且圍繞一個均值波動，并且有向其收斂的趨勢，否則就會產(chǎn)生“偽回歸”問題。作圖我們發(fā)現(xiàn)變量表現(xiàn)出了非平穩(wěn)的特征，其中In（Se）在1993年到1994年間出現(xiàn)較大波動，主要是由于1992年改變外資引進政策滯后引起的，見圖1。但從變量的差分作圖可以看見，一階差分基本表現(xiàn)出平穩(wěn)的特征，見圖2。

（二）單位根檢驗

鑒于時間序列可能存在非平穩(wěn)性，為避免“謬誤回歸”問題，首先對、、、、 進行單位根檢驗。ADF檢驗結(jié)果顯示：在顯著水平為5%的情況下，它們都是非平穩(wěn)序列，其一階差分是平穩(wěn)序列，即這些序列都是一階單整的。因此，需要進一步分析，以驗證兩者之間是否存在長期的均衡關(guān)系。

（三）協(xié)整檢驗與回歸分析

對上面的變量使用EG兩步法檢驗和JJ檢驗都表明、、、 存在著協(xié)整關(guān)系，Granger 定理（1987）證明了協(xié)整與誤差修正模型的必然聯(lián)系，如果非平穩(wěn)的變量之間存在著協(xié)整關(guān)系，那么必然可以建立誤差修正模型，由于誤差修正模型可以有效的吸收時間序列模型和經(jīng)典計量模型的優(yōu)點并克服它們的缺點，因此得到了廣泛的應(yīng)用。

1.對1978-2009整個進行回歸，使用一階差分消除一階自相關(guān)得：

由R2值（0.986633）與調(diào)整過的值 （0.983960）表明，擬合優(yōu)度良好。由總體的F值表明，回歸方程解釋變量的系數(shù)從總體上看也是顯著不為0的。由t值表明，人均資本、FDI與人均人力資本在5%的水平下估計是顯著的。D-W檢驗值在2附近，表明不存在一階自回歸。各個變量散點圖見圖3。

2.對1980-1994進行回歸，使用誤差修正模型得：

由R2值 （0.867846）與調(diào)整過的R2值 （0.794427），擬合優(yōu)度良好，由總體的F值表明，回歸方程解釋變量的系數(shù)從總體上看也是顯著不為0的。由t值可以看出，人均資本、FDI參數(shù)的估計在10%的水平下是顯著，同時期人均人力資本不顯著，D-W檢驗 （2.035）數(shù)值在2附近，表明不存在一階自回歸。由圖4可知，此時期與各個自變量的線性關(guān)系較平穩(wěn)。

3.對1995-2009整個進行回歸，使用一階差分消除一階自相關(guān)得：

由 R2（0.971302）與調(diào)整過的R2 （0.956954）都基本上接近于1，擬合優(yōu)度非常好，由總體F值也可以表明，偏回歸系數(shù)在總體上是顯著不為0的。由t值表明，人均資本、人均人力資本等變量參數(shù)的估計在5%水平下是顯著的，同時期FDI參數(shù)估計不顯著。由圖5可知，此時期與各個自變量的線性關(guān)系較平穩(wěn)。

從上述結(jié)果可以看出，在1994年前后，我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)上的變化導(dǎo)致我國經(jīng)濟增長影響因素的改變。

（四）估計模型的分析

改革開放對我國經(jīng)濟增長的影響是深遠(yuǎn)的，人均物質(zhì)資本、人均人力資本以及FDI對人均GDP的影響存在著顯著的正向關(guān)系，人口增長率與人均GDP的影響存在著顯著的負(fù)向關(guān)系。利用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)的經(jīng)濟學(xué)含義解方程得知，1978年以后物質(zhì)資本每變化1%，GDP變化0.37%；人力資本每變化1%，GDP變化0.39%；FDI每變動1%，人均GDP變化0.08%。1980-1994年，物質(zhì)資本和FDI對GDP有顯著性影響，彈性系數(shù)分別約為0.09與0.08，這在一定程度上說明1994年以前，資本的擴張和FDI極大的促進了中國經(jīng)濟增長的動力，改革開放引入了我國經(jīng)濟發(fā)展稀缺的要素—— 國外的資本，更多的人開始從事經(jīng)濟活動，生產(chǎn)力在一定程度上的到了釋放，因此促進了經(jīng)濟的增長。而這一時期人力資本發(fā)展對GDP的影響不顯著。方程的結(jié)果表明，1995年以來，物質(zhì)資本與人力資本的變動對實際GDP有著顯著性的影響，其彈性系數(shù)分別約為0.20和0.61，表明隨著中國經(jīng)濟發(fā)展和社會進步，推動中國經(jīng)濟增長與結(jié)構(gòu)升級的動力開始轉(zhuǎn)變，開始由單純依靠生產(chǎn)要素擴張來促進經(jīng)濟增長的粗放型生產(chǎn)方式轉(zhuǎn)變?yōu)楦匾暼肆Y本和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的集約型生產(chǎn)方式，國家實行積極的財政政策，對于經(jīng)濟的發(fā)展起著積極的作用。同時這一時期FDI對經(jīng)濟增長的影響不顯著，說明其對經(jīng)濟增長的影響相對下降。

四、結(jié)論與政策建議

之前的分析結(jié)果表明，我國的經(jīng)濟增長與國家的政策密切相關(guān)，其中物質(zhì)資本尤其是固定資產(chǎn)投資對中國經(jīng)濟增長的影響是長期顯著的。在我國經(jīng)濟水平比較落后、生產(chǎn)結(jié)構(gòu)不均衡和科學(xué)水平相對低下的條件下，通過對天然資源的開發(fā)以及對物質(zhì)資本的大量投入在一定程度上取得了立竿見影的經(jīng)濟發(fā)展，但這種傳統(tǒng)的發(fā)展方式，環(huán)境成本是極高的，生產(chǎn)效率卻是極低的，歸根到底粗獷發(fā)展方式是難以為繼的。研究表明我國陷入了過早資本深化的陷阱，即未能結(jié)合我國自身優(yōu)勢發(fā)展勞動密集型產(chǎn)業(yè)，沒有充分考慮到我國人力資本充沛的現(xiàn)狀，其結(jié)果顯而易見，全要素生產(chǎn)率（TEP）在1995年以后就長期處于低增長期。國外直接投資在1995年前對我國國民生產(chǎn)總值的增長有顯著的正向影響，而在1995年以后，其數(shù)值卻緩慢回落，與此同時，1995年后國內(nèi)生產(chǎn)總值愈發(fā)依靠人力資本的累積，表明經(jīng)濟增長開始不是簡單依靠數(shù)量增長，而是開始依靠經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的適應(yīng)性與人力資本質(zhì)量的提高。

從本質(zhì)上來說，經(jīng)濟增長在更長的時間光譜坐標(biāo)中，應(yīng)是在遵從自身發(fā)展規(guī)律的前提下，選擇最合適的增長路徑，這種路徑需要作為經(jīng)濟活動微觀主體的廠商在當(dāng)前環(huán)境條件下追逐利潤，從而不斷改革創(chuàng)新，提升產(chǎn)業(yè)鏈價值，推動社會進步。從政府引導(dǎo)機制來說，讓市場供求規(guī)律自發(fā)起作用，從而避免無效率的交易成本，對變化的需求和供給情況迅速做出反應(yīng)，以便把資源配置到最需要它們的地方，從而在最大程度上保證了市場主體的積極性，同時保證適度的政策干預(yù)避免市場失靈。由此可見，我國經(jīng)濟增長與經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型需要依靠以科技研發(fā)為核心的高附加值產(chǎn)業(yè)在技術(shù)進步領(lǐng)域的不斷創(chuàng)新，以期在即將到來的第三次超級跨產(chǎn)業(yè)革命中重新瓜分世界產(chǎn)業(yè)層次版圖。而這種對創(chuàng)新的內(nèi)在需要，迫使我國必須從宏觀層面上促使生產(chǎn)要素特別是人力資本在地理上的合理配置、加大對包括創(chuàng)新型人才在內(nèi)的人力資本投資，從而提高勞動力生產(chǎn)率水平。

隨著全球化進程的不斷推進，現(xiàn)有的國際產(chǎn)業(yè)垂直分工已經(jīng)成為我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的重要阻礙之一。以大飛機、智能制造、下一代互聯(lián)網(wǎng)為代表第三次科技革命如今已取得先導(dǎo)性突破，但距離技術(shù)成熟還有一段時間，我國還有4～6年的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)升級追趕期。倘若我國不能在未來的5～10年內(nèi)完全實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，待到新一輪科技革命結(jié)束，發(fā)達(dá)國家必將繼續(xù)利用科學(xué)技術(shù)上的絕對優(yōu)勢在產(chǎn)業(yè)分工上繼續(xù)壓制中國處于“微笑曲線”的最低端。與此同時，中國已經(jīng)開始步入“老齡化社會”階段，人口結(jié)構(gòu)的逐漸變化，勞動力供應(yīng)總量的不斷減少，“人口紅利”也即將終結(jié)。一方面是社會養(yǎng)老和醫(yī)療矛盾日益突出，另一方面則是有質(zhì)量的人力資本轉(zhuǎn)化能力有限?！爸械仁杖胂葳濉本驮诓贿h(yuǎn)處，如此一來，我國在錯過產(chǎn)業(yè)升級追趕期的同時失去勞動力充沛的優(yōu)勢。為此，關(guān)乎我國未來國際經(jīng)濟地位與產(chǎn)業(yè)分工格局的十年時間，我國應(yīng)從以下兩個方面著手：第一，加強對關(guān)鍵領(lǐng)域科技研發(fā)與人力資本的投入，努力吸收國外關(guān)鍵技術(shù)成果自主創(chuàng)新，引領(lǐng)人才的國際流動，并在國家科技戰(zhàn)略領(lǐng)域取得突破，培育中國自己的創(chuàng)新型土壤。第二，在全球化技術(shù)與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的背景下，政府應(yīng)對符合國家戰(zhàn)略需求的創(chuàng)新科技企業(yè)以政策支持，包括在中小企業(yè)融資、稅率減免以及要素價格市場化等配套服務(wù)，激發(fā)企業(yè)研發(fā)投入積極性，把握第三次科技革命的歷史性機遇，形成由“中國制造”到“中國創(chuàng)造”的轉(zhuǎn)變。

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[11]Young. Lessons from the East Asian NICs：A Cintrarian View，NBER Working paper，No.4482，1994.

篇2

0引言

改革開放30多年來，我國經(jīng)濟實現(xiàn)了舉世矚目的高速增長，為全面建成小康社會和實現(xiàn)現(xiàn)代化奠定了堅實的基礎(chǔ)。研究表明，在引致經(jīng)濟增長的各種生產(chǎn)要素中，一方面，資本投入的增加是拉動我國經(jīng)濟增長的最主要因素。從總體上看，對于一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟增長而言，資本形成是引擎，資本的效率則是關(guān)鍵。改革開放初期，和絕大多數(shù)發(fā)展中國家一樣，資本稀缺是中國經(jīng)濟增長與發(fā)展的最主要障礙，改革開放政策不僅動員了國內(nèi)儲蓄，激活了儲蓄轉(zhuǎn)化為投資的資本形成機制，提高了微觀層面的資本效率；而且通過廉價的土地供給和優(yōu)惠的稅收政策，吸引外國資本與國內(nèi)廉價的勞動力資源相結(jié)合，促進了外向型經(jīng)濟發(fā)展，提高了經(jīng)濟增長的速度?？梢哉f，國內(nèi)資本的加速形成和國外資本的大規(guī)模流入，加上資本效率一定程度的提高，是30多年來我國經(jīng)濟增長的最大動力。隨著改革開放的進一步深入，我國經(jīng)濟增長與資本形成表現(xiàn)出非均衡性；另一方面，在短期內(nèi)，就業(yè)增長與中國經(jīng)濟之間表現(xiàn)出非一致性，而這似乎背離了傳統(tǒng)經(jīng)濟理論帶給人們的一貫認(rèn)識：“就業(yè)增長意味著經(jīng)濟增長?！蹦敲淳烤咕蜆I(yè)與經(jīng)濟增長是何種關(guān)系？本文通過計量實證分析發(fā)現(xiàn)就業(yè)增長與經(jīng)濟增長在短期內(nèi)并不存在必然的一致性，主要表現(xiàn)在勞動要素對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)率低，相反在長期均衡時間內(nèi)卻保持了一致性，經(jīng)常保持在1：2的要素貢獻(xiàn)率，繼而提出政府不能把勞動力要素的投入當(dāng)作是使經(jīng)濟增長的充分條件，最后提出目前我國政府在宏觀經(jīng)濟政策上應(yīng)該實現(xiàn)從就業(yè)帶動增長到就業(yè)與經(jīng)濟增長協(xié)調(diào)發(fā)展的轉(zhuǎn)變，來促進經(jīng)濟增長的對策建議。因此，分析資本形成、就業(yè)人員人數(shù)與我國經(jīng)濟增長的關(guān)系，解釋經(jīng)濟增長的資本因素和勞動力因素，無論在理論上還是在實踐上都具有重要意義。

1文獻(xiàn)回顧

自20世紀(jì)90年代以來，已經(jīng)有一些研究對于生產(chǎn)兩要素與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了考察。林毅夫（2001）以1981―2010年GDP增長率、資本效率等統(tǒng)計數(shù)據(jù)，通過國民收入恒等式考察了資本形成和就業(yè)人口對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)程度。他通過深入探討資本形成和就業(yè)人數(shù)兩個變量的性質(zhì)，使用多種聯(lián)立方程估計方法，包括普通最小二乘法（OLS）、兩階段最小二乘法（2SLS）、三階段最小二乘法（3SLS）、似不相關(guān)估計（SUR）、有限信息普通最小二乘法（LIML）和完全信息普通最小二乘法（FIML），以根據(jù)不同估計方法估計結(jié)果所提供的信息來判斷最佳的估計方法。根據(jù)林毅夫的估計結(jié)果，在上世紀(jì)90年代國內(nèi)生產(chǎn)總值對兩要素的彈性數(shù)值大致在0.5左右。該彈性數(shù)值在上世紀(jì)80年代則相對較低，可能主要是因為兩要素占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例隨著時間的變化有增長的趨勢。兩要素占國內(nèi)生產(chǎn)總值比例的增加必然增加兩要素變動對經(jīng)濟增長影響的程度。陳東平（2001）通過使用中國1980―1998年的國民收入、資本存量、勞動力總數(shù)、進出口總額等數(shù)據(jù)，用實證分析的方法探討了進口、出口以及勞動和資本對我國經(jīng)濟增長的作用，得出了進口、出口以及勞動和資本的邊際產(chǎn)出，通過實證分析得出資本形成對經(jīng)濟增長的作用遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于就業(yè)人數(shù)。

本文根據(jù)1981―2013年中國的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，通過使用協(xié)整模型對兩生產(chǎn)要素與經(jīng)濟增長關(guān)系進行Granger因果關(guān)系檢驗，分析中國進出口與經(jīng)濟增長之間是否存在協(xié)整關(guān)系，在存在協(xié)整關(guān)系的情況下，使用誤差修正模型來分析資本投入與勞動投入對產(chǎn)出的長、短期彈性，從而判別哪種生產(chǎn)要素對經(jīng)濟增長的解釋能力更強。

2實證分析

本文分析所使用的樣本取自1981―2013年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《國家統(tǒng)計局》。用從業(yè)人員（L/萬人）、資本形成（K總額/億元）來反映生產(chǎn)要素的投入；使用宏觀經(jīng)濟總量指標(biāo)國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP/億元）反映經(jīng)濟增長。我國GDP、從業(yè)人員、出口總額（EX）與資本形成如表1所示。

對因變量和自變量取對數(shù)，考察lnGDP，lnK，lnL即經(jīng)濟增長率、資本形成總額的增長率，從業(yè)人員增長率之間的協(xié)整關(guān)系，首先利用EViews軟件輸入樣本數(shù)據(jù)GDP、L和K，生成新序列l(wèi)nGDP、lnK和lnL，然后依次對時間序列數(shù)據(jù)進行單位根檢驗：

表11981―2013年我國GDP、資本形成總額K

t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-1.423358 0.5576Test critical values：1% level-3.6701705% level-2.96397210% level-2.621007GDPt-1系數(shù)的τ值為-1.4234，這個值在絕對值上甚至遠(yuǎn)低于顯著性水平為10%的臨界值τ-26210，從而表明，即便考慮了誤差項中可能出現(xiàn)的自相關(guān)，lnGDP序列仍是非平穩(wěn)的。

其次，對lnGDP的二階段差分做單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表3。

表3單位根檢驗結(jié)果

t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.269919 0.0002Test critical values：1% level-3.6793225% level-2.96776710% level-2.622989檢驗結(jié)果如表3所示，可見d（lnGDP）是平穩(wěn)的，因此lnGDP是二階段單整的。

（2）對lnK進行單位根檢驗，首先我們用lnK的兩個滯后差分對lnK序列估計，使用上述數(shù)據(jù)估計結(jié)果如下：

ΔlnKt=0.1376-0.0043lnKt-1+0.4633ΔlnKt-1

Eviews運行結(jié)果如表4所示。

表4Eviews運行結(jié)果

t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-0.442211 0.8895Test critical values：1% level-3.6616615% level-2.96041110% level-2.619160lnKt-1系數(shù)的τ值為-0.4422，這個值在絕對值上甚至遠(yuǎn)低于顯著性水平為10%的臨界值τ-26192，從而表明，即便考慮了誤差項中可能出現(xiàn)的自相關(guān)，lnK序列仍是非平穩(wěn)的。

其次，對lnK的二階段差分做單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表5。

表5單位根檢驗結(jié)果

t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.979837 0.0000Test critical values：1% level-3.6701705% level-2.96397210% level-2.621007檢驗結(jié)果如表5所示，可見d（lnK）是平穩(wěn)的，因此lnK是二階段單整的。

（3）對lnL進行單位根檢驗，首先我們用lnL的兩個滯后差分對lnL序列估計，使用上述數(shù)據(jù)估計結(jié)果如下：

ΔlnLt=0.8054-0.0710lnLt-1

Eviews運行結(jié)果見表6。

表6Eviews運行結(jié)果

t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-3.053459 0.0406Test critical values：1% level-3.6537305% level-2.95711010% level-2.617434lnLt-1系數(shù)的值為-3.0535，這個值在絕對值上甚至遠(yuǎn)低于顯著性水平為1%的臨界值τ-3.6537，從而表明，即便考慮了誤差項中可能出現(xiàn)的自相關(guān)，lnL序列仍是非平穩(wěn)的。

其次，對lnL的二階段差分做單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表7。

表7單位根檢驗結(jié)果

t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-6.409917 0.0000Test critical values：1% level-3.6793225% level-2.96776710% level-2.622989檢驗結(jié)果如表7所示，可見d（lnL）是平穩(wěn)的，因此lnL是二階段單整的。

（4）綜上可見，lnGDP與lnK、lnL都是二階單整的，可能存在協(xié)整關(guān)系，做lnGDP關(guān)于lnK、lnL的OLS回歸，消除自相關(guān)性后得回歸結(jié)果如表8所示。

表8消除自相關(guān)性后得回歸結(jié)果

CoefficientStd.Errort-StatisticProb. LNK0.5977950.0758227.8841530.0000LNL0.5430350.1334764.0683970.0004AR（1）1.1272080.1938525.8147800.0000AR（2）-0.1566530.192565-0.8135060.4230根據(jù)輸出結(jié)果，可得lnGDP與lnK、lnL的長期平均均衡表達(dá)式：

lnGDPt=0.5978lnKt+0.5430lnLt

（7.8842）（4.0684）

從表8回歸結(jié)果看，回歸系數(shù)全部通過t檢驗，不存在自相關(guān)。

（5）根據(jù)表8的回歸結(jié)果計算殘差序列e，對其進行ADF檢驗，得表9殘差序列檢驗結(jié)果。

表9殘差序列檢驗結(jié)果

t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.451514 0.0001Test critical values：1% level-3.6701705% level-2.96397210% level-2.621007從回歸結(jié)果可知殘差項是平穩(wěn)的。因此，可得出lnGDP與lnK、lnL存在協(xié)整關(guān)系?；谏鲜鰠f(xié)整分析我們可以認(rèn)為中國的經(jīng)濟增長與對兩生產(chǎn)要素之間存在著長期的因果關(guān)系，根據(jù)格蘭杰表述定理：若兩種變量（Xt和Yt）是協(xié)整的并且每個都是非平穩(wěn)的時間序列，那么，要么Xt一定是Yt格蘭杰原因，要么Yt一定是Xt的格蘭杰原因。在本文中，至少能說明兩種生產(chǎn)要素的投入是我國國民經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)在動力所在。表2-表8回歸結(jié)果也表明，本期從業(yè)人員每增長1%時，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值將平均增長0.543%；資本形成總額每增長1%時，國內(nèi)生產(chǎn)總值將平均增長0.598%。

（6）接下來分析短期兩要素對經(jīng)濟增長的影響，利用EViews軟件建立lnGDP關(guān)于lnK、lnL的誤差修正模型ECM。以滯后一期殘差項作為誤差修正項，可建立如表10所示的誤差修正模型。

表10誤差修正模型

R2=0.6920d=1.7727F=17.2895

模擬擬合優(yōu)度較高，方程通過F檢驗、DW檢驗，各回歸系數(shù)符合經(jīng)濟意義，其中，d（lnK）、d（lnGDP（-1））在1%水平上顯著，d（lnL）、RESID（-1）不顯著，其中變量的符號與長期均衡關(guān)系的符號一致。結(jié)果表明，本期lnK、lnL和上一期lnGDP在短期內(nèi)每增長1%，GDP將依次增長0.0493%、0.3716%和04986%。誤差修正項系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機制，它表明lnGDP與長期均衡值得偏差中的27.21%被修正。此ECM模型反映了lnGDP受lnK、lnL影響的短期波動規(guī)律。根據(jù)估計結(jié)果可知，資本投入與勞動投入對產(chǎn)出的長期彈性分別為0.598和0.543，短期彈性分別為0.372和0.050。

3結(jié)論

篇3

>> 論固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系 固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關(guān)系實證分析 固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關(guān)系分析 新疆固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關(guān)系研究 固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關(guān)系研究 西部地區(qū)外國直接投資與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析 我國固定資產(chǎn)投資類型與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析 中國城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究 南寧市固定資產(chǎn)投資\消費需求與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究 廣東省固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析 吉林省固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長的協(xié)整關(guān)系分析 我國主要城市固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究 新疆固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系分析 固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長的協(xié)整及因果關(guān)系研究 我國固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關(guān)系的區(qū)域差異研究 我國固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長相互關(guān)系的研究 西安市固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析 浙江固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析 烏魯木齊市固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析 對宏觀經(jīng)濟增長與固定資產(chǎn)投資關(guān)系的思考 常見問題解答 當(dāng)前所在位置：l.

The Relationship between Fixed Asset Investment and Economic Growth in the Western Region Based on the Estimates of Different Funding Sources

1 YUAN Aobo 2 LUO Ziyuan

（1 School of Finance of Southwestern University of Finance and Economics， Chengdu Sichuan 611130

2 School of International Business Administration of Shanghai University of Finance and Economics， Shanghai 200433）

篇4

金融與經(jīng)濟的關(guān)聯(lián)有兩種方式，一是經(jīng)濟增長為金融創(chuàng)新提供現(xiàn)實基礎(chǔ)，從而拉動金融發(fā)展；二是金融發(fā)展提高資源配置效率，從而推動經(jīng)濟增長。但這兩種作用也不是截然分開的，往往相互交融。前者在發(fā)達(dá)國家表現(xiàn)得最為明顯，而后者則在發(fā)展中國家表現(xiàn)得更為突出。中國是發(fā)展中國家，金融與經(jīng)濟之間的理論關(guān)聯(lián)應(yīng)該是第二種模式。自改革開放以來，經(jīng)濟增速較快，特別是進入21世紀(jì)以來，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型速度加快，政府也不斷利用金融工具調(diào)控經(jīng)濟發(fā)展模式與經(jīng)濟增長方式。金融支持經(jīng)濟增長的渠道有多種，但最主要地集中于商業(yè)銀行、資本市場及保險市場。商業(yè)銀行通過信貸渠道傳遞宏觀經(jīng)濟政策取向，調(diào)控經(jīng)濟增長；資本市場通過資產(chǎn)證券化，以及證券的發(fā)行與交易，優(yōu)化資源配置，提高經(jīng)濟增長效率；保險市場通過保費收入和保險覆蓋，一方面為經(jīng)濟增長提供不竭的資金來源，另一方面為經(jīng)濟的可持續(xù)增長提供安全保障。然而，對處于轉(zhuǎn)型期的中國經(jīng)濟而言，改革已進入深水區(qū)，但金融市場尚處于不斷的發(fā)展和完善過程中，金融對于經(jīng)濟增長的支持作用究竟如何，亟需明晰，以便為政府通過金融工具調(diào)控宏觀經(jīng)濟，以及通過金融市場聚集金融要素與優(yōu)化金融資源，提供經(jīng)驗證據(jù)。

二、相關(guān)文獻(xiàn)評析

由于金融是經(jīng)濟的核心，關(guān)于金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用，國外學(xué)者從理論與實證兩個方面進行了深入的研究，雖然觀點不一致，但形成了豐富的文獻(xiàn)。主要觀點歸結(jié)起來有三種，其中主流觀點認(rèn)為，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長具有正向促進作用。如，麥金農(nóng)在其所提出的“金融深化”理論中已經(jīng)充分意識到金融發(fā)展對于經(jīng)濟增長的重要性，首次把金融和經(jīng)濟增長密切結(jié)合起來，雖然他認(rèn)為金融體制與經(jīng)濟發(fā)展之間存在互相刺激、互相制約的關(guān)系，但金融發(fā)展在經(jīng)濟增長中具有極為重要的戰(zhàn)略地位。Rousseau和Wac⁃thte則借助向量誤差修正模型，基于美國、英國、加拿大、挪威和瑞典五國1870—1929年間的數(shù)據(jù)，對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行檢驗后認(rèn)為，金融發(fā)展對實體經(jīng)濟活動具有極為重要的積極作用。ThorstenBeck，RossLevine則考察了更為廣泛的區(qū)域，他們通過對40多個國家的數(shù)據(jù)進行分析后發(fā)現(xiàn)，兼顧聯(lián)立偏差、遺漏變量和國家特性后可以證明，作為金融市場重要組成部分的股票市場和銀行市場都對經(jīng)濟增長具有正向促進作用。第二種觀點認(rèn)為，金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間并不存在理論所述的必然關(guān)聯(lián)。如，薩伊基于西方經(jīng)濟學(xué)中的“兩分法”，通過分析貨幣與經(jīng)濟現(xiàn)象之間的關(guān)系后，提出貨幣中性論，即貨幣只是實體經(jīng)濟的面紗，其與實體經(jīng)濟增長之間并無必然的關(guān)聯(lián)。盧卡斯則毫無掩飾地指出，經(jīng)濟學(xué)家“惡劣地過度強調(diào)”了金融因素在經(jīng)濟增長中的作用。第三種觀點則認(rèn)為，金融發(fā)展指標(biāo)與經(jīng)濟增長之間甚至存在負(fù)向關(guān)系。其中代表性的文獻(xiàn)為Akimov，Alexandr。這篇文獻(xiàn)基于內(nèi)生增長模型，采用面板數(shù)據(jù)分析方法，通過對不同的金融發(fā)展指標(biāo)進行檢驗后發(fā)現(xiàn)，在部分國家，特別是轉(zhuǎn)型經(jīng)濟國家，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的抑制效應(yīng)較為明顯。

在中國的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型進程中，鑒于金融發(fā)展，特別是動蕩的國際金融背景下金融市場不斷對外開放的現(xiàn)實，國內(nèi)學(xué)者采用實證方法對中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了檢驗，但所得結(jié)論并不一致。多數(shù)文獻(xiàn)認(rèn)為，中國金融發(fā)展對經(jīng)濟增長具有正向刺激作用。如，周立、王子明以1978年到2000年的金融相關(guān)比率和金融市場化比率來衡量金融發(fā)展水平，得到代表性省區(qū)和中國東中西部的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的回歸方程，認(rèn)為中國各地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長強相關(guān)，初始金融深度對經(jīng)濟增長和投資增長有顯著的影響，金融差距可以部分解釋地區(qū)經(jīng)濟增長的差異。王志強、孫剛從中國金融總體發(fā)展的規(guī)模擴張、結(jié)構(gòu)調(diào)整和效率變化三個方面，利用帶有控制變量的向量誤差修正模型、協(xié)整關(guān)系檢驗法和格蘭杰因果關(guān)系檢驗，證實了從20世紀(jì)90年代以來，中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間有密切聯(lián)系，存在顯著的長期相關(guān)性和顯著的雙向因果關(guān)系，說明金融發(fā)展規(guī)模的擴張、結(jié)構(gòu)的變化與調(diào)整和金融效率的改善與提高對經(jīng)濟增長都有促進作用，而中國經(jīng)濟增長又會全面推動金融發(fā)展。沈坤榮和張成引入內(nèi)生金融發(fā)展的理論與政策，以金融機構(gòu)的貸款余額與GDP的比值來衡量金融發(fā)展的程度，分地區(qū)和時間引入虛擬變量，基于跨地區(qū)動態(tài)數(shù)據(jù)的實證研究，指出提高金融中介效率能有效促進經(jīng)濟增長。方先明等借助空間相關(guān)模型，深入分析了銀行貸款余額、股票總市值和保費收入對中國經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)后認(rèn)為，中國金融支持經(jīng)濟增長具有空間依賴性和空間相關(guān)性，從總體來看銀行貸款余額對經(jīng)濟增長的作用最為顯著。然而，對于中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，并不是所有研究都這樣肯定。有部分文獻(xiàn)認(rèn)為，至少作為中國資本市場重要組成部分的股票市場，其與中國經(jīng)濟增長就不存在必然的相關(guān)性，甚至存在負(fù)向影響。如，封思賢等則基于長三角的經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)，分析了金融市場轉(zhuǎn)變與經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在長三角地區(qū)，除金融開放對經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變存在一定程度的影響外，信貸規(guī)模、證券市場等對經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變并不存在顯著的影響。與此具有相似觀點的文獻(xiàn)有談儒勇等。當(dāng)前，隨著中國金融體制改革的深入，金融市場不斷發(fā)展和完善，銀行、證券和保險業(yè)相互交融，對經(jīng)濟增長的影響錯綜復(fù)雜。然而，綜觀國內(nèi)外的現(xiàn)有文獻(xiàn)，較少有將三者綜合起來考察金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的促進作用。為此，本文綜合考慮現(xiàn)階段中國金融支持經(jīng)濟增長的渠道，借助變系數(shù)面板數(shù)據(jù)模型，從銀行、證券和保險市場三個方面綜合研剖中國金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用，以期為促進我國金融市場發(fā)展，提升金融支持實體經(jīng)濟的效率提供政策依據(jù)。

三、檢驗?zāi)Ｐ蜆?gòu)建

（一）變量選擇為全面分析中國金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用，實證變量選擇如下：1.被解釋變量被解釋變量為經(jīng)濟發(fā)展水平指標(biāo)，選擇省域GDP。這是因為，一方面，省域GDP能夠全面衡量省域經(jīng)濟的發(fā)展水平，另一方面，相對于其他衡量經(jīng)濟發(fā)展水平指標(biāo)，GDP更為可靠且可得。2.解釋變量對于解釋變量的選取，考慮到金融對于資金的配置主要有銀行、證券以及保險三種途徑。在每種途徑中選取一個關(guān)鍵變量，用以代表該途徑的金融支持指標(biāo)，具體為：銀行信貸余額（X1）。中國是銀行主導(dǎo)型的金融市場，在經(jīng)濟增長過程中商業(yè)銀行對經(jīng)濟資源的配置作用至關(guān)重要。因為間接融資仍然是我國資金配置的主要形式，而間接融資中又主要以銀行信貸為主，所以選擇各省域商業(yè)銀行貸款余額來作為金融支持通過銀行途徑的指標(biāo)，記為X1。上市公司總市值（X2）。隨著我國多層次資本市場的建立與完善，資本市場在金融資源配置中的作用越來越重要。因為，資本市場的發(fā)展可加速儲蓄向投資轉(zhuǎn)化，擴大投資，提高邊際社會生產(chǎn)率，促進資源合理配置，改善公司治理結(jié)構(gòu)，進而促進經(jīng)濟增長。在以直接融資為主的資本市場中，直接融資的形式以股權(quán)融資和債務(wù)融資為主。由于債務(wù)融資的相關(guān)數(shù)據(jù)很難以省域進行歸類，故研究中以省域上市公司股票總市值作為通過證券途徑對經(jīng)濟增長的金融支持，記為X2。保費收入（X3）。相比較于商業(yè)銀行、證券市場的發(fā)展水平，保險業(yè)在我國的起步較晚，但近年來發(fā)展迅速，其對于經(jīng)濟可持續(xù)增長正發(fā)揮越來越重要的作用。由于保費收入是衡量保險業(yè)發(fā)展的較為重要的指標(biāo)，因此研究過程中，選取各個省的保費收入作為通過保險途徑對經(jīng)濟增長的金融支持指標(biāo)，記為X3。

（二）檢驗?zāi)Ｐ透鶕?jù)科布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，影響一個經(jīng)濟體產(chǎn)出的最主要因素在于：資本、勞力和技術(shù)水平。由于勞動力素質(zhì)和供給，以及技術(shù)水平，受科技發(fā)展的限制，在一個相對不長的時期內(nèi)不會有較大程度的改變，因此影響產(chǎn)出的最主要還是資本的投入，而資本的投入可以通過銀行信貸余額、上市公司市值、保費收入來全面體現(xiàn)?？紤]到面板數(shù)據(jù)模型在降低共線性程度、提高預(yù)測精度和消減統(tǒng)計誤差的影響等方面優(yōu)于傳統(tǒng)分析模型，同時通過橫截面數(shù)據(jù)的引入，能夠更加直接、更加精確地推斷序列間的本質(zhì)關(guān)系的，在設(shè)定、控制面板單元差異方面也具有更大的靈活性。因此，構(gòu)建如下的基于面板數(shù)據(jù)的檢驗?zāi)Ｐ汀?/p>

四、金融支持經(jīng)濟增長檢驗

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源為了全面而深入地探究金融支持對經(jīng)濟增長的作用，研究中以中國大陸31個省域為對象，選取各省域GDP、銀行信貸余額、上市公司股票總市值以及保費收入等指標(biāo)，借助所構(gòu)建的檢驗?zāi)Ｐ?，剖析中國?jīng)濟發(fā)展中的金融支持與經(jīng)濟增長的現(xiàn)實特征。樣本時期確定為1998—2013年。樣本起始年份選擇為1998年，是因為伴隨著中國社會經(jīng)濟的發(fā)展，行政區(qū)劃會相應(yīng)地進行調(diào)整，1997年重慶市從四川省單列出來成為直轄市，經(jīng)過一年，其各項統(tǒng)計數(shù)據(jù)趨于穩(wěn)定，因此研究樣本的起始年限為1998年，而2013年的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)是研究過程中所能得到的最新數(shù)據(jù)?？紤]到中國政府為應(yīng)對美國次貸危機所引發(fā)的金融危機對中國經(jīng)濟發(fā)展與金融市場產(chǎn)生劇烈沖擊而采取的經(jīng)濟刺激計劃，可能改變中國金融支持經(jīng)濟增長的特征，為此將整個樣本期以2008年為界劃分為兩個子樣本區(qū)間。即，子樣本區(qū)間1：1998—2008年；子樣本區(qū)間2：2009—2013年。實證分析數(shù)據(jù)來源說明如下：1998—2012年的GDP數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒1999—2013》，2013年的GDP數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟與社會發(fā)展數(shù)據(jù)庫；1998—2002年的保費收入統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于《中國金融年鑒：2003》，2003—2007年的保費收入統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于《中國金融年鑒—2008》，2008—2012年的保費收入統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒—2013》，2013年的保費收入數(shù)據(jù)來源于中國保險監(jiān)督管理委員會網(wǎng)站；1998—2002年的銀行貸款統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于《中國金融年鑒—2003》，2003—2007年的銀行貸款統(tǒng)計數(shù)據(jù)來源于《中國金融年鑒—2008》，2008—2012年的銀行貸款數(shù)據(jù)來源于各省市《統(tǒng)計年鑒：2009—2013》，2013年的銀行貸款數(shù)據(jù)來源于各省市2013年《國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》；1998—2008年的上市公司股票總市值根據(jù)Wind數(shù)據(jù)庫中相關(guān)數(shù)據(jù)整理而得到，2009—2013年的上市公司股票總市值根據(jù)iFinD數(shù)據(jù)庫中相關(guān)數(shù)據(jù)整理而得到。

（二）基于子樣本區(qū)間—數(shù)據(jù)的檢驗1.變量間的長期穩(wěn)定關(guān)系檢驗當(dāng)變量為非平穩(wěn)或不是同階單整時，會導(dǎo)致偽回歸現(xiàn)象的發(fā)生，各變量平穩(wěn)或同階單整是變量間協(xié)整檢驗的前提。因此研究過程中先進行面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗，再進行面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗。（1）單位根檢驗針對面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗方法常用的有Levin、Lin、Chu（LLC，2002）、ImPesearn，Shin（IPS，1997）、Fisher-ADF（1999）以及Fisher-PP（1999）檢驗，為避免單一方法可能存在的缺陷，現(xiàn)采用這四種方法對變量的平穩(wěn)性進行檢驗，結(jié)果見表1。表1顯示，地區(qū)生產(chǎn)總值、銀行信貸余額、上市公司總市值以及保費收入均為非平穩(wěn)序列，因為任何一個變量都不能同時通過四種檢驗。但各變量的一階差分序列，則是平穩(wěn)的，因為它們在1%的顯著性水平下同時通過了四種檢驗（地區(qū)生產(chǎn)總值的IPS和ADF檢驗結(jié)果則是在10%的顯著性水平下通過），檢驗p值絕大多數(shù)為零。因此，地區(qū)生產(chǎn)總值、銀行信貸余額、上市公司總市值以及保費收入四個變量是同階單整（一階單整）的，基于此進行協(xié)整檢驗。（2）協(xié)整檢驗為確定變量間是否存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，需進行協(xié)整檢驗。針對面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗方法依據(jù)原假設(shè)的不同有兩種：一是原假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系，從面板數(shù)據(jù)中得到殘差構(gòu)造統(tǒng)計量進行檢驗，如Pedroin（1999）所提出的檢驗方法；二是原假設(shè)為存在協(xié)整關(guān)系的，如Mccoskey和Kao（1998）中的LM檢驗?，F(xiàn)采用Pedroni協(xié)整檢驗和Kao-ADF協(xié)整檢驗方法，進行多重的協(xié)整檢驗，Pedroni協(xié)整檢驗結(jié)果見表2。由表2可知，地區(qū)生產(chǎn)總值、銀行信貸余額、上市公司總市值以及保費收入間具有長期穩(wěn)定關(guān)系。因為，組內(nèi)統(tǒng)計量中除了Panelv-Statistic統(tǒng)計量沒有通過10%的顯著性水平外（p值為0.3810），其余的組內(nèi)統(tǒng)計量和組間統(tǒng)計量都通過了5%的顯著性水平（p值小于0.05）。KAO檢驗是同質(zhì)面板數(shù)據(jù)檢驗，有DF和ADF兩類檢驗。ADF檢驗為了修正固定效應(yīng)模型誤差項的序列相關(guān)性，基于固定效應(yīng)模型殘差式構(gòu)建面板協(xié)整的ADF統(tǒng)計量。Kao-ADF協(xié)整檢驗結(jié)果見表3。根據(jù)表3，由Kao-ADF協(xié)整檢驗結(jié)果可同樣得出同表2相似的結(jié)論，因為t統(tǒng)計值為-5.383334，通過檢驗。因此，變量間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，基于此進行模型設(shè)定，并進行參數(shù)估計。2.回歸模型確定及參數(shù)估計（1）回歸模型的確定基于面板的回歸模型通常有混合模型、變截距模型和變系數(shù)模型三種，而哪一種模型更適合本研究的實證數(shù)據(jù)，使得所獲結(jié)果更加穩(wěn)健與可靠，需構(gòu)建F統(tǒng)計量，并根據(jù)F統(tǒng)計量的值進行確定。針對混合模型、變截距模型和變系數(shù)模型的具體檢驗結(jié)果見表4。根據(jù)表4，由于F1、F2的值各自為3.32和23.77，分別大于查表所得的1.57與1.51，所以實證模型拒絕混合模型與變截距模型，而采用變系數(shù)模型。具體分析時，模型⑴中的N取31，代表中國大陸省域的數(shù)目；T為11，表示樣本年限。（2）參數(shù)估計根據(jù)模型⑴，采用變系數(shù)模型進行參數(shù)估計，結(jié)果見表5。表5顯示，基于截面數(shù)據(jù)的變系數(shù)模型在子樣本區(qū)間一內(nèi)能夠充分揭示中國經(jīng)濟發(fā)展過程中金融支持與經(jīng)濟增長間的本質(zhì)關(guān)聯(lián)，因為模型檢驗統(tǒng)計量R2=0.997569，F(xiàn)=1135.115，這說明實證分析所選擇的回歸模型具有較高的精度①。根據(jù)表5所列示的參數(shù)估計結(jié)果可知，在子樣本區(qū)間一內(nèi)，省域銀行信貸余額對經(jīng)濟增長的支持作用較為顯著。因為，就省域銀行信貸余額前系數(shù)bi估計結(jié)果來看，有18個省域的數(shù)值超過1，其中江西省的銀行信貸余額前參數(shù)估計值最大，達(dá)到1.948485。這說明當(dāng)銀行信貸余額增加時，其對本省域經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)將大于其本身的增長額，這一特征在華東地區(qū)表現(xiàn)得尤其明顯。在余下的13個省域中，有11個省域銀行信貸余額前的系數(shù)估計結(jié)果小于1，但大于0。這說明，在這11個省域中，銀行信貸余額對省域經(jīng)濟增長具有正向促進作用，但在變動幅度相同的條件下，力度相對較小。不可忽視的是，上海市與黑龍江省銀行信貸余額前的參數(shù)估計結(jié)果為負(fù)（分別為-1.37453和-0.10731），這可能是緣于銀行信貸余額對經(jīng)濟增長的作用存在邊際效應(yīng)遞減現(xiàn)象，或銀行貸款的使用效率不高，或存在過度放貸現(xiàn)象所致。表5還顯示，省域上市公司股票總市值前的參數(shù)ci估計值均較小，最大的為黑龍江省，其值也僅為0.144399。更有河北、安徽、江西、重慶以及寧夏等5個省域，其上市公司股票總市值前的參數(shù)估計結(jié)果為負(fù)①，這一比例達(dá)到16.13%。這說明，作為中國資本市場重要構(gòu)成部分的股票市場，對經(jīng)濟增長的正向貢獻(xiàn)并不顯著，甚至在不少的省域還存在負(fù)向作用。同時，根據(jù)表5還可看出，以保費收入衡量的保險市場對經(jīng)濟增長的促進作用在不同的省域表現(xiàn)并不相同，其中具有正向相關(guān)關(guān)系的省域有17個，占中國大陸全部省域的54.84%，而呈現(xiàn)負(fù)向關(guān)系的有14個，占45.16%。呈現(xiàn)負(fù)向相關(guān)關(guān)系的省域主要集聚在華北、華東地區(qū)。但無論是正向相關(guān)關(guān)系，還是負(fù)向相關(guān)關(guān)系，其作用均不強，因為保費收入前的參數(shù)估計值均較小。在正向關(guān)系中，最大的為上海，其值為0.80889，而負(fù)向關(guān)系中最為明顯的是山東省，其參數(shù)估計值為-0.48322。出現(xiàn)這一現(xiàn)象的原因，一方面與中國保險市場的起步相對較晚有關(guān)，另一方面也應(yīng)與中國金融市場投資品種相對單一，保險資金的投資渠道受到限制有關(guān)。

（三）基于子樣本區(qū)間二數(shù)據(jù)的檢驗基于子樣本區(qū)間二的數(shù)據(jù)進行檢驗，結(jié)果表明：地區(qū)生產(chǎn)總值InY、銀行信貸余額InX1、上市公司總市值lnX2以及保費收入lnX3間具有長期穩(wěn)定關(guān)系；回歸模型應(yīng)采用變系數(shù)模型。據(jù)此，模型（1）中的具體參數(shù)估計結(jié)果見表6。根據(jù)表6同時結(jié)合表5可以看出，由美國2007年次貸危機誘發(fā)的國際金融危機顯著改變了中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，使得銀行業(yè)和保險業(yè)對經(jīng)濟增長的作用顯著增加，而股票市場對經(jīng)濟增長的負(fù)向影響則越發(fā)明顯。

五、結(jié)論與啟示

篇5

關(guān)鍵詞：港口投資 經(jīng)濟增長 物流能力

中圖分類號：F127 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1004-4914（2012）04-212-03

一、引言

寧波是一個港口城市，社會經(jīng)濟增長很大程度上依賴港口的發(fā)展水平。為了促進寧波社會經(jīng)濟發(fā)展轉(zhuǎn)型升級，寧波市委、市政府提出了“六個加快”重要戰(zhàn)略?！傲鶄€加快”是寧波市委、市政府深入貫徹落實科學(xué)發(fā)展觀、推進“十二五”時期全市經(jīng)濟社會發(fā)展的重大戰(zhàn)略。其中加快打造國際強港處于“六個加快”的首要地位，這充分說明在“十二五”期間港口在寧波經(jīng)濟發(fā)展中的重要意義。

寧波港口投資近年來主要表現(xiàn)為三個特點：首先，寧波港口投資的比重較大，特別是最近10年以來逐年增長趨勢更為明顯。其次，與以往相比，“十二五”期間港口投資項目數(shù)更多，投資額更大。再次，隨著港口投資的加大，港口的貨物吞吐能力也在不斷加強。其臨港優(yōu)勢帶動了臨港工業(yè)、口岸貿(mào)易及其服務(wù)業(yè)的發(fā)展，解決了很多社會就業(yè)、增加了政府的財政收入，對整個社會的經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了比較大的推動作用。然而，很多人認(rèn)為寧波港口投資產(chǎn)生的帶動作用已經(jīng)到了增長極限，港口設(shè)施、設(shè)備利用率較低，港口投資可以維持現(xiàn)狀轉(zhuǎn)而加快發(fā)展臨港工業(yè)和服務(wù)業(yè)。寧波市的港口投資帶動的經(jīng)濟增長是否到了極限呢？港口投資還能帶動經(jīng)濟增長嗎？及其作用機制是什么？這些問題都有待于深入研究，一方面可以檢驗港口投資在港口城市經(jīng)濟增長中的重要作用，另一方面可以為今后港口投資實踐與制定投資政策提供理論指導(dǎo)。

二、理論分析與研究假設(shè)

本研究所采用的理論模型主要來源于索洛（Solow）于1956年提出的經(jīng)濟增長模型，假定了一個兩要素生產(chǎn)函數(shù)：

Y=F（K，L）=AKαLβ（1）

其中K為資本，L為勞動力，Y表示產(chǎn)出，α、β分別是資本和勞動力的產(chǎn)出彈性。從（1）式可以看出，在索洛模型中，港口投資與其他投資被看作是同質(zhì)的要素納入資本變量K中，而且索洛模型沒有考慮技術(shù)進步對產(chǎn)出的影響。為了解釋持續(xù)的經(jīng)濟增長，需要考慮長期使要素生產(chǎn)率增加的外部因素。因此，在（1）式中納入時間因素，則：

Y=F（K，L，tt）=eλtAKαLβ（2）

（2）式中，e為自然對數(shù)的底，t表示時間；其他與（1）式定義相同。實際上，引入時間因素后，即將技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動、制度變遷等因素全歸于時間系數(shù)λ，因此，eλt成為全要素生產(chǎn)率，λ為全要素生產(chǎn)率的增長率。對（2）取對數(shù)形式并添加隨機變量，可得：

Ln（Yt）=λt+αLN（Kt）+βLn（Lt）ut（3）

其實，模型（3）中假定港口投資與其他非港口投資為同質(zhì)資本與港口城市的現(xiàn)實經(jīng)濟狀況不符合。事實上，自1978年改革開放以來，港口城市的投資總額顯著比非港口城市高，為了研究港口投資在社會經(jīng)濟發(fā)展中的作用，城市總資本水平定義為港口投資與非港口投資的加權(quán)平均，數(shù)學(xué)形式表達(dá)式為：

K=KpγKn1-γ（4）

其中K、Kp、Kn分別表示城市的總資本水平、港口投資和非港口投資，γ表示港口投資在總資本構(gòu)成中的權(quán)重。把Kp、Kn納入生產(chǎn)函數(shù)的投入變量，模型如下：

Y=f（Kp，Kn，l,t）=eλtKpαγKnα（1-γ）Lβ（5）

取對數(shù)并增加隨機變量得到：

Ln（Yt）=λt+αγLn（Ktp）+βLn（Lt）+α（1-γ）Ln（Ktn）+ut（6）

本研究也采用柯布―道格拉斯（Cobb-Douglas）函數(shù)對研究結(jié)論進行穩(wěn)健性檢驗，該模型與索洛模型具有差不多的形式，只是沒有考慮到技術(shù)進步等因素對產(chǎn)出的影響。其模型如下：

Y=ALαKβeε（7）

對于此類非線性函數(shù)通常的處理辦法是轉(zhuǎn)化為線性模型進行參數(shù)估計，在模型兩端取對數(shù)轉(zhuǎn)化為如下形式：

LnY=LnA+αLnL+βLnK+ε（8）

其中K為資本，L為勞動力，Y表示產(chǎn)出，α、β分別是資本和勞動力的產(chǎn)出彈性。與以上對索洛模型的轉(zhuǎn)化方式類似，把資本分為港口投資與非港口投資兩部分，（8）可以轉(zhuǎn)化為：

Ln（Yt）=αγLn（Kpt）+βLn（Lt）+（1-γ）Ln（Ktn）+εt（9）

基于以上理論推導(dǎo)，本研究以寧波市1985-2010年的時間序列為樣本，在索洛（Solow）模型和柯布-道格拉斯（Cobb-Douglas）的基礎(chǔ)上構(gòu)建本研究的理論模型，研究港口投資對經(jīng)濟增長的影響及其作用機制。本研究提出如下假設(shè)：港口投資與經(jīng)濟增長正相關(guān)；而且，港口物流能力是港口投資影響經(jīng)濟增長的作用機制之一。

三、樣本選擇、數(shù)據(jù)來源與研究變量界定

本研究以寧波市1985年-2010年的時間序列為研究樣本，跨度26年，其中經(jīng)濟增長、社會固定資產(chǎn)總投資等數(shù)據(jù)來源于1985年-2011年《寧波統(tǒng)計年鑒》；港口貨物吞吐量數(shù)據(jù)來源于歷年《寧波交通統(tǒng)計年鑒》；1985年-1988年全社會從業(yè)人員數(shù)據(jù)來源于《寧波奮進四十年（1949-1989）》，1989年-2010年全社會從業(yè)人員數(shù)據(jù)來源于歷年《寧波統(tǒng)計年鑒》；港口投資數(shù)據(jù)來源于《寧波港年鑒》和歷年《寧波交通統(tǒng)計年鑒》，其中包括基建項目、技改項目和合資項目的投資總額。

本研究所使用的變量包括經(jīng)濟增長（GDP）、社會總投資（K）、港口投資（GK）、非港口投資（OK）、勞動力（L）和物流能力（WL），其中拓展后的索洛模型中使用時間（t）代表技術(shù)進步等因素對產(chǎn)出的影響；社會固定資產(chǎn)總投資是港口投資與非港口投資之和；全社會從業(yè)人員作為勞動力的指標(biāo)。此外，本研究所有的統(tǒng)計結(jié)果都是基于Eviews5.0統(tǒng)計軟件。

四、實證檢驗{1}

1.Granger因果檢驗。Granger因果檢驗結(jié)果表明，港口投資是帶動寧波市經(jīng)濟增長的主要原因之一，港口投資還帶動了非港口投資（如臨港工業(yè)、服務(wù)業(yè)等）的發(fā)展，同時港口投資也帶動了寧波市的勞動就業(yè)的增長，除此之外，Granger因果檢驗結(jié)果可以看出港口投資促進經(jīng)濟增長的作用機制表現(xiàn)為：港口投資通過提高港口物流能力，進而促進寧波市的經(jīng)濟增長。

2.回歸結(jié)果及解釋。從以下回歸結(jié)果可以看出，索洛模型能夠很好地擬合投資（lnK）、港口投資（lnGK）、非港口投資（lnOK）、勞動力（lnL）與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。擬合系數(shù)Adj-R2都在0.99以上，四個模型的F統(tǒng)計量也都呈現(xiàn)1%的顯著性水平。從模型4中可以看出港口投資與經(jīng)濟增長之間的回歸系數(shù)為0.176，其經(jīng)濟含義是港口投資的產(chǎn)出彈性為0.176，即當(dāng)港口投資增加（或降低）1個單位，經(jīng)濟增長增加（或降低）0.176個單位（如表2所示）。

表2中的四個模型的回歸結(jié)果表明，代表技術(shù)進步等因素的時間t都與經(jīng)濟增長（LnGDP）正相關(guān)。除了模型2之外，所有的勞動力（LnL）對經(jīng)濟增長的影響不顯著，這充分說明了寧波市當(dāng)前的經(jīng)濟增長主要依賴于投資拉動，勞動力對經(jīng)濟增長的拉動作用非常小。模型3與模型4的回歸結(jié)果也表明除港口投資之外的非港口投資（LnOK）與經(jīng)濟增長正相關(guān)。

3.穩(wěn)健性檢驗。本節(jié)主要是對上一節(jié)模型進行穩(wěn)健性檢驗，以便驗證得出的結(jié)果在一定程度上是穩(wěn)健的，主要使用的模型是拓展的Cobb-Douglas模型。表3中所有模型得到的回歸結(jié)果都與上一節(jié)基本相同，回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。模型的擬合系數(shù)Adj-R2都在0.90以上，而且F統(tǒng)計量在1%的水平顯著。

五、研究結(jié)論

寧波市的經(jīng)濟是港口依托型經(jīng)濟，港口在社會經(jīng)濟發(fā)展中發(fā)揮了非常重要的作用，因此港口投資在歷年社會固定資產(chǎn)投資中占有非常大的比重，而且這種比重有逐年增加的趨勢。從Granger因果關(guān)系檢驗可以得出：港口投資是非港口投資的Granger原因；港口投資是港口物流能力的Granger原因；物流能力是經(jīng)濟增長的Granger原因。從拓展的Solow模型與Cobb-Douglas模型的回歸結(jié)果可以得出如下研究結(jié)論：第一，港口投資是促進寧波市經(jīng)濟增長的重要因素。從表2與表3中的模型2、模型4、模型2中和模型4中可以看出港口投資與經(jīng)濟增長相關(guān)系數(shù)都顯著為正，這充分說明港口投資在寧波市經(jīng)濟增長中確實發(fā)揮了非常重要的作用。第二，港口物流能力是港口投資影響經(jīng)濟增長的作用機制之一。從表1的Granger因果結(jié)果可以看出，港口投資是物流能力（WL）的Granger原因，物流能力是經(jīng)濟增長的Granger原因；反之，物流能力不是港口投資的Granger原因，經(jīng)濟增長也不是物流能力的Granger原因，這充分說明物流能力是港口投資影響經(jīng)濟增長的作用機制之一。第三，勞動力在寧波市經(jīng)濟增長中發(fā)揮的作用很小。表2與表3中所有模型的回歸結(jié)果都可以看出，勞動力與經(jīng)濟增長的相關(guān)性不顯著，這一方面說明寧波市的經(jīng)濟增長對勞動力的依賴性非常小，另一方面也說明寧波市的經(jīng)濟增長對投資依賴性非常高，還處于粗放型的發(fā)展階段。

本研究的結(jié)論具有非常重要的理論意義與實踐價值，其理論意義主要表現(xiàn)在：第一，對Solow模型和Cobb-Douglas模型的拓展。基于Solow模型和Cobb-Douglas模型，把港口投資從社會固定資產(chǎn)總投資中分離出來，研究港口投資對經(jīng)濟增長的作用，是對模型的有益拓展和補充。此外，還發(fā)現(xiàn)了港口投資與非港口投資的異質(zhì)性特征。第二，發(fā)現(xiàn)了港口投資對經(jīng)濟增長的作用機制。以往研究都是研究投資對經(jīng)濟增長的直接影響，而忽略了投資對經(jīng)濟增長的作用機制研究，本研究使用Granger因果關(guān)系檢驗驗證了港口物流能力是港口投資影響寧波市經(jīng)濟增長的作用機制之一。

其實踐價值主要表現(xiàn)在：第一，繼續(xù)加大港口投資力度，包括基礎(chǔ)設(shè)施、集疏運網(wǎng)絡(luò)、技術(shù)改造、合資項目等方面的投資。需要以“加快打造國際強港”戰(zhàn)略為指引，以港口項目為導(dǎo)向，進一步加大港口投資，改善港口基礎(chǔ)設(shè)施和集疏運網(wǎng)絡(luò)。政府部門應(yīng)該做好相關(guān)配套服務(wù)工作，加大政策扶持力度，掃清機制與制度對港口投資的障礙。第二，完善相關(guān)公共服務(wù)平臺，為港口物流提供優(yōu)質(zhì)的公共服務(wù)。政府在提供物流公共服務(wù)配套，為提高港口物流能力提供相關(guān)支持，如稅務(wù)、法律、保險、金融、信息等公共服務(wù)平臺的建設(shè)，這些公共服務(wù)平臺一方面提高了物流企業(yè)的運作效率，另一方面也促進了就業(yè)水平的提高、臨港工業(yè)的發(fā)展和口岸進出口的增長。第三，改善和優(yōu)化勞動力的結(jié)構(gòu)，發(fā)揮勞動力對經(jīng)濟增長的推動作用。人才問題是實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵所在。寧波市在未來的經(jīng)濟增長之中應(yīng)該充分重視勞動力的作用，改善勞動力結(jié)構(gòu)，加大力度引進真正的高級人才，促進寧波市的經(jīng)濟發(fā)展由粗放型向集約型轉(zhuǎn)變。

注釋：

{1}本研究還對各序列進行了ADF檢驗和協(xié)整檢驗，后面的相關(guān)實證結(jié)果都是基于這些檢驗進行的，限于篇幅，這里不報告相關(guān)結(jié)果。

參考文獻(xiàn)：

1.江錦凡.外國直接投資在中國經(jīng)濟增長中的作用機制[J].世界經(jīng)濟，2004（1）

2.易綱，樊綱，李巖.關(guān)于中國經(jīng)濟增長與全要素生產(chǎn)率的理論思考[J].經(jīng)濟研究，2003（3）