經濟增長的要素模板(10篇)

導言：作為寫作愛好者，不可錯過為您精心挑選的10篇經濟增長的要素，它們將為您的寫作提供全新的視角，我們衷心期待您的閱讀，并希望這些內容能為您提供靈感和參考。

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[DOI]10.13939/ki.zgsc.2017.02.017

1 經濟增長的相對性

“經濟增長”是一個相對概念，對經濟增長的測度即可說明這種相對性：對同一經濟體經濟增長情形的跨時期比較，同一時期的跨區域比較；對不同經濟體的同時期比較。因此，孤立的談論經濟增長缺乏意義。國家間的收入差距，既包括收入水平的差距，也包括收入增長率的差距。收入增長率可以理解為改變初始收入水平的強度。這里的收入包括國家收入（總量GDP）和國家內部個體的收入兩個層面，同樣也存在兩種類型的不平等：國家間收入的不平等和國家內部收入的不平等。近百年來，上述兩種不平等性趨于強化。長期依賴基礎資源出口的國家，深受所謂“比較優勢陷阱”所累，與發達國家差距日益擴大，而從經濟體制改革中獲得新生的經濟體，包括印度、中國等國家內部的收入差距則瀕臨警戒線，基尼系數已偏離國際公認的安全范疇。

盲目追求經濟增長，在某種意義上可能走向“負增長”。這里的“負”并不是經濟數據的走低，而是經濟增長路徑對未來發展的負面約束，也包括其對發展初衷的違背。實際上，“國富民弱”的增長模式以傷害普通個體利益為代價，其所實現的國家繁榮不可持續。占據較大人口份額且消費傾向顯著的低收入群w消費能力缺失，其對于依賴擴大內需來實現經濟復蘇的政策效果而言將產生極大的負面激勵。經濟增長本質上構成了經濟發展的初級階段，經濟增長的歸屬是實現經濟發展和社會進步。經濟增長帶來的兩種差距，在現實中存在，在邏輯上成立，是實現經濟發展的必要歷程，這種不平等性是對偽經濟增長的譏諷。

2 經濟增長的要素體系及其內在邏輯

2.1 實物資本

資本是經濟增長的首要推動力，在許多關于經濟增長動因分析的實證研究中，資本都被賦予較為顯著的份額，包括Solow模型、Ramesy 模型等。這些模型的構建為理解和認知經濟增長問題提供了便利。資本對經濟增長的作用在經濟學家的主觀認知中存在如下演變過程：大衛?李嘉圖以及托馬斯?馬爾薩斯時代的古典經濟學家在生產的要素中，比之于資本，其實更為青睞于土地這種要素。而伴隨工業革命在歐洲的興起，資本在經濟發展中起到了更為重要的作用，現實世界中資本作用的擴張在經濟學家的主觀印象中開始日益強大。特別是第二次世界大戰之后，資本積累是經濟增長關鍵因素的認知開始深入人心，諾貝爾經濟學獎獲得者W.阿瑟?劉易斯于1954年曾經說過：“經濟發展事實上就是資本的快速積累。”持相似觀點的學者還包括著名經濟學家羅斯特。

“資本對于經濟增長具有關鍵作用”這樣的認知從發達地區開始擴散到發展中國家，許多期待實現繁榮的地區開始采用資本取向的政策。盡管現實世界中，通過盲目實現資本擴張達到經濟增長的企圖最終證明都是低效的，但資本對經濟發展的作用其實并無法否定，只是今天的經濟學家，或者政策制定者都更為強調資本與其他要素的結合。

2.2 人力資本

人力資本和實物資本同屬于要素積累，擁有資本屬性，即實現資本增值的能力。對于經濟增長動力分析模型中存在較多的未知因素時，將人力資本變量引入模型都使得原本模糊或者困惑的問題得到清晰的說明。人力資本不同于實物資本的一個顯著方面是其具有外部性，而且是一種正的外部性。關于創新激勵的文獻中，將這種外部性稱為溢出效應。通過進行更為高端的教育行為，個體素質的提高推動了自我能力的提升，人力資本在個體層面的積累開始增加。人力資本通過向鄰近個體傳遞所掌握的基本能力，包括對技術、技巧以及認知世界途徑的更好理解等。這種正的外部性，提升了經濟運行的效率，也提升了整個經濟的產出水平。因此，人力資本增長率的下降將在邏輯上引致經濟增長率的下降。

2.3 人口

人口規模決定了消費需求以及生產能力的基數，人口增長率則決定了人口規模的未來特征。特定社會群體中的人口結構則決定了經濟增長的模式特征。實際上，人口規模一方面構成了經濟增長的基礎，另一方面又使得經濟增長成效在面對個體時被弱化，這種悖論說明經濟增長過程中存在一個最優的人口規模和人口結構。人口的負面作用，諸如人口的資本稀釋作用，將使得我們在面對人口問題時需持極為審慎的態度。如今許多西方國家特別是加拿大這樣的寒冷國度，人口開始負增長。我國在實行計劃生育政策之后，人口規模在可以控制的速度范圍內變動。在較為落后的印度，人口增長依舊可用“泛濫”二字形容。人口規模在為經濟增長貢獻基礎要素的同時，創造了這個印度長期的貧窮。因此，人口數量及質量決定了有效勞動的供給水平，人口規模則是需求市場的決定因素。如同創新的擴散一樣，人口在特定社會中的變遷，我們同樣可以將其理解為一種擴散過程，人口的增長同樣遵循一個S形的過程，人口增長的速率在達到峰值之前，將會有一個加速的過程，在峰值之后，開始有一個緩慢的過程，并最終走向零增長的過程，以趨于穩定的狀態在經濟增長中發揮作用。

2.4 技術進步與生產率

技術的本質來源于技術可以改變生產要素的結合方式，既定的實物資本以及人力資本量可以實現更多的產出。通過研發活動，改變舊有的技術模式，即所謂的技術創造。有計劃地投入必要的資源實現技術創造的成功。作為一種創新，新技術同樣會遵循一個典型的擴散過程：自一種新的技術被研發出來開始，在特定的社會環境中，經由特定的渠道，從某個企業、某種產業開始向更多的企業以及其他產業擴散、滲透，從技術研發地區向其他國家和地區擴散。這個過程即是技術轉移，然而技術轉移的障礙沒有弱化的趨勢。技術進步之于經濟增長有著非常重要的作用，但要明確的是需要采用的是適用技術而不是技術殘留物。技術進步更為有效的方法是培養完整的科研隊伍，尊重科學和人才，并為各種研發活動提供便利，后發國家完全有可能實現所謂的“技術跨越”。

生產率是生產要素轉化為產出的有效性，并由要素積累及其轉化效率兩個方面共同決定。要素積累決定了生產過程中要素投入的數量，而生產率則描述了要素轉化為產出的情形。強化要素的積累過程，并提升生產率有利于實現更多的產出。這兩種選擇的側重從某種意義上說，就是增長模式選擇的差異。盲目依賴要素積累的發展方式并不符合經濟持續增長的要求，最優積累規模的解決或許對經濟增長模式的選擇可以給出一個說明。

2.5 開放與競爭機制

19世紀中國的貧窮和落后，從某種意義上就是由當時清政府所實行的閉關鎖國政策所致。在我國古代歷史中，與友邦進行絲綢、瓷器等貿易的記載非常之多，這是發揮比較優勢進行國際貿易，實現國家繁榮的例子。實行開放政策，走出封閉經濟的困惑，實現要素的國際流動，發揮國內市場和國際市場兩個市場的作用，為經濟發展提供一個更有效以及更穩定的環境。自1979年改革開放開始，歷經32年，我國經濟實現了飛躍式增長。貿易順差持續擴大，我國作為世界工廠的角色日益深入人心。

轉型期的中國經濟如何才能從低附加值產品的輸出國轉變為技術轉讓國，擴大國內需求，提升13億人口尤其是7億農村人口的消費能力，或許在后金融危機時代，不應繼續沿襲一條低端的開放道路。開放經濟比之于封閉經濟有許多顯而易見的好處，無論對于國家改善國際形象或者對于追求國家收入，都是一種較為理想的發展模式。開放經濟并不一定適合所有國家，特別是發展水平較為落后的國家或地區，在國際貿易中經常處于不利地位。除此之外，開放過程中會出現環境問題、國家問題。當然，開放將是相對的，而且開放經濟對國家內部個體收入的改善可能較為微弱。

3 政府角色：適度干預

濟學研究的許多問題都可以歸結為對“看得見的手”以及“看不見的手”這兩者作用的表達以及爭論。由于存在市場失靈，需要政府進行干預，克服這些市場失靈的低效對經濟的傷害。政府通過實施各種經濟發展政策、貿易政策、教育政策、薪酬政策、產業政策等構筑了經濟發展的基礎環境，并靈活地對因市場失靈造成的外部性、公共品、壟斷等低效形態進行干預，實現最優的市場績效。與此同時，政府對因市場或其他因素造成的收入不平等進行干預，縮小國際內部區域以及不同個體間的收入差異，緩和社會矛盾，營造經濟發展的穩定氛圍。因而，政府盡管沒有直接參與到經濟之中，卻通過提高經濟發展的基礎條件，不斷干預會對經濟增長產生負面影響的因素。因而，經濟增長的不同軌跡是對政府作用的極好證明。

盡管如此，并不能盲目地相信政府。如同1986年諾貝爾經濟學獎獲得者詹姆斯?M.布坎南在《經濟學》中所揭示的那樣，政府由于競選、尋租或者其他原因會出現無效的狀態，即所謂的政府失靈。因此，政府對于經濟增長的作用不能忽視，更不能盲目依賴。最好的發展模式應當是“大市場，小政府”。如果經濟增長是由政府推動而不是由市場自發實現，這對于經濟增長而言或許是一種悲劇，至少對未來的經濟增長是這樣。改革的陣痛其實是政府最不愿看到的，這是因為這種痛苦的過程如果持續的時間太久，可能會對經濟發展的環境產生負面的影響，原本向好的經濟增長趨勢可能會被逆轉。這其實是政府在短期抑制和長期增長之間的決策問題，考慮到并不是所有的政策都會起到應有的作用，以及時滯性等問題，我們在思考或許政府采取這些政策的初衷可能無法在其有效任期之內完成，因而這種存在負面作用的政策，盡管將會預示著一個更加美好的未來，但其被采用、被實施以及真正的發揮作用，可以料想都是一個痛苦的過程。

4 結論及反思

經濟增長在為經濟發展提供基礎的同時，也有可能為改良經濟增長中個體收入差異以及提高個體的福利水平或者稱之為幸福感等問題的解決制造麻煩。換句話說，經濟增長只是經濟發展的準備階段，而真正的目標應當是實現經濟發展。盲目追求“數字”或者“增長率式”的增長訴求應當被拒絕。轉型期的中國面臨許多問題，其中最為棘手的一個問題是經濟增長方式的轉型。特別是美國次貸危機之后，世界經濟陷入低增長周期，各國失業率居高不下，貿易保護主義重新占領國際貿易市場。，這些不利因素均使得我國貿易條件惡化，出口需求顯著縮水。在經濟增長的“三駕馬車”之“出口”面臨悲觀預期的情形之下，改變經濟增長方式，擴大國內需求，調整經濟結構成為必然趨勢。

我國的經濟結構至少在三個方面存在問題：產業結構、地區結構、需求結構。產業結構以“二三一”格局為主，產業高度化不夠，致使我國經濟的知識化和服務化特征不明顯。地區結構以“東中西”收入差距擴大為典型特征，甚至有“東部崛起，西部發展，中部塌陷”之說，三個地區收入差距的擴大無法發揮聯動效應，增加我國經濟發展的不穩定性。需求結構是指我國過于依賴出口，國內需求不足的問題，在美國次貸危機之后這個問題更趨嚴峻。

因而擴大內需，實現需求結構的優化非常必要。

悲觀地講，經濟增長具有負效應，收入差異、資源浪費、環境惡化、經濟結構低效，甚至“幸福指數下降”都是由其所致。樂觀地講，經濟增長本身提供了解決這些問題的基礎，這些問題由經濟增長而來，通過對其的解決即超越了經濟增長自身，而實現“經濟發展”這一更有效的目標。

參考文獻：

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影響經濟增長的動力因素分析就是將經濟增長分解為勞動、資本、技術進步等不同因素貢獻的測算過程。關于我國經濟增長動力的文獻主要從要素投入、要素升級、制度變遷和全要素生產率等4個方面展開研究。

要素投入主要是指勞動力、資本、基礎設施等經濟增長模型中最早使用的影響經濟增長的因素。幾乎所有關于經濟增長影響因素的文獻中都會涉及到相關的要素投入指標。長期以來，中國的經濟增長主要表現為由大量資本、能源和原材料以及勞動力投入推動。中國的經濟增長從投入產出關系看，都屬于數量擴張型的（石磊，1994），世界銀行（1998）估計，物質資本的增長可以解釋37%，勞動力數量增長和質量提高可以解釋17%，勞動力部門轉移可以解釋約16%。但是，在20世紀50年代，經濟學家們就已經發現資本與勞動力兩種生產要素并不能完全的解釋經濟增長。

要素升級主要是指在要素投入中所對應的將同質的要素區分為不同質量水平要素的投入，包括人力資本、技術進步、信息化水平等從質量上衡量經濟增長的影響因素。在技術進步方面，主要是通過研究技術引進和技術創新兩個角度來研究對經濟增長的影響。如王小魯等（2009）通過考察自主創新對全素生產率的影響來判斷技術創新對經濟增長方式轉變的影響。在人力資本方面，人力資本的衡量一般是通過受教育年限來替代，王小魯等（2004）、賴明勇等（2005）的研究都認為教育在促進經濟增長、縮小地區差距中發揮了重要的作用。

制度變遷主要是指非投入因素對經濟增長的影響，包括城市化、市場化、對外開放度等影響因素。這些影響因素不是從直接投入來影響經濟增長，而是通過制度上的變革而引起的變化。樊綱等（2011）認為1997年～2007年，市場化進程對經濟增長的貢獻達到年均1.45個百分點，這一時期全要素生產率的39.2%是由市場化貢獻的。城市化伴隨著各類要素由鄉村向城市集中，促進了實物資本和人力資本的快速積累，形成了經濟增長的動力。出口導向是我國經濟增長中的重要特征，對外開放使我國能夠發揮比較優勢，促進技術轉移，從而提高生產率。

全要素生產率是指通過計算增長余值得到而不能觀察到的所有因素所帶來的增長。一般來說，生產資源的優化配置和技術進步都能帶來全要素生產率的提升，而生產要素的量的投入一般不會帶來全要素生產率的提高。比如，技術進步、人力資本提升、市場化改革能夠提高全要素生產率。Chow和Li（2002）發現1978年以后TFP大約以每年3.0%的速度增長，對中國經濟增長的貢獻為32%，Bosworth和Collins（2008）則發現20世紀90年代TFP對經濟增長的貢獻份額高達54.7%。

二、 要素投入與要素升級拉動經濟增長的機理

經濟增長的過程，從本質上來說，取決于兩個方面的因素：一是生產要素投入量的增加，二是生產要素的配置效率提高，包括除要素投入之外其他引起生產函數發生變化而使經濟增長率提高的因素。前者可以概括為要素投入，后者則指要素升級。要素投入是指生產要素投入“量的增加”，勞動、資金、土地等資源的投入屬于此類;要素升級是指生產要素“質的提升”，技術進步、人力資本提升、信息化、知識增長屬于此類。在生產函數和經濟增長理論中，要素投入量的增加可直接增加產量或促進經濟增長;要素升級通過提高要素生產率增加產量或促進經濟增長（李佐軍，2016）。

但是，要素投入并不能完全的決定經濟增長，索洛模型中的余值就是勞動力和資本所不能解釋的經濟增長部分。勞動力增長和資本增長要遠遠低于經濟增長的幅度，而且在同樣水平勞動力和資本稟賦下，不同國家或地區表現出完全不一樣的經濟增長水平。這樣，對勞動力和資本的品質就逐漸進入到解釋經濟增長的范圍當中，同樣數量的勞動力和資本，改善品質能夠大幅度的提高經濟增長，既可以包括人力資本的提升，也可以是物質資本累積所帶來的技術進步和信息化水平改善。人力資本也可以看作是勞動力，技術進步和信息化水平也屬于物質化的資本。

?木?濟增長理論來看，現代經濟增長文獻大致可以分為新古典經濟增長理論、AK類型增長理論和R&D類型增長理論，在新古典經濟增長理論中，外生參數的變化具有水平效應，沒有增長效應，而新增長理論，無論是AK類型的還是R&D類型的，最顯著的特征是外生參數的變化具有增長效應（舒元，徐現祥，2002）。20世紀80年代中期出現的新增長理論，將技術進步視為經濟系統的內生變量，突破傳統經濟增長理論中以資本和勞動力等要素稟賦和要素投入增長為基礎的研究框架。要素投入會面臨要素報酬遞減和要素增速減緩的過程，那么就會導致經濟增長速度的放緩。要長時期的保持較高的經濟增長速度，依靠要素投入是不可能實現的。只有依靠要素升級，改變生產可能性曲線，同樣數量的要素能夠實現更高水平的經濟增長。當今世界經濟增長中各國經濟增長率和人均收入水平差距越來越大主要是由于知識、技術和人力資本積累存在巨大差異。同時，要素升級還能夠帶來全要素生產率的改變。

技術進步是經濟增長的動力，而且能夠影響經濟增長的方式，通過提升全要素生產率水平拉動經濟增長。但是，技術進步也不一定能夠影響經濟增長，從技術創新或技術引進到生產技術的進步，中間還有許多環節面臨不確定性，比如機會成本、路徑以來、逆向溢出、要素稟賦、吸收能力等因素的影響（唐未兵等，2014）。

人力資本是一個國家經濟持續增長的基本因素。人力資本對經濟增長起促進作用，人力資本存量通過知識積累來影響技術創新，最后提高全要素生產率。初級教育和高級教育都能促進經濟增長，初級教育作為生產要素直接促進最終產出，高級教育則通過加快技術創新與模仿的速度提高全要素生產率。

隨著信息產業的崛起，信息化對經濟增長的作用越來越明顯。信息技術革命改變著傳統結構和增長方式，能夠調整產業結構使其升級換代，能夠實現傳統產業的信息化，優化勞動力和資金的使用，提高生產效率，促進經濟增長。

三、 改革開放以來中國要素投入和要素升級拉動經濟增長的實證分析

根據數據可獲得性，本文選擇1985年～2014年我國30個省、自治區、直轄市（因西藏自治區數據完整性較低，本文不予考慮）的經濟增長源泉進行分析。影響經濟增長的因素可以分為3類，一類是勞動力和資本，屬于要素投入因素，第二類是技術進步、人力資本和信息化水平，屬于要素升級因素，第三類是城鎮化率、市場化水平和對外開放度，屬于制度變量。因此，在回歸模型中，因變量為GDP，自變量包括勞動力（Lab）、資本（Inv）、技術進步（Tec）、人力資本（Hc）、信息化水平（Inf）、城鎮化率（Urban）、市場化水平（Market）、對外開放度（Openness）、電力消費（Ele）、貸款余額（Loan）、貨運量（Freight）等指標。勞動力和資本是C-D增長模型中影響經濟增長的主要因素，屬于要素投入性質的影響因素。為了衡量要素投入和要素升級之間的差異，本文引入了技術進步、人力資本、信息化水平。為了解決勞動力和資本等指標對GDP的內生性問題，本文引入“克強指數”中的用電量、貸款余額和貨運量這3個指標。同時，引入城鎮化率、市場化指數、對外開放度這3個控制變量。

從表1的回歸結果可以看出，勞動力供給和固定資產投資每增加1個百分點，經濟總量分別要提高0.451和0.159個百分點，而技術進步、人力資本和信息化水平每提高1個百分點，經濟總量分別提高-0.007 67個百分點、0.120個百分點、0.072 9個百分點。因此，我國經濟增長的主要動力仍然是以勞動力和投資為主，技術進步對經濟增長的影響并不明顯，人力資本和信息化水平雖然是經濟增長的動力，但是并不如勞動力和投資的影響明顯。

考慮到1985年～2014年長達30年的期間內，我國經濟發展經歷了多個階段，中國經濟與國際經濟逐步接軌，國際經濟波動對中國經濟的影響越來越大，特別是2001年加入WTO和2008年的金融危機，對我國經濟發展沖擊較大。因此，本文將1985年以來的發展階段分為2001年及之前、2001年以來和2008年以來三個時間段，分別回歸分析影響經濟增長的主要因素。

從表2可以看出，三個階段中影響經濟增長的因素變化較大，從2001年前后比較來看，勞動力的影響因素在下降，投資、技術進步、人力資本、信息化水平的影響因素都明顯增大，影響經濟增長的因素逐漸從要素投入向要素升級轉變。2008年以來，要素投入影響經濟增長的程度仍在不斷下降，要素升級的影響力不斷提升，特別是人力資本的影響能力不斷增強。但是，2001年以來信息化水平的影響能力有所下降。制度變量中，城市化的和市場化的作用仍然較大，對外開放度的作用相對較為穩定。總體來看，要素投入在經濟增長中仍然占有較為重要的影響，要素升級的重要性也在不斷加大，制度變量則一直處在相對重要的位置。但是2008年的經濟危機以來，要素投入的重要性有所增加，而要素升級的影響力在下降。

同時，我國地區之間經濟發展差距仍然較大，影響各地經濟增長的主要因素存在一定差異。按照通常的做法，將我國劃分為4大區域。

從表3可以看出，影響各地區經濟增長的主要因素各不相同，但是勞動力和信息化水平仍然在各地區之間都有較為顯著的影響。東部地區的主要影響因素是勞動力、投資、信息化水平，中部地區則為勞動力、技術水平、信息化水平，西部地區則包含了所有5個影響因素，東北地區則包括除技術進步外的其他4個影響因素。要素投入仍然是中部、西部和東北地區經濟增長的主要影響因素。在制度變量中，城市化對中部、西部地區經濟增長具有重要影響，而對東北地區則有一定的負面影響，對東部地區影響并不明確，市場化水平對東部和中部地區影響較大，對外開放度則僅在東部地區有較為明顯的影響。總體來看，各地區的經濟增長仍然是以要素投入為主，但是與經濟發展水平相關，東部地區要素升級對經濟增長的影響要大于其他地區，而制度變量在中部、西部和東北地區仍然有較大的影響。

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一、前言

我國處于中國特色社會主義初級階段，中國經濟發展進入新常態，國家致力于大力發展經濟，建造經濟友好型社會。林業經濟作為是國民經濟的一部分，國家也積極的采取各種措施促進其增長。多種要素的投入，對于林業經濟的發展，對于促進社會經濟發展有著舉足輕重的的重要性。

二、現階段林業經濟發展的情況

森林存在于世界上的各個地方，位于陸地上的各個地帶，構成各個森林植物群落，為生態圈的一部分，有著綠色寶庫的美譽，起著水文湍流和空氣循環的重要作用。森林吸收二氧化碳，進行光合作用產生人類賴以生存的氧氣。我國近年來日益重視發展環境友好型社會和林業經濟，大力支持綠色產業的發展。但是因為森林有很多可利用的資源，人們受經濟利益的誘惑，開始瘋狂砍伐樹木，破壞森林，這種情況嚴重的阻撓了林業經濟發展。各個國家目前都在大力發展綠色經濟，為順應局勢，我國也應該加入其中。

三、各個要素在林業經濟增長中發揮的作用

1、資金投入

資金投入是促進林業經濟增長的基礎也是一個非常關鍵的因素。投資，對于各個行業來說是必不可少的，沒有資金投入，就無法建設和采購相關設備，相關行業就無法得到很好的發展，所以投資是林業經濟增長的一個重要的基礎。

2、人力資源

林業經濟增長離不開勞動力。而林區人才不足，是林業經濟增長受阻的一個主要因素。造成林區勞動力不足有兩個因素，其一，林區占地面積與管理人員數比例失調；其二，林區絕大多數位于偏遠的地方，有許多的不方便導致人才不愿意在林區工作。

3、土地資源

要想要林業經濟發展更加深入，更加長足，就應該擴增林地資源，通過改造林地，退耕還林來擴大林地面積使林業經濟發展更加深入。土地資源也是林業經濟發展的一個必不可少的因素。

4、國家扶持

國家的扶持對林業經濟的發展有著重要的意義和影響，只要是國家大力支持的，就會非常迅猛的加速發展。要增加林業經濟的發展力量，國家就要多多培養林業人才，并且在林業發展的各個方面給予扶持，加大對林業的扶持力度。

四、根據現狀促進林業發展可采取的措施

1、加大投資力度

投資在促進林業發展方面是最基本的要素，只有投入大量資本才能實現林業經濟的增長。為獲得足夠的資本發展林業，可從三方面入手，第一方面，國家對林業發展給予足夠的資金支持；第二方面，建立林業建設貸款綠色通道，可是林業經濟發展快速的獲得基礎資金支持；第三方面，拓寬融資渠道，這樣能保證資金通暢，避免林業經濟發展的資金不足。

2、積極采取措施吸引人才

林業經濟發展又一重要因素是勞動力，優秀人才來林區工作對林業經濟發展有很多好處，包括為林業經濟發展出謀劃策，提高管理人員綜合素質。要想吸引有志青年來到林區工作，要提供優厚的薪酬，完善的后勤保障，給予更多的福利。當今社會工作競爭大，壓力大，而且人才選擇工作的眼光也高，只有建立一個良好人才機制，林業經濟的發展才會更加迅速和完善。

3、將林業經濟和科技發展有機結合

將科技發展和經濟發展有機的結合在一起，例如通過電腦監控森林面積，利用直升機防疫森林病蟲害。將科技融入到林業經濟發展中會有很多益處，第一，這樣會大大提高林業經濟發展效率；第二，減少了林業資源的浪費；第三，是整個行業的未來趨勢，時代的潮流。我們必須順應潮流才能立足于未來經濟發展大潮。

4、對森林旅游業進行大力發展

大力發展森林旅游業，是大勢所趨，新興力量；是經濟發展的重要前景;是低耗能綠色產業，保護生態環境。如果森林旅游業長足發展，既能帶動其他服務業發展，促進當地人員就業又能轉變高耗能經濟發展模式，對生態環境保護有積極作用。

五、為發展森林旅游業應采取的措施

1、林區基礎設施更加完善的建設

對林區基礎設施建設的完善是發展森林旅游業的首要前提。我國森林大多位于偏遠地區，所以基礎設施建設并不完善，所以要通過一些方法增加資金投入。這些方法有當地政府出資完善基礎設施建設，使交通，水電，通訊暢通提供便利的基礎生活；解放思想，拓寬投資渠道，靈活招商引資，增加對基礎設施的投資并且盡力吸引外資。

2、對林區開發制度的建立及健全

發展森林旅游業要有度，是以保護森林資源為基礎。所以在資源開發中要注重開發與保護的關系，保證這幾點，第一點，劃出旅游區和非開放區，并且對不開放的林區進行保護并排人員看護避免發生意外；第二點，加強旅游人員對林區的保護意識，保護環境，不要亂扔垃圾，避免污染環境；第三點，限制人流，保護生態環境。

3、實現林區產業化發展

發展森林旅游業時，要做充分的市場調查，了解市場需求，建造有特色的林區景點吸引游客前來游玩，促進林區經濟發展。采取林區產業化發展，才能使林區旅游業更長久更加繁榮。

六、結束語

由上可知，要想讓林業經濟更好更快的發展，就必須要考慮資金，人力資源，土地資源，國家扶持這幾個方面，并從這幾個要素下手，促進林業發展。并且積極打造環境友好型林業經濟形態，將林區發展成為人才濟濟，資金充足，土地資源廣闊，國家大力支持的經濟產業。

參考文獻

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全要素生產率（Total Factor Productivity，TFP）最早由索洛在1957年提出，是經濟增長領域的一個重要概念。它即廣義的技術進步，是指經濟增長中扣除勞動力和資本這兩大物質要素投入數量增長的作用之后，所有其它能使產出增長的因素之和，即經濟增長中去掉資金和勞動力增長之外的余值。在TFP測量中，基于“索羅余值”的生產函數應用最廣泛。

一、方法的選取和模型的構建

TFP不能直接觀測，它的核算主要有三種方法。第一種方法，是基于總量生產函數的核算；第二種方法被稱為“增長核算”；第三種方法是用條件收斂進程來獲得TFP。本文采用要素收入份額可變的增長核算法來測算TFP的變動。

1.全要素生產率的測算。在希克斯中性技術進步的假設下，設新疆的生產函數為技術進步的柯布-道格拉斯生產函數：Y=A0eaTtKakLaL ，其中，aK和aL分別表示資本和勞動的產出彈性，且此函數隨時間而變化。取對數后為：LnY=LnA0+aTt+aKLnK+aLLnL，（1）。在現實經濟發展中，技術進步是普遍存在的，所以aK+aL≠1。通過方程（1）回歸得到的資本和勞動的產出彈性aK和aL，然后對其進行正規化：α■■=■，α■■=■，（2）。定義全要素生產率：TFPt=■（3）。因此第t年的TFP增長率可以表示為：tfPt=■-1，（4）。t1-t2年間的TFP增長率可以表示為：tfP■=■-1（5）。

2.全要素生產率、勞動力以及資本對產出的貢獻率。根據索洛增長方程：■=■+α■■+α■■，（6）。令y=■，α=■，k=■，l=■，則（6）式變為：y=α+α■k+α■l，（7）。其中，α是TFP對經濟增長的平均增長速度；y是產出的平均增長速度；k為資本投入量的年平均增長速度；l為勞動投入量的年平均增長速度。進而可計算TFP、勞動力以及資本對產出的貢獻率，分別記為EA，EK，EL表示，則其計算公式為：EA=■×100%，EK=■×100%，EL=■×100%，（8）。

3.數據處理。第一，總產出。本文采用1991～2010年新疆的國內生產總值代表總產出，并按1991年的不變價格進行折算，其計算公式為：t年不變價格GDP=■×基年GDP值，（9）。第二，勞動投入。在TFP的分析中，勞動投入應是指生產過程中實際投入的數量，用標準勞動強度的勞動時間來表示。第三，資本。本文采用戈登斯密在1951年提出的永續盤存法對實際投入的存量進行修正，即：Kt=It+（1-δ）Kt-1，式中，Kt是第t期的期末資本存量，It是t期發生的實際資本投資量，δ是折舊率。相對于1991年的基準存量，本文援引美國經濟學家帕金斯的“1953年中國資本-國民收入之比為3”的假設，即假定1991年新疆資本產出比為3，且以GDP代替產出。由于1991年新疆GDP為335.91億元，故大致推算出新疆1991年的資本存量為1007.73億元。對于各年的實際投資額，本文使用固定資產投資額來代替，以1991年為基期，用固定資產投資價格指數對固定資產投資額進行折算。折舊率取5%。

二、新疆總量生產函數和全要素生產率的測算

利用相關數據，使用eviews5.0軟件對（1）式進行回歸分析，結果如下：LNY=0.8263425036+0.06215779806*T+

0.5707461003*LNL+0.1856104382*LNK，經檢驗不存在異方差和自相關。由上式我們可以求得新疆的柯布-道格拉斯生產函數為：Y=2.28495e0.062165L0.57075K0.18561，（10）。由（10）式知，αK+αL=0.18561+0.57075=0.75636

圖1 1992～2010年資本投入、勞動投入和TFP增長率變化

由圖1可知，GDP的平均增長率為9.78%，資本的平均增長率在10.93%，并且逐年增加，勞動力的增長率一直在0附近徘徊，而全要素的增長率以5.6%為中心上下波動。根據（3）～（8）式，可得各要素每年對新疆經濟增長的貢獻率，如圖2所示：

圖2 1992～2010年資本投入、勞動投入和TFP對經濟增長的貢獻

從圖2中，我們可以看出1992～2010年新疆經濟增長的過程中，TFP對經濟的貢獻率最高，雖然不斷的波動，不太穩定，但基本上都在40%以上；資本對經濟的貢獻率次之，一直保持在20%～40%之間；勞動投入對經濟的貢獻率最低，基本在20%以內。

從以上分析我們可以知道，新疆的GDP以平均9.78%增長率在不斷的增長；資本的投入也以平均10.93%的速度在不斷的增長，但資本對經濟的貢獻率卻很有限，平均保持在28.04%；勞動力的投入也在不斷的增加。資本和勞動力的投入都不斷的在增加，但其對經濟的貢獻率卻均是很有限的，這說明新疆經濟的增長方式是一個高投入，低產出的粗放型的增長方式。在新疆經濟發展的過程中，技術進步，制度進步等影響全要素生產率的因素都是以資本和勞動力這兩個投入為載體的，新疆的經濟增長主要依賴于要素投入增長，意味著我們不能忽視要素投入的重要性。但另一方面，也應該認識到提高全要素生產率增長對新疆經濟長期持續增長的重要性，畢竟很高的要素投入增長不可能長期維持下去。

參 考 文 獻

[1]楊飛虎.江西省總量生產函數與全要素生產率估算：1952～2007

篇5

中圖分類號：F120.2文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2010）34-0004-04

引言

經濟增長一直是各國政府和學者關注的關鍵問題之一。專家學者們在不同的理論框架下作了大量的研究，并得出了有益的結論。制度變遷理論對經濟增長的源泉及內生機制進行了分析并對經濟增長提出了全新的視角，認為資本積累、技術進步等本身就是經濟增長的結果，經濟增長的根本原因在于制度變遷。制度變遷比技術進步對經濟增長起著更為重要的作用，通過制度創新能促進生產率的提高。因此，國家有效地推行制度上的改革，是實現經濟增長的有效途徑。

中國的市場化改革是人類歷史上一次最大規模的制度變遷（羅蘭，2004），這種制度變遷能夠促進經濟增長（諾思，1994）。Chow（2002）、Wang和Yao（2003）、洪名勇（2004）、王立平、龍志和（2004）、王文舉、范合君（2007）、江峰等（2008）等利用中國實際數據對市場化與經濟增長的關系進行分析，結論一致表明中國的市場化改革是經濟高速增長的主要動力。然而，這些已有研究都并沒有討論市場化是如何作用于經濟增長。因此，本文的目的是：一要考察中國市場化進程的宏觀經濟增長效應；二要考察中國市場化對于微觀意義上的生產要素效率提升的作用以及這種作用的特點。本文對于正確評價中國的市場化改革有著重要的理論意義，而且可以為更進一步推進改革提供實證方面的支持。

一、研究模型與數據

（一） 模型

一個地區的技術水平、資本存量和勞動力是決定其生產能力的主要要素。本文通過Cobb-Douglas生產函數來表示這種關系，具體形式為：

Y=AKαLβeμ（1）

其中，Y表示國內產出；A為技術水平；K為資本存量；L為勞動量；α和β分別表示資本和勞動的產出彈性。該模型的特點是假定一個地區的資本、勞動的產出彈性不變，這種彈性度量了要素的生產率；隨機擾動項用于反映除技術、資本與勞動之外其他生產因素對生產的影響。

在完全競爭的前提下，經濟的市場化可以通過市場來對資源進行最優配置，但完全競爭包含著很豐富的內容，如公平競爭、制度合理（交易成本為零）、信息完全、分工理想等。然而，即便是西方發達的市場經濟，也沒有達到完全的市場化，政府對市場的干預也不少見。經濟的市場化本身就是一個發展進程，因此，它對資源的優化配置作用也在不斷地改變，從而要素的生產效率也將不斷變化。因此可以將式（1）演化為：

Y=AbA0+bA1MKbk0+bk1MLbL0+bL1Meμ （2）

其中，M表示市場化程度；bA0+bA1M、bk0+bk1M和bL0+bL1M分別反映隨市場化程度而變化的技術、資本和勞動要素的產出彈性；bA1、bk1和bL1描述了完全不存在市場化這一極端經濟下技術、資本和勞動要素的產出彈性；bA0、bk0和bL0為市場化對技術、資本、勞動和人力資本要素效率的邊際影響參數，即市場化對要素產出彈性的邊際影響參數。

因此，在對式（2）取對數并引入下標i與t，i表示第i個地區，t表示第t時期，得到如下的基本計量模型式（3）：

lnYit=bA0lnAit+bA1MlnAit+bk0lnKit+bk1MlnKit+bL0lnLit+

bL1MlnLit+δi+εit （3）

此時，δi為個體非觀測效應；模型中的εit為隨機誤差項。

考慮到產出可能會依賴過去水平，為了防止基本計量模型的設定偏誤，本文通過引入因變量的滯后項而將其擴展為一個動態模型。同時，本文還在動態模型的基礎上引入人力資本（E）及其二次項（E2）來考察人力資本與地區產出的非線性關系。動態模型的好處還在于，當模型中一些解釋變量存在內生性時，可以通過動態面板數據的計量方法消除模型的內生性偏誤，從而獲得這些解釋變量系數的一致性估計（Brackman et al， 2004）。因而最終得到如下的計量模型：

lnYit=ρlnYit-1+bA0lnAit+bA1MlnAit+bk0lnKit+bk1MlnKit+

bL0lnLit+bL1MlnLit+Eit+E2it+δi+εit（4）

式（4）中的反映了滯后一期產出對本期產出的影響彈性；其他符號如前所示。

本文將通過計量模型式（4）來研究中國市場化程度對地區生產力的影響及其影響機制。

（二）數據

本文以地區國內生產總值（GDP）、發明專利授權量、就業人數分別作為各地區產出（Y）、技術水平（A）、勞動（L）的觀測數據，這些數據均來自2001―2006年的《中國統計年鑒》；地區資本存量數據來自于單豪杰（2008）對1952―2006年中國各地區資本存量估計的數據；市場化數據來自中國經濟改革基金會國民經濟研究所（2007）在《中國市場化指數――各省區市場化相對進程：2006年報告》中公布的市場化指數；人力資本數據用2001―2006年的《中國統計年鑒》數據計算的人均受教育年限反映，在計算過程中小學以6年、初中9年、高中12年、中專12年、大學專科15年、大學本科16年、研究生以20年賦值，若是以大專及以上則賦值15.4年。①由于缺乏香港、澳門、臺灣、四川和重慶的資本存量數據，因此，本文數據由不包括以上五個地區在內的29個省域，2001―2005年共五年的面板數據構成。

二、變量描述及相關分析

（一）各變量的基本描述

在表1中給出了變量的簡單統計描述。表1顯示中國各省區產出、技術、資本存量、勞動人數、人力資本及市場化程度大致呈上升趨勢。市場化指數從2001年的平均水平4.61上升到2005年的6.49，年平均增長量為0.47，約為0.5，年均增幅達10.2%；但從市場化指數的標準差來看，隨著時間的推移，地區間的市場化進程差異越來越大，這可能會成為影響到區域經濟增長差異的重要因素。

（二）市場化程度與產出的相關分析

在表2中給出了市場化指數與產出對數的簡單相關系數和控制了技術對數、資本對數、勞動對數和人力資本后的偏相關系數。從這些相關系數來看，市場化指數與產出對數均呈顯著相關，這表明中國各省域的市場化程度與其產出之間均同向變動趨勢。

三、模型估計及結果分析

在計量模型（4）中，即使假定εit不存在序列相關，方程中因變量的一階滯后項lnYit-1與復合誤差項中的非觀測效應δi也會存在相關性，從而導致混合OLS估計和組內估計的結果都是有偏的，一般而言，因變量滯后項系數（ρ）的混合OLS估計量會因非觀測個體固定效應的存在而發生向上偏誤（Hisao，1986），因變量滯后項系數（ρ）的組內估計量在短時間面板數據中則會產生向下偏誤（Nickell，1981）。因此，為了獲得各解釋變量系數的一致性估計，本文采用兩步系統GMM法對計量模型式（4）進行估計。估計結果（如表3所示）。根據表3中的估計結果1，在5%的水平下，漢森檢驗和差分漢森檢驗均表明矩條件是有效的，但殘差差分項無法拒絕一階與二階無自相關，這表明系統廣義矩估計可能無效。在估計結果2中，在5%的水平下，殘差差分項無一階自相關，而二階自相關存在，同時漢森檢驗和差分漢森檢均不拒絕原假設，因此估計結果2的兩步廣義矩估計有效。

根據回歸系數的估計結果，不管是估計結果1還是估計結果2，市場化指數（m）與技術水平對數、資本存量對數及勞動人數對數的交互項均為正，且在5%的水平下顯著，這表明在2001―2005年間，市場化程度的提升有利于區域經濟發展。在技術水平、資本存量、勞動人數及人力資本處于這一時期的平均水平時，以各地區市場化程度每年平均變化0.5的幅度計算，將會使GDP增長：

GDP增長百分數=（bA1lnAit+bk1lnKit+bL1lnKit）×ΔM

=（0.0077×5.0775+0.0280×7.3159+0.0237×7.2783）×0.5≈0.2082

也就是說，在2001―2005年間，若其他條件處于此期間的平均水平上不變，以各地區市場化程度每年平均變化0.5的幅度計算，平均而言，就可以使GDP每年以高出0.2082%的增長速度發展。

以上的分析表明，市場化程度對區域經濟增長的刺激作用是巨大的。它的作用機制是通過對區域技術、資本與勞動要素的配置而影響技術、資本及勞動的產出彈性，進而影響區域經濟增長。

仍以市場化程度每年平均變化0.5的幅度計算，將使技術產出彈性E（A）、資本產出彈性E（K）和勞動產出彈性E（L）分別變化：

ΔE（A）=bA1ΔM=0.0077×0.5≈0.0039

ΔE（K）=bK1ΔM=0.0280×0.5≈0.0140

ΔE（L）=bL1ΔM=0.0237×0.5≈0.0119

計算說明，若各地區市場化程度每年以0.5的幅度增加，資本產出彈性E（K）上升最快，達0.0140，勞動產出彈性E （L）次之，為0.0119，技術產出彈性E（A）最小，為0.0039。由此看出，市場化進程通過資本對經濟增長的影響程度最大，以樣本期間資本存量的平均水平計算，市場化程度每增加0.5個單位，使資本產出彈性增加0.0140個單位，進而使經濟增長0.1024%；使勞動產出彈性增加0.0119個單位，進而使經濟增長0.0866%；使技術產出彈性增加0.0039個單位，進而使經濟增長0.0198%；在三個方面的共同作用下，市場化程度每增加0.5個單位，將使經濟增長高出0.2082%。

由此可知，在樣本期間及以后一段時間內，推進中國的市場化改革，增加資本投資及擴大勞動就業是保證中國區域經濟快速發展的主要動力。根據前文的分析發現――中國各地區市場化進程差異不斷變大的事實，以及市場化程度對經濟增長具有顯著作用可知，市場化進程的差異是中國省域經濟增長差異的一個重要因素。

結論

改革以來，中國制度變遷的一個顯著特征――市場化進程的不斷加深，市場化對中國區域經濟增長的作用日趨顯著。本文利用2001―2005年間中國的省域數據，分析了市場化對中國省域經濟增長及對要素效率的影響，研究結果發現，在此樣本期間，各省域的市場化程度通過對提升技術、資本和勞動的產出彈性，而對經濟增長具有顯著的促進作用；其中市場化程度對資本產出彈性的影響程度最大，對勞動產出彈性和技術產出彈性依次減小。

由以上結論可知，在樣本期間及以后一段時間內，推進中國的市場化改革，增加資本投資及擴大勞動就業是保證中國區域經濟快速發展的主要動力。

參考文獻：

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[11]Brackman，S.，H.Garretsen，and M.Schramm，“The Spatial Distribution of Wages: Estimating the Helpman-Hanson Model for Germany”，Journal of Regional Science，2004，44(3)，437-466.

篇6

中圖分類號：[S7-9] 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2014）04-0-01

近幾十年來，隨著社會經濟建設的不斷加快，林業作為我國的基礎性產業，在國家的經濟發展，實現農村奔小康以及保護生態環境方面，發揮了顯著的作用。特別是隨著市場經濟的不斷發展，林業經濟的增長水平也有了明顯的提高。研究數據表明，我國的林業產業結構從1994年的58.4∶34.4∶7.1，增長到2009年代的45.3∶48.9∶9.1，如此明顯的經濟增長數據表明，我國的林業的產業結構得到優化。我國一些林業專家經過研究后表明，要素投入在林業經濟增長的效應上貢獻度上占有很大的比重。本文在一些已有的研究結果的基礎上，對我國的林業經濟增長效應情況進行分析，以期探討要素投入對林業經濟增長的效應程度。

一、理論基礎和模型設置

經濟的快速增長是全世界各國爭相追求的目的，從經濟學開始被研究以來，對于經濟的增長的分析和研究一直沒有間歇。從上個世紀以來，以哈多和索洛模型為代表的經濟增長理論風靡一時，哈多模型主要強調投資的關鍵性，這種理論認為投資影響了經濟增長的速率；而索洛模型主要采用的是將資本和勞動，融入外部的技術因素。這樣經濟的增長就可以歸結成為資本，勞動力以及技術創新的增長效率之總。在上個世紀二十年代，美國一位著名的數學家和經濟學家共同提出了所謂的柯布道格拉斯生產函數，被廣泛利用于分析經濟增長過程中資源“投入”和“產出”之間的數量關系。其本質模型表現為Y=ax1b1x2b2.在模型中a，b1，b2都是固定的參數，而且參數估計和其他代數方程相比，計算更為方便，由于數據的特性，計算分析結論更為準確。一般來說，若總和小于1的話，說明規模報酬遞減，生產規模擴大的邊際報酬也相應遞減，如若總和大于1，結果則相反。但是因為林業作為我國的公益事業同時也是產業支柱之一，林業的經濟增長的效應與政府政策的扶持和資金的注入有很大的關系[1]。

二、數據的收集和統計學的分析

1.數據的收集和整理。在以前林業經濟增長的研究基礎上，分析數據的特點，選擇一些數據指標作為研究的變量條件。選擇林業系統的歲末從業人員作為勞動因素投入指標；選擇林業總產值成為林業經濟快速增長產能指標；選擇林業系統的資產總額和工資總值作為資本因素的參考，選擇森林造林面積作為土地因素的投入參考指標，所有的數據選取的年限從1979-2006年之間。

由于數據的收集工作異常艱難，所以歲末林業從業人員總數主要包括林業系統中的國有和行政單位工作人員，此參考指標是優先指標，在這，做一個假設，假如林業系統的全部從業人員總數和所選擇的參考指標有同比例關系，用資產投資和工資總數上資本投入參考指標也不詳盡，在此基礎上，假設替代指標與整體的林業資本投入卻呈正比關系。由于數據的期限比較長，因此文章利用商品零售價格指數，分別對林業的資金投入參考指標和林業總產值進行價格不變的處理[2]。

2.林業總產值增長近況。一些研究數據表明，我國的林業總產值在研究期限內出現一種迅猛增長的節奏。從增長率來看，林業經濟的增長速度跟我國的國民經濟保持一種并肩起步性，但是其上下振動的程度要強于GDP，而在剔除價格因素中，2005年的林業總產值下滑至低于往年的年平均增長率，這一點與我國國民經濟增長變化相同，從而說明我國的林業經濟的增長很大程度上要看全國的經濟發展背景。

3.林業要素投入情況

3.1人工造林面積的變化。總體來說，我國的人工造林面積并沒有出現非常突出的增減形勢，年均造林面積約為370.88萬平方千米，但是我國的人工造林面積也經過了幾次比較明顯的改變。第一次在1981-1983年，造林面積差不多出現有超過25%的變化，從歷史上我們了解，這是因為受到上個世紀80年代所進行的林業政策的積極推動影響，導致人工造林面積出現一個比較迅猛的增長。另外一次是在2000-2003年之間，為響應我國實行退耕還林政策，人工造林面積出現進一步的擴大。

3.2勞動力的數量起伏。在1985年到90世紀后期，林業經濟的從業人員數量總和呈現一個穩定增長的態勢， 但是自此以后，林業經濟的從業人員數量出現了一個下滑遞減的階段，從2003年之后才開始回升，并逐漸穩定。這一變化與我國林業系統創新設備技術和公司進行改革，兼并重組等等有關，從另外一個方面來說，我國的林業技術水平出現很大程度上的提高。

3.3資本總量和結構的變化。林業資本投入主要出現兩個迅猛增長的階段，一個是在1999-2003年的迅猛增長階段，另外一個是從2005年以后開始呈現的爆發式的增長，從數據來看，二者有點類似。但是從結構上來分析，主要是國家政策對于林業經濟不同階段的支持所導致的結果。綜上所述，要素投入表現出我國林業經濟發展的環境和政府政策的支持力度，同時也是林業經濟增長的動力，我國林業的快速發展與要素投入及外部經濟環境影響和國家政策的扶持有著相當密切的關系。

三、對策和建議

1.加強林業經濟領域的科學技術投入。充分發揮科學技術的創新性，加大對專業林業學校等科研組織的扶持力度，讓林業技術不斷得到發展和創新，增加對林業緊急增長的貢獻率。

2.做好擴大人工造林面積工作。建立合理有效的林業系統，將造林的生態利益轉化為經濟利益，充分發揮科學技術水平，更加讓林業的產出值得以提升。

3.增加對林業產業的資金投入力度。在堅持生態環保的林業政策基礎上，積極引領社會金融資本進入林業經濟發展圈里邊，提高林業投資的全面水平[3]。

篇7

作者簡介：王沙沙，新疆財經大學統計與信息學院，碩士，研究方向：宏觀經濟；

周勇，新疆財經大學統計與信息學院副教授，博士。

中圖分類號：F061.5；F127 文獻標識碼：A doi：10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2013.03.38 文章編號：1672-3309（2013）03-92-03

一、引言

全要素生產率（Total Factor Productivity，TFP）最早由索洛于1957年提出，是經濟增長領域的一個重要概念。它即廣義的技術進步，是指經濟增長中扣除勞動力和資本這兩大物質要素投入增長的作用之后，所有其它能使產出增長的因素之和，即經濟增長中去掉資金和勞動力增長之外的余值。[1]其影響因素較多，包括技術進步、制度安排、經濟結構、管理水平的提高等等。

投入產出模型產生于20世紀30年代的美國，其基本思想最早由諾貝爾經濟學獎獲得者列昂惕夫（Leontief）提出。投入產出有兩種基本形式：一是投入產出表；二是投入產出數學模型，兩者密不可分，形成一個完整的模型體系。由于投入產出表反映了一定時期國民經濟各部門的投入與產出之間的數量關系，而這種關系正是由這一時期技術進步狀況、經濟結構和組織管理水平等因素決定的。因此，把投入產出模型應用于測量全要素生產率對經濟增長的作用中，是投入產出模型應用的一個新發展。

一般測算全要素生產率的文章多用“索羅余值”法、Malmquist方法等方法。而基于投入產出模型測量全要素生產率（即廣義的技術進步）對經濟增長的作用的文獻并不多見。李斌（2003）基于投入產出的行模型 X=（I-A）-1Y， 認為總產出的變化來自于兩個方面：一部分由最終產出的變化解釋，另一部分由技術進步解釋， 并據此測算了全國1995-1997年技術進步對經濟增長的貢獻的絕對數[2]；李景華（2007）應用投入產出行模型 X=AX+Y， 采用國家統計局的1987年和1995年以1990年當年價格作為基期的可比價基礎價格的30個部門投入產出表，測算了1987-1995年間各部門技術進步對經濟增長的貢獻[3]。胡振華（1995）在研究和實際編制企業勞動投入產出表的基礎上，利用投入產出技術測度了企業的全要素生產率[4]。而用投入產出模型來研究新疆全要素生產率的文章幾乎沒有。本文應用價值型投入產出行模型，從中間流量矩陣出發，來測算全要素生產率對新疆經濟增長的貢獻。

二、模型的設計與解釋

價值型投入產出行模型的基本關系：

AX+Y=X（1）

其中，表示總產出列向量，表示最終使用列向量，是直接消耗系數矩陣。直接消耗系數矩陣中的元素aij表示j部門生產單位產品對第i部門產品的直接消耗量，將aij稱為第j部門對第i部門產品的直接消耗系數。它反映了在一定技術水平下第j部門與第i部門間的技術經濟聯系，因此又將直接消耗系數稱為技術系數、投入系數，用它可度量全要素生產率。

由（1）式可以推導得到：

（2）

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

用B來測算全要素生產率，下面式子中1，0分別表示計算期和基期：

（3）

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

將直接消耗系數矩陣A的變化所解釋的總產出的變化視為全要素生產率（即廣義技術進步）對經濟增長的貢獻是因為在投入產出模型中，國民經濟各部門間的生產技術聯系是通過矩陣A，即直接消耗系數來建立的，并且通過計算B來反映國民經濟各部門、再生產各環節之間的間接聯系。在價值型投入產出模型中，A除了受生產技術變化的影響外，還受到價格變化和部門構成變化的影響。因此，若能消除價格變化和部門構成變化的影響，則不同時期的A所反映的就是全要素生產率的變化，從而BY0代表的便是各部門全要素生產率所解釋的總產出的變化，即全要素生產率對經濟增長的貢獻。

消除價格變化和部門構成變化對直接消耗系數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率對經濟增長的貢獻，令， ，則Wi為第i部門全要素生產率對經濟增長的貢獻額（n表示第n個經濟部門）。

（4）

λi為第i部門全要素生產率對經濟增長的貢獻率。

（5）

λ為整個國民經濟系統的全要素生產率對經濟增長的貢獻率。

三、實證分析

（一）數據來源及預處理

本文采用新疆統計局的《1997年新疆40部門投入產出表》與《2007 年新疆42部門投入產出表》作為原始數據。由于使用投入產出模型測算全要素生產率對經濟增長的貢獻的前提條件是必須消除價格變化和部門構成變化對直接消耗系數的影響，因此，必須對原始數據進行相應的處理。針對價格因素的影響，本文根據《新疆統計年鑒》和中國經濟社會發展統計數據庫收集到1997-2007年間上述部門的價格指數對《2007年42部門投入產出表》中的數據進行處理，得到以1997年為基期的2007年可比價投入產出表。針對部門構成的影響，我們以《國民經濟行業分類標準》為基準，將1997年、2007年兩張表中的部門均調整為相對應的30個部門，并對調整所涉及的部門的數據進行了處理，達到盡量消除部門構成變化對直接消耗系數矩陣的影響的目的。

（二）測算全要素生產率對經濟增長的貢獻額與貢獻率

通過（3）、（4）式對處理后的數據計算，我們得到表1的結果。從表1可以看出，新疆全要素生產率對國民經濟各部門的影響是不一樣的。1997-2007年間全要素生產率對煤炭開采和洗選業、金屬礦采選業、非金屬礦采業、食品制造及煙草加工業、木材加工及家具制造業、化學工業、非金屬礦物制品業、金屬冶煉及壓延加工業、金屬制品業、通用和專用設備制造業、交通運輸設備制造業、電氣機械及器材制造業、通信設備和計算機及其他電子設備制造業、儀器儀表及文化辦公用機械制造業、其他工業、電力和熱力的生產和供應業、交通運輸及郵電、住宿和餐飲業、金融業、公用事業及居民服務、公共管理和社會組織等23個部門帶來正影響，其余的7個部門帶來負的影響。這個實證結果基本符合一般的經濟規律，全要素生產率（即廣義的技術進步）使一些部門的產出率提高了，也使另一些部門的產出率下降了，并且正影響的部門數多于負影響的部門數。

表1 各部門技術進步對經濟增長貢獻的測算

之所以會出現部分經濟部門全要素生產率（廣義的技術進步）的貢獻為負值，是由于（3）式是由投入產出行模型（1）式推導出來的，投入產出行模型側重于經濟部門 i（i=1，2，…，n）作為產出部門時其全要素生產率對總產出的影響。對于投入產出表的中間產品矩陣來說，每一個經濟部門都具有雙重身分（既是產出部門也是投入部門），而經濟部門 i（i=1，2，…，n）分別作為產出部門與投入部門時其全要素生產率對總產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A的反向變動來反映的）。因此，如何綜合考慮經濟部門的雙重身分的全要素生產率對總產出的作用需要作更深入的研究。

根據（5）式，計算得到新疆整個國民經濟系統的全要素生產率對經濟增長的總貢獻率為57.93%。在《新疆經濟增長的全要素生產率的實證研究》這篇文章中測得全要素生產率對新疆經濟增長的平均貢獻率為57.13%，本文的研究結果與之研究結果基本一致。說明1997-2007年間全要素生產率對新疆的經濟增長貢獻較大，這也與新疆的實際情況基本上是吻合的。

四、結論

本文考慮部門之間的完全消耗關系、運用結構分解分析模型的分解方法、使用投入產出模型來測算新疆地區全要素生產率對經濟增長的貢獻。作為實證研究，利用新疆統計局的《1997年新疆40部門投入產出表》和《2007年新疆42部門投入產出表》，考慮價格因素和部門構成因素的影響，對1997-2007年間全要素生產率對經濟增長的貢獻進行測算，并進一步得到整個國民經濟的全要素生產率對經濟增長的總貢獻為57.93%。綜合分析，實證結果基本符合新疆經濟的實際狀況。

參考文獻：

[1] 王沙沙.新疆經濟增長的全要素生產率的實證研究[J].企業導報，2012，（22）.

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一、前言

眾所周知，世界各國間經濟增長速度存在顯著差異。以往文獻已對這一現象從生產要素積累、資源稟賦、宏觀經濟穩定、人力資本、法律制度以及國際貿易等角度進行了分析和解釋。此外，金融發展程度這一變量也受到廣泛關注。

Schumpeter （1934） 提出銀行可以通過選擇出具有創新優勢的企業來促進整個國家的技術創新。Levine （1997）認為金融中介可以通過分散風險，促進資源有效分配，提高企業管理效率，促進資金轉移，及降低交易成本等途徑促進國內資本積累和技術創新，進而促進經濟增長。

盡管眾多實證文獻都證明了金融中介發展與經濟增長之間存在顯著正相關關系，但僅有少數文章分析了金融發展與經濟增長兩個部分，即資本積累和技術創新，之間的關系。此外，在一國金融發展的衡量上，以往文獻多集中考慮金融中介，特別是銀行，對經濟增長的影響，而較少考慮資本市場發展對經濟增長的影響。雖然，后來也有文獻研究股市的發展對經濟增長的影響，但他們并沒有詳細研究股市的發展對資本積累和技術創新兩個部分的影響。因此，本文從改善金融發展衡量和細分經濟增長兩個方面做出改進，較為全面地研究金融發展對一國經濟增長的影響。具體而言，本文利用2000年至2007年歐洲、亞洲和北美50個國家的數據，借助動態面板技術，探討了金融中介和股市的發展對資本積累增長，全要素生產率增長和經濟增長之間的關系。根據本文的樣本數據，我們發現，1）金融中介對經濟增長具有顯著促進作用，但股市對總體經濟增長不具有顯著作用；2）金融中介和股市在促進資本積累方面均起到重要的作用；3）金融中介和股市對全要素生產均不具有顯著促進作用。

二、指標衡量

（一）經濟增長、資本積累和全要素生產率

下面式子描述了產出與生產要素之間的關系

在經濟達到穩態前，我們可將人均GDP的增長分為兩部分考慮：資本積累的增長和技術的進步。

在現實中，資本積累和技術創新不能完全解釋一國經濟增長。因此，本文將經濟增長分解成資本積累和全要素生產率兩部分。全要素生產率是考慮實際人均資本積累率后，殘余的實際人均GDP增長。它受許多因素的影響，如技術的發展，人力資本積累等等。本文用實際人均國內生產總值增長代表經濟增長。資本積累用實際人均資本存量的增長來衡量。根據Beck （2000）全要素生產率由實際人均GPD增長率減去0.3倍人均實際資本存量增長率。

（二）金融發展指標

本文將同時考慮金融中介和資本市場發展對經濟增長的影響。本文選用私人信貸與國內生產總值的比率來衡量金融中介的發展，選用股票市值與國內生產總值的比率來衡量股市的發展。

三、數據

本文的數據樣本包括50個國家2000年至2007年的數據 。資本存量增長率和政府消費與GDP比率的數據來自EIUCountrydata數據庫。人均GDP，人均GDP增長率，通脹率，人口增長率，進出口總和占GDP比重等數據均來自世界銀行世界發展指標數據庫。存款性銀行及其他金融機構對私營部門的信貸占GDP比例及股市市值占GDP比率等數據來自世界銀行金融結構數據庫。平均受教育年數數據來自2010年聯合國開發計劃署的人類發展報告。

四、實證模型與方法

（一）模型設定

本文選取的基本模型如下：

x是金融發展的衡量指標。本文首先將私人貸款與股市市值之和（金融系統發展程度）加入模型，考察金融系統發展對三個因變量的影響；然后將私人貸款和股市市值同時加入模型，分別考察金融中介和股市對三個因變量的影響。Xi，t是控制變量，根據Beck （2000）選取初始人均實際GDP，平均受教育年限，政府規模，貿易開放程度，通貨膨脹等變量為控制變量。根據經濟增長理論，初始人均GDP水平較低的國家通常會有更高的經濟增長率。加入平均受教育年限可以控制人力資本對經濟增長的影響。更高的人力資本一般意味著更高的生產率和個人收入，因此該國將有更高的經濟增長和儲蓄。政府規模，即政府消費與GDP的比率，可以衡量不直接促進經濟增長的公共消費。貿易開放度，即進出口總和與GDP的比率，可以用來衡量對外開放對經濟增長的影響。加入通貨膨脹率這一變量可以控制一國宏觀經濟穩定與否對該國經濟增長的影響。

（二）計量方法

為了控制潛在的內生性問題造成的估計結果的偏誤，本文使用動態面板GMM計量方法。由于本文使用的數據時間序列較短（8年），而截面單位數量較大（50個國家），因此適用于該動態面板數據分析方法。此外，考慮到GMM模型估計的一致性取決于工具變量的選擇和無序列自相關的假設，本文也對回歸模型進行了Sargan檢驗和序列相關性檢驗，以確保GMM模型的適用性。

五、回歸結果及解釋

回歸結果與本文的預期一致，金融中介和股市均能促進資本存量增長。金融中介的發展能夠幫助企業募集更多閑置資金，用以擴大生產，并獲得更高的利潤，從而累積更多資本。因此，資本存量的增加與金融的發展有顯著正相關的關系。股票市值也對人均實際資本存量增長率有著顯著的積極影響。從企業的角度來說，股市為流動性不足的項目的融資提供了更多機會，而從投資者的角度來說，股市為他們提供了對沖和分散風險的機會，從而促進更多資金進入股市。因此隨著供給和需求的增加，投入的資金量和交易量隨之上升。

我們發現金融發展對于全要素生產率的增長并無顯著的影響。這可能是由于全要素生產率是除資本積累增長之外殘余的經濟增長率，影響其變動的因素極為復雜，在學術界的研究中一直未得到很好的解釋。雖然有些學者的研究認為金融發展會促進全要素生產率增長，但JamesB.Ang（2011）認為隨著金融業的發展，金融業的高薪會使得人力資本將從創新部門轉移到金融部門，從而導致技術創新降低。

六、結論

本文重點從實證上研究了金融中介和金融市場發展對資本積累、全要素生產率和經濟總量增長的影響。運用動態面板GMM分析方法，本文得到以下結論：第一，金融中介的發展對于人均實際GDP的增長有著顯著的積極影響，但股市的發展對人均GDP的增長不具有顯著影響。第二，金融中介和金融市場均會對人均實際資本存量的增長有顯著正影響。第三，金融發展，無論是金融中介的發展還是金融市場的發展對全要素生產率都沒有顯著的影響。

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關鍵詞：經濟增長 土地要素 理論分析

傳統生產理論認為資本和勞動是經濟增長的核心要素，隨著生產理論的發展和完善，土地要素逐漸被人們所重視，某種程度上來說，一旦將其分離出來，甚至比資本和勞動力更為重要。

理論界也不乏關于土地要素與經濟增長的理論研究。豐雷（2008）梳理了從古典到新古典經濟理論中土地要素的地位，分析了土地要素與經濟增長的關系，在此基礎之上，對索洛模型進行擴展使其包含土地要素，計算出我國土地要素對經濟增長的貢獻是11%。李名峰（2010）建立了VES模型，選取我國二、三產業產值以及建設用地面積作為替代變量，使用嶺回歸分析方法，測算出我國1997-2008年土地要素對經濟增長的貢獻為20%-30%左右。

國外關于土地要素與經濟增長的研究主要集中于建立數理模型描述二者的理論關系。Nicholas（1970）構建了包含土地要素的經濟增長模型，且主要關注土地要素的資產屬性，在選取變量時，使用土地價格變化來代表土地要素投入的變化，深刻的揭示土地要素對經濟增長的推動作用。Rhee（1991）只注重于解釋含有土地要素的經濟模型的動態有效性。

國內關于土地作為生產要素的研究，很少關注于土地要素在長期經濟增長中作用的理論研究，或者只是簡單的應用現有的經濟增長的理論模型，將土地作為要素直接引入進行分析。并且在選取變量上，由于土地資源數據收集較為困難，大多研究僅使用建設用地作為替代變量。任何一種經濟理論都是在特定的歷史及社會背景下孕育而生的，因此，其應用及解釋能力必然會受到社會環境以及歷史環境的制約，立足于西方社會的增長理論的解釋能力總是“有條件的”。所以有必要結合具體情況，建立符合我國國情的理論模型。近年來，我國的房地產業異軍突起，這使我國的城市化進程不同于他國，改變了傳統的經濟發展思路―工業化偏好。因此，相對于農業農地、建設用地對經濟增長的貢獻顯著提高，受到經濟利益的驅動，大量的農業用地被建設用地所侵蝕。有研究認為，近年農業用地向建設用地出現加速轉化的原因是，政府為獲取高額土地出讓金而產生的推動作用。也有學者認為，這種現象與過熱的房地產開發及農村地區快速的工業化轉變有很大關聯。這些關于農業用地向建設用地轉變問題的研究，都做了非常有價值的分析和探討，但總體來看，大都缺乏理論層面的分析研究。 必須認識到，農業用地與建設用地之間還是存在巨大差異的，且有必要在嚴格區分二者的前提下，才能進一步研究土地和中國經濟增長之間的相互依存關系。

新古典框架下土地要素與經濟增長的關系

（一）模型假定

生產函數包含資本、勞動、土地和技術四個要素，其中土地劃分為建設用地和農業用地兩部分，生產函數是規模報酬不變的，土地要素是可變的，且與技術、勞動一樣是外生的。我們使用Y表示總產出，A表示知識投入，L表示勞動投入，R表示土地投入，用B表示農業用地土地的利用效率，則BR表示技術進步的情況下投入R個單位的農業用地相當于沒有技術進步情況下投入BR個單位的農業用地，同理，C表示建設用地土地的利用效率，θ表示土地要素投入中建設用地投入。則生產函數可以表示為：

（1）

式（1）中，t為時間，A（t）表示隨時間的技術進步；α，β，γ和m是常數，分別為資本、勞動和農業用地和建設用地的產出彈性，由于假定生產函數是規模報酬不變的，即α+β+γ+m=1。假定總產出分為兩部分：一部分被家庭儲蓄起來用于投資，一部分用于消費，二者之間分配關系由外生的儲蓄率s決定，0

（二）經濟運行平衡增長路徑

經濟中的有效資本存量為：k（t）=K（t）/（A（t）L（t）），根據鏈式法則：

（2）

只要起始時刻的有效人均資本k0=k（0）>0，那么就有。在k*處，=0，則穩態時則有：

經濟進入平衡增長路徑以后 /k（t）=n+gA，gR=0，由生產函數（1）可知：

（3）

人均產出為=Y（t）/L（t），由式（3）可以得到：

（4）

我們有必要討論θ的取值，θ表示建設用地土地要素投入，則1-θ為土農業用地土地要素投入，根據我國目前建設用地逐步侵占農業用地變動的事實，θ值有上升趨勢，我們嘗試在現有的理論框架下推導證明θ變動的原因。使用（1）式，分別求，，若

（5）

（6）

由于，0

根據該證明結果可以認為，我國存在建設用地侵占農業用地的現象是由于建設用地對經濟增長的貢獻大于農業用地對經濟增長的貢獻，所以二者投入的比例關系會不斷調整，直到為止，由此可見θ的取值，即土地要素在農業用地和建設用地之間的分配比例取決于二者的產出彈性，產出彈性較大的分配的土地要素應較多，對于這一問題我們接下來將做進一步的分析。

土地在經濟增長中的作用分析

（一）土地利用技術增長率對經濟的影響

1.當γ取值很大，m取值很小，不妨設γ=1，m=0時，有：

當gB>n+gA時，有： >gA>0，此時，農業用地利用技術飛速增長，社會中的有效農業用地投入增速飛快，對經濟增長起到強大的推動作用，經濟將保持相當高的長期增長率。

當gB=n+gA時，有： =gA>0，此時，擴展之后的索洛模型與傳統的索洛模型結果相近，由于農業用地利用技術增長率等于技術進步增長率加上勞動增長率，當經濟到達穩定增長狀態時，人均有效土地投入保持不變，即土地要素對經濟增長未產生任何影響，經濟保持平穩增長。

當gB

2.當m取值很大，γ取值很小，不妨設m=1，γ=0時，有：

當gC>n+gA時，有： >gA>0，此時，建設用地利用技術飛速增長，社會中的有效建設用地投入增速飛快，對經濟增長起到強大的推動作用，經濟將保持相當高的長期增長率。

當gC=n+gA時，有： =gA>0，此時，擴展之后的索洛模型與傳統的索洛模型結果相近，由于農業用地利用技術增長率等于技術進步增長率加上勞動增長率，當經濟到達穩定增長狀態時，人均有效土地投入保持不變，即土地要素對經濟增長未產生任何影響，經濟保持平穩增長。

當gC

由上述分析結果可以看出，土地要素是生產的基礎，離開土地要素的支持，不論是農業用地還是建設用地，社會生產效率將降低，經濟增長也將受到制約。當農業用地對經濟增長的貢獻大于建設用地對經濟增長的貢獻時（γ>m），農業用地利用技術對經濟增長的推動作用較大，因此會努力提高農業用地利用技術，或者增加農業用地投入；相反，當建設用地對經濟增長的貢獻大于農業用地對經濟增長的貢獻時（m>γ），建設用地利用技術對經濟增長的推動作用較大，因此會努力提高建設用地利用技術，或者增加建設用地投入。這一結果可以解釋，為什么我國存在建設用地侵占農業用地的情況，正是由于建設用地對經濟增長的貢獻大于農業用地對經濟增長的貢獻，經濟利益所趨的結果。

（二）土地要素對經濟增長影響現象的示例

本文通過模擬經濟運行情況來說明土地要素對經濟增長的影響，并且進一步驗證農業用地和建設用地的產出彈性不同時，提高兩種土地要素的利用技術增長率（提高兩種要素的投入）對經濟增長的促進作用是不同的。假定存在這樣一個經濟體，在這個經濟體中，人口增長率為2%，即n=0.02，知識增長率為5%，即gA=0.05。建設用地的產出彈性較大為0.3，即m=0.3，農業用地的產出彈性較小為0.03，即γ=0.03。假設建設用地和農業用地的利用技術增長率均為1%，即gB=gC=0.01，根據式（4）可以計算出人均產出增長率為3.02%。

第一種情況：當農業用地的利用技術增長率提高至5%，而建設用地的利用技術增長率仍為1%，即gB=0.05，gC=0.01此時，計算人均產出增長率為3.14%。第二種情況：當建設用地的利用技術增長率提高至5%，而農業用地的利用技術增長率仍為1%，即gC=0.05，gB=0.01此時，計算人均產出增長率為4.22%。

從上述經濟體的運行情況來看，當土地利用技術增長率提高時（不論是農業用地還是建設用地），經濟體的人均產出都會增加，但是由于這個經濟體中建設用地的產出彈性大于農業用地的產出彈性，因此當建設用地利用技術增長率提高時，對經濟增長的推動作用是遠大于農業用地的（4.22%>3.13%）。

結論

本文在新古典經濟增長理論的基礎上分析了土地要素與經濟增長的關系，使用了土地利用技術的概念，并將土地要素細分為農業用地和建設用地，并通過實例分析了土地要素對經濟增長的影響。結果顯示，經濟增長的長期增長率與土地利用技術增長率有關，且當建設用地的土地產出彈性大于農業用地的土地產出彈性時，提高建設用地利用技術增長率對經濟增長的推動作用較大。

但是我們不能僅僅只單純的關注經濟利益，土地是財富之母、萬物之源。作為世界人口第一大國來說，農業作為第一產業是其他各行各業的基礎和保證，農業用地尤其是耕地林地等資源是非常稀缺且較為珍貴的，所以農業用地的開發和利用不能單純只考慮經濟效益，而要綜合社會、生態、可持續發展等多方面的因素，對于農業用地和建設用地二者之間相互轉化應持全面、謹慎的態度。因此，就我國政府而言，在指定土地政策的時候，應注重綜合收益最大化，主要包括：保證國家糧食安全、促進經濟增長、維護生態平衡、縮小地區差異、保護生態環境等。因此，為了達到這一目標，必須制定相應的法規、經濟政策，通過這些法規或經濟政策來調節建設用地的收益，平衡建設用地與農業用地之間的收益，從根本上消除農業用地向建設用地轉化的部門和地方經濟利益驅動。

參考文獻：

1.Nicholes D A.Land and economic growth[J].American Economic Reviews，1970，60（3）

2.Rhee C Y.Dynamic inefficiency in an economy with land[J].Review of Economic Studies，1991，58（4）

3.Lin C C，Mal C C，Wang P.Urban land policy and housing in endogenously growing monocentric city[J].Regional Science and Urban Economics，2003，34

4.Kondo H.Multiple growth and urbanization patterns in an endogenous growth model with spatial agglomeration[J].Journal of Development Economics，2004，75

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中圖分類號：F830　文獻標識碼：A　文章編號：1006－1428(2007)09－0019－03

一、理論模型

增長理論告訴我們經濟增長尤其是經濟長期增長主要來自兩個方面：一是資本、勞動力、土地等要素投入，另一方面是技術進步，也就是全要素生產率提高。由此可以認為，風險投資也是通過這兩種途徑對經濟增長產生影響。將風險投資對經濟增長的內部因素進行分解，一方面風險投資通過要素投人數量的以生產要素的形態對經濟增長發揮作用，另一方面風險投資通過要素質量或效率增進而影響經濟增長，即假定風險投資還通過改變各類要素的使用效率，即全要素生產率而影響經濟增長，并且兩者之間存在指數關系。基于以上分析，通過構造相關模型檢驗風險投資與經濟增長的關系。

利用傳統的柯布――道格拉斯生產函數，風險投資對經濟增長的內部因素內生到生產函數之中。得到：

K1表示除風險資本以外的資本總額，K2表示風險投資總額，L1表示非風險投資部門勞動要素投入，L2表示風險投資部門的勞動要素投入，At表示第t年的技術進步水平。α1、α2、β1和β2分別表示K1、K2、L1和L2的產出彈性，其中α2和β2分別反應風險投資通過要素途徑對產出的影響程度。假定風險投資對經濟增長的作用除了要素投入數量的貢獻方面以外，其他因素主要通過改變各類要素的使用效率，即全要素生產率而影響經濟增長。本文借鑒目前表示技術進步的通用模型，即全要素生產率的提高與時間成二次關系指數關系的基礎上引入風險投資通過高科技產業對全要素生產率的作用，

接下來的部分，本文將對該模型進行實證檢驗。

二、實證檢驗

(一)變量和數據

實證檢驗模型中需用到的變量取值如表1所示。

lnY代表各地區的經濟發展水平；lnK1，lnL1分別表示各地區歷年國內一般資本投入和各地區非風險投資部門要素投入(也就是傳統的非高科技產業部門)。

lnK2，lnL2分別代表風險投資部門中通過資本和勞動要素的投入對經濟增長方面的貢獻。

high在模型中表示風險投資通過促進高科技產業發展帶來的技術進步對經濟增長做出的貢獻。t表示隨著時間的增加，其帶來的技術進步對經濟增長產生的影響。

數據取自中經專網區域經濟數據庫、《中國風險投資年鑒》、《中國創業投資發展年鑒》以及《中國高技術產業統計年鑒》相關各期。其中人均國內生產總值用各省GDP縮減指數折算為2003年不變價格；本文用資本形成額占國內生產總值的比例即投資率(資本形成額占GDP的比重)來表示一般資本投入水平，資本形成額按資本縮減指數折算為2003年不變價格。

本文選取了2003－2005年我國風險投資較為集中的地區，以北京、天津、河北、遼寧、山東為代表的環渤海地區，以上海、浙江、江蘇為代表的長江三角洲和廣東，福建為代表的珠江三角洲地區相關數據，由于這些地區是我國經濟最為發達的地區，而且風險投資產業也較為發達，數據相對齊全，便于開展研究。

(二)模型設定及估計結果

根據前面的分析，下面運用面板數據建立非觀測效應模型來考察風險投資對經濟增長的關系，

上述模型中，i為地區，t為時間，α1，α2，β1，β2為變量的彈性系數，b為時間平方的系數，a為截距項，μ，ε，υ隨機誤差項，模型(Ⅴ)式是不包含技術進步要素的經濟增長模型，只體現風險投資從生產要素(資本和勞動力)層面促進經濟增長的機制。模型(Ⅵ)(Ⅶ)為全要素經濟增長模型，包含技術進步等其他促進經濟增長因素的影響，不僅體現風險投資從要素層面促進經濟增長，而且還體現風險投資通過其他中介促進經濟增長的機制。其中模型(Ⅵ)引入了時間作為技術進步的影響因素，模型(Ⅶ)在模型(Ⅵ)的基礎上引入高科技產業總產值增長率與工業產值增長率之比這個變量(high)。

根據hausman檢驗的結果，模型(Ⅴ)、(Ⅵ)和(Ⅶ)均接受隨機效應模型的假設，采用隨機效應模型估計。從三個模型的估計結果顯示：(1)1nK，和lnLl的參數估計值均在1％的水平上顯著，lnK2和lnLl的系數分別為穩定在0.006-0.1和0.024－0.036之間。(2)模型(Ⅴ)、(Ⅵ)和(Ⅶ)中的lnL2參數估計值均為正值，且在1％水平上顯著，而lnL2的參數估計值均為負值。(3)在非全要素經濟增長模型(模型(Ⅴ))中，lnK1，和lnK2的參數估計值均顯著，且前者大于后者。lnK1的系數為0.0989388，即風險投資增加1％，人均GDP增加0.099％，lnK2的參數為0.012，即風險投資增加1％，人均GDP增加0.012％，前者的彈性是后者的8倍；而在模型(Ⅵ)和(Ⅶ)中，lnK1不顯著而lnK2顯著。

(4)全要素經濟增長模型(Ⅵ和Ⅶ)估計的結果中，時間t顯著而high不顯著。

(三)實證檢驗結果分析

1、風險投資通過勞動和資本要素對經濟增長具有顯著的促進作用。風險投資作為一種推動經濟增長的力量，不僅單純作為資本要素推動經濟增長，而且通過拉動勞動要素的增加從而促進經濟增長。這符合風險投資本身的特點，它不單純是一種資本。

2、風險投資通過勞動力要素對經濟增長的促進作用顯著。風險投資部門的高人力資本的勞動力要素投人相對于傳統風險部門的勞動力要素投入對我國的經濟增長具有更加重要的作用。在三個模型的估計結果中，LnL2的系數穩定在0.03左右，而LnL的1系數卻為負，同樣是勞動力要素，對經濟增長的作用卻剛好相反。這也是兩部門勞動力要素質的差異所導致的結果。風險投資部門的勞動力要素是受過高等教育專業化的人力資本，產出效率高。而傳統部門的勞動力大多受教育程度普遍較低的非技術性勞動要素，這種勞動力要素的投入帶來的產出的增長低于這種要素本身的增長，因此人均GDP反而下降了，另一方面我國低技術勞動力基數龐大，勞動力邊際產出遞減。兩者的生產力不同，對于經濟增長的貢獻必然不同。

3、風險投資通過資本要素對經濟增長的促進作用與一般資本投入對經濟增長的促進作用有差異。在不考慮技術進步因素對經濟增長作用的情況下，一般資本投入對經濟增長的促進作用大于風險投資通過資本要素對經濟增長的促進作用；在引入技術進步因素的全要素經濟增長模型中，一般資本投入對經濟增長的影響不顯著，而風險投資通過資本要素對經濟增長的作用依然顯著。

4、風險投資通過要素層面對經濟增長促進作用明顯的同時，對全要素生產率增進方面的貢獻并不顯著。對比模型(Ⅴ)和模型(Ⅶ)的結果可以發現，引入高科技發展水平這個指標后，傳統部門和風險部分的要素投入數量方面的貢獻得到了下降，LnK1，LnK2，LnL2的系數分別從原來的0.099，0.01，0.036下降到0.026，0.007和0.025，而技術進步對經濟增長的作用得到了體現，代表高科技產業發展水平的變量high的系數為0.00075，但這個變量的顯著水平只有15％。高科技產業發展帶來的技術進步對經濟增長并沒有明顯的貢獻。即風險投資通過促進高科技產業的發展，進而帶動技術進步，促進全要素生產率的提高這種中介機制還不明顯。即：風險投資――高科技產業――技術進步(全要素生產率的提高)一經濟增長這個環節的作用機制還沒有發揮出來。

我們對風險投資和高科技產業發展的影響進行進一步研究，運用面板數據建立非觀測效應模型，變量含義如表1所示。

結果發現風險投資對于促進高科技產業的發展起了顯著的作用，從而證實了“風險投資――高科技產業”的傳導機制存在。由于高科技產業對于技術進步的作用無論是理論上還是實證上已經得到許許多多經濟學界的證實，高科技產業――技術進步這個傳導機制也存在，即從風險投資――高科技產業――技術進步這個傳導機制也是順利的。因而可以認為風險投資的中介機制沒有發揮出來主要原因是我國當前的技術進步帶來的全要素生產率的提高對于經濟增長的作用還不明顯。這是因為技術進步對經濟增長的作用并不總是顯著，它對經濟增長的作用并非無條件(方旭升，2007)，而且許多研究表明，我國當前經濟的增長還主要是粗放型的增長，要素投入相對于技術進步對經濟增長的貢獻更大(陳林生，2004)。

三、結論和政策啟示