西藏自治區(qū)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的測(cè)算與預(yù)測(cè)：1990—2015

朱 帆，余成群，董冠鵬

（1.中國(guó)科學(xué)院地理科學(xué)與資源研究所，北京 100101；2.中國(guó)科學(xué)院研究生院，北京 100039）

西藏自治區(qū)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的測(cè)算與預(yù)測(cè)：1990—2015

朱 帆1，2，余成群1，董冠鵬1，2

（1.中國(guó)科學(xué)院地理科學(xué)與資源研究所，北京 100101；2.中國(guó)科學(xué)院研究生院，北京 100039）

本文以Cobb-Douglas為核心，以西藏自治區(qū)1990—2008年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，綜合運(yùn)用最小二乘法、勢(shì)分析法、調(diào)整法和經(jīng)驗(yàn)法估計(jì)出資本和勞動(dòng)力產(chǎn)出彈性。繼而運(yùn)用索洛余值法測(cè)算和預(yù)測(cè)1990—2015年西藏自治區(qū)的科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率。計(jì)算結(jié)果表明，西藏自治區(qū)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率穩(wěn)步上升，2008年達(dá)到了30.8%，預(yù)計(jì)2015年達(dá)到40.7%，但投資拉動(dòng)特征明顯。最后，基于測(cè)算與預(yù)測(cè)結(jié)果向自治區(qū)有關(guān)部門(mén)提出相關(guān)建議。

科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率；索洛余值法；最小二乘法；勢(shì)分析法；西藏

1 引言

科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率測(cè)算是當(dāng)代計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域的一個(gè)熱門(mén)研究話題。西方的科技進(jìn)步測(cè)定模型主要有 4 種［1］：索洛（R.M.Solow）于 1957 提出的余值法（SR）；阿羅（Arrow）于1961年提出的常數(shù)替代彈性（Constant Elasticity of Substitution,CES）生產(chǎn)函數(shù)模型； 克里斯丁森 （L.Christensen）、 喬根森（D.Jorgenson）和萊恩（L.Lane）于1973年共同提出的超越對(duì)數(shù)生產(chǎn)函數(shù)；美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家丹尼森（E.F.Denison）于1962年提出的丹尼森模型。

從20世紀(jì)80年代開(kāi)始，國(guó)內(nèi)掀起了一股研究科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的熱潮。2006年，國(guó)務(wù)院在《國(guó)家中長(zhǎng)期科學(xué)和技術(shù)發(fā)展規(guī)劃綱要》中進(jìn)一步明確提出全國(guó)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率要在2020年達(dá)到60%，以及在2010—2020年期間確?？萍歼M(jìn)步年均增長(zhǎng)率在4.53%基礎(chǔ)上不斷提高的總目標(biāo)。此后，各省市也相繼在各自的科技中長(zhǎng)期發(fā)展規(guī)劃中對(duì)該指標(biāo)加以量化。西藏自治區(qū)“十二五”規(guī)劃編制在即，為了給相關(guān)部門(mén)提供決策參考，了解和掌握自治區(qū)各歷史時(shí)期和未來(lái)一段時(shí)間內(nèi)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的變化情況是非常必要的。

鑒于之前有關(guān)省域科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率測(cè)算的研究更偏重于結(jié)果，缺乏對(duì)于統(tǒng)計(jì)學(xué)過(guò)程的探討，故本文以廣義的科技進(jìn)步概念和索洛余值法為基礎(chǔ)，對(duì)西藏自治區(qū)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率進(jìn)行測(cè)算的過(guò)程中，嘗試將方差膨脹因子、B-P值和K-S值等更為嚴(yán)格的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)方法，以及勢(shì)分析法引入到彈性系數(shù)修正中。所謂廣義的科技進(jìn)步，即將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉除了資本和勞動(dòng)力的投入之外，皆統(tǒng)稱為“科技進(jìn)步”或者“全要素”［2］。在上述基礎(chǔ)之上，借助多元回歸擬合預(yù)測(cè)“十二五”期間西藏自治區(qū)的科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率，以期為西藏“十二五”規(guī)劃乃至今后相關(guān)領(lǐng)域的科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率測(cè)算工作提供有益借鑒。

2 測(cè)算與預(yù)測(cè)原理

鑒于索洛余值法目前仍是國(guó)內(nèi)外最有影響、最廣泛使用的測(cè)算科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的方法［3］，且原國(guó)家計(jì)委和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局把索洛余值法作為各省區(qū)市測(cè)算科技進(jìn)步貢獻(xiàn)的標(biāo)準(zhǔn)方法進(jìn)行推廣［4］，本研究亦采用索洛余值法作為西藏自治區(qū)1990—2008年科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率實(shí)證數(shù)據(jù)測(cè)算的核心方法，以此增加測(cè)算結(jié)果的可信度和橫向可參照性。

索洛余值的核心仍然是基于C-D生產(chǎn)函數(shù)［5］：

兩邊同時(shí)取自然對(duì)數(shù)，進(jìn)而對(duì)時(shí)間t求導(dǎo)數(shù)，并設(shè)k=lnKt，l=lnLt即可得到索洛增長(zhǎng)速度方程：

其中：y為產(chǎn)出增長(zhǎng)速度，k和l分別為資本和勞動(dòng)力的增長(zhǎng)速度，c為科學(xué)技術(shù)進(jìn)步的年均增長(zhǎng)速度；ak、βl分別為資本和勞動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)份額。根據(jù)定義，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度中科技進(jìn)步因素所占的比重即科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率，則其對(duì)應(yīng)的測(cè)算公式為：

2009—2015年的西藏自治區(qū)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率預(yù)測(cè)主要基于多元回歸擬合法，方法標(biāo)準(zhǔn)且操作簡(jiǎn)單，在此不再贅述。

3 指標(biāo)選取

依據(jù)國(guó)家部委推薦的標(biāo)準(zhǔn)算法，本文主要在時(shí)間序列上考慮三個(gè)指標(biāo)：產(chǎn)出量Y、資本投入量K和勞動(dòng)投入量 L［6］。

（1）產(chǎn)出量 Y。

以西藏自治區(qū)1990—2008年的名義地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，通過(guò)地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)將其換算成為以1990年可比價(jià)格為基礎(chǔ)的實(shí)際GDP。

（2）資本投入量 K。

由于資本投入和社會(huì)經(jīng)濟(jì)效益的產(chǎn)出在時(shí)間上存在“時(shí)滯”，因此本文采用資本存量而非當(dāng)年固定資產(chǎn)投資額作為測(cè)度變量。資本存量的測(cè)算采用Goldsmith于1951年創(chuàng)立的永續(xù)存盤(pán)法［7］，基本公式為：

其中：Kt為第t年的資本存量，It為第t年的固定資產(chǎn)投入，按照王小魯［8］等權(quán)威學(xué)者的建議，采用西藏自治區(qū)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資表征資本流量，Pt表示固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，δ為固定資產(chǎn)折舊率。

（3）勞動(dòng)投入量 L。

采用全社會(huì)歷年從業(yè)人員數(shù)作為勞動(dòng)投入的度量。

4 彈性系數(shù)α和β的確定

科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率測(cè)算所需彈性系數(shù)的確定主要基于最小二乘法（OLS）、勢(shì)分析法和調(diào)整法，并由經(jīng)驗(yàn)估計(jì)法最終確定。

4.1 基于OLS估計(jì)的彈性系數(shù)確定

首先利用丁伯根改進(jìn)型C-D生產(chǎn)函數(shù)測(cè)算資本的產(chǎn)出彈性α和勞動(dòng)力產(chǎn)出彈性β。丁伯根改進(jìn)型C-D生產(chǎn)函數(shù)為：

將ln（Y/L）視為模型因變量，把年份 t和ln（K/L）視為模型自變量，運(yùn)用matlab進(jìn)行OLS測(cè)算。對(duì)于測(cè)算結(jié)果，運(yùn)用GLS估計(jì)消除時(shí)間序列問(wèn)題，經(jīng)過(guò)F檢驗(yàn)、序列相關(guān)檢驗(yàn)、方差膨脹因子檢驗(yàn)、異方差檢驗(yàn)和殘差正態(tài)性的K－S檢驗(yàn)保證所得彈性系數(shù)的統(tǒng)計(jì)學(xué)有效性。

4.2 基于勢(shì)分析法的彈性系數(shù)確定［9］

勢(shì)分析法同樣是基于西方經(jīng)典的Cobb－Douglas生產(chǎn)函數(shù)：

引入表示資金投入和勞動(dòng)投入發(fā)揮效能程度的勢(shì)效系數(shù)r1和r2，得到改進(jìn)的生產(chǎn)函數(shù)：

其中：P1=Y/K為報(bào)告期資金產(chǎn)值率，P2=Y/L為報(bào)告期勞動(dòng)生產(chǎn)率，p01和p02分別為基期資金產(chǎn)值率和勞動(dòng)生產(chǎn)率（一般取前一年為基期）。規(guī)模報(bào)酬不變假設(shè)下，α+β=1。α、β是時(shí)點(diǎn)函數(shù)，與樣本大小及樣本均值無(wú)關(guān)。

為了解得α和β的時(shí)點(diǎn)解，引入條件：

則基于勢(shì)分析法的彈性系數(shù)α和β的測(cè)度公式為：

4.3 基于調(diào)整法的彈性系數(shù)確定

原國(guó)家計(jì)委、統(tǒng)計(jì)局綜合全國(guó)情況，建議全社會(huì)資本產(chǎn)出彈性設(shè)定為0.35。但考慮到我國(guó)地理分異特征明顯，且西藏自治區(qū)的區(qū)位和自然條件極其特殊，故依據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局推薦的彈性系數(shù)調(diào)整公式，結(jié)合西藏自治區(qū)的實(shí)際情況，采用對(duì)資金產(chǎn)出彈性和勞動(dòng)產(chǎn)出彈性系數(shù)的修正值 a*［10］：

Kt、Lt表示西藏自治區(qū)第t年的資金存量和勞動(dòng)力，K0t、L0t表示全國(guó)第t年的資金存量和勞動(dòng)力。修正的勞動(dòng)力彈性系數(shù)：β*=1－a*。

4.4 基于經(jīng)驗(yàn)法的彈性系數(shù)確定

經(jīng)驗(yàn)法主要依據(jù)同西藏自治區(qū)相關(guān)領(lǐng)域?qū)＜业奶接?，通過(guò)加權(quán)平均處理得出最終彈性系數(shù)取值。本研究所采用的加權(quán)平均公式為：

其中xi為運(yùn)用不同方法得到的資本產(chǎn)出彈性，而wi為結(jié)合區(qū)域?qū)嶋H情況人為賦予各個(gè)資本產(chǎn)出彈性的權(quán)重值，且不同資本產(chǎn)出彈性的權(quán)重值相加為1。

5 西藏自治區(qū)1990—2008年科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的實(shí)證數(shù)據(jù)測(cè)算

5.1 數(shù)據(jù)準(zhǔn)備

自治區(qū)GDP、全社會(huì)從業(yè)人員數(shù)來(lái)源于《西藏統(tǒng)計(jì)年鑒2009》。1990—2008年資本存量來(lái)自于歷年《中國(guó)農(nóng)村統(tǒng)計(jì)年鑒》。在資本投入的測(cè)度過(guò)程中，由于西藏自治區(qū)沒(méi)有固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，本研究采用GDP平減指數(shù)進(jìn)行平減處理［11］，基年資本存量按照基年全社會(huì)固定資產(chǎn)投資乘以3得到［12］，而折舊率選取張軍［13］推薦的9.6%。為保證數(shù)據(jù)統(tǒng)一，產(chǎn)出Y和資本投入K以億元為單位，并按1990可比價(jià)格進(jìn)行計(jì)算，而勞動(dòng)投入量L以萬(wàn)人計(jì)。篇幅所限，本文僅列出2000—2008年的西藏自治區(qū)可比價(jià)格投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)（表1）。

需特別指出的一點(diǎn)是，由于科技對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)具有滯后性、長(zhǎng)期性和一定的周期性，其作用大小與經(jīng)濟(jì)周期和科技自身發(fā)展的規(guī)律有關(guān)［14］。科技自身的發(fā)展（重大科學(xué)發(fā)現(xiàn)和技術(shù)發(fā)明）需要一個(gè)儲(chǔ)備過(guò)程，科技對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)也有一個(gè)積累過(guò)程［15］，加之索洛模型自身的局限性，較短時(shí)間尺度下的科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率測(cè)算結(jié)果往往波動(dòng)劇烈、失真，甚至有時(shí)會(huì)出現(xiàn)十分“荒謬”的結(jié)論［16］。鑒于此，本研究在進(jìn)行年度科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率測(cè)算時(shí)，對(duì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)采用3年滑動(dòng)平均處理［17］。但是經(jīng)過(guò)滑動(dòng)平均得到的數(shù)據(jù)集排除了時(shí)間序列端點(diǎn)上的數(shù)據(jù)，即1990年和2008年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。為了將1990年和2008年作為樣本進(jìn)行估計(jì)，進(jìn)而增加估計(jì)的合理性，采用統(tǒng)計(jì)插值的方法補(bǔ)充1989年和2009年的時(shí)點(diǎn)數(shù)據(jù)。

5.2 彈性系數(shù)α和β的確定

在規(guī)模報(bào)酬不變（α+β=1）的假設(shè)下，本文測(cè)度資本彈性系數(shù)α和勞動(dòng)力彈性系數(shù)β時(shí)綜合運(yùn)用了OLS回歸法、勢(shì)分析法、調(diào)整法和經(jīng)驗(yàn)法，以期互相驗(yàn)證。

（1）基于OLS回歸法的彈性系數(shù)估計(jì)。

在對(duì)（5）式進(jìn)行 OLS回歸并借助GLS消除時(shí)間序列影響之后，最終得到的丁伯根改進(jìn)型C-D生產(chǎn)函數(shù)為：

嚴(yán)格的回歸檢驗(yàn)（表2）說(shuō)明最終調(diào)整得到的函數(shù)已不存在序列相關(guān)、共線性、異方差和非正態(tài)分布問(wèn)題，具有良好的統(tǒng)計(jì)學(xué)品質(zhì)，得出的資本彈性系數(shù) α（0.195）和勞動(dòng)彈性系數(shù) β（0.805）亦具有較高的統(tǒng)計(jì)學(xué)置信度。

（2）基于勢(shì)分析法的彈性系數(shù)確定。

在勢(shì)分析法確定彈性系數(shù)的過(guò)程中，利用經(jīng)過(guò)平滑處理的統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)（表1）得到的每年的資金和勞動(dòng)力生產(chǎn)彈性，其過(guò)程及結(jié)果見(jiàn)表3，這里α取歷年的均值0.48，勞動(dòng)力彈性β為0.52。

（3）基于調(diào)整法的彈性系數(shù)確定。

將平滑處理的數(shù)據(jù)（表1）帶入（8）式即可得出最終的資本彈性系數(shù)α（0.44）和勞動(dòng)力彈性系數(shù) β（0.56），在此不再贅述。

（4）基于經(jīng)驗(yàn)法的彈性系數(shù)確定。

在專家討論的基礎(chǔ)之上，結(jié)合上述資本彈性系數(shù)的統(tǒng)計(jì)學(xué)測(cè)度結(jié)果以及世界銀行對(duì)東亞國(guó)家社會(huì)經(jīng)濟(jì)情況的定性描述［18］，我們將西藏自治區(qū)資本彈性系數(shù)的上限設(shè)定為0.5，下限采用之前OLS估計(jì)的0.195。最后，在0.01的統(tǒng)計(jì)學(xué)可置信前提之下，本文將通過(guò)加權(quán)平均（表4）得出的資本勞動(dòng)力彈性系數(shù)作為測(cè)算西藏自治區(qū)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的最終彈性系數(shù)取值。

表4中，鑒于勢(shì)分析法和調(diào)整法得到的資本彈性系數(shù)較為接近（0.44和0.48），且經(jīng)濟(jì)學(xué)意義皆好其他估計(jì)值，更符合西藏自治區(qū)的情況，因此我們?yōu)槠滟x予的權(quán)重最大（0.35），經(jīng)驗(yàn)估計(jì)得出的西藏自治區(qū)資本彈性系數(shù)上限次之（0.25），而OLS估計(jì)值由于其特定環(huán)境下的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義欠佳，盡管統(tǒng)計(jì)學(xué)置信度很高，但是最終賦予的權(quán)重最?。?.05）。依據(jù)（9）式，最終的資本彈性α取0.48，相應(yīng)的勞動(dòng)力彈性系數(shù) β 為 0.52（β=1－α）。

5.3 西藏自治區(qū)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率測(cè)算

基于最終確定的資本產(chǎn)出彈性系數(shù)α（0.48）和勞動(dòng)力產(chǎn)出彈性系數(shù)β（0.52），通過(guò)計(jì)算資本存量和產(chǎn)出的增長(zhǎng)率，利用（3）式得到資本、勞動(dòng)力、科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的數(shù)值（表5）。

各要素貢獻(xiàn)率的相對(duì)結(jié)構(gòu)如圖1。

6 西藏自治區(qū)2009—2015年科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率預(yù)測(cè)

為預(yù)測(cè)2009—2015年西藏自治區(qū)的科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率，本文采用1990—2008年的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸擬合，首先預(yù)測(cè)出該時(shí)間段西藏自治區(qū)GDP、資本存量和勞動(dòng)力平均增長(zhǎng)率（表6）。

根據(jù)上文對(duì)西藏自治區(qū)地區(qū)生產(chǎn)總值、資本存量和勞動(dòng)力總量增長(zhǎng)率的預(yù)測(cè)，根據(jù)（2）式和（3）式可以得到“十二五”期間及各年份的資金、勞動(dòng)力和技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率（表7）。

各要素貢獻(xiàn)率的相對(duì)結(jié)構(gòu)如圖2。

7 分析與建議

從西藏自治區(qū)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的測(cè)算和預(yù)測(cè)結(jié)果來(lái)看，“十一五”頭三年的科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率（25.7%）遠(yuǎn)高于“十五”期間的相應(yīng)指標(biāo)（6.9%），2015年這一數(shù)值更可以達(dá)到40.7%，并保持年均4.12%的增長(zhǎng)率；資本存量貢獻(xiàn)率在2000—2008年整體上呈現(xiàn)下降的趨勢(shì)，說(shuō)明西藏自治區(qū)已經(jīng)慢慢走出較單純依靠投資拉動(dòng)的粗放的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式［19］；勞動(dòng)力貢獻(xiàn)率在2000—2005（即“十五”期間）間整體呈現(xiàn)緩慢上升的趨勢(shì)，但2006年以后的“十一五”期間又出現(xiàn)下滑趨勢(shì)，這一現(xiàn)象符合經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一般規(guī)律：隨著資本深化、科技發(fā)展起勢(shì)，技術(shù)進(jìn)步，勞動(dòng)力數(shù)量增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用將越來(lái)越小。同時(shí)，這也再次印證了資本存量貢獻(xiàn)率所體現(xiàn)出的西藏社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢(shì)：西藏自治區(qū)已經(jīng)慢慢走出依靠投資拉動(dòng)的粗放的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，逐步走向提高資本利用效率的集約型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式［20］。

上述這一切無(wú)疑都是一個(gè)個(gè)巨大的成就，但從拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的各要素的貢獻(xiàn)結(jié)構(gòu)中，資本存量目前仍占據(jù)主要地位，2008年資本貢獻(xiàn)率占61.1%，而2000—2008年資本貢獻(xiàn)所占的平均份額更是達(dá)到了81.8%，這說(shuō)明投資不僅在過(guò)去，而且在未來(lái)的一定時(shí)期內(nèi)還將是拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最主要因素。

更為嚴(yán)峻的是，從模型預(yù)測(cè)的發(fā)展趨勢(shì)來(lái)看，西藏自治區(qū)科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率在2020年達(dá)到 《國(guó)家中長(zhǎng)期科學(xué)和技術(shù)發(fā)展規(guī)劃綱要（2006—2020）》中所提出的全國(guó)平均水平（60%）和年均增長(zhǎng)率（4.53%）幾乎是不可能的。換言之，西藏自治區(qū)常規(guī)的“科技進(jìn)步”很可能難以支撐西藏的“跨越式發(fā)展”。鑒于此，從提升科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的角度而言，建議西藏自治區(qū)加大以下兩個(gè)方面的工作力度：

（1）實(shí)施西藏科技工作的超常規(guī)、大跨越發(fā)展戰(zhàn)略。按照科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的計(jì)算公式，貢獻(xiàn)率的大小同科技進(jìn)步增長(zhǎng)速度成正比，提高科技進(jìn)步增長(zhǎng)速度就是直接提高了科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率。要提高科技進(jìn)步增長(zhǎng)速度，最重要的就是從“十二五”開(kāi)始實(shí)施超常規(guī)的科技“跨越式發(fā)展”，并將“十一五”確定的“支撐發(fā)展”的科技戰(zhàn)略改為“支撐跨越”的科技發(fā)展新戰(zhàn)略。

（2）持續(xù)地、大幅度地增加科技投入?？萍家Ｒ?guī)發(fā)展，必須要有超常規(guī)的投入來(lái)加以支撐。加強(qiáng)研發(fā)投入，是提高科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率，推動(dòng)科技進(jìn)步和自主創(chuàng)新的重要支持手段。發(fā)達(dá)國(guó)家研發(fā)投入占GDP的比重一般都在2%以上，而從科技統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)來(lái)看，2008年國(guó)內(nèi)部分發(fā)達(dá)省份（直轄市），如北京、天津、上海、江蘇和廣東等，研發(fā)投入占GDP比重接近甚至超過(guò)了2%，而西藏自治區(qū)該指標(biāo)在2008年僅有0.26%，支持發(fā)展尚顯后勁乏力，更無(wú)法達(dá)到支撐跨越的要求。

［1］陳穎，李強(qiáng).索洛余值法測(cè)算科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率的局限與改進(jìn)［J］.科學(xué)學(xué)研究，2006，（24）：23-40.

［2］Denis C，McMorrow K.An analysis of EU and US productivity developments ［R］.European Comumities,2004,232-298.

［3］Effrey M Woodridge.Introductory Econometrics(Third Edition)［M］.China Renmin University Press,2007,286-377.

［4］龔三樂(lè).科技進(jìn)步貢獻(xiàn)率測(cè)算研究綜述［J］.懷化學(xué)院學(xué)報(bào)，2008，（11）：29-31.

［5］Robert M solow.Technical Change and the aggregate production function ［J］.Review of Economics and Statistics,1957,39（3）:312-320.

［6］郭慶旺，賈俊雪.中國(guó)全要素生產(chǎn)率的估計(jì):1979—2004［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2005，（5）：15－23.

［7］Raymond W Goldsmith.A perpetual Inventory of National Wealth［J］.Studies in Income and Wealth,1951，14（3）:5－74.

［8］王小魯，樊綱.中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的可持續(xù)性［M］.北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2000.

［9］賈雨文，李榮平，王國(guó)貞，宋艷濤.彈性系數(shù)調(diào)整和貢獻(xiàn)率算法的改進(jìn)［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，1997，（4）：21－24.

［10］李賓，曾志雄.中國(guó)全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的再測(cè)算：1978—2007［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)研究，2008，12（8）：37－42.

［11］曹吉云.我國(guó)總量生產(chǎn)函數(shù)與技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)率［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2007，11（8）：11－17.

［12］黃勇峰，任若恩，劉曉生.中國(guó)制造業(yè)資本存量永續(xù)存盤(pán)法估計(jì)［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2002，（3）： 21－29.

［13］張軍.對(duì)中國(guó)資本存量 K 的再估計(jì)［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2003，（7）：8－19.

［14］Schultz T W.Investment in human capital［J］.American Economic Review,1961,51（1）:1－17.

［15］Gerlach S，M Yiu.Estimating output gaps in Asia:a cross－country study ［J］.Journal of the Japanese and International Economies,2004，1（8）:115－136.

［16］李治國(guó)，唐國(guó)興.資本形成路徑與資本存量調(diào)整［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2003，（5）：33－41.

［17］Kydland F and E Prescott.Time to Build and Aggregate Fluctuations［J］.Ecomomentrica,1982，10（5）:1354－1370.

［18］World Bank.The East Asian Miracle:Economic Growth and Public Policy ［M］.New York:Oxford University press,1993.

［19］Musso A and T Westermann.Assessing potential output growth in the Euro area－a growth accounting perspective［A］.European Central Bank,Discussing Paper Series［C］,2005,22（3）.199－214.

［20］Scheibe J.The Chinese Output Gap During the Reform Period 1978—2002 ［R］.Oxford： Department of Economics Discussion Paper No.179,University of Oxford.

（責(zé)任編輯 劉傳忠）

The Calculation and Forecast of the Contribution Rate of Scientific and Technological Progress in Tibet

Zhu Fan1，2，Yu Chengqun1，Dong Guanpeng1，2
（1.Institute of Geographic Sciences and Natural Resources Research,Chinese Academy of Sciences,Beijing 100101，China;2.Graduate University of Chinese Academy of Sciences，Beijing 100039，China）

Based on the statistics from 1991 to 2008 in Tibet Statistical Year book and using the Cobb-Douglas production function growth calculation model,this paper firstly gets the capital-output and labor-output flexibility by means of ordinary least squares,potential analysis,adjustment method and empirical method.On this basis,the contribution rate of scientific and technological progress from 1990 to 2008 in Tibet is calculated through Solow residual value.The research indicates that the contribution rate of scientific and technological progress of Tibet is rising among fluctuation,reaches about 30.8%in 2008 and 40.7%in 2015.However the problem of independence on investment input still exists.Finally,this paper proposes some policy recommendations to raise the contribution rate of scientific and technological progress of Tibet.

the contribution rate of scientific and technological progress； Solow residual value； OLS； potential analysis； Tibet

F062.3

A

國(guó)家科技支撐計(jì)劃項(xiàng)目（2007BAD80B03）。

2010-06-03

朱帆（1985-），男，河北石家莊人，中國(guó)科學(xué)院地理科學(xué)與資源研究所碩士研究生；研究方向：區(qū)域可持續(xù)發(fā)展。