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    基于制度因素的新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型及實(shí)證分析

    2017-05-17 12:32:40沈蕾
    商業(yè)經(jīng)濟(jì)研究 2017年9期
    關(guān)鍵詞:經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響因素

    沈蕾

    內(nèi)容摘要:制度變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用已是共識(shí)。目前,尚未有包含制度因素的新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型及實(shí)證分析的研究,本文建立C-D生產(chǎn)函數(shù),利用嶺回歸對(duì)新疆1990-2014年物質(zhì)資本、勞動(dòng)力、人力資本、制度等因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性和貢獻(xiàn)率進(jìn)行了測(cè)量,并提出了相應(yīng)的政策建議。

    關(guān)鍵詞:經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 影響因素 嶺回歸

    引言

    大量國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究了制度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系,庫(kù)茲涅茨認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)離不開技術(shù)和制度兩種生產(chǎn)要素,二者對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響都很顯著,但是制度具有技術(shù)所沒有的激勵(lì)經(jīng)濟(jì)主體的作用。以諾斯為代表的新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)家通過對(duì)大量現(xiàn)實(shí)問題的研究,依托經(jīng)典的計(jì)量模型,提出制度是推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新和社會(huì)進(jìn)步的主要因素。此外,Acemolu et al.(2002)、Khan&Sokoloff(2004)、Klein(2005)、Doucouliagos&Ulubasoglu(2004)、 Justesen(2008)、Law &Bany(2008)、Lee and Kim(2009)、Siong et al.(2013) 和Ryan et al.(2014)、孫斌棟、王穎(2007)、譚永生(2007)、楊有才(2008、2009、2010)、雷韻、謝里、羅能生(2012)、王軍、鄒廣平、石先進(jìn)(2013)等學(xué)者采用不同的方法從理論和實(shí)證分析方面入手,分析制度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)理、貢獻(xiàn)率等。

    由于對(duì)制度的度量方法、采用的計(jì)量模型以及研究的時(shí)期不同,不同學(xué)者的計(jì)量分析結(jié)果有較大出入,但是制度變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用卻是共識(shí)。目前,尚未有包含制度因素的新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型及實(shí)證分析的研究,本文將各要素引入C-D生產(chǎn)函數(shù),豐富和發(fā)展了新疆有關(guān)研究的內(nèi)容和視角,力求找到作用于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)鍵要素。

    主體模型選擇

    經(jīng)濟(jì)變量的選取與數(shù)據(jù)處理

    (一)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(Y)的度量

    評(píng)價(jià)一個(gè)國(guó)家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)有不少,本文采用地區(qū)生產(chǎn)總值作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo),數(shù)據(jù)來(lái)源于《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》(1991-2015年),并以1990年為基期進(jìn)行平減。

    (二)勞動(dòng)力(L)的度量

    勞動(dòng)力用歷年年末新疆就業(yè)人數(shù)來(lái)衡量,數(shù)據(jù)來(lái)源于《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》(1991-2015年)。

    (三)人力資本(H)的度量

    人力資本存量的計(jì)算方法較多,此處采用平均受教育年限法計(jì)算得到。計(jì)算時(shí)以6歲及以上人口作為統(tǒng)計(jì)口徑,將居民受教育程度劃分為文盲或半文盲、小學(xué)、初中、高中、大專及以上5個(gè)等級(jí),5個(gè)等級(jí)教育程度的受教育年限依次設(shè)定為 2 年、6 年、9 年、12 年和 16 年。計(jì)算公式如下:人力資本存量=平均受教育年限×就業(yè)人數(shù),平均受教育年限=(文盲、半文盲人數(shù)×2+小學(xué)人數(shù)×6+初中人數(shù)×9+高中及中專人數(shù)×12+大專以上人口數(shù)×16)/地區(qū)六歲以上人口數(shù)。數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(1991-2015年)。

    (四)物質(zhì)資本存量(K)的度量

    本文采用永續(xù)盤存法計(jì)算得到物質(zhì)資本存量,即某一期的物質(zhì)資本存量是由上一期的物質(zhì)資本存量減去當(dāng)期的折舊,加上當(dāng)期的固定資本投資。固定資本投資采用國(guó)際通用的當(dāng)年固定資本形成總額,數(shù)據(jù)可以從歷年新疆統(tǒng)計(jì)年鑒獲得,但是需要折算成不變價(jià)格表示的實(shí)際值,本文數(shù)據(jù)根據(jù)單豪杰以1952年為基期計(jì)算出的1952-2006年新疆相關(guān)數(shù)據(jù)得到,2007-2014年的數(shù)據(jù)根據(jù)單豪杰的方法計(jì)算補(bǔ)齊。

    (五)制度因素(M)的度量

    本文借鑒金玉國(guó)(2001)、王文博(2002)的方法,從產(chǎn)權(quán)制度變遷、市場(chǎng)化程度提高、城市化水平和對(duì)外開放擴(kuò)大四個(gè)方面來(lái)度量制度因素。一是產(chǎn)權(quán)制度多元化。本文選取經(jīng)濟(jì)成分的非國(guó)有化率FGYH來(lái)度量,即工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值中非國(guó)有企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值所占的比重。二是市場(chǎng)化程度。參照靳濤等學(xué)者的做法直接省略經(jīng)濟(jì)參數(shù)市場(chǎng)化指標(biāo),僅僅考慮要素市場(chǎng)化指數(shù),用公式表示為SCH=0.8×(利用外資+自籌投資+其他投資)/總投資。三是城市化水平。本文采取城市化率CSH來(lái)考量,即總?cè)丝谥蟹寝r(nóng)人口所占的比重。四是對(duì)外開放水平。本文對(duì)外開放水平的替代標(biāo)量(DWKF)主要從對(duì)外投資和對(duì)外貿(mào)易的角度來(lái)度量,用公式表示為:DWKF=年度進(jìn)出口總額/GDP×0.5+年度利用外資總額/GDP×0.5。在構(gòu)建了制度的指標(biāo)體系之后,需要對(duì)總指標(biāo)進(jìn)行合成,本文采取熵權(quán)法將制度因素合成為單一指標(biāo)。上述變量的統(tǒng)計(jì)性描述如表1所示。

    模型的建立與初步分析

    (一)多重共線性檢驗(yàn)

    由F=3669.31,p值<0.0001, R2=0.9986,判斷回歸是顯著的。參數(shù)估計(jì)的t檢驗(yàn)除了lnK和lnM的p值小于0.05顯著外,其余參數(shù)的p值均大于0.05,不顯著。因此,需要進(jìn)一步對(duì)模型進(jìn)行多重共線性診斷,由嶺跡圖可以看出lnK、lnL、lnH、lnM之間存在著嚴(yán)重的多重共線性。本文采用專門處理共線性的嶺回歸法來(lái)消除多重共線性。

    (二)嶺回歸

    嶺回歸屬于有偏估計(jì),當(dāng)K=0時(shí),嶺回歸就是最小二乘法。嶺回歸主要以損失少部分信息和精度為代價(jià),來(lái)尋找一個(gè)有偏的估計(jì)量。這個(gè)估計(jì)量雖說(shuō)有偏差,但是精度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于無(wú)偏估計(jì)量,回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差小于最小二乘估計(jì),獲得的回歸方程更符合實(shí)際情況。

    (三)模型參數(shù)估計(jì)和結(jié)果分析

    本文在分析過程中,分別將物質(zhì)資本存量、勞動(dòng)力、人力資本存量和制度因素等生產(chǎn)要素逐步引入模型,檢驗(yàn)不同生產(chǎn)要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響和作用機(jī)制,本文將分別使用以下三個(gè)模型:

    其中:Y代表產(chǎn)出,K代表資本投入量,L表示就業(yè)人數(shù),H代表人力資本存量,M代表制度因素,t表示不同時(shí)期,α、β、γ、θ分別表示物質(zhì)資本、勞動(dòng)力、人力資本和制度因素的彈性系數(shù)。

    模型一參數(shù)的估計(jì)及顯著性檢驗(yàn)。假定物質(zhì)資本存量和勞動(dòng)力對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向的推動(dòng)作用。

    由F=6307.18,p值<0.0001,R2=0.9983,得知回歸是顯著的。參數(shù)的t檢驗(yàn)除了常數(shù)項(xiàng)的p值大于0.05不顯著外,其它參數(shù)均顯著。但由嶺跡圖可以看出lnK和lnL是共線的。由輸出的數(shù)據(jù)集可知,取k=0.03時(shí)方差膨脹因子均小于5。

    分析結(jié)果顯示:1990-2014年期間,新疆勞動(dòng)力每增加1%,能夠拉動(dòng)GDP上升0.84%;物質(zhì)資本投入每增加1%,GDP能上升0.59%。勞動(dòng)力對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)超過了物質(zhì)資本存量,因此新疆物質(zhì)資本的利用效率有待提高。

    模型二參數(shù)的估計(jì)及顯著性檢驗(yàn)。假定物質(zhì)資本存量、勞動(dòng)力和人力資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向的推動(dòng)作用。

    即物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性為0.4706,勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性為0.2571,人力資本存量的產(chǎn)出彈性為0.787。

    分析結(jié)果顯示:1990-2014年期間,新疆勞動(dòng)力每增加1%,能夠拉動(dòng)GDP上升0.26%;物質(zhì)資本每增加1%,GDP能上升0.47%;人力資本存量每增加1%,拉動(dòng)GDP上升0.79%。加入人力資本存量因素后,勞動(dòng)力對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用下降,物質(zhì)資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用超過了勞動(dòng)力,可見人力資本具有外溢效應(yīng),它一方面作為生產(chǎn)要素能夠提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率,另一方面能夠提高其他生產(chǎn)要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。

    模型三參數(shù)的估計(jì)及顯著性檢驗(yàn)。假定物質(zhì)資本存量、勞動(dòng)力、人力資本存量和制度因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向的推動(dòng)作用。

    最小二乘回歸方程為:

    即物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性為0.275,勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性為0.7051,人力資本存量的產(chǎn)出彈性為0.634,制度因素的產(chǎn)出彈性為0.7219。

    分析結(jié)果顯示:1990-2014年期間,新疆勞動(dòng)力每增加1%,能夠拉動(dòng)GDP上升0.71%;物質(zhì)資本每增加1%,GDP能上升0.28%;人力資本存量每增加1%,拉動(dòng)GDP上升0.63%;制度因素每增加1%,能夠拉動(dòng)GDP增長(zhǎng)0.72%??梢?,加入制度因素后,物質(zhì)資本的彈性進(jìn)一步下降,低于人力資本和勞動(dòng)力的彈性,勞動(dòng)力數(shù)量和質(zhì)量的優(yōu)勢(shì)凸顯。勞動(dòng)力的彈性上升,而人力資本的彈性反而有所下降,說(shuō)明在模型二中人力資本彈性的一部分來(lái)自制度,只是沒有計(jì)量出來(lái)。

    式中,Rc,i、Ri、Ei、RG分別表示要素的貢獻(xiàn)率、要素增長(zhǎng)率、要素產(chǎn)出彈性和產(chǎn)出增長(zhǎng)率。1、2、3、4分別代表物質(zhì)資本、勞動(dòng)力、人力資本和制度因素。經(jīng)過測(cè)算,新疆要素投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率如表2所示。

    結(jié)論與對(duì)策

    上述嶺回歸的結(jié)果證實(shí)了假設(shè),1990-2014年各變量對(duì)新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向推動(dòng)作用。在諸要素中,物質(zhì)資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)最大,其次是人力資本和勞動(dòng)力,再次是制度因素,全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)很小。因此新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力源泉仍然是物質(zhì)資本以及勞動(dòng)力的數(shù)量和質(zhì)量,仍然屬于“粗放型”經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式。

    在只考慮物質(zhì)資本和勞動(dòng)力時(shí),二者邊際產(chǎn)出彈性之和大于1,表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)處于規(guī)模報(bào)酬遞增階段。新疆物質(zhì)資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率高達(dá)82.17%,勞動(dòng)力的貢獻(xiàn)率高達(dá)20.97%,全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)率為-3.14%,物質(zhì)資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)遠(yuǎn)大于勞動(dòng)力,但是技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用不明顯。

    在引入人力資本存量后,物質(zhì)資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率下降了16.18%,勞動(dòng)力的貢獻(xiàn)率下降到6.47%,人力資本的貢獻(xiàn)率為29.49%,全要素的生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)率為-1.94%,人力資本的貢獻(xiàn)率超過了勞動(dòng)力,隨著人力資本的引入,技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響有所提高。

    在引入制度因素后,勞動(dòng)力、全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率顯著提高,說(shuō)明制度因素也具有溢出效應(yīng),本身能夠提高生產(chǎn)效率的同時(shí),還可以促進(jìn)其它生產(chǎn)要素的生產(chǎn)效率,但是人力資本的溢出效應(yīng)比制度因素要大。

    因此,新疆要實(shí)現(xiàn)持續(xù)、穩(wěn)定和健康發(fā)展,需要進(jìn)一步優(yōu)化制度環(huán)境,可以通過加大對(duì)教育投資制度,戶籍制度、人事制度以及社會(huì)保障制度的改革,創(chuàng)新人力資本收益分配制度等,優(yōu)化人力資本制度,促進(jìn)人力資本存量、結(jié)構(gòu)的提高與優(yōu)化;要進(jìn)一步出臺(tái)有效的科技人力資本政策和措施,深化校企合作,發(fā)展職業(yè)教育集團(tuán)化辦學(xué),進(jìn)一步改善科技人力資本的工作生活條件和待遇,營(yíng)造良好的人才環(huán)境和財(cái)政稅收、金融環(huán)境,吸引國(guó)內(nèi)外的科技人力資本和物質(zhì)資本向新疆流動(dòng),向新疆的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)流動(dòng);要構(gòu)建產(chǎn)、學(xué)、研相結(jié)合的科技創(chuàng)新體系,推動(dòng)科技成果的轉(zhuǎn)化,建立和加強(qiáng)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)信息平臺(tái),監(jiān)測(cè)科技人力資本和產(chǎn)業(yè)變化情況,使生產(chǎn)要素投入與產(chǎn)業(yè)發(fā)展相適應(yīng),并通過制度創(chuàng)新、科技支撐、產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級(jí),充分發(fā)揮物質(zhì)資本、人力資本的積極作用。

    參考文獻(xiàn):

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