經(jīng)濟(jì)增長因素分析
——基于我國近二十年的實(shí)證數(shù)據(jù)

肖 雅 孫惠娟 梅 萌

(1.云南大學(xué)發(fā)展研究院 云南 昆明 650000；2.哈爾濱商業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 黑龍江 哈爾濱 150000)

經(jīng)濟(jì)增長因素分析
——基于我國近二十年的實(shí)證數(shù)據(jù)

肖 雅1孫惠娟2梅 萌1

(1.云南大學(xué)發(fā)展研究院 云南 昆明 650000；2.哈爾濱商業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 黑龍江 哈爾濱 150000)

索羅模型通過資本、勞動(dòng)和技術(shù)三種生產(chǎn)要素來研究一國的經(jīng)濟(jì)增長，在此基礎(chǔ)上，本文采用我國1995～2014年的相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)影響我國經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)因素進(jìn)行了實(shí)證分析。模型表明,制約我國經(jīng)濟(jì)增長的首要因素是國外投資，并且，勞動(dòng)和資本在現(xiàn)實(shí)中不能完全相互替換。最后，根據(jù)模型結(jié)果提出了相應(yīng)政策性建議。

經(jīng)濟(jì)發(fā)展；索羅模型；實(shí)證分析

一、經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)理論概述

經(jīng)濟(jì)增長是指社會(huì)財(cái)富的增長、生產(chǎn)或產(chǎn)出的增長。它表現(xiàn)為以貨幣衡量的總產(chǎn)值、國民生產(chǎn)總值或人均產(chǎn)量的增長。經(jīng)濟(jì)增長作為一個(gè)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)，衡量著一個(gè)國家在國際上的綜合實(shí)力和國際地位。對(duì)影響經(jīng)濟(jì)增長的因素做出量化分析，具有重要的理論意義和實(shí)踐意義。

20世紀(jì)40年代,哈羅德和多馬在凱恩斯的收入決定論基礎(chǔ)上，推演出了哈羅德-多馬模型:g=s/k(其中：s是儲(chǔ)蓄率，k是常數(shù)，g為資本-產(chǎn)出比率)。該模型認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長率由國民儲(chǔ)蓄率和國民資本產(chǎn)出比例決定。由模型可以看出，當(dāng)國民資本產(chǎn)出比例不變，儲(chǔ)蓄率越高，經(jīng)濟(jì)增長率越高；當(dāng)儲(chǔ)蓄率不變，國民資本產(chǎn)出比例越低，經(jīng)濟(jì)增長率越高。

二、我國經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析

(一)變量的選擇和數(shù)據(jù)收集

本文以索羅模型為理論基礎(chǔ)，通過查閱統(tǒng)計(jì)年鑒，選取1995 ～2014年我國的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，分析影響經(jīng)濟(jì)增長的因素。建立模型：

Y=AK1αK2γLβ

其中，A表示技術(shù)因素，考慮到數(shù)據(jù)的獲取，將其看成常數(shù)項(xiàng)，由于國際貿(mào)易的作用，本文將投資分為國內(nèi)投資和國外投資，分別用K1、K2表示。L為勞動(dòng),本文采用就業(yè)人口來衡量。Y為每年的GDP,用以衡量經(jīng)濟(jì)增長的情況。

(二)模型估計(jì)

對(duì)模型兩邊取對(duì)數(shù),得：

lnYt= lnA + αlnK1t+ γlnK2t+ βln Lt+ ut

用數(shù)據(jù)分析軟件對(duì)模型進(jìn)行最小二乘估計(jì),得：

Yt= -4.566 + 0.796K1t- 0.0557K2t+ 2.358Lt+uti

Se=(1.280)(0.047)(0.045)(0.360)

T=(-2.79)(17.238)(-1.059)(3.864)

1.經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

從模型估計(jì)中可以看出,國內(nèi)投資增加和就業(yè)人數(shù)增加,能拉動(dòng)GDP的增長,這與柯布—道格拉斯函數(shù)意義相符,即勞動(dòng)和資本是經(jīng)濟(jì)促進(jìn)增長的因素。但外國投資項(xiàng)的系數(shù)為負(fù),即國外投資對(duì)GDP產(chǎn)生負(fù)作用,這與經(jīng)濟(jì)理論不相符。

2.統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

(1)t 檢驗(yàn)。在α=0.05的水平下,t(α)和t(β)均大于2,通過檢驗(yàn)。說明國內(nèi)投資和就業(yè)人員對(duì)GDP的增長有顯著的影響。但t(γ)<2,說明國外投資對(duì)GDP的增長影響不顯著。

(2)F檢驗(yàn)。式中顯示F=497.1362,遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于α=0.05下的F的臨界值,因此,說明模型顯著。

3.計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)

(1)多重共線性檢驗(yàn)。上述統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)中,F檢驗(yàn)值較高,擬合優(yōu)度較好,但國外投資不顯著,這可能是由于模型中存在著多重共線性引起的。從相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出,相關(guān)系數(shù)均大于0.8。一般認(rèn)為，相關(guān)系數(shù)大于0.8時(shí),存在較嚴(yán)重的多重共線性,這種多重共線性會(huì)過度地影響最小二乘估計(jì)。因此,考慮刪除不顯著的因素國外投資K2,結(jié)果如下:

Yt= -3.635 + 0.67K1t+ 2.204Lt+ uti

Se=(0.916)(0.039)(0.288)

T=(-2.988)(17.106)(4.184)

上式中,各變量t 檢驗(yàn)均通過,可決系數(shù)為0.9899,擬合優(yōu)度較高,F檢驗(yàn)也通過,模型中已經(jīng)消除了多重共線性。

(2)異方差檢驗(yàn)。運(yùn)用White檢驗(yàn)來判斷上述模型是否存在異方差性。根據(jù)White檢驗(yàn)構(gòu)造輔助函數(shù)：

運(yùn)用Eviews作white檢驗(yàn),結(jié)果如下表所示:

White Heteroskedasticity Test:

F-statistic32.65Probability0.000001Obs*R-squared16.77Probability0.004963

Yt = -3.151 + 0.650K1t+ 1.420Lt+uti

Se=(0.8966)(0.0482)(0.2851)

T=(-3.414)(13.299)(4.629)

可以看出,運(yùn)用加權(quán)最小二乘法消除異方差后,參數(shù)t 均顯著,可決系數(shù)提高,F也顯著。

(三)模型結(jié)果

Y=0.27*K10.6578*L0.805

從經(jīng)濟(jì)理論上講,外資對(duì)拉動(dòng)一個(gè)國家或地區(qū)的GDP具有很大作用，但本文中外資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)為負(fù),主要由于我國外國投資相對(duì)國內(nèi)投資較少,把國內(nèi)和國外投資分離后,國外投資對(duì)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的作用不明顯,這從另一個(gè)角度說明我國應(yīng)該加大招商引資力度，利用國外投資拉動(dòng)本國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。一般而言，模型中的技術(shù)因素，即A值應(yīng)該大于1，也就是技術(shù)因素具有拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增的乘數(shù)效應(yīng)。本文中得到的技術(shù)因素小于1，主要是因?yàn)槲闹胁捎昧?8年來的技術(shù)因素的平均值，而把變動(dòng)的部分歸為隨即擾動(dòng)項(xiàng)。但目前的技術(shù)水平已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超越了平均水平，因此，如果用平均水平去衡量經(jīng)濟(jì)增長，勢必會(huì)削弱經(jīng)濟(jì)增長的勢頭。在索羅模型中,資本和勞動(dòng)的指數(shù)相加應(yīng)該等于1,本文的計(jì)算結(jié)果顯然已經(jīng)大于1，這主要是因?yàn)樵诂F(xiàn)實(shí)中，資本和勞動(dòng)不是完全替代的，如何優(yōu)化配置這兩種生產(chǎn)要素需要根據(jù)一國的經(jīng)濟(jì)實(shí)際發(fā)展?fàn)顩r做出調(diào)整。

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[2]charles I.Jones,舒元譯.經(jīng)濟(jì)增長導(dǎo)論[M].北京:北京大學(xué)出版社.2002

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肖雅(1994—)，女，漢族，安徽阜陽人，碩士，云南大學(xué)發(fā)展研究院，研究方向：資產(chǎn)評(píng)估；孫惠娟(1991—)，女，漢族，安徽安慶人，碩士，哈爾濱商業(yè)大學(xué)，研究方向：國際貿(mào)易學(xué)；梅萌(1991—)，女，漢族，貴州安順人，碩士，云南大學(xué)發(fā)展研究院，研究方向：資產(chǎn)評(píng)估。