翁向紅

（華安財產(chǎn)保險股份有限公司，深圳518052）

黑龍江省林業(yè)投入對林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證研究

翁向紅

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基于柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，探討勞動力投入、資本投入對黑龍江省林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響，選取2000年至2011年數(shù)據(jù)，分析林業(yè)投入對黑龍江省林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響。結(jié)果表明，林業(yè)系統(tǒng)勞動力和資本的投入對林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響較為顯著的，黑龍江省林業(yè)要素的投入產(chǎn)出的轉(zhuǎn)化率較高。

林業(yè)投入；林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長；投入—產(chǎn)出模型

1 黑龍江省林業(yè)投入對林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響因素

分析林業(yè)投入對林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響因素，有助于林業(yè)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。劉靈芝等[1]通過對影響林業(yè)總產(chǎn)值的社會經(jīng)濟(jì)因素量化分析，認(rèn)為農(nóng)村居民人均年消費(fèi)、本年度營林完成投資、糧食播種面積、地區(qū)生產(chǎn)總值和糧食作物產(chǎn)量對林業(yè)總產(chǎn)值有影響顯著。魏遠(yuǎn)竹等[2]認(rèn)為森林資源和勞動力是我國林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的驅(qū)動力。因而，林業(yè)投入對林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響實(shí)質(zhì)是指林業(yè)生產(chǎn)要素配置對林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的影響。在黑龍江省，其生產(chǎn)要素投入有以下幾個特點(diǎn)：

①資本要素的特點(diǎn)，林業(yè)資本投入時間長、周轉(zhuǎn)慢，這是由林業(yè)生產(chǎn)的長周期性所決定的，林業(yè)資本投入還具有連續(xù)性投入和一次性收獲的特點(diǎn)，這是因?yàn)榱謽I(yè)特殊性，在林業(yè)生產(chǎn)的漫長過程中幾乎沒有直接收入，反而要連續(xù)不斷的追加資本投入。

②林業(yè)勞動力要素的特點(diǎn)，林業(yè)勞動力使用具有季節(jié)性，這是因?yàn)榱謽I(yè)生產(chǎn)過程是自然再生產(chǎn)過程和經(jīng)濟(jì)再生產(chǎn)過程相互交織的過程，自然力可以獨(dú)立起作用，這就決定了林業(yè)勞動力使用具有季節(jié)性。在林業(yè)再生產(chǎn)中，投入的各種生產(chǎn)要素是相互聯(lián)系、相互制約的。只有所有的生產(chǎn)要素按照科學(xué)的配置，科學(xué)的增加，才能夠使林業(yè)經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值有所增加，帶動林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。

2 模型選取

本文選取科布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)對林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行分析，這一生產(chǎn)函數(shù)是經(jīng)濟(jì)增長研究中經(jīng)常用到的分析“投入”和“產(chǎn)出”之間關(guān)系的函數(shù)。其基本模型為[3]：

其中，A代表現(xiàn)技術(shù)水平，K代表基本投入，L代表勞動力投入。

根據(jù)上述模型，現(xiàn)提出黑龍江省林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的計量模型如下：

其中，a0代表黑龍江省現(xiàn)林業(yè)技術(shù)水平，K代表黑龍江省林業(yè)資本投入，L代表黑龍江省勞動力投入。

3 數(shù)據(jù)來源與指標(biāo)選取

本文選取黑龍江?。ú缓笈d安嶺地區(qū)）林業(yè)總產(chǎn)值作為產(chǎn)出指標(biāo)Y；選取林業(yè)系統(tǒng)年末在崗工人數(shù)作為勞動力投入指標(biāo)L；由于資本投入涉及到方面較多，選取固定資產(chǎn)投資完成額和在崗職工年勞動報酬總額作為固定資產(chǎn)投入和流動資產(chǎn)投入的近似替代，兩項(xiàng)的加和作為資本投入指標(biāo)K。數(shù)據(jù)選取區(qū)間為2000—2011年。數(shù)據(jù)來源于《中國林業(yè)統(tǒng)計年鑒》。數(shù)據(jù)如表1所示。

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4 黑龍江省林業(yè)投入產(chǎn)出模型的結(jié)果與檢驗(yàn)

4.1 黑龍江省林業(yè)投入產(chǎn)出模型的結(jié)果

用最小二乘法估計參數(shù)要求所選擇的回歸模型對所有觀察值的殘差平方和達(dá)到最小。即因此，最小二乘法估計參數(shù)的原理就是選擇具有最小擬合總誤差的模型作為樣本回歸方程。用最小二乘法估計出的參數(shù)具有無偏性、有效性和一致性。

通過軟件E-views6.0，將模型結(jié)果估計，得到模型形式如下：

4.2 黑龍江省林業(yè)投入產(chǎn)出模型的檢驗(yàn)

由回歸結(jié)果可以看到，模型（1）的判定系數(shù)=0.951 487，的值越接近1，則表明模型對樣本數(shù)據(jù)的擬合優(yōu)度越高，而且它還定量的描述林業(yè)總產(chǎn)值的變化中可以用回歸模型來說明的部分，即黑龍江省林業(yè)總產(chǎn)值的變化中，有95.1487%可以用（1）式的模型來解釋。由于Prob(F-statist)=0.000 001，說明模型是顯著的，即三產(chǎn)業(yè)對林業(yè)生產(chǎn)總值的總影響是顯著的；再來看解釋變量的顯著性，每個變量的t檢驗(yàn)都能通過，說明林業(yè)資本投入和林業(yè)勞動力投入分別對林業(yè)生產(chǎn)總值的影響也是顯著的。

為了判斷模型是否存在異方差性，使用White檢驗(yàn)，White檢驗(yàn)是通過建立輔助回歸模型的方式來判斷異方差性，首先建立回歸模型并計算殘差的平方，再估計輔助回歸模型的參數(shù)，將殘差的平方關(guān)于所有解釋變量的一次項(xiàng)、二次項(xiàng)和交叉乘積項(xiàng)進(jìn)行回歸，然后計算輔助回歸模型的判定系數(shù)R2，在同方差的假設(shè)下，有nR2～χ2（q），最后對于給定的顯著水平a，若nR2＞χ2（q），則拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為ai中至少有一個顯著地不等于0，即模型存在異方差性。利用Eviews，結(jié)果如下：

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其中，F(xiàn)值為輔助回歸模型的F統(tǒng)計量值。取顯著水平a=0.05，由于nR2=3.502＜=11.07，說明模型不存在異方差性。

模型的Durbin-Watson stat=1.669 995，根據(jù)D-W檢驗(yàn)，查表得dL=0.821，dU=1.579，由于dU＜1.669 95＜4-dU，所以，模型不存在一階自相關(guān)性。

5 黑龍江省林業(yè)投入產(chǎn)出模型結(jié)果分析

①由于a0=Ln(A)，a0代表的是黑龍江省林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長中的技術(shù)水平變動和外生制度變動。a0越大，代表的黑龍江省在2000—2011年技術(shù)發(fā)展越快，或者是外生制度變化越大。林業(yè)技術(shù)進(jìn)步可以使林業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，從而推動林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長。a0估計值為33.152 6，即a0=33.152 6，由此可以看到黑龍江省林業(yè)要素的投入產(chǎn)出的轉(zhuǎn)化率較高，即技術(shù)水平發(fā)展較快，林業(yè)科技水平和管理經(jīng)營水平都有顯著發(fā)展。

②ln(L)代表的是黑龍江省林業(yè)系統(tǒng)勞動力的投入，則a1代表的是在其他因素保持不變的情況下，每增加1%的勞動力，林業(yè)經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值增加的百分比。模型ln(L)的參數(shù)估計結(jié)果為負(fù)，即a1=-2.257 4，說明在其他因素都保持不變的情況下，林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長的所需要的勞動力越來越少，由于科技進(jìn)步和機(jī)械化生產(chǎn)的引入，導(dǎo)致林業(yè)生產(chǎn)過程中對勞動力的需求越來越少。勞動力參數(shù)為負(fù)值還存在另外一種合理的解釋，即黑龍江林業(yè)生產(chǎn)中勞動力邊際效益的增長已經(jīng)小于邊際投入的增長。

③ln(Kt)代表的是黑龍江省林業(yè)資本的投入，而a2代表其他變量保持不變的情況下，資本投入每增加1%，黑龍江省林業(yè)經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值增加的百分比。模型對ln(Kt)的參數(shù)估計為0.789，即a2=0.789，說明在其他變量保持不變的情況下，資本投入每增加1%，林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長0.789%，說明資本投入對林業(yè)經(jīng)濟(jì)的影響還是較為顯著的。通過對資本投入的進(jìn)一步加大，能夠?qū)邶埥×謽I(yè)總產(chǎn)值有進(jìn)一步拉動作用。在資本投入中，特別是土地等固定資產(chǎn)投入，對林業(yè)總產(chǎn)值有很大影響。

[1]劉靈芝,劉欣,黃悅怡.社會經(jīng)濟(jì)因素對林業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響分析:以江西為例[J].世界林業(yè)研究,2011,24(6):72-75.

[2]魏遠(yuǎn)竹,朱永法.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與林業(yè)經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變[J].北京林業(yè)大學(xué)學(xué)報:社會科學(xué)版,2001,23(1):72-75.

[3]龍蓉蓉.勞動力就業(yè)、固定資產(chǎn)投入與中國工業(yè)增長:基于柯布一道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的判斷[J].經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊,2013,(8): 9-11.

［責(zé)任編輯：路實(shí)］

The confirmation research on the impact of forestry economical increase caused by the forest input in Heilongjiang Province

WENGXiang-hong
（Sinosafe General Insurance Co.,Ltd Shenzhen 518052,China）

The following article discussed about the impact on the Heilongjiang Province forest increase caused by the labor and capital input basing on the Cobb-Douglas production function,selecting the data from 2000 to 2011,to analyze the impact of forest economical increase of Heilongjiang Province.The research shows that the impact of forest economical increase caused by the forestry systematic labor and capital input is relatively remarkable and the in-out converting rate of the Heilongjiang Province forestry elements.

The forestryinput;The forestryeconomical increase;The in-out model

F326.27

A

1673-5919（2013）04-0058-03

2013-07-05

翁向紅（1971-），女，會計師，從事經(jīng)濟(jì)管理方面的研究工作。