澹臺冰艷

摘要：現(xiàn)代經(jīng)濟增長理論中，對經(jīng)濟增長因素的分析結(jié)果表明，技術(shù)進步已成為發(fā)達國家經(jīng)濟增長中的最重要因素，是推動經(jīng)濟增長的重要因素，是經(jīng)濟增長的核心動力源之一。而西安市，擁有豐富的科技教育資源和科技資源，其對經(jīng)濟增長驅(qū)動貢獻最大的仍然是資本要素。因此，本文基于西安經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀，運用計量模型，對西安市資本、勞動力和技術(shù)進步對經(jīng)濟增長貢獻率進行了比較。

關(guān)鍵詞：技術(shù)進步；科技貢獻率；協(xié)整關(guān)系檢驗

近年來，西安在經(jīng)濟增長速度方面高于全國平均水平，與此同時，西安也步入了中等收入城市行列，但改革以來的各種資源性紅利正在消失。尋求發(fā)展戰(zhàn)略新的驅(qū)動力就成為一個不可回避的問題。而現(xiàn)代經(jīng)濟增長理論中，對經(jīng)濟增長因素的分析結(jié)果表明，技術(shù)進步已成為發(fā)達國家經(jīng)濟增長中的最重要因素，是推動經(jīng)濟增長的重要因素，是經(jīng)濟增長的核心動力源之一i[1]。而西安市，擁有豐富的科技教育資源和科技資源，其對經(jīng)濟增長驅(qū)動貢獻最大的仍然是資本要素?；谖靼舶l(fā)展的迫切要求，本文采用實證分析方法和比較分析相結(jié)合的方法。通過實證分析，對西安當前的發(fā)展階段進行定位，在了解了西安經(jīng)濟發(fā)展方式和科技資源概況的基礎(chǔ)上，指出西安在經(jīng)濟發(fā)展中存在的問題，以期為西安政府在建設(shè)西安創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略時提供些參考。

西安擁有豐富的科技教育資源，近年來的經(jīng)濟發(fā)展處于全國中上游水平，這其中技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的貢獻度有多大，本文將通過查找西安市統(tǒng)計年鑒，用最新的西安經(jīng)濟發(fā)展運行數(shù)據(jù)；用計量模型實證研究方法，對模型中涉及到的變量進行協(xié)整關(guān)系檢驗，證實了變量間具有長期平穩(wěn)關(guān)系，引用擴展的索洛模型，對模型方程進行回歸分析，分別得到資本、勞動力和技術(shù)進步對西安經(jīng)濟增長的貢獻率。

一、技術(shù)進步貢獻率的測量

（一）數(shù)據(jù)來源

本文主要實證研究2002-2012年西安經(jīng)濟發(fā)展中勞動力、資本和技術(shù)對經(jīng)濟增長的貢獻率，因此涉及到的指標有經(jīng)濟總產(chǎn)出，用國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP；勞動力投入，目前國內(nèi)學者有用人力資本存量ii[2]、從業(yè)人員總數(shù)（魏峰，江永紅，2013）iii[3]、勞動人口和平均受教育年限（李曉斌，2007）iv[4]等各種指標來衡量勞動力投入，說法不一，本文選用從業(yè)人員數(shù)來反應(yīng)各年勞動力投入情況；資本投入量，是指某一時點上現(xiàn)有固定資本的總規(guī)模。本文選取各年固定資產(chǎn)投資總額來反應(yīng)該年度資本投入量。

（二）各要素貢獻率計算公式

依據(jù)西方學者的經(jīng)濟增長理論v[5]，結(jié)合我國經(jīng)濟增長的實踐，構(gòu)建了擴展的索羅模型，來測算資本、勞動力、技術(shù)進步對我市經(jīng)濟增長的貢獻率，假設(shè)技術(shù)進步是?？怂怪行缘?，α+β=1，則索羅增長速度方程如下：

產(chǎn)出增長率=技術(shù)進步率+α*勞動力增長率+β*資本投入增長率

方程兩邊同時除以產(chǎn)出增長率，即得勞動、資本投入和技術(shù)進步的貢獻率。也即：

1=技術(shù)進步貢獻率+（1-β）*勞動力貢獻率+β*資本投入貢獻率

其中，勞動力對經(jīng)濟增長貢獻率為：（1-β）ΔLL

/ΔYY；資本對經(jīng)濟增長貢獻率為：βΔKK/ΔYY；技術(shù)進步對經(jīng)濟增長貢獻率為：ΔAA/ΔYY。

（三）模型設(shè)計

索羅的增長速度方程是基于生產(chǎn)函數(shù)規(guī)模效益不變、生產(chǎn)者均衡和技術(shù)變化中性的假設(shè)條件下提出的，因此我們在α、β滿足方程式α+β=1的前提下，用最小二乘法回歸估計β的值。以C-D生產(chǎn)函數(shù)為基本模型對參數(shù)進行估計：

Y=AKαLβeE

式中，Y為西安各年度的GDP，A代表技術(shù)產(chǎn)出水平，K是國內(nèi)投資總額， L是西安市從業(yè)人口總額， e是自然對數(shù)，α、β是各自自變量的彈性系數(shù)，ε是隨機誤差項。因為β=1-α，所以對上式兩邊同時取對數(shù)得

ln YL= lnA + αlnKL+ε （**）

1數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗—ADF單位根檢驗

為了克服非平穩(wěn)序列直接回歸可能產(chǎn)生的“偽回歸”問題，建立時間序列之前必須檢驗時間序列的平穩(wěn)性，檢驗的標準方法就是單位根檢驗（Unit Root Test）。我們這里采用ADF單位根檢驗，檢驗時首先需選擇檢驗類型（帶常數(shù)項、帶常數(shù)項和趨勢以及兩者都不帶這三種類型）和合理的滯后階數(shù)。對于滯后階數(shù)，我們采用AIC準則，選擇AIC最小時的檢驗結(jié)果。

在選擇檢驗類型之前，可以先觀察要檢驗序列的曲線圖，觀察其是否從0開始變動或者是否有固定的變化趨勢，有利于檢驗類型的選擇。表1給出了時間序列l(wèi)nY/L和lnK/L進行ADF單位根檢驗的結(jié)果：

表1 變量的ADF單位根檢驗結(jié)果

變量檢驗類型（C，T，K）ADF值DW值5%臨界值

是否平穩(wěn)

LN（Y/L）（C，T，2）-1224372083302-419607否

△LN（Y/L）（C，T，2）-0105942665077-435348否

△2LN（Y/L）（C，T，1）-5059562710848

-435348是

LN（K/L）（C，T，3）20922022795078-435348

否

△LN（K/L）（C，T，1）-3641081906899

-41961否

△2LN（K/L）（C，0，1）-5001981483925

-34239是

由表1結(jié)果可知，在5%的置信水平下，變量LNY/L、LNK/L都是非平穩(wěn)的，而△2LN（Y/L）、△2LN（K/L）是平穩(wěn)的，也即LNY/L、LNK/L都是二階差分后平穩(wěn)，屬于二階單整I（2）序列。

2變量協(xié)整關(guān)系檢驗

非平穩(wěn)序列很可能出現(xiàn)偽回歸，所以在對模型進行回歸之前都要進行協(xié)整性檢驗，就是檢驗它們的回歸方程所描述的因果關(guān)系是否是偽回歸，檢驗變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

協(xié)整檢驗可以分為兩種：一種是基于回歸系數(shù)的Johansen協(xié)整檢驗方法，該檢驗方法利用特征根最大值統(tǒng)計量和跡統(tǒng)計量來判斷是否存在協(xié)整關(guān)系；另外一種是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗，通常適用于檢驗兩變量之間的協(xié)整關(guān)系，具有簡便直觀的優(yōu)點vi[6]。由于我們模型中只涉及了兩個回歸變量，所以采用第二種方法。

（1）用最小二乘法對原設(shè)定模型回歸，得出殘差序列；

（2）對序列進行檢驗，若為平穩(wěn)序列，則證明變量Y/L與K/L之間存在長期協(xié)整關(guān)系，否則不存在長期協(xié)整關(guān)系。這里我們依舊采用ADF單位根檢驗，檢驗結(jié)果證明殘差ε在滯后2階差分項后平穩(wěn)。

3誤差修正模型

由協(xié)整檢驗結(jié)果，我們得出變量Y/L與K/L之間在二階差分后存在長期協(xié)整關(guān)系。據(jù)此我們將原模型（**）修正為

ln YL（-2）= lnA + αlnKL（-2）+ε（-2）（***）

式中引入殘差項ε（-2）作為解釋變量，以便對序列的短期行為進行調(diào)整，使長期關(guān)系更穩(wěn)定vii[7]。用Eviews30對修正后的模型進行回歸分析，結(jié)果如下圖：

圖1 回歸分析結(jié)果

從回歸結(jié)果看到，F(xiàn)檢驗統(tǒng)計值2988007，明顯大于F檢驗臨界值，顯著性水平小于005；判定系數(shù)R2接近于1，說明可以衡量樣本回歸直線對樣本觀察值的擬合程度，即擬合優(yōu)度，R2越接近于1，擬合度越好。樣本中R2=0993351，修正后R2=0990027，說明該回歸直線對于樣本的擬合優(yōu)度是極高的，回歸效果很好，因此選用α=068，β=032。

4測量結(jié)果

將α、β及西安市2002-2012年的樣本數(shù)據(jù)代入各要素貢獻率計算公式，得出結(jié)果如下表：

表2 資本、勞動力、技術(shù)進步速度及貢獻率

年份GDP的變化率技術(shù)進步貢獻率資本投入貢獻率

勞動力投入貢獻率

200201089001030931500582

200301254（06359）1587000489

200401459（02403）1215400249

200501610001710953000299

200601082（04084）1364100443

200701646（01243）1061000633

200802392040610559000349

200901490（01869）1119800672

201001597（00745）1011300632

201101607079020135900739

201201304（07757）1683700920

二、結(jié)果分析

根據(jù)表2的回歸結(jié)果，資本、勞動力和技術(shù)進步三要素對西安市經(jīng)濟發(fā)展的貢獻度如圖2所示。從圖上看出，勞動力作用較低，圍繞著0057的均值上下波動，說明2002年以來，西安市的人口紅利已經(jīng)逐漸消退。

圖2 2002-2012西安市資本、勞動力、技術(shù)對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻度

而資本對經(jīng)濟的貢獻度，其遠遠高于勞動力、技術(shù)進步對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻，所以，西安市在2002-2012年十年間的經(jīng)濟發(fā)展主要靠資本驅(qū)動。主要得益于在“一五”時期和“二五”時期西安大規(guī)模的投資建設(shè)高潮，在“一五”和“二五”時期的前三年，西安建設(shè)的國家重點項目達17項，還有50多個大中型工業(yè)項目在建。并在此間建成了東郊的軍工程、紡織城、西郊的電工城、南郊的文教城、閻良的飛機城、北郊的文物保護區(qū)及明城墻呢的行政商業(yè)區(qū)。

值得注意的是，對于技術(shù)進步要素，在2004年之前，技術(shù)進步要素貢獻率很低，而2004年之后，技術(shù)進步要素波動較大，整體呈現(xiàn)向上增長的走勢，通過觀察數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，從2002—2012，西安市對科技R&D;投入從321134萬元逐年增長到2025288萬元，說明隨著科技投入的增加，技術(shù)對GDP的貢獻率逐年上升，且在2011年已超過一度領(lǐng)先的固定資產(chǎn)投資的貢獻度，這說明西安市的經(jīng)濟發(fā)展方式已經(jīng)開始了向科技驅(qū)動型經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的初期。結(jié)合兩圖來看， 2008和2011這兩年是GDP增長率最高的兩年，而技術(shù)進步貢獻率在這兩年貢獻率也較高，充分說明了科技對西安經(jīng)濟的重要性，把握好這一要素對西安發(fā)展至關(guān)重要。

三、結(jié)論

本文針對地區(qū)技術(shù)進步對經(jīng)濟增長貢獻率的定量測度，提供了一套完整系統(tǒng)的模型和方法，主要貢獻有：

（1）基于擴展的索羅模型來測度技術(shù)進步，而非目前學術(shù)界和政府常用的全要素生產(chǎn)率，從而更準確地計量了技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的貢獻；

（2）在對模型進行分析之前，首先對數(shù)據(jù)進行了平穩(wěn)性檢驗、變量做了協(xié)整關(guān)系檢驗，防止偽回歸的發(fā)生，最后采用二階差分后的變量模型進行回歸，結(jié)果更準確；

（3）通過計算西安市資本、勞動力和技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的貢獻率，其結(jié)果可為西安市政府制定相應(yīng)政策提供參考。

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