評(píng)高級(jí)經(jīng)濟(jì)師論文中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力來(lái)源

　　這篇高級(jí)經(jīng)濟(jì)師論文發(fā)表了中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力來(lái)源，我國(guó)經(jīng)濟(jì)的告訴增長(zhǎng)為全面建設(shè)小康社會(huì)奠定了基礎(chǔ)，本文通過(guò)計(jì)量實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)就業(yè)增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在短期內(nèi)并不存在必然的一致性，主要表現(xiàn)在勞動(dòng)要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率低，相反在長(zhǎng)期均衡時(shí)間內(nèi)卻保持了一致性。

　　關(guān)鍵詞：高級(jí)經(jīng)濟(jì)師論文,中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng), 宏觀經(jīng)濟(jì)政策

　　0引言

　　改革開(kāi)放30多年來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)了舉世矚目的高速增長(zhǎng)，為全面建成小康社會(huì)和實(shí)現(xiàn)現(xiàn)代化奠定了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。研究表明，在引致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的各種生產(chǎn)要素中，一方面，資本投入的增加是拉動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最主要因素。從總體上看，對(duì)于一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而言，資本形成是引擎，資本的效率則是關(guān)鍵。改革開(kāi)放初期，和絕大多數(shù)發(fā)展中國(guó)家一樣，資本稀缺是中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與發(fā)展的最主要障礙，改革開(kāi)放政策不僅動(dòng)員了國(guó)內(nèi)儲(chǔ)蓄，激活了儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資的資本形成機(jī)制，提高了微觀層面的資本效率;而且通過(guò)廉價(jià)的土地供給和優(yōu)惠的稅收政策，吸引外國(guó)資本與國(guó)內(nèi)廉價(jià)的勞動(dòng)力資源相結(jié)合，促進(jìn)了外向型經(jīng)濟(jì)發(fā)展，提高了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度。可以說(shuō)，國(guó)內(nèi)資本的加速形成和國(guó)外資本的大規(guī)模流入，加上資本效率一定程度的提高，是30多年來(lái)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最大動(dòng)力。隨著改革開(kāi)放的進(jìn)一步深入，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與資本形成表現(xiàn)出非均衡性;另一方面，在短期內(nèi)，就業(yè)增長(zhǎng)與中國(guó)經(jīng)濟(jì)之間表現(xiàn)出非一致性，而這似乎背離了傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)理論帶給人們的一貫認(rèn)識(shí)：“就業(yè)增長(zhǎng)意味著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。”那么究竟就業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是何種關(guān)系?經(jīng)常保持在1：2的要素貢獻(xiàn)率，繼而提出政府不能把勞動(dòng)力要素的投入當(dāng)作是使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的充分條件，最后提出目前我國(guó)政府在宏觀經(jīng)濟(jì)政策上應(yīng)該實(shí)現(xiàn)從就業(yè)帶動(dòng)增長(zhǎng)到就業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)協(xié)調(diào)發(fā)展的轉(zhuǎn)變，來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的對(duì)策建議。因此，分析資本形成、就業(yè)人員人數(shù)與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，解釋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的資本因素和勞動(dòng)力因素，無(wú)論在理論上還是在實(shí)踐上都具有重要意義。

　　1文獻(xiàn)回顧

　　自20世紀(jì)90年代以來(lái)，已經(jīng)有一些研究對(duì)于生產(chǎn)兩要素與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行了考察。林毅夫(2001)以1981―2010年GDP增長(zhǎng)率、資本效率等統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，通過(guò)國(guó)民收入恒等式考察了資本形成和就業(yè)人口對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)程度。他通過(guò)深入探討資本形成和就業(yè)人數(shù)兩個(gè)變量的性質(zhì)，使用多種聯(lián)立方程估計(jì)方法，包括普通最小二乘法(OLS)、兩階段最小二乘法(2SLS)、三階段最小二乘法(3SLS)、似不相關(guān)估計(jì)(SUR)、有限信息普通最小二乘法(LIML)和完全信息普通最小二乘法(FIML)，以根據(jù)不同估計(jì)方法估計(jì)結(jié)果所提供的信息來(lái)判斷最佳的估計(jì)方法。根據(jù)林毅夫的估計(jì)結(jié)果，在上世紀(jì)90年代國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)兩要素的彈性數(shù)值大致在0.5左右。該彈性數(shù)值在上世紀(jì)80年代則相對(duì)較低，可能主要是因?yàn)閮梢卣紘?guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比例隨著時(shí)間的變化有增長(zhǎng)的趨勢(shì)。兩要素占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值比例的增加必然增加兩要素變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的程度。陳東平(2001)通過(guò)使用中國(guó)1980―1998年的國(guó)民收入、資本存量、勞動(dòng)力總數(shù)、進(jìn)出口總額等數(shù)據(jù)，用實(shí)證分析的方法探討了進(jìn)口、出口以及勞動(dòng)和資本對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，得出了進(jìn)口、出口以及勞動(dòng)和資本的邊際產(chǎn)出，通過(guò)實(shí)證分析得出資本形成對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于就業(yè)人數(shù)。

　　本文根據(jù)1981―2013年中國(guó)的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，通過(guò)使用協(xié)整模型對(duì)兩生產(chǎn)要素與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，分析中國(guó)進(jìn)出口與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是否存在協(xié)整關(guān)系，在存在協(xié)整關(guān)系的情況下，使用誤差修正模型來(lái)分析資本投入與勞動(dòng)投入對(duì)產(chǎn)出的長(zhǎng)、短期彈性，從而判別哪種生產(chǎn)要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的解釋能力更強(qiáng)。

　　2實(shí)證分析

　　本文分析所使用的樣本取自1981―2013年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于《國(guó)家統(tǒng)計(jì)局》。用從業(yè)人員(L/萬(wàn)人)、資本形成(K總額/億元)來(lái)反映生產(chǎn)要素的投入;使用宏觀經(jīng)濟(jì)總量指標(biāo)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP/億元)反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。我國(guó)GDP、從業(yè)人員、出口總額(EX)與資本形成如表1所示。

　　對(duì)因變量和自變量取對(duì)數(shù)，考察lnGDP，lnK，lnL即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、資本形成總額的增長(zhǎng)率，從業(yè)人員增長(zhǎng)率之間的協(xié)整關(guān)系，首先利用EViews軟件輸入樣本數(shù)據(jù)GDP、L和K，生成新序列l(wèi)nGDP、lnK和lnL，然后依次對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)：

　　表11981―2013年我國(guó)GDP、資本形成總額K

　　t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-1.423358 0.5576Test critical values：1% level-3.6701705% level-2.96397210% level-2.621007GDPt-1系數(shù)的τ值為-1.4234，這個(gè)值在絕對(duì)值上甚至遠(yuǎn)低于顯著性水平為10%的臨界值τ-26210，從而表明，即便考慮了誤差項(xiàng)中可能出現(xiàn)的自相關(guān)，lnGDP序列仍是非平穩(wěn)的。

　　其次，對(duì)lnGDP的二階段差分做單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。

　　表3單位根檢驗(yàn)結(jié)果

　　t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.269919 0.0002Test critical values：1% level-3.6793225% level-2.96776710% level-2.622989檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，可見(jiàn)d(lnGDP)是平穩(wěn)的，因此lnGDP是二階段單整的。 　　(2)對(duì)lnK進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，首先我們用lnK的兩個(gè)滯后差分對(duì)lnK序列估計(jì)，使用上述數(shù)據(jù)估計(jì)結(jié)果如下：

　　ΔlnKt=0.1376-0.0043lnKt-1+0.4633ΔlnKt-1

　　Eviews運(yùn)行結(jié)果如表4所示。

　　表4Eviews運(yùn)行結(jié)果

　　t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-0.442211 0.8895Test critical values：1% level-3.6616615% level-2.96041110% level-2.619160lnKt-1系數(shù)的τ值為-0.4422，這個(gè)值在絕對(duì)值上甚至遠(yuǎn)低于顯著性水平為10%的臨界值τ-26192，從而表明，即便考慮了誤差項(xiàng)中可能出現(xiàn)的自相關(guān)，lnK序列仍是非平穩(wěn)的。

　　其次，對(duì)lnK的二階段差分做單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5。

　　表5單位根檢驗(yàn)結(jié)果

　　t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.979837 0.0000Test critical values：1% level-3.6701705% level-2.96397210% level-2.621007檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示，可見(jiàn)d(lnK)是平穩(wěn)的，因此lnK是二階段單整的。

　　(3)對(duì)lnL進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，首先我們用lnL的兩個(gè)滯后差分對(duì)lnL序列估計(jì)，使用上述數(shù)據(jù)估計(jì)結(jié)果如下：

　　ΔlnLt=0.8054-0.0710lnLt-1

　　Eviews運(yùn)行結(jié)果見(jiàn)表6。

　　表6Eviews運(yùn)行結(jié)果

　　t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-3.053459 0.0406Test critical values：1% level-3.6537305% level-2.95711010% level-2.617434lnLt-1系數(shù)的值為-3.0535，這個(gè)值在絕對(duì)值上甚至遠(yuǎn)低于顯著性水平為1%的臨界值τ-3.6537，從而表明，即便考慮了誤差項(xiàng)中可能出現(xiàn)的自相關(guān)，lnL序列仍是非平穩(wěn)的。

　　其次，對(duì)lnL的二階段差分做單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表7。

　　表7單位根檢驗(yàn)結(jié)果

　　t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-6.409917 0.0000Test critical values：1% level-3.6793225% level-2.96776710% level-2.622989檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示，可見(jiàn)d(lnL)是平穩(wěn)的，因此lnL是二階段單整的。

　　(4)綜上可見(jiàn)，lnGDP與lnK、lnL都是二階單整的，可能存在協(xié)整關(guān)系，做lnGDP關(guān)于lnK、lnL的OLS回歸，消除自相關(guān)性后得回歸結(jié)果如表8所示。

　　表8消除自相關(guān)性后得回歸結(jié)果

　　CoefficientStd.Errort-StatisticProb. LNK0.5977950.0758227.8841530.0000LNL0.5430350.1334764.0683970.0004AR(1)1.1272080.1938525.8147800.0000AR(2)-0.1566530.192565-0.8135060.4230根據(jù)輸出結(jié)果，可得lnGDP與lnK、lnL的長(zhǎng)期平均均衡表達(dá)式：

　　lnGDPt=0.5978lnKt+0.5430lnLt

　　(7.8842)(4.0684)

　　從表8回歸結(jié)果看，回歸系數(shù)全部通過(guò)t檢驗(yàn)，不存在自相關(guān)。

　　(5)根據(jù)表8的回歸結(jié)果計(jì)算殘差序列e，對(duì)其進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，得表9殘差序列檢驗(yàn)結(jié)果。

　　表9殘差序列檢驗(yàn)結(jié)果

　　t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.451514 0.0001Test critical values：1% level-3.6701705% level-2.96397210% level-2.621007從回歸結(jié)果可知?dú)埐铐?xiàng)是平穩(wěn)的。因此，可得出lnGDP與lnK、lnL存在協(xié)整關(guān)系。基于上述協(xié)整分析我們可以認(rèn)為中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與對(duì)兩生產(chǎn)要素之間存在著長(zhǎng)期的因果關(guān)系，根據(jù)格蘭杰表述定理：若兩種變量(Xt和Yt)是協(xié)整的并且每個(gè)都是非平穩(wěn)的時(shí)間序列，那么，要么Xt一定是Yt格蘭杰原因，要么Yt一定是Xt的格蘭杰原因。在本文中，至少能說(shuō)明兩種生產(chǎn)要素的投入是我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)在動(dòng)力所在。表2-表8回歸結(jié)果也表明，本期從業(yè)人員每增長(zhǎng)1%時(shí)，我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值將平均增長(zhǎng)0.543%;資本形成總額每增長(zhǎng)1%時(shí)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值將平均增長(zhǎng)0.598%。

　　(6)接下來(lái)分析短期兩要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，利用EViews軟件建立lnGDP關(guān)于lnK、lnL的誤差修正模型ECM。以滯后一期殘差項(xiàng)作為誤差修正項(xiàng)，可建立如表10所示的誤差修正模型。

　　表10誤差修正模型

　　R2=0.6920d=1.7727F=17.2895

　　模擬擬合優(yōu)度較高，方程通過(guò)F檢驗(yàn)、DW檢驗(yàn)，各回歸系數(shù)符合經(jīng)濟(jì)意義，其中，d(lnK)、d(lnGDP(-1))在1%水平上顯著，d(lnL)、RESID(-1)不顯著，其中變量的符號(hào)與長(zhǎng)期均衡關(guān)系的符號(hào)一致。結(jié)果表明，本期lnK、lnL和上一期lnGDP在短期內(nèi)每增長(zhǎng)1%，GDP將依次增長(zhǎng)0.0493%、0.3716%和04986%。誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制，它表明lnGDP與長(zhǎng)期均衡值得偏差中的27.21%被修正。此ECM模型反映了lnGDP受lnK、lnL影響的短期波動(dòng)規(guī)律。根據(jù)估計(jì)結(jié)果可知，資本投入與勞動(dòng)投入對(duì)產(chǎn)出的長(zhǎng)期彈性分別為0.598和0.543，短期彈性分別為0.372和0.050。 　　3結(jié)論

　　中國(guó)的資本形成總額、就業(yè)人數(shù)兩生產(chǎn)要素的增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是協(xié)整的，即兩生產(chǎn)要素與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值是存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，這種長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系下的資本要素彈性和勞動(dòng)力要素彈性保持了一致的協(xié)調(diào)性，幾乎相差無(wú)幾，并且各自都以較近似的貢獻(xiàn)率反饋到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)機(jī)制中，成為兩種最重要的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的要素，也就是說(shuō)，這兩種生產(chǎn)要素在長(zhǎng)時(shí)間范圍內(nèi)是我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的內(nèi)在動(dòng)力所在，這就要求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與資本要素、勞動(dòng)力要素相協(xié)調(diào)發(fā)展，保持固定的投入-產(chǎn)出比率，避免資本生產(chǎn)過(guò)剩與勞動(dòng)力供給過(guò)剩帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)危機(jī)的同時(shí)，充分發(fā)揮兩種生產(chǎn)要素彈性的最大化。目前我國(guó)政府在宏觀經(jīng)濟(jì)政策上應(yīng)該實(shí)現(xiàn)從就業(yè)帶動(dòng)增長(zhǎng)到就業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)協(xié)調(diào)發(fā)展的轉(zhuǎn)變;而從誤差修正模型(ECM)來(lái)看，在短期，資本形成總額對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的解釋能力要大于從業(yè)人員對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的解釋能力，反映了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受資本形成總額增長(zhǎng)、從業(yè)人數(shù)增長(zhǎng)影響的短期波動(dòng)規(guī)律。并且此模型上的從業(yè)人數(shù)增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的解釋在統(tǒng)計(jì)上是不顯著的，相反，資本形成總額對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)解釋能力在統(tǒng)計(jì)上是顯著的，這使得兩生產(chǎn)要素彈性差別很大，顯然，資本要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起最主要的作用。這對(duì)中國(guó)目前制定宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)政策具有指導(dǎo)性的意義，中國(guó)自改革開(kāi)放以來(lái)都是處于資本非良性循環(huán)的狀態(tài)，造成資本利用效率低下，此外，中國(guó)的短期結(jié)構(gòu)性失業(yè)矛盾還是十分普遍的，這便使企業(yè)不能獲得更多的剩余價(jià)值，生產(chǎn)游離的那部分資產(chǎn)也減少了，抑制了企業(yè)的下一輪資本最大化供給和消費(fèi)者的最大化消費(fèi)需求，社會(huì)福利不能得到健全，從而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率就大打折扣了。鑒于此，我國(guó)企業(yè)應(yīng)該保證資本在一、三階段快速周轉(zhuǎn)的同時(shí)，保證第二階段的生產(chǎn)資本的技術(shù)創(chuàng)新，如固定資本的技術(shù)革新，存貨資本的零庫(kù)存管理，從整體上保持資本效率;政府也要充分了解勞動(dòng)力供給缺口，做到人力資源效用最大化，充分刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

　　總之，本文對(duì)資本、勞動(dòng)兩種要素與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的數(shù)據(jù)進(jìn)行的協(xié)整分析表明，無(wú)論在長(zhǎng)期還是在短期，兩種生產(chǎn)要素在中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中都充分發(fā)揮了“發(fā)動(dòng)機(jī)”效應(yīng)，這也是古典經(jīng)濟(jì)學(xué)和現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)對(duì)于要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)問(wèn)題基本上達(dá)成的共識(shí)。