西安市科技進步對經濟增長貢獻率研究

澹臺冰艷

摘要：現代經濟增長理論中，對經濟增長因素的分析結果表明，技術進步已成為發達國家經濟增長中的最重要因素，是推動經濟增長的重要因素，是經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，其對經濟增長驅動貢獻最大的仍然是資本要素。因此，本文基于西安經濟發展現狀，運用計量模型，對西安市資本、勞動力和技術進步對經濟增長貢獻率進行了比較。

關鍵詞：技術進步；科技貢獻率；協整關系檢驗

近年來，西安在經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。尋求發展戰略新的驅動力就成為一個不可回避的問題。而現代經濟增長理論中，對經濟增長因素的分析結果表明，技術進步已成為發達國家經濟增長中的最重要因素，是推動經濟增長的重要因素，是經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，其對經濟增長驅動貢獻最大的仍然是資本要素?；谖靼舶l展的迫切要求，本文采用實證分析方法和比較分析相結合的方法。通過實證分析，對西安當前的發展階段進行定位，在了解了西安經濟發展方式和科技資源概況的基礎上，指出西安在經濟發展中存在的問題，以期為西安政府在建設西安創新驅動發展戰略時提供些參考。

西安擁有豐富的科技教育資源，近年來的經濟發展處于全國中上游水平，這其中技術進步對經濟增長的貢獻度有多大，本文將通過查找西安市統計年鑒，用最新的西安經濟發展運行數據；用計量模型實證研究方法，對模型中涉及到的變量進行協整關系檢驗，證實了變量間具有長期平穩關系，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、勞動力和技術進步對西安經濟增長的貢獻率。

一、技術進步貢獻率的測量

（一）數據來源

本文主要實證研究2002-2012年西安經濟發展中勞動力、資本和技術對經濟增長的貢獻率，因此涉及到的指標有經濟總產出，用國內生產總值GDP；勞動力投入，目前國內學者有用人力資本存量ii[2]、從業人員總數（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，本文選用從業人員數來反應各年勞動力投入情況；資本投入量，是指某一時點上現有固定資本的總規模。本文選取各年固定資產投資總額來反應該年度資本投入量。

（二）各要素貢獻率計算公式

依據西方學者的經濟增長理論v[5]，結合我國經濟增長的實踐，構建了擴展的索羅模型，來測算資本、勞動力、技術進步對我市經濟增長的貢獻率，假設技術進步是?？怂怪行缘模?β=1，則索羅增長速度方程如下：

產出增長率=技術進步率+α*勞動力增長率+β*資本投入增長率

方程兩邊同時除以產出增長率，即得勞動、資本投入和技術進步的貢獻率。也即：

1=技術進步貢獻率+（1-β）*勞動力貢獻率+β*資本投入貢獻率

其中，勞動力對經濟增長貢獻率為：（1-β）ΔLL

/ΔYY；資本對經濟增長貢獻率為：βΔKK/ΔYY；技術進步對經濟增長貢獻率為：ΔAA/ΔYY。

（三）模型設計

索羅的增長速度方程是基于生產函數規模效益不變、生產者均衡和技術變化中性的假設條件下提出的，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生產函數為基本模型對參數進行估計：

Y=AKαLβeE

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

ln YL= lnA + αlnKL+ε （**）

1數據平穩性檢驗—ADF單位根檢驗

為了克服非平穩序列直接回歸可能產生的“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（帶常數項、帶常數項和趨勢以及兩者都不帶這三種類型）和合理的滯后階數。對于滯后階數，我們采用AIC準則，選擇AIC最小時的檢驗結果。

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lnY/L和lnK/L進行ADF單位根檢驗的結果：

表1 變量的ADF單位根檢驗結果

變量檢驗類型（C，T，K）ADF值DW值5%臨界值

是否平穩

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

2變量協整關系檢驗

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

協整檢驗可以分為兩種：一種是基于回歸系數的Johansen協整檢驗方法，該檢驗方法利用特征根最大值統計量和跡統計量來判斷是否存在協整關系；另外一種是基于回歸殘差的協整檢驗，通常適用于檢驗兩變量之間的協整關系，具有簡便直觀的優點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定模型回歸，得出殘差序列；

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

3誤差修正模型

由協整檢驗結果，我們得出變量Y/L與K/L之間在二階差分后存在長期協整關系。據此我們將原模型（**）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整，使長期關系更穩定vii[7]。用Eviews30對修正后的模型進行回歸分析，結果如下圖：

圖1 回歸分析結果

從回歸結果看到，F檢驗統計值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度是極高的，回歸效果很好，因此選用α=068，β=032。

4測量結果

將α、β及西安市2002-2012年的樣本數據代入各要素貢獻率計算公式，得出結果如下表：

表2 資本、勞動力、技術進步速度及貢獻率

年份GDP的變化率技術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、結果分析

根據表2的回歸結果，資本、勞動力和技術進步三要素對西安市經濟發展的貢獻度如圖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逐漸消退。

圖2 2002-2012西安市資本、勞動力、技術對經濟發展的貢獻度

而資本對經濟的貢獻度，其遠遠高于勞動力、技術進步對經濟發展的貢獻，所以，西安市在2002-2012年十年間的經濟發展主要靠資本驅動。主要得益于在“一五”時期和“二五”時期西安大規模的投資建設高潮，在“一五”和“二五”時期的前三年，西安建設的國家重點項目達17項，還有50多個大中型工業項目在建。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、北郊的文物保護區及明城墻呢的行政商業區。

值得注意的是，對于技術進步要素，在2004年之前，技術進步要素貢獻率很低，而2004年之后，技術進步要素波動較大，整體呈現向上增長的走勢，通過觀察數據可以發現，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，技術對GDP的貢獻率逐年上升，且在2011年已超過一度領先的固定資產投資的貢獻度，這說明西安市的經濟發展方式已經開始了向科技驅動型經濟發展方式轉變的初期。結合兩圖來看， 2008和2011這兩年是GDP增長率最高的兩年，而技術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濟的重要性，把握好這一要素對西安發展至關重要。

三、結論

本文針對地區技術進步對經濟增長貢獻率的定量測度，提供了一套完整系統的模型和方法，主要貢獻有：

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

（2）在對模型進行分析之前，首先對數據進行了平穩性檢驗、變量做了協整關系檢驗，防止偽回歸的發生，最后采用二階差分后的變量模型進行回歸，結果更準確；

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

參考文獻：

[1] 尹宗成，江激宇，李冬嵬技術進步水平與經濟增長[J]科學學研究，2009，10：1480-1485

[2] 〗李剛，李紅，王漢斌資源型經濟地區科技進步貢獻率測量適用模型研究[J]工業技術經濟，2010，01：113-116

[3] 〗魏峰，江永紅勞動力素質、全要素生產率與地區經濟增長——基于安徽省17個地級市的研究[J]人口與經濟，2013，04：30-38

[4] 〗李曉斌人力資本對河南經濟增長貢獻度的實證分析[J]河南財政稅務高等?？茖W校學報，2007，05：55-57

[5] 〗潘士遠，史晉川 內生經濟增長理論：一個文獻綜述[J]經濟學（季刊），2002，03：753-786

[6] 〗楊志江，羅掌華 我國科技經費投入與經濟增長的協整分析[J]科學管理研究，2010，04：98-101

[7] 〗王勁松 開放條件下內生經濟增長理論的研究進展[J]數量經濟技術經濟研究，2007，10：35-45

[8] 何悅桐動態環境下組織學習與戰略柔性對企業技術創新的影響研究[D]吉林大學，2013

[9] 程鵬外部環境與組織柔性對企業創新模式選擇的影響研究[D]吉林大學，2009

[10] 張慶復雜動態環境下高技術企業戰略應變能力研究[D]碩士學位論文，200811-22

[11] Aveni， JS， Overton， TEstimating non-response bias in mail surveys[J]Journal ofMarketing Research 14， 1994，396–402

[12] Volberda， H， Sego， DJ The role of organizational citizenship behavior in turnover：conceptualization and preliminary tests of key hypotheses[J]Journal of Applied Psychology ，1998，83， 922–931