我國經濟增長影響因素的探討

周俁勛??

[摘要]近年來，我國經濟增長速度趨于放緩，因此，本文探究哪些主要或次要因素影響著我國經濟增長，并給出相關建議。本文在索洛模型的基礎上，建立多元非線性雙對數回歸模型，通過回歸估計與Granger因果性檢驗來探討我國經濟增長的主要影響因素。

[關鍵詞]索洛；貢獻率；回歸分析；因果檢驗

[DOI]1013939/jcnkizgsc201521.030

1引論

1..1研究意義及背景

2015年1月20日國家統計局發布數據，2014年我國國內生產總值636463億元，首次突破60萬億元。2014年全年GDP增幅為74%，創24年新低。通過2014年我國多項經濟指標，如CPI同比增長率的逐月下滑，PMI制造業指數逼近榮枯線等能發現我國經濟增速放緩趨勢加劇。經濟增速放緩是2014年我國經濟發展的重要問題。因此，本文以索洛模型為基礎，通過分析我國近年來的相關經濟數據來探討哪些經濟因素對我國經濟增速起著重要的作用，并給出相應的建議。

1.2國外相關理論研究

經濟增長理論主要研究發達國家國民經濟長期發展理論的問題，其發展主要經歷了哈羅德—多馬模型、新古典增長模型和內生增長模型三個階段。

凱恩斯的投資理論認為，投資的增加能促使社會有效需求的增加，從而解決非自愿失業，但凱恩斯只是做了比較靜態的短期分析。哈羅德與多馬在凱恩斯的基礎上，將凱恩斯的儲蓄與投資理論動態化、長期化，提出了關于一國經濟增長率的經濟增長模型。該模型的基本公式為：

經濟增長率=[SX（]儲蓄率資本產出比[SX）]

這一模型概括性描述了一國經濟增長的決定因素，人為經濟增長率取決于儲蓄率和資本產出比率。但這一模型忽視了投資預期這一經濟增長的重要影響因素，因而不能解決經濟中因投資預期未實現而導致的問題。

哈羅德經濟增長模型有如下基本假定：①社會只生產一種產品；②社會生產只使用資本K與勞動L兩種生產要素；③在經濟增長過程中資本—勞動比率保持不變，從而資本—產出比也保持不變；④不存在技術進步，規模報酬不變；⑤資本存量沒有折舊。

G=[SX（]ΔYY[SX）]=[SX（]sv[SX）]為哈羅德—多馬模型的基本方程。其基本經濟含義為，要實現均衡的經濟增長，國民收入增長率G應等于社會儲蓄率s與資本-產出v之比。

新古典經濟增長理論討論了資本增長率[SX（]ΔKK[SX）]、勞動力增長率[SX（]ΔLL[SX）]以及儲蓄傾向s變動對經濟增長的影響。新古典經濟增長型認為，假定不存在技術進步（[SX（]ΔAA[SX）]=0）；勞動增長率[SX（]ΔLL[SX）]與人口增長率n一致且保持不變（[SX（]ΔLL[SX）]=n），要使人均收入不變，就必須保持人均資本量不變，也就是說，在人口增長條件下，維持人均收入不下降，資本增長率等于人口增長率，便達到了經濟的穩定狀態。

新古典經濟增長模型包括四個基本條件：一是全社會只有一種產品；二是勞動與資本可以相互替代，即資本—產出比可以變動；三是資本或勞動的邊際生產力遞減，但規模報酬不變；四是完全競爭市場，工資率和利潤率分別等于勞動與資本的邊際生產力。

內生經濟增長理論與新古典經濟增長理論不同，內生經濟增長理論用規模收益遞增和內生技術進步來說明一個國家長期經濟增長和各國增長率差異。其重要特征就是試圖使經濟增長率內生化。根據其依賴的基本假定條件的差異可以將內生增長理論分為完全競爭條件下的內生增長模型和壟斷競爭條件下的內生增長模型。

1.3國內相關理論研究

范穎在其《我國改革開放30年經濟增長實證分析》中將索洛模型應用于中國改革開放30年的經濟數據，研究了資本、勞動和技術進步對我國經濟增長的影響，并計算出勞動投入、資本投入和技術進步對經濟增長的貢獻率，最后根據實證分析提出我國合理轉變經濟增長方式的建議。他認為我國是一個發展中國家，資金投入占據重要地位，它對我國經濟增長具有巨大的推動作用。勞動力投入對經濟增長貢獻較小可能與我國勞動力相對過剩，人均資本相對稀缺有關，還因為大部分勞動力集中在農村，影響勞動生產率的提高。[1]林毅夫、蘇劍在其《論我國經濟增長方式的轉換》中提出一個經濟的目標增長方式是使得該經濟的生產成本最小化的增長方式，這一增長方式是由該經濟的要素稟賦結構決定的。我國的目標增長方式應當是能夠充分利用勞動力優勢的增長方式，而不是利用不具優勢的資本密集增長方式，也不必然是以自主研發來促進生產率提高的增長方式。他們以經濟增長方式的定義，我國的目標增長方式，我國目前經濟增長方式的特征，為什么我國會有這樣的經濟增長方式和如何實現經濟增長方式的轉換五個切入點為主，著重分析了中國經濟增長的成因，動態，以及最后提出了建議。[2]衛興華、侯為民在其《中國經濟增長方式的選擇與轉換途徑》中認為經濟增長在不同歷史階段具有不同的特點，中國目前的經濟增長在實際運行中仍具有粗放型特征，制約了經濟的可持續發展和國際競爭力的提高。從中國經濟發展所處的階段和現實國情看，集約型增長是經濟增長方式的必然選擇。當前中國經濟增長方式的轉變，需要克服資源供給、投資與消費結構協調、產業優化與擴大就業等難點問題，通過科技創新和體制創新，實現經濟的良性增長。[3]

2理論模型

在索洛新古典經濟增長模型的假設下，提出了新的經濟增長模型，并且將其推廣發散。其假定社會總生產函數形式為CD函數形式：

Y=A（t）KαLβ（1）

上式中t表示時間，α表示資本的產出彈性系數，β表示勞動的產出彈性系數，Y表示總產出，K為資本投入量，L為勞動投入量。因此，將（1）式可寫為以下函數形式：

Y=A（t）f（K，L）（2）

（2）式等式兩邊同時對t求導，得：

[SX（]dYdt[SX）]=[SX（]dAdt[SX）]f+[SX（]YdKKdt[SX）]+[SX（]YdLLdt[SX）]（3）

對（3）式等式兩邊同時乘以[SX（]dtY[SX）]，得：

[SX（]dYY[SX）]=[SX（]dAdt[SX）]f[SX（]dtA（t）f[SX）]+[SX（]YdKKdt[SX）][SX（]dtY[SX）]+[SX（]YdLLdt[SX）][SX（]dtY[SX）]

[SX（]dYY[SX）]=[SX（]dAA[SX）]+α[SX（]dKK[SX）]+β[SX（]dLL[SX）]（4）

將（4）以差分形式表示：

[SX（]ΔYY[SX）]=[SX（]ΔAA[SX）]+α[SX（]ΔKK[SX）]+β[SX（]ΔLL[SX）]（5）

上式中[SX（]ΔYY[SX）]為總產出增長率，[SX（]ΔAA[SX）]為技術增長率，[SX（]ΔKK[SX）]為總資本增長率，[SX（]ΔLL[SX）]為勞動增長率。令Y=[SX（]ΔYY[SX）]、A=[SX（]ΔAA[SX）]、K=[SX（]ΔKK[SX）]、L=[SX（]ΔLL[SX）]，因此，（5）式可表示為：

Y=A+αK+βL

因此本文以索洛模型的變形式替代索洛模型原型，上式α為資本增長在總經濟增長中所占比例，β為勞動增長在總經濟中所占比例。本文以索洛模型為原型，通過對索洛模型變型后建立回歸模型。

3實證分析

由于本文在理論模型中以線性形式對索洛模型進行了變型，因此，本文設定實證基本模型為[4]：

InY=c+β1InX1+β2InX2+β3InX3+ui

本文通過對我國1991年至2012年的21年的教育經費增長率、固定投資增長率以及就業人數增長率的數據進行回歸分析。本文的具體數據（經濟增長率、教育經費總額增長率、固投總額增長率與就業總人數增長率）參見表1。

本文將上表數據輸入進Eviews 60中進行回歸分析[5]，依照本文設定的基本回歸模型得出回歸模型結果，以回歸變量A替代基本模型中的回歸變量X1，以回歸變量K替代基本模型中的回歸變量X2，以回歸變量L替代基本模型中的回歸變量X3。對模型中各估計量進行OLS估計后得出回歸變量估計量系數（見表2）。于是得出非線性多元回歸雙對數模型：

InY=-1.306+0270InA+0213InK+0035InL-0957

（0128）（0059）（0054）

R2=0575[AKR-]2=0505SER=0139

因此，技術增長1%，經濟增長提高027%；投資增長1%，經濟增長提高021%；勞動人數增長1%，經濟增長提高0035%。通過OLS估計后，回歸函數中的回歸變量K與A的t檢驗數值較高，顯著性較強，回歸變量L顯著性較弱。R2與調整后的R2的值分別為058與051，說明回歸變量解釋了58%的經濟增長率的方差。SER值較小說明回歸變量在回歸線附近較為集中。

表3為各變量單位根檢驗。本文對回歸變量進行單位根檢驗，以檢驗是否存在單位根，存在單位根就是非平穩時間序列了。單位根所指單位根過程，可以證明，序列中存在單位根過程就不平穩，會使回歸分析中存在偽回歸。通過ADF檢驗后可發現，各變量單位根過程平穩，不存在偽回歸現象。

由t檢驗與F檢驗可得，基于索洛模型下，我國技術投入水平與固定投資水平對經濟增長的貢獻率最高，其中，固定投資貢獻率高于技術水平貢獻率，說明我國經濟增長水平的影響因素主要由技術水平的增長與投資總額的增長來決定，勞動力的增長對經濟增長影響較小。

本文最后進行因果檢驗來說明各回歸變量與因變量的因果聯系。本文以格蘭杰因果檢驗為檢驗模型。該檢驗方法為2003年諾貝爾經濟學獎得主克萊夫·格蘭杰所開創，用于分析經濟變量之間的因果關系。他給因果關系的定義為依賴于使用過去某些時點上所有信息的最佳最小二乘預測的方差。在時間序列情形下，兩個經濟變量X、Y之間的格蘭杰因果關系定義為：若在包含了變量X、Y的過去信息的條件下，對變量Y的預測效果要優于只單獨由Y的過去信息對Y進行的預測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因。進行格蘭杰因果關系檢驗的一個前提條件是時間序列必須具有平穩性，否則可能會出現虛假回歸問題。因此在進行格蘭杰因果關系檢驗之前首先應對各指標時間序列的平穩性進行單位根檢驗。常用增廣的迪基—富勒檢驗（ADF檢驗）來分別對各指標序列的平穩性進行單位根檢驗。因此，本文

本文設定滯后1期的格蘭杰因果檢驗，由檢驗可知，在p<01時拒絕原假設，變量A的變化能引起變量Y的變化，同時變量Y的變化同樣能引起變量A的變化，Y與A具有雙向因果關系；變量K的變化能引起變量Y的變化，而變量Y的變化卻對變量K變化影響較小；變量L的變化對變量Y的變化影響較小，同時變量Y的變化也對變量L的變化影響較小（見表4）。因此，從格蘭杰因果檢驗來看，技術與投資的增長率對于經濟增長率的貢獻較大，技術與投資的增長率變化能較大引起經濟增長率的變化，同時，經濟增長率的變化也能帶來技術增長的變化。勞動力增長變化對于經濟增長率的變化影響較小。

結合t檢驗、F檢驗與格蘭杰因果檢驗的結果來看，基于索洛模型下的我國經濟增長率變化主要由技術增長與投資增長變化引起，勞動增長引起變化影響較小。技術增長與投資增長對經濟增長具有較大貢獻率，勞動增長貢獻率較小。由回歸模型可知，基于索洛模型下我國經濟增長函數為增函數，因此，在投資總量增加與技術進步的情況下，對我國經濟增長產生正相關的影響。

4結論與建議

本文基于索洛模型實證分析后得出結論：在我國，技術增長能對經濟增長起較大的影響作用，同時，我國經濟增長與發展又會影響技術進步，從而相輔相成；投資增長也同時能對經濟增長起較大的影響。因此，我國經濟增長影響因素主要為技術進步與投資的增加。勞動力的增長對經濟增長的影響很小。

由實證分析可以得出，在我國投資增長對經濟增長的貢獻率要大于技術進步對于經濟增長的貢獻率，因此，現階段我國影響經濟增長最主要方式之一為投資的增長，即總資本存量的增長。2014年我國固投同比增長由179下降到157，由實證分析得出我國經濟增長的主要影響之一來自投資總量增長，因此投資同比增幅下降是導致2014年我國經濟增長速度放緩的主要因素。同時，結合實證分析，我國并未充分發揮技術增長對于經濟增長的影響，2014年我國教育經費總額只占GDP總額的4%。由實證分析可知，技術進步對于經濟增長的貢獻僅次于投資增長對于經濟增長的貢獻，因此，本文結合以上闡述為我國經濟增長的發展提出相關建議。

第一，仍然堅持大力發展與吸引投資，以投資增長帶動經濟增長。由實證分析可發現我國現階段最主要的影響經濟增長的因素仍然為投資增長。因此，我國應注重吸引投資，尤其以產品市場投資與工業實體投資為核心。加快改善投資環境，完善投資相關制度。第二，逐步加大科研與教育經費支出，加強技術進步對經濟增長的影響。通過實證分析發現，在我國，技術進步與經濟增長相輔相成，技術進步促進經濟增長，同時，經濟增長也反作用于技術進步。因此，轉變我國經濟增長點也是未來我國轉型的必經之路，通過技術增長影響經濟增長。因此，我國未來應大力發展高新技術產業，加大科研教育經費支出，逐步完善教育制度，轉變產業結構，實現以技術進步為主帶動經濟增長的轉變。第三，實現技術進步與投資增長雙向帶動我國經濟增長，以高新科技產業為主為我國經濟增長提供新的動力。最終做到以技術進步為核心，帶動經濟增長，實現我國經濟增長動力的改革。

參考文獻：

[1]范穎我國改革開放30年經濟增長實證分析[J].現代商貿工業，2010（21）：34.

[2]林毅夫，蘇劍論我國經濟增長方式的轉換[J].管理世界，2007（11）：5-13.

[3]衛興華，侯為民中國經濟增長方式的選擇與轉換途徑[J].經濟研究，2007（7）：15

[4]James HStock，Mark WWatson計量經濟學[M].沈根祥，孫燕，譯上海：格致出版社，上海三聯書店，上海人民出版社，2012：209-211.

[5]張曉峒Eviews使用指南與案例[M].北京：機械工業出版社，2007：16-63.