中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力來源探討

1、<p>　　中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力來源探討</p><p>　　摘要：我國(guó)經(jīng)濟(jì)已經(jīng)經(jīng)歷了三十多年的高速增長(zhǎng)，很多學(xué)者在肯定中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)奇跡的同時(shí)，意識(shí)到在經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期高速增長(zhǎng)中積累了很多問題。尤其是近年來結(jié)構(gòu)性就業(yè)矛盾、資本惡性循環(huán)帶來的持續(xù)產(chǎn)能過剩和消費(fèi)不足問題的出現(xiàn)，中國(guó)未來經(jīng)濟(jì)是否能保持快速的增長(zhǎng)受到高度關(guān)注，其中心問題是中國(guó)未來經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)因是什么？一般認(rèn)為，決定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要?jiǎng)恿σ蛩厥前ㄔ谏a(chǎn)要素中

2、的勞動(dòng)力要素和資本要素投入數(shù)量的增加，其中，勞動(dòng)力要素由從業(yè)人員提供，資本要素由固定資本形成總額和存貨增加額組成。依據(jù)中國(guó)1981―2013年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，根據(jù)協(xié)整理論和向量自回歸的方法，對(duì)中國(guó)資本形成總額、從業(yè)人員人數(shù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果性進(jìn)行實(shí)證分析，同時(shí)使用ECM模型對(duì)資本形成總額與從業(yè)人員人數(shù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的解釋能力進(jìn)行評(píng)價(jià)。 </p><p>　　關(guān)鍵詞：協(xié)整；向量自回歸；誤差修正模型 </p>&

3、lt;p>　　中圖分類號(hào)：F2文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：16723198（2015）17000304 </p><p><b>　　0引言 </b></p><p>　　改革開放30多年來，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

4、。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，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

5、資本效率一定程度的提高，是30多年來我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最大動(dòng)力。隨著改革開放的進(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)?！蹦敲淳烤咕蜆I(yè)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是何種關(guān)系？本文通過計(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</p><p><b>　　1文獻(xiàn)回顧

6、</b></p><p>　　自20世紀(jì)90年代以來，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（3S

7、LS）、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（200

8、1）通過使用中國(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</p><p>　　本文根據(jù)1981―2013年中國(guó)的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，通過使用協(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分

9、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)。 </p><p><b>　　2實(shí)證分析 </b></p><p>　　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)來源于《國(guó)家統(tǒng)計(jì)局》。用從業(yè)人員（L/萬人）、資本形成（K總額/億元）來反映生產(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)

10、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。 </p><p>　　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)： </p><p>　　表11981―2013年我國(guó)G

11、DP、資本形成總額K </p><p>　　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%

12、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。 </p><p>　　其次，對(duì)lnGDP的二階段差分做單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。 </p><p>　　表3單位根檢驗(yàn)結(jié)果 </p><p>　　t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.2

13、69919 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d（lnGDP）是平穩(wěn)的，因此lnGDP是二階段單整的。 　?。?）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： </p><p>　　ΔlnKt=0.1376-0.

14、0043lnKt-1+0.4633ΔlnKt-1 </p><p>　　Eviews運(yùn)行結(jié)果如表4所示。 </p><p>　　表4Eviews運(yùn)行結(jié)果 </p><p>　　t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-0.442211 0.8895Test critical values：1%

15、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。 </p><p>　　其次，對(duì)lnK的二階段差分做單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表5。 </p><p>　　表5單位根檢

16、驗(yàn)結(jié)果 </p><p>　　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d（lnK）是平穩(wěn)的，因此lnK是二階段單整的。 </p>

17、<p>　　（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： </p><p>　　ΔlnLt=0.8054-0.0710lnLt-1 </p><p>　　Eviews運(yùn)行結(jié)果見表6。 </p><p>　　表6Eviews運(yùn)行結(jié)果 </p><p>　　t-Statist

18、ic 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

19、平穩(wěn)的。 </p><p>　　其次，對(duì)lnL的二階段差分做單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表7。 </p><p>　　表7單位根檢驗(yàn)結(jié)果 </p><p>　　t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-6.409917 0.0000Test critical values：1% level-3.679

20、3225% level-2.96776710% level-2.622989檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示，可見d（lnL）是平穩(wěn)的，因此lnL是二階段單整的。 </p><p>　?。?）綜上可見，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。 </p><p>　　表8消除自相關(guān)性后得回歸結(jié)果 </

21、p><p>　　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

22、均衡表達(dá)式： </p><p>　　lnGDPt=0.5978lnKt+0.5430lnLt </p><p>　?。?.8842）（4.0684） </p><p>　　從表8回歸結(jié)果看，回歸系數(shù)全部通過t檢驗(yàn)，不存在自相關(guān)。 </p><p>　?。?）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。 <

23、;/p><p>　　表9殘差序列檢驗(yàn)結(jié)果 </p><p>　　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

24、lnGDP與lnK、lnL存在協(xié)整關(guān)系?；谏鲜鰠f(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

25、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%。 </p><p>　　（6）接下來分析短期兩要素對(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。 </p><p>　　表10誤差修正模型 </p><p>　　R2=0.6920d=1.7727F

26、=17.2895 </p><p>　　模擬擬合優(yōu)度較高，方程通過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，

27、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 </p><p>　　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

28、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，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)過剩與勞動(dòng)力供給過剩帶來的經(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

29、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</p&g

30、t;<p>　　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)問題基本上達(dá)成的共識(shí)。 </p><p><b>　　參考文獻(xiàn) </b></p><p>　　[1]沈程翔.中國(guó)出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析[

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