我國經濟增長影響因素的實證研究

本文以1985-2004年的國內生產總值、固定資產投資、勞動力經濟數據、教育經費投入、RD經費因素等數據為基礎，運用計量分析方法找出影響經濟增長的最主要因素，有利于我們了解近年來影響我國經濟運行的基本規(guī)律。

一、經濟模型的建立

在分析中，假定中國經濟增長具有柯布道格拉斯生產函數的基本特征，經濟產出用Y：GDP（億元）來衡量，經濟投入主要有四個因素：K：全社會固定資產投資總額（億元）來衡量物質資本；L：總就業(yè)人數（萬人）來衡量勞動力；H：國家財政性教育經費（億元）來衡量人力資本；T：RD經費（億元）來衡量技術進步。各變量的數據見下表：

數據來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（1985-2005）

說明：（1）采用國家財政性教育經費指標衡量人力資本；（2）由于1989年之前的《中國統(tǒng)計年鑒》未設RD經費項目，為便于研究，我們以RD經費/GDP=0.6%-0.7%比例估計；（3）各變量用現價表示，并不影響結論的可靠性。

我們設產出與物質資本、勞動力、人力資本、技術因素的模型為：

Y=AKαLβHγTδeU ①

為了使表1中數據的線性更強，數據波動具有某種齊次性質，我們將①線性化，然后再進行估計。

LnY=lnA+αlnK+βlnL+γlnH+δlnT+U ②

二、計量分析

在EVIEWS下，模型(2)的普通最小二乘法估計，該模型R2 =0.996346，R2*(修正)=0.995372，可決系數很高，F檢驗值為1022.609，在自由度K-1=4、n-k=15，給定顯著性水平α=0.05的條件下，查表可得F0.05(4、15)=3.06，因為F＞F0.05(4、15)=3.06，說明回歸方程顯著，即列入模型的各個變量聯合起來對被解釋變量有顯著影響。

（一）多重共線性分析

當α=0.05時，可知tα/2(n-k)=t0.025(15)=2.1315， α、lnK、lnL、lnT的t檢驗不顯著，而且lnT的t檢驗值為負數，表明很可能存在嚴重的多重共線性。從相關系數矩陣可以看出：各解釋變量相互之間的相關系數較高，證實確實存在嚴重的多重共線性。

（二）修正多重共線性

采用逐步回歸的方法，檢驗和解決多重共線性。分別做lnY對lnK、lnL、lnH、lnT的一元回歸，從回歸結果我們可以看出：lnY關于lnH方程的R2*(修正)最大，因此以lnH為基礎，順次加入其它變量逐步回歸，經比較，新加入lnK方程的R2*(修正)=0.992175，改進最大，而且各個參數的t檢驗均顯著，加入lnL以后，修正可決系數不僅下降，t檢驗變得不顯著，而加入lnT以后，lnT的符號變得不合理，所以選擇保留lnK，再加入其它新的變量逐步回歸，綜上可知，lnT引起了嚴重的多重共線性，應予以剔除。

再用人均指標代替總量指標，做如下處理：人均GDP =Y/L；人均物質資本=K/L；人均人力資本= H/L。得到人均GDP，人均物質資本，人均人力資本的數據。

（三）自相關檢驗

對人均數據做對數變換后，做最小二乘法可知，對樣本量為20，解釋變量為2的模型，在0.05的顯著水平下，查DW統(tǒng)計表可知，dL=1.1，dU=1.537，從上圖結果可知0≦DW=0.447371≦dL=1.1，存在一定程度的正自相關。

（四）克服自相關

估計自相關系數，ρ=1-DW/2=0.7762，在Eviews中對原變量做廣義差分變換，生成新的序列，以新的序列再次回歸，整理廣義最小二乘回歸結果為：

GDln(Y/L) =0.469737+0.281922GDln(K/L)+0.509972 GDln(H/L)

β(1-0.7762)=0.469737

β=2.099

所以，原模型的廣義最小二乘估計是：

ln(Y/L)=2.099+0.281922ln(K/L)+0.509972 ln(H/L) DW=1.636089

dU=1.537＜DW=1.636089＜4- dU=2.463 不存在自相關

（五）異方差檢驗

利用Eviews5.0 軟件進行White 檢驗。選擇包含交叉乘積項（Cross terms），執(zhí)行命令之后，輔助回歸模型的估計結果顯示取顯著水平=0.05，由于nR2=5.632888<χ20.05 (5)=11.0705，所以該模型不存在異方差。

三、模型確立及其經濟學分析

（一）模型的確立

通過上述的計量經濟分析，得出“最優(yōu)”回歸模型為：

ln(Y/L)=2.099+0.281922ln(K/L)+0.509972 ln(H/L) ③

0.094216 0.110911 0.145133

t= (4.985729) (2.541879) (3.51383)

R2 =0.932428，R2*(修正)=0.923982，W=1.636

其中ρ=0.7762，ln(Y/L)t= ln(Y/L)t -ρln(Y/L)t-1，ln(K/L)t= ln(K/L)t -ρlnK/L)t-1 ，ln(H/L)t= ln(H/L)t -ρln(H/L)t-1

把“最優(yōu)”線性回歸方程③變形為下列方程：

Yt=e2.099K0.281922L0.208106H0.509972(Yt-1/Kt-10.281922Lt-10.208106Ht-10.509972)0.7762

（二）模型的經濟學分析

由上述方程可以看出物質資本、人力資本、勞動力共同對經濟增長起作用，同時發(fā)現上一年的各因素對當年的經濟產出有影響，將方程變形為以下結果：

ln(Yt /Yt-1)=2.099+0.281922 ln(Kt /Kt-1)+0.208106 ln(Lt /Lt-1)+0.509972 ln(Ht /Ht-1)+0.063 ln(Kt-1 /Yt-1)+0.04657 ln(Lt-1 /Yt-1)+0.1141 ln(Ht-1 /Yt-1)

上式中，Yt /Yt-1 ，Kt /Kt-1 ，Lt /Lt-1 ，Ht /Ht—1分別是國民生產總值、物質資本、勞動力、人力資本環(huán)比增長率。Kt-1 /Yt-1 ，Lt-1 /Yt-1 ，Ht-1 /Yt-1分別是上一年度單位國民生產總值的物質資本、勞動力、人力資本使用率。

從上式可以看出，在其他因素不變的情況下，人力資本較上年每增加1個百分點，GDP環(huán)比增長率近似增加0.509972個百分點。同理可得物質資本與勞動力。

從結果分析看出，近二十年來，人力資本對經濟增長的貢獻大于固定資產和勞動力的貢獻，重視人力資本投資，一方面可以提高國民生產總值的增長率，另一方面人力資本投資的增加帶來的經濟增長更具有持續(xù)性，這是因為固定資產效能的發(fā)揮需要有相應知識和技能的勞動力來推動。

作者單位：貴州大學經濟學院

作者簡介：羅婕（1987— ），貴州大學經濟學院09級區(qū)域經濟學研究生，研究方向：區(qū)域發(fā)展與企業(yè)組織。

參考文獻：

[1]龐皓.計量經濟學[M].北京:科學出版社，2006.

[2]程毛林.經濟增長因素貢獻率測算方法新探[J].統(tǒng)計與決策，2007.