海南經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)部機(jī)理研究①

呂業(yè)清 龍璇

摘 要：本文提出了海南經(jīng)濟(jì)增長模型與海南科研產(chǎn)出模型，利用模型研究了創(chuàng)新與模仿在海南經(jīng)濟(jì)中的作用，利用海南歷年經(jīng)濟(jì)與物流數(shù)據(jù)模型進(jìn)行了檢驗(yàn)，對(duì)海南經(jīng)濟(jì)增長提出了科學(xué)的建議。

關(guān)鍵詞：物流 經(jīng)濟(jì)增長

中圖分類號(hào)：F290 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：2096-0298（2017）11（a）-127-02

1 海南省物流產(chǎn)業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長分析

海南省貨運(yùn)量從1990年的4765萬噸增加到2016年的20153萬噸，26年間海南省貨運(yùn)量增加了4.2倍，年均增加6%。

海南省貨運(yùn)量曲線走勢(shì)整體是向上的，不過有兩個(gè)明顯向下拐點(diǎn)，分別在2000年與2012年。由此可以將海南省發(fā)展分為以下幾個(gè)階段。

第一階段為1990年～2000年。該階段海南省貨運(yùn)量一直是上升的，由1990年的4767萬噸增加到2000年的11304萬噸。

第二階段為2000年～2002年。該階段海南省貨運(yùn)量是下降的，由2000年的11304萬噸減少到2002年的10498萬噸。

第三階段為2002年～2014年。該階段海南省貨運(yùn)量是上升的，由2002年的10498萬噸增加到2014年的23677萬噸。

第四階段為2014年～2016年。該階段海南省貨運(yùn)量是下降的，由2014年的23677萬噸減少到2016年的20153萬噸。

海南省GDP由1990年的102.42億元增加到2016年的886.99億元（實(shí)際GDP），26年間海南省GDP增加了8.66倍，年均增加9%。其間經(jīng)歷了1992年的高速增長達(dá)到50%，之后經(jīng)歷了1994年與1995年的負(fù)增長。2008年與2009年分別達(dá)到17%與16%，2013年經(jīng)歷了10%的增長速度之后，海南GDP增長速度降到了10%以下，近幾年海南GDP增長速度一直在6%左右，增速越來越慢。

2 物流產(chǎn)業(yè)推動(dòng)海南經(jīng)濟(jì)增長理論模型

2.1 海南經(jīng)濟(jì)增長模型

基于創(chuàng)新與模仿的經(jīng)濟(jì)增長模型有可能符合海南經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)際，我們嘗試用基于創(chuàng)新與模仿的經(jīng)濟(jì)增長模型來解釋海南技術(shù)進(jìn)步及海南經(jīng)濟(jì)增長問題。

假定海南產(chǎn)出函數(shù)為道格拉斯產(chǎn)出函數(shù)：

由模型估計(jì)結(jié)果看出，模型的各項(xiàng)指標(biāo)均通過檢驗(yàn)。科研產(chǎn)出變量對(duì)數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量為2.972822，概率為0.0116，科研產(chǎn)出變量對(duì)數(shù)的T檢驗(yàn)通過。貨運(yùn)量變量A對(duì)數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量為2.135661，概率為0.054，貨運(yùn)量變量對(duì)數(shù)T檢驗(yàn)通過，勞動(dòng)力變量L對(duì)數(shù)的T統(tǒng)計(jì)量為5.119053，概率為0.0003，勞動(dòng)力變量對(duì)數(shù)T檢驗(yàn)通過。F統(tǒng)計(jì)量為993.0690，概率幾乎為零，因此方程的F檢驗(yàn)通過。判定系數(shù)R-squared為0.99，調(diào)整后的判定系數(shù)Adjusted R-squared為0.99，表明海南經(jīng)濟(jì)增長模型擬合得非常好。

海南經(jīng)濟(jì)增長模型的估計(jì)結(jié)果表明，海南經(jīng)濟(jì)增長理論假定是正確的。用普通最小二乘法估計(jì)得出海南經(jīng)濟(jì)增長與勞動(dòng)力、貨運(yùn)量、科研產(chǎn)出的長期對(duì)數(shù)關(guān)系模型為分：

由海南經(jīng)濟(jì)增長模型可知，海南經(jīng)濟(jì)增長是由模仿與創(chuàng)新共同，模仿是由物流代表的經(jīng)濟(jì)文化交流引起的，創(chuàng)新是有科研投入增加引起的。由于不能找到一個(gè)代表勞動(dòng)者技術(shù)的變量，我們直接把物流量當(dāng)作勞動(dòng)者技術(shù)帶入了模型，因此模型中的A也是物流量。模型中A的指數(shù)為0.15，表明海南產(chǎn)出的物流彈性為0.15，即物流增加1%會(huì)引起海南產(chǎn)出增加0.15%。模型中L的指數(shù)為1.13，表明海南產(chǎn)出的勞動(dòng)力彈性為1.13，即勞動(dòng)力增加1%，海南產(chǎn)出增加1.13%。模型中Q的指數(shù)為0.3，表明海南產(chǎn)出的科研彈性為0.3，即科研產(chǎn)出增加1%，海南產(chǎn)出增加0.3%。由此可見，在海南產(chǎn)出因素中，勞動(dòng)力的投入對(duì)海南產(chǎn)出影響是最大的，其次是科研，再次是物流。

參考文獻(xiàn)

[1] 王坤.我國物流產(chǎn)業(yè)政策選擇研究北京[D].北京交通大學(xué)，2012.

[2] 方靜，陳建校.我國應(yīng)急物流系統(tǒng)構(gòu)建探析[J].交通企業(yè)管理，2008（8）.

①基金項(xiàng)目：本研究由海南省社科基金資助：HNSK（YB）15-64，經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下現(xiàn)代物流產(chǎn)業(yè)推動(dòng)海南經(jīng)濟(jì)增長的路徑研究；HNSK（YB）16-26，海南食品應(yīng)急物流體系構(gòu)建研究；ZDYF2017148，海南省產(chǎn)業(yè)發(fā)展之R&D投入政策研究。