李 珂,廖 艷
(甘肅政法學院,甘肅 蘭州 730101)
以全面深化改革和供給側結構性改革為契機,加快經濟發展質量變革、效率變革、動力變革的步伐,提高經濟發展水平是我國經濟發展的重要任務。加快建設創新型國家的進程中,各個地區都應瞄準科技前沿、提升技術創新能力、推動技術進步、提高全要素生產率,為實現創新戰略目標、為解決我國現已轉化的社會主要矛盾發力。
甘肅省地處西北,經濟發展水平比較低,同時也是我國“一帶一路”戰略實施的“黃金段”,提高技術進步水平、推進甘肅省經濟增長,對于實現“一帶一路”戰略目標、全面建成小康社會和建設創新型國家具有重要意義。
本文通過文獻研究和實證分析方法,以甘肅省為研究對象,將2000—2015年產出、資本投入及勞動力投入數據作為樣本,建立回歸方程,采用Eviews7.0軟件對影響經濟增長的技術進步因素進行多元回歸分析,并對時間序列數據進行了單位根檢驗和協整檢驗,建立ECM誤差修正模型,確保各變量具有長期協整關系,使檢驗結果具有穩健性。其次,利用索洛余值法,計算出歷年來技術進步、資本投入和勞動力投入等要素對甘肅省經濟增長的貢獻率,并分析出近些年來甘肅省經濟增長方式具有何種特點。本文研究分析表明,甘肅經濟增長過分依賴于資本存量,相對粗放型的經濟增長方式尚未改變。技術進步和勞動力投入并非甘肅省經濟增長的最重要影響因素,二者貢獻率都較小,但前者波動較大而后者波動較小。此外,技術進步與資本投入對經濟增長的貢獻率出現反向變化的特點;雖然技術進步對甘肅省經濟增長貢獻率相較于資本投入對經濟增長的貢獻率差距頗大,但自2013年開始技術進步貢獻率逐年提高。
改革開放以來,在我國經濟的高速發展的背景下,對于影響經濟增長的因素以及促進經濟增長的動力一直是學者們不斷研究探索的問題。一般認為經濟增長的動力來源于三大部分:技術進步、資本投入和勞動投入。隨著科學技術水平的快速提高,關于技術進步和經濟增長之間的關系研究愈發受到重視。
關于技術進步與經濟增長之間的關系,美國經濟學家 Robert Merton Solow(1956)[1]早有論述,他在文章《技術變革和擴大產品功能》中明確表示技術進步對經濟增長具有十分重大的意義,并在經濟增長理論的基礎上開啟了新古典經濟增長理論時代。Aghion(1992)[2]通過構建模型發現R&D投入水平的提高將加快經濟增長。海內學者也從差別角度對技術進步與經濟增長之間關系進行了研究,徐輝(2009)[3]、李曉寧(2012)[4]認為技術進步目前對經濟增長貢獻率依然不高,而資本貢獻率始終維持較高水平。王林輝、宋冬林、董直慶(2009)[5]通過對比國內外研究分析得出結論:體現在資本積累中的技術進步對于不同國家和處于不同發展階段的經濟體,其重要作用由于地域和發展時間不同也有很大的不同。對于這一現象,比較缺乏來自發展中國家的經驗證據。吳超、景禹(2012)[6]通過動態C-D生產函數和經濟增長方程對環渤海地區1997—2008年相關指標進行測度分析,得出環渤海地區技術進步對經濟增長的貢獻率,并判斷出山東、河北、遼寧及天津等地區經濟增長方式。姚先國、薛強軍和黃先海(2007)[7]采用數據包絡分析(DEA)方法計算 1999—2005年間長三角15個城市的技術進步對GDP增長的貢獻率,發現長三角城市經濟發展水平與技術效率水平不一致,技術效率低的城市技術進步對GDP貢獻率較高。
基于學者們對西北地區經濟發展相對落后的省份技術進步對其經濟增長的作用研究較少,本文通過甘肅省2000—2015年間年相關數據,對甘肅省技術進步與經濟增長進行實證分析,以便進一步分析技術進步對經濟增長的貢獻率,為推進甘肅省經濟穩健發展政策提供參考依據。
關于技術進步的定義,狹義上主要是指生產工藝、方法或者專業技能等方面的改進和革新;而廣義上則是指與技術相聯系的各種有形或無形知識的積累與改進[8]。本文中技術進步是指廣義的技術進步。技術進步的原因是多樣的,其中包含技術創新、模仿創新以及技術引進等。本文通過測定已經由技術創新等因素形成確定的技術進步對經濟增長的貢獻,闡述技術進步對甘肅省經濟增長貢獻率的研究。
新古典經濟增長理論的經濟學家們認為技術進步是經濟增長的源泉,早在18世紀50年代,Solow初次將技術進步作為獨立外生變量納入經濟增長理論,并建立Solow模型證明經濟增長的動因不僅只是資本、勞動,技術進步作用也十分明顯。該模型在區分由要素增加和由技術進步產生的經濟增長的水平效應方面做出了重大貢獻。目前學界普遍認為技術進步確實對經濟增長有影響,且根據地域經濟發展水平的不同而具有不同影響,且多用技術進步對經濟增長貢獻率的測定衡量其對經濟增長的影響程度。本文假設技術進步是希克斯中性的,即技術進步可以在同等規模的資本K和勞動L投入組合中提高總產出,且不對相對邊際產出MPK和MPL產生影響[9]。
則:Qt=At·F(Kt,Lt)。索洛將上式中的At看作技術進步的長期積累效應。
對上式關于時間求導并除以Q,得:

其中GY表示總產出增長率,GA為技術進步增長率,GK為資本增長率,GL為勞動增長率,α為勞動的產出彈性,β為資本的產出彈性。由(1)式可得:

該式即為索洛“余值法”。索洛“余值法”具有假設前提,即:某地區經濟增長的驅動因素中,除去勞動和資本二要素投入量對經濟增長貢獻率外,剩下部分對經濟增長產生積極作用的因素都是由技術進步所帶來的。由上述內容可以推導出:
EA=GA/GY×100%,EL=αGL/GY×100%,EK=βGK/GY×100% (3)
分別表示技術進步對經濟增長率的貢獻率、資本對經濟增長率的貢獻率以及勞動對經濟增長率的貢獻率。

假設規模報酬不變,則α+β=1。A為初始技術水平,eλt為綜合技術進步因素。對該式兩邊分別取自然對數并整理得:
LnY/L=LnA+λt+LnK/L (5)
在研究分析技術進步對甘肅省經濟增長的影響作用時,本文采用索洛“余值法”。產出數據Y選取采用消除價格變動的實際GDP作為度量經濟增長的指標;資本投入理論上可以資本形成總額或者固定資本形成總額作為衡量指標,由于缺乏資本形成總額價格指數,故本文采用固定資本形成總額作為衡量資本投入的指標。勞動投入L指標則以全部從業人員數來體現。
本文中原始數據來源均為甘肅省統計局《甘肅省統計年鑒》[10],并加以處理后進行計算分析。產出數據Y為2000—2015年甘肅省名義GDP,以2000年為基期根據國內生產總值指數折算而來的實際GDP。資本投入數據選取歷年固定資本形成總額,在永續盤存制下,根據固定資產投入價格指數通過計算得到[11]。具體數據如表1所示。
一般來說樣本數據可能存在時間趨勢問題而不具有平穩性,導致方程偽回歸問題發生。本文對時間序列數據進行了單位根檢驗和協整檢驗,并建立ECM誤差修正模型[12],確保各變量具有長期協整關系,使檢驗結果具有穩健性。

表1 2000—2015年甘肅省產出、資本及勞動投入
1.單位根檢驗。采用LMH方法檢驗發現LnY/L與LnK/L存在一階單位根,進一步檢驗發現其一階差分均無單位根,即表明LnY/L與LnK/L是一階單整序列,可進行協整檢驗。
對表1中數據采用Eviews7.0軟件進行進行最小二乘法回歸分析,得到如下結果:

R2=0.999,D·W=2.586,F=3556.171,該模型通過了檢驗,擬合程度較高且消除了自相關問題[13],回歸效果比較好,即上述模型預測有效。
2.協整檢驗。如果對上述非平穩數據進行回歸,只有存在一個平穩的誤差項時方程回歸具有長期協整關系,而并非偽回歸。為了檢驗各變量間是否具有長期協整關系,本文對殘差序列進行ADF檢驗并建立了誤差修正模型。ADF檢驗結果如表2所示,表明殘差項拒絕存在一個單位根的原假設,即殘差項是平穩的。

表2 ADF檢驗結果
利用Eviews7.0建立被解釋變量LnY/L關于解釋變量LnK/L的ECM誤差修正模型,以滯后一期殘差項作為誤差修正項,由此可得ECM誤差修正模型:

R2=0.798,D·W=2.155,F=13.167;修正項系數為負,符合反向修正機制,表明與長期均衡值的偏差中有47%被修正。上述過程證明檢驗結果是相當穩健的,亦可知文中各變量間具有長期協整關系;且資本的長期產出彈性β為0.733,資本的短期產出彈性β為0.938。前文中規定α+β=1,則α=1-β=0.267,也即勞動的長期產出彈性α為 0.267。原方程(5)即為:

由此可得,技術進步對于甘肅省經濟增長貢獻率的具體模型為:

由表 1及上述(2)、(3)及(8)式可得表 3。

表3 各要素年均增長速度及其對經濟增長的貢獻
為了更加直觀地體現技術進步對甘肅省經濟增長的作用,本文將甘肅省2000—2015年GDP走勢圖與技術進步、勞動力投入及資本投入等生產要素對經濟增長貢獻率趨勢圖做出如圖1和圖2所示。
由于技術進步、勞動力投入和資本投入對經濟增貢獻率之和應該等于一,即EA+EK+EL=1,則可以簡單定義:當EA>EK+EL時,甘肅省經濟增長方式為相對集約型;當EA<EK+EL時,經濟增長方式為相對粗放型;當EA=EK+EL時,經濟增長方式為集約型與粗放型并重[14]。表3結果顯示,2000—2015年間,甘肅省經濟增長方式基本相對粗放型,資本投入和勞動力投入貢獻率之和歷年最低也高達62.47%,說明經濟發展在這一階段主要依靠資本投入和勞動力投入這兩類生產要素的積累;其中,資本投入的大幅增加是經濟增長決定性因素,而技術進步為其做出的貢獻較小。

圖1 甘肅省近年來GDP走勢圖

圖2 甘肅省技術進步、勞動、資本對經濟增長貢獻率走勢圖
如圖1所示,甘肅省自2000年來GDP呈現逐年穩步上升趨勢,且年均增長率達10.82%,經濟發展態勢良好。但不難發現,對比各生產要素對于經濟增長貢獻率可以發現資本投入對甘肅省經濟增長貢獻率遠高于技術進步及勞動力投入,且勞動力投入對經濟增長貢獻率變化幅度較小,技術進步對經濟增長貢獻率變化較大。
資本投入對經濟增長貢獻率最大,2001—2005年稍有下降,但年均貢獻率仍達到110.13%;2006—2009年開始整體呈上升趨勢。考慮到西部大開發等一系列政策的實施,甘肅省在這一階段偏向于依靠大幅度增加資本投入來拉動經濟增長的事實短時間內難以改變。改變經濟增長方式,由要素驅動型向創新驅動型轉變、從過分依賴物質資本積累轉向技術推動是甘肅經濟發展的必要選擇。
相比于資本投入對經濟增長的極高貢獻率,技術進步的貢獻率就相對較小,變動幅度大,且大部分時間為負值。由于甘肅省技術創新起步較晚、資源較匱乏,所以技術創新和技術進步無法和經濟發展需求相適應。
勞動力投入對經濟增長貢獻率較小,年均僅為0.99%,且波動較小,僅在2005年和2012年出現負值,分別為-19.15%和-1.23%。由于甘肅省地處西北,就業機會相較于沿海發達省份較少,故勞動人口流動率和外來務工人口增量較低,加之本省勞動力短時間內增量較少,使得各生產要素中勞動力投入變動小、增量不足導致對經濟增長影響較小即貢獻率較小的結果。勞動力供給不足,無法滿足快速增長的經濟發展水平需要,因此在經濟增長過程中還需要對勞動力的貢獻加以提高。
在維持經濟穩步增長的同時,由于技術的進步所帶來的生產力水平提高在維持經濟穩步增長的過程中發揮了相對更大的作用,使得技術進步和資本投入對甘肅經濟增長貢獻率在21世紀起初15年間具有反向變動的特點,恰如圖2所示。2013—2015年,技術進步對經濟增長貢獻率又呈上升趨勢,說明甘肅省在這兩年間技術進步水平有所提高。2008—2009年間,技術進步和資本投入對經濟增長貢獻率具有一個明顯的拐點,但是二者變動幅度都不大,這就說明全球金融危機對甘肅省經濟產生了并不十分明顯的影響,究其原因是由于甘肅省外向型程度較低、市場化和全球化程度亦低。
研究結果表明,2000—2015年以來,甘肅省GDP總值雖然持續穩步增長,但要素驅動型發展方式問題并未得到有效解決。技術進步并未對甘肅經濟增長產生重要作用,勞動力投入對甘肅省經濟增長貢獻率也較小,資本投入成為甘肅省經濟增長的重要因素。同時,計算結果表明,在21世紀起初15年間甘肅省仍然是相對粗放型經濟增長模式,且主要依靠資本投入來拉動經濟增長,經濟結構調整已經滯后于經濟發展需要。
深化供給側結構性改革戰略,能否盡快完成“三去一降一補”五大任務是經濟結構性調整改革的關鍵所在。甘肅省應該補技術水平尚低的短板,提高技術進步水平,為建設創新型技術強省發力。本文的研究結果對促進甘肅省經濟健康發展的啟示如下:
第一,技術進步與資本投入對經濟增長貢獻率差別較大,技術進步并沒有對甘肅省經濟增長有較大貢獻,甚至在有些年份出現負值,與經濟增長負相關。過分依賴資本投入不利于經濟增長方式的轉變,甘肅需要改變生產結構,加大對科學技術研發的投入。因地處西北,教育資源匱乏,更應當加強產、學、研的結合,重視教育投資,提升教育質量,為促進科技創新和加快科技成果轉化速度從而加快技術進步儲蓄后備人才力量。此外,還應注重技術創新、技術引進、模仿創新以及生產模式和市場管理創新,最大限度地提高技術進步水平,最大程度地發揮技術進步對經濟增長模式轉變和對經濟增長的促進作用。
第二,應當加大對企業的幫扶力度,培育科技創新、技術進步的強大力量。中小型技術企業是技術創新力量的重要來源,他們具有敏銳的市場嗅覺和相對準確的市場判斷力,還具有政府研發部門所不足的無畏精神。巨大的市場利潤回報誘導他們不斷進行創新,但往往這類企業都具有資金匱乏的特點,缺乏資金支持在一定程度上抑制了他們的創新能力。因此,政府應該在具有創新意識和創新技術能力的中小企業之間有選擇地加大扶持力度,激勵他們積極參與創新,提高企業創新能力從而進一步促進地區創新能力、技術水平的提高,加快技術進步步伐。
第三,建設自主創新型城市。作為西北大省,甘肅省經濟發展面臨著日益嚴峻的資源、環境和市場制約問題,促進技術進步水平提高,推動經濟增長方式由資本要素驅動型轉向創新驅動型。著力于技術創新、技術引進與模仿再創新,將提高自主創新能力、提高技術進步水平作為甘肅省發展的主導戰略;加快轉變經濟增長方式,使資源節約型、環境友好型社會的建設穩步有序進行。
第四,調整產業結構,推進產業優化升級。追求經濟增長速度,一味擴大規模無益于提高經濟運行質量和效益,必須要改變依靠資本投入拉動的相對粗放型經濟增長方式,向集約型轉變,提升經濟綜合競爭力。未來的一個階段,在“一帶一路”政策影響下甘肅省將迎來經濟發展的重要時期,應當調整產業結構和優化產業升級,抓住促進經濟發展的重要戰略機遇,把高質量、高效益的發展目標放在首要位置,加快經濟增長方式的轉變進程。
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