時間：2023-07-25 17:16:25
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創(chuàng)造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇經(jīng)濟增長的貢獻率，希望這些內(nèi)容能成為您創(chuàng)作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
關(guān)鍵詞：科技進步 經(jīng)濟增長江蘇
我國經(jīng)濟高速增長主要是由大量的資本注入、廉價的勞動力投入和高能耗推動的。粗放型的經(jīng)濟增長方式雖然給經(jīng)濟發(fā)展帶來了巨大的推動作用，但同時也讓我們付出了環(huán)境污染和資源浪費的代價。科學(xué)技術(shù)進步對于促進我國的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型具有重要的推動作用。測定科技進步對經(jīng)濟增長的作用，是當(dāng)前科技進步分析工作的重要任務(wù)之一①。眾多學(xué)者開始研究我國經(jīng)濟增長中是否有技術(shù)進步、技術(shù)進步對我國經(jīng)濟增長的貢獻度等問題②。測算科技進步、資本投入和勞動力投入對江蘇省經(jīng)濟增長的貢獻率，可以了解江蘇省經(jīng)濟增長的主要動力，找到薄弱環(huán)節(jié)，對于江蘇經(jīng)濟的平穩(wěn)轉(zhuǎn)型具有一定的參考價值。
一、模型闡述
目前關(guān)于科技進步對經(jīng)濟增長貢獻率的測度方法主要有生產(chǎn)函數(shù)計量估計方法、增長核算方法和基于信息技術(shù)的增長核算方法③。科技進步貢獻率測度方法使用最多的還是索洛余值法②。本文采用柯布－道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)和索洛余值法對江蘇省的科技進步貢獻率、資本貢獻率和勞動力貢獻率進行測算。生產(chǎn)函數(shù)數(shù)學(xué)形式如下:
Y=AF（K,L）=AKαLβ （1）
其中是產(chǎn)出，K是資本投入，L是勞動投入，A是某一個時刻技術(shù)水平的一個衡量指標(biāo)。α是資本投入的邊際產(chǎn)出彈性系數(shù)，β是勞動投入的邊際產(chǎn)出彈性系數(shù)。求全微分得：
dY/Y=dA/A+α（dK/K）+(dL/L) （2）
即索洛增長速度方程。用差分近似代替微分并進行簡單的變形，可得測度科技進步對經(jīng)濟增長貢獻的方法—索洛余值法，科技進步率=ΔA/A
=ΔY/Y-α(ΔΚ/Κ)-β（ΔL/L）；科技進步貢獻率=(ΔA/A)/(ΔY/Y)；資本貢獻率=(ΔΚ/Κ)/(ΔY/Y)；勞動力貢獻率=（ΔL/L）/(ΔY/Y)。假設(shè)生產(chǎn)規(guī)模報酬不變，即α+β=1，整理得：
二、江蘇省科技進步貢獻率的實證研究
（一）變量選擇
1、產(chǎn)出量Y:地區(qū)生產(chǎn)總值（億元）；2、資本投入K:固定資產(chǎn)投資額（億元）；3、勞動力投入L:從業(yè)人數(shù)（萬人）；
（二）數(shù)據(jù)的收集整理
收集1991—2010（限于篇幅部分年份數(shù)據(jù)未列入表中）年江蘇省地區(qū)生產(chǎn)總值、商品零售價格指數(shù)、固定資產(chǎn)投資額、固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)和從業(yè)人數(shù)等數(shù)據(jù)，并對地區(qū)生產(chǎn)總值和固定資產(chǎn)投資額進行價格調(diào)整以消除價格變動的影響，調(diào)整后的數(shù)據(jù)見表1中的前5列。
在R2.14.1軟件平臺下，對數(shù)據(jù)進行線性回歸，可得調(diào)整后的R2＝0.9949，F(xiàn)統(tǒng)計量為3736。從t值和相伴概率可知：常數(shù)項和α均通過顯著性水平為0.001的t檢驗；從擬合優(yōu)度R2及F值可以看出，回歸方程中自變量和因變量間的相關(guān)關(guān)系是成立的，且回歸效果較好。得到的回歸方程為：
其中α=0.83213，lnA=0.91842。計算可得1992—2010年江蘇省科技進步率、科技進步貢獻率、資本貢獻率和勞動力貢獻率如表1中的后5列所示。
（三）數(shù)據(jù)分析
分析表明，1992—2010年間，江蘇省勞動力投入增長率比較低，最大值僅為1.10%，最低值為0.02%，平均值為0.54%；江蘇省資本投入增長率較高，平均增長率約為23.78%，最高值高達50.79%，2000年降至谷底，僅為6.09%，2000—2003年期間有短暫的持續(xù)上升，然后出現(xiàn)波動特征。江蘇省科技進步率波動比較大，最高為43.82%，但平均值卻為－4.11%，存在以3—4年為周期的波動規(guī)律。可能是由于需要資金投入，科技進步為經(jīng)濟增長發(fā)揮作用具有一定的滯后性，從科技研發(fā)到科技應(yīng)用需要一定的周期，因此在短期內(nèi)科技進步貢獻率可能為負值。
1992—2010年間，江蘇省資本貢獻率非常高，均值約為124.46%，最高達221.09%，最低也達到66.14%。江蘇省勞動力貢獻率相對較低，均值為3.23%。綜述分析可以得出：資本投入是江蘇省經(jīng)濟增長的主要動力；科技進步對江蘇的經(jīng)濟增長也起到重要的推動作用，但波動較大；勞動力投入對江蘇的經(jīng)濟增長貢獻率較低。科技進步貢獻率對資本貢獻率有“抵消”作用的一種可能原因是：測算出的科技進步貢獻率中包含宏觀經(jīng)濟調(diào)控等因素，政府為了限制經(jīng)濟增長過熱的情況，往往進行調(diào)控，而這一部分“抵消”作用反應(yīng)在科技進步貢獻率這一測算指標(biāo)上。
三、結(jié)論
對江蘇省1992—2010年科技進步貢獻率進行測算，發(fā)現(xiàn)個別年份出現(xiàn)大起大落的波動情況，可能是由于測算出的科技進步貢獻率不是“純科技進步”且受到宏觀經(jīng)濟政策調(diào)整或要素投入周期性影響的緣故。從資本貢獻率來看江蘇省資本投入是其經(jīng)濟增長的主要動力。從勞動力貢獻率來看，其均值為3.23%，且相對穩(wěn)定。勞動力投入對其經(jīng)濟增長的影響比較微弱。從科技進步貢獻率來看，科技進步對江蘇的經(jīng)濟增長也起到重要的推動作用。由此可見，目前江蘇省經(jīng)濟增長的最主要動力是大量的資本投入，科技進步水平還需要進一步提升，只有這樣才能實現(xiàn)向集約式經(jīng)濟增長模式的平穩(wěn)轉(zhuǎn)型。
參考文獻：
①汪慧玲，王富貴．西部地區(qū)提高科技進步貢獻率的對策分析——以甘肅省為例[J]．工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2009（1）：112—115
②趙喜鳥，錢燕云．技術(shù)進步對經(jīng)濟增長的貢獻度分析——基于長三角和珠三角5個地區(qū)的實證分析[J]．科技進步與對策，2012（2）：23—26
二、廣東、山東、江蘇、浙江4省，構(gòu)成了中國經(jīng)濟增長的“第一級強勁地區(qū)發(fā)動機”。“八五”和“九五”時期，這4省對全國經(jīng)濟增長的平均貢獻率都在6％―11％之間，4省的平均貢獻率分別達到8．85％、8．32％，平均貢獻率合計分別達到35．43％、33．29％，說明全國經(jīng)濟增長中約有1／3來自這4省，是中國最富活力、經(jīng)濟持續(xù)增長的經(jīng)濟強省。
三、河北、河南、上海、湖北、遼寧、福建、四川、湖南、黑龍江、安徽10省市，是中國經(jīng)濟增長的“第二級強地區(qū)發(fā)動機”。“八五”、“九五”兩個時期，這10個省市對全國經(jīng)濟增長的平均貢獻率大小雖然有所變化，但都在3％-5．5％之間，10省的平均貢獻率合計分別達到41．m％、43．6％，也是中國經(jīng)濟發(fā)展富有活力的經(jīng)濟大省市。
上述14個省市，雖然不到中國省市的一半(約45％)，但在“／乙五”、“九五”兩時期，對全國經(jīng)濟增長的平均貢獻率合計超過了76％，說明中國經(jīng)濟增長中有3／4以上源自這14個省市。這些省市是中國經(jīng)濟增長的絕對主導(dǎo)力量，也是中國經(jīng)濟快速發(fā)展的命脈。
四、北京、江西、云南、廣西、吉林、山西、天津、重慶、陜西、內(nèi)蒙古、新疆11個省市區(qū)，構(gòu)成了中國經(jīng)濟增長的“第三級地區(qū)發(fā)動機”。兩個時期，這11個省市區(qū)對中國經(jīng)濟增長的平均貢獻率都在1．3％―3％之間。11個省市區(qū)平均貢獻率合計分別達到20．39％、20．01％，是中國經(jīng)濟增長的一支不可忽視的力量。
五、甘肅、貴州、海南、寧夏、青海、6個省區(qū)，是中國經(jīng)濟增長“第四級弱地區(qū)發(fā)動機”。兩個時期，每個省區(qū)對中國經(jīng)濟增長的平均貢獻率都在1％以下(除甘肅“九五”外)，6省區(qū)平均貢獻率合計分別為3．16％、3．1％，是中國經(jīng)濟增長中功率最小、最弱的一個區(qū)域。這6省區(qū)因人口數(shù)量少、經(jīng)濟欠發(fā)達、經(jīng)濟增長活力不足、經(jīng)濟，總量小等各種原因，對中國經(jīng)濟增長的貢獻非常有限。
區(qū)域分析
從傳統(tǒng)東中西三大區(qū)域來分析，東部沿海不僅是中國人口與經(jīng)濟重心，也是中國經(jīng)濟增長最主要動力。在90年代，中國經(jīng)濟增長中約有60％來自于東部沿海12省，是中國經(jīng)濟增長的第一級強勁區(qū)域發(fā)動機。中部地區(qū)對中國經(jīng)濟增長的貢獻率在1／4以上，是中國經(jīng)濟增長的第二級區(qū)域發(fā)動機。西部地區(qū)對中國經(jīng)濟增長的平均貢獻率不足14％，是中國經(jīng)濟增長的第三級弱區(qū)域發(fā)動機。
從“九五”與“八五”兩個時期對比分析，東中西地區(qū)對中國經(jīng)濟增長的平均貢獻率呈現(xiàn)出“東降中升西持平”的態(tài)勢：東部沿海地區(qū)對中國經(jīng)濟增長的貢獻率下降了2．01個百分點，中部地區(qū)上升了2．04個百分點，西部地區(qū)略降了0．03個百分點。如果西部地區(qū)包括上廣西、內(nèi)蒙古二區(qū)，則西部下降了0．68個百分點。這說明隨著東部沿海地區(qū)優(yōu)惠政策資源的削弱與逐步喪失，廣東、江蘇兩個龍頭對中國經(jīng)濟增長的貢獻率下降，東部地區(qū)對中國經(jīng)濟增長的貢獻率有下降趨勢；中部地區(qū)各省奮起直追，正日益成為中國經(jīng)濟增長中功率越來越大的一個區(qū)域發(fā)動機；西部地區(qū)對中國經(jīng)濟增長的平均貢獻率仍然呈現(xiàn)出持平略降態(tài)勢，這從―個側(cè)面勛口清楚地說明了西部大開發(fā)的艱巨性與長期性。
各省綜合貢獻率分析
由于全國各省人口多少不一、CDP總量不等、國土面積相差巨大，如果單獨以各省市區(qū)對全國經(jīng)濟增長的平均貢獻率為標(biāo)準(zhǔn)，還不能客觀、全面評價各地區(qū)對全國經(jīng)濟增長的貢獻力度。考慮到上述因素，我們構(gòu)造出綜合貢獻率指數(shù)，以定量評價各個地區(qū)對全國的綜合貢獻率。
2013年7月《中國經(jīng)濟雷達月報》數(shù)據(jù)顯示，當(dāng)月中國經(jīng)濟指數(shù)與中國經(jīng)濟增長率之間呈現(xiàn)同步變化，二者之間的彈性系數(shù)為1.4793。其中，中國經(jīng)濟指數(shù)為0.7041，環(huán)比下降0.0015個指數(shù)點，下降0.2126%；同期，中國經(jīng)濟增長率為7.5008%，環(huán)比下降0.1014個百分點，下降1.3338%（見圖1）。數(shù)據(jù)表明，中國經(jīng)濟指數(shù)繼續(xù)下降同時，中國經(jīng)濟增長繼續(xù)下滑，中國經(jīng)濟不容樂觀。數(shù)據(jù)顯示（見圖2），當(dāng)月美國經(jīng)濟增長率從上月1.8011%下降到1.7766%，下降0.0245個百分點，繼續(xù)下降；歐元區(qū)經(jīng)濟增長率從上月的-1.1044%變?yōu)?1.0923%，放慢0.0121個百分點，降速放緩；同期，世界經(jīng)濟增長率從上月1.9581%下滑到1.9426%，下降0.0155個百分點，世界經(jīng)濟由于美國和歐洲及中國三大經(jīng)濟體持續(xù)下滑，世界經(jīng)濟指數(shù)下滑，世界經(jīng)濟緊縮依然。在經(jīng)濟增長方面，當(dāng)月中國經(jīng)濟增長指數(shù)為0.7545，比中國經(jīng)濟指數(shù)0.7041高出0.0504個指數(shù)點，表明目前中國經(jīng)濟增長缺乏中國經(jīng)濟總體的支撐（見附表）。
在國內(nèi)市場方面，當(dāng)月中國價格增長率從上月的2.1523%上升到2.5477%，環(huán)比上升0.3954個百分點，表明國內(nèi)市場明顯擴張。
總的來看，在影響中國經(jīng)濟增長13個主要因子中，下降因子數(shù)量多于上升因子的數(shù)量，中國經(jīng)濟總體負面。
數(shù)據(jù)顯示，中國農(nóng)業(yè)、工業(yè)和服務(wù)產(chǎn)業(yè)出現(xiàn)不同變化。
當(dāng)月中國農(nóng)業(yè)增長率3.0322%，環(huán)比下降0.3299個百分點，農(nóng)業(yè)對中國經(jīng)濟增長的貢獻率為7.8470%，環(huán)比上升0.4585個百分點；貢獻度為0.5886個百分點，環(huán)比上升0.0269個百分點，農(nóng)業(yè)貢獻率、貢獻度雙雙上升。
當(dāng)月中國工業(yè)增長率為7.5755%，環(huán)比下降0.1376個百分點，工業(yè)對中國經(jīng)濟增長的貢獻率為49.4513%，環(huán)比上升0.5410個百分點；貢獻度為3.7092個百分點，環(huán)比下降0.0091個百分點，工業(yè)貢獻率上升、貢獻度下降。
當(dāng)月中國服務(wù)產(chǎn)業(yè)增長率為8.2448%，環(huán)比上升0.0373個百分點，服務(wù)產(chǎn)業(yè)對中國經(jīng)濟增長的貢獻率為42.7017%，環(huán)比下降0.9995個百分點；貢獻度為3.2030個百分點，環(huán)比下降0.1193個百分點，服務(wù)產(chǎn)業(yè)貢獻率、貢獻度雙雙下降（見圖3）。
總的分析，7月份中國農(nóng)業(yè)增長率、工業(yè)增長率下滑，服務(wù)產(chǎn)業(yè)增長率上升，中國經(jīng)濟指數(shù)和中國經(jīng)濟增長同步下滑。其中，農(nóng)業(yè)比重和貢獻雙雙上升，工業(yè)貢獻率上升、貢獻度下降，服務(wù)產(chǎn)業(yè)比重和貢獻度雙雙下降，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟下滑中顯露剛性，工業(yè)產(chǎn)業(yè)在經(jīng)濟下滑中衰退，服務(wù)產(chǎn)業(yè)隨經(jīng)濟下滑而下滑。
數(shù)據(jù)顯示，當(dāng)月按照消費、投資和凈出口口徑計算的中國總需求為65993.2710億元，比去年同期上升17.2785%，上升顯著（見圖4）。
消費是經(jīng)濟增長的最終目的。當(dāng)月中國消費增長率13.2219%，環(huán)比上升0.4870個百分點，消費對經(jīng)濟增長貢獻率為32.9990%，環(huán)比下降0.9817個百分點，貢獻度為5.9475個百分點，環(huán)比下降0.2473個百分點，消費貢獻率、貢獻度雙降。
當(dāng)月中國投資增長率20.2197%，環(huán)比下降0.0089個百分點，投資對經(jīng)濟增長貢獻率為64.9146%，環(huán)比上升1.0415個百分點，貢獻度為11.6997個百分點，環(huán)比上升0.0554個百分點，投資貢獻率、貢獻度雙雙上升。
當(dāng)月凈出口增長率43.9399%，環(huán)比下降34.2203個百分點，凈出口對中國經(jīng)濟增長貢獻率為2.0864%，環(huán)比下降0.0598個百分點，貢獻度為0.3760個百分點，環(huán)比下降0.0153個百分點，凈出口貢獻率和貢獻度雙雙下降。
關(guān)鍵詞：經(jīng)濟增長;科技進步;貢獻率
中圖分類號：F127 文獻標(biāo)識碼：A
收錄日期：2014年11月5日
一、理論模型
（一）C-D生產(chǎn)函數(shù)。本文采用C-D生產(chǎn)函數(shù)模型Y=AKαLβ。其中，Y代表總產(chǎn)值，A代表綜合技術(shù)水平;K代表資本投入，一般指固定資產(chǎn)投資;L代表勞動投入，一般用就業(yè)人員數(shù)表示;？琢和？茁分別表示資本和勞動的投入彈性系數(shù)。該函數(shù)模型表示在既定的科技水平下，一定時期內(nèi)資本和勞動生產(chǎn)要素組合的最大產(chǎn)值。在此假定遼寧省的規(guī)模報酬不變，即α+β=1。
（二）索洛余值法。美國經(jīng)濟學(xué)家R.M.索洛提出的增長速度方程：y=a+αk+βl，其中，y，a，k，l分別表示地區(qū)生產(chǎn)總值、科技進步、資本投入、勞動投入的增長率，即y=Y/Y，a=A/A，k=K/K，l=L/L，故科技進步增長率a=y-αk-βl。這是增長核算的關(guān)鍵方程，它確定并且讓我們可以衡量增長的三個源泉：資本量的變動、勞動量的變動和全要素生產(chǎn)率的變動。A/A是不能用投入變動來解釋的產(chǎn)出變動，全要素生產(chǎn)率的增長是作為一個余量計算出來的，即通常所說的索洛余量。
（三）科技進步貢獻率測算方法和步驟。通過對C-D生產(chǎn)函數(shù)模型兩邊取對數(shù)和等式α+β=1得到ln=lnA+αln，對等式兩邊進行微分就得到索洛的增長速度方程y=a+αk+βl，再對等式兩邊同時除以y，則有+α+β=1。Ea=×100%;Ek=α×100%;El=β×100%分別表示科技進步、資本、勞動對經(jīng)濟增長的貢獻率，顯然Ea+Ek+El=1。
二、遼寧省科技進步貢獻率的測算
（一）變量的選擇與數(shù)據(jù)來源。本文選取遼寧省地區(qū)生產(chǎn)總值Y為被解釋變量，遼寧省全社會固定資產(chǎn)投資K和年底從業(yè)人員L為解釋變量，利用GDP指數(shù)和固定投資額指數(shù)將所有年份的GDP和固定資產(chǎn)投資額換算為1993年為基期的真實GDP和真實固定資產(chǎn)投資額。增長速度：y=（-1）×100%，k=（-1）×100%，l=（-1）×100%，其中，Yt、Kt、Lt分別是產(chǎn)出量、資本投入量和勞動力投入量的期末值，Y0、K0、L0分別是相應(yīng)指標(biāo)計算期的期初值。表1是已消除價格指數(shù)的相關(guān)數(shù)據(jù)，其原始數(shù)據(jù)來自1993～2012年《遼寧省統(tǒng)計年鑒》。（表1）
（二）模型的參數(shù)估計。通過Eviews軟件對表1數(shù)據(jù)進行回歸計算得到模型（1）：
ln=0.93+0.62ln
t值：（25.45734）（19.30916）
R2=0.953946，Adjusted-R2=0.951387，F(xiàn)=372.8438，S.E.=0.159331，D.W.=0.223707。可以看出，模型（1）在α=0.05的顯著性水平下通過了t檢驗和F檢驗。通過查杜賓-沃森檢驗臨界值表（5%的上下界），0<D.W.=0.223707<dL=1.20，存在正的序列相關(guān)性。現(xiàn)通過Eviews來消除此序列相關(guān)性，加入AR（1）、AR（2）得到模型（2）：
ln=1.03+0.54ln
t值：（20.74695）（16.02663）
R2=0.9963，Adjusted-R2=0.995507，F(xiàn)=1256.453，S.E.=0.042601，D.W.=2.141711。此時，dU=1.41<D.W.=2.141711<4-dU=2.59，這說明加入AR（1），AR（2）后模型不存在序列相關(guān)性，而且通過了t檢驗和F檢驗。
由模型（2）可知，α=0.54，β=1-α=0.46，即資本投入每增加1%，遼寧省地區(qū)生產(chǎn)總值增長0.54%;勞動投入每增加1%，地區(qū)生產(chǎn)總值增長0.46%。可以看出，遼寧省資本投入對GDP的影響很大，該省是資本密集型的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。
綜上所述，遼寧省的C-D生產(chǎn)函數(shù)是：Y=e1.03K0.54L0.46。
（三）遼寧省科技進步貢獻率測算結(jié)果。（表2）
三、結(jié)論
表2中顯示遼寧省的個別年份的科技進步貢獻率呈現(xiàn)負值或數(shù)據(jù)較相近年份出現(xiàn)較大波動，這并不是說科技進步對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了負面影響，可能存在以下幾個原因：第一，這些異常數(shù)據(jù)可能是由于測算出的科技進步貢獻率受到其他相關(guān)因素的影響，還有宏觀經(jīng)濟政策的調(diào)整以及生產(chǎn)要素投入周期性的影響，從而導(dǎo)致個別年份出現(xiàn)大起大落的波動情況。第二，國家統(tǒng)計局的原始數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑不一致。
此外，從分析測算結(jié)果可以看出：
第一，1994～2002年遼寧省經(jīng)濟增長主要依靠資本投入和科技進步來驅(qū)動，2005～2012年的經(jīng)濟增長主要依靠資本投入。而勞動力在所有調(diào)查年份中對遼寧省經(jīng)濟增長的貢獻是最小的。
第二，1994～2012年間勞動對遼寧省經(jīng)濟增長的貢獻率最低，除了個別年份因為上述原因為負值外，其他年份均在0～20%間波動。1994～1996年保持在0.98%的平均水平，在1997年驟然下降。1997～2000年逐漸攀升至12.69%，2000～2002年急劇回落至低點。2005～2012年，資本貢獻率維持在5%的平均水平。勞動投入的增長不僅要包括勞動數(shù)量，還要包括勞動質(zhì)量，兩者綜合才是對勞動投入最準(zhǔn)確的測定。這說明勞動力對遼寧省的經(jīng)濟增長止步不前正處于一個瓶頸期，如果不能提高勞動力質(zhì)量，勞動對經(jīng)濟增長的貢獻不會很大。
第三，遼寧經(jīng)濟增長對資本投入增長的依賴很大，1994～2012年資本平均增長率為20.97%，可見經(jīng)濟增長的資本推動型特征十分明顯。從表2可以看出資本增長率與GDP增長率存在正相關(guān)關(guān)系，尤其是1998～2010年，兩者波動趨勢基本相同。在一段時期內(nèi)，資本因素必然是促進遼寧省經(jīng)濟增長的重要動力。資本增長率在2003年以前的平均值為12.72%，2003以后為30.13%，這直接使得勞動投入對經(jīng)濟增長的貢獻率由2003年以前的0.92%增加到2003年以后的6.6%。因此，保持資本投入的增長對遼寧經(jīng)濟增長具有重要意義，也是今后推動該地區(qū)經(jīng)濟增長的重要途徑。
第四，遼寧的科技進步貢獻率有逐漸下降的趨勢，科技進步和資本對經(jīng)濟增長的貢獻率呈現(xiàn)此消彼長的關(guān)系，這是由政府的宏觀經(jīng)濟政策所致，比如為了刺激某些年份的經(jīng)濟過熱，地方政府為緩解經(jīng)濟過熱和限制經(jīng)濟增長而進行宏觀調(diào)控，減少資本投入，而這一“抵消”作用很可能就反映在科技進步這一測算指標(biāo)上。
實證結(jié)果表明：遼寧省的科技進步貢獻率存在較大波動，同時充分肯定了遼寧省利用現(xiàn)代科技促進經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變的成果。值得注意的是，科技進步貢獻率是一個相對指標(biāo)，取決于科技進步速度和經(jīng)濟增長速度之間的關(guān)系，并非越大越好。對于同樣的科技進步速度，科技進步貢獻率和經(jīng)濟增長速度呈負相關(guān)關(guān)系，即經(jīng)濟增長速度越慢，科技進步貢獻率越大，而當(dāng)經(jīng)濟增長速度越快，科技進步的貢獻率就會變小。
主要參考文獻：
[1]Riddel M P.K Schwe Regional innovation capacity with endogenous employment：Empirical evidence from the U.S.[J].The Review of Regional Studies，2003.33.1.4.
[2]N.格里高利.曼昆.盧遠矚譯.宏觀經(jīng)濟學(xué)[M].北京：中國人民大學(xué)出版社，2011.
[3]Robert M.Solow.“Technical Change and the Aggregate Production Function，”Review of Economics and Statistics，39.1957.
改革開放以來，我國經(jīng)濟已經(jīng)歷了30多年的高速增長，人力資源、自然資源、資本、技術(shù)創(chuàng)新被看作拉動經(jīng)濟增長的四大馬車。隨著技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的影響越來越顯著，技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的貢獻率高低，經(jīng)濟增長是否主要靠技術(shù)創(chuàng)新能力來拉動等問題目前已成為研究的熱點。
二、研究方法、指標(biāo)選取
20世紀(jì)50年代中期，美國著名經(jīng)濟學(xué)家Solow提出solow余值法，其基本表達式為：Ga=y-ɑk-βl。其中：Ga為科技進步的年平均增長速度，y為產(chǎn)出的年平均增長速度，一般用國內(nèi)生產(chǎn)總值來計算，k為資金的年平均增長速度，l為勞動者的年平均增長速度，ɑ、β分別為資本和勞動力的產(chǎn)出彈性系數(shù)。勞動力、資本和技術(shù)創(chuàng)新被稱為經(jīng)濟增長的三要素，根據(jù)solow余值法，筆者選定的研究指標(biāo)分別為：產(chǎn)出（Y）、資本投入（K）、勞動投入（L）。
三、基于solow余值法的數(shù)據(jù)處理
自《中國統(tǒng)計年鑒》中收集2004～2013年的各指標(biāo)數(shù)據(jù)，如表1所示。（表1）1、回歸分析。采用SPSS－回歸分析對上述數(shù)據(jù)進行分析，得出R=0.991，R2=0.983，回歸方程：ln（Q/L）=1.025+1.298ln（K/L）。ɑ的估計值為0.06，β的估計值為1.298。solow余值法模型為：GA=GQ-0.06GK-1.298GL。2、solow余值法分析。分離技術(shù)創(chuàng)新、資本、勞動力對經(jīng)濟增長的貢獻率：其中，GDP增長速度（GQ）、固定資產(chǎn)投資增長速度（GK）、全社會從業(yè)人員增長速度（GL）、乘以彈性系數(shù)后的資本增長速度（aGK）、乘以彈性系數(shù)后的勞動增長速度（bGL）、技術(shù)創(chuàng)新增長速度（Ga）、經(jīng)濟增長中技術(shù)創(chuàng)新貢獻率（Ea）、經(jīng)濟增長中資本貢獻率（Ek）、經(jīng)濟增長中勞動力貢獻率（El）。各指標(biāo)的計算公式如下：
①Ga=GQ-0.06GK-1.298GL
②Ea=Ga/GQ×100%
③Ek=aKG/GQ×100%
④El=bGL/GQ×100%可以看出技術(shù)創(chuàng)新的貢獻率一直處在一個較高水平，但時有波動。從2004年的85.77%，一直緩慢上升至90.87%，自2007年開始下降，到2008年降至73.68%，2009年達到最高點93.25%，此后又緩慢下降，2012年為82.95%。各年的資本在經(jīng)濟增長中的貢獻率波動幅度較大，穩(wěn)定性差。年平均貢獻率約為10.12%，略高于勞動投入貢獻率。勞動力投入年平均貢獻率是3.71%，水平較低，波動較大。2007年以前一直在不斷下降，至最低點2.31%，2009年開始快速上升并在2011年基本持平。由此可見，勞動力投入在促進經(jīng)濟增長的各因素中作用力最小。
四、結(jié)論
Sun Yiqing； Wang Zilong
（南京航空航天大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，南京 210016）
（College of Economics and Management，Nanjing University of Aeronautics & Astronautics，Nanjing 210016，China）
摘要： 科技進步貢獻率對分析城市經(jīng)濟增長有重要意義。本文依據(jù)南京市1993年～2007年統(tǒng)計數(shù)據(jù)，以柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)，運用索洛余值法對南京市經(jīng)濟增長中的科技進步貢獻率進行測算，根據(jù)測算結(jié)果分析出南京市科技貢獻率對經(jīng)濟的實際影響并提供政策建議。
Abstract: The contribution rate of scientific and technological progress has the important significance for the analysis of urban economic growth. This article, based on the statistical data of Nanjing from 1993 to 2007 and Cobb-Douglas production function, calculated Nanjing economic growth technological progress contribution rate with Solow model. According to estimation results, we can analysis real impact on the economy by the contribution rate of science and technology of Nanjing and provide policy advices.
關(guān)鍵詞： 經(jīng)濟增長 索洛余值法 科技進步 貢獻率
Key words: economic growth；solow model；the progress of science and technology；contribution rate
中圖分類號：[C94] 文獻標(biāo)識碼：A文章編號：1006-4311（2011）27-0298-02
0引言
科技進步指科學(xué)發(fā)展與技術(shù)變革互相促進、轉(zhuǎn)化的過程。科技進步與經(jīng)濟增長的關(guān)系，一方面經(jīng)濟發(fā)展不斷對科學(xué)技術(shù)提出新要求，促進其不斷發(fā)展；另一方面，創(chuàng)造、應(yīng)用和推廣科技成果的同時不斷促進經(jīng)濟增長。科技進步作為影響經(jīng)濟增長的重要因素，對提高社會生產(chǎn)效率起決定性作用[1]。
國外估算技術(shù)進步對經(jīng)濟增長貢獻率的方法主要有代數(shù)指數(shù)法（AIN），索羅殘差法（SR）和潛在產(chǎn)出法（PO）等[2]。國家計委、國家統(tǒng)計局在1992年《關(guān)于開展經(jīng)濟增長中科技進步作用測算工作的通知》中，將“增長速度方程法”作為最主要的科技進步貢獻率測算方法來推廣。饒光明等[3]（2008）計算了重慶市科技進步貢獻率，采用引入時間的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)計算出重慶市科技進步、資金與勞動貢獻率。董西明等[4]（2006）也運用此方法測算了甘肅科技進步貢獻率。章剛勇和阮陸寧[5]（2006）運用經(jīng)驗值法、比值法以及回歸法等測算了江西省科技進步貢獻率，指出江西科技進步貢獻率測算采用比值法較為合理。林娟娟和王勛銘[6]（2006）以柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)、索洛余值法為基礎(chǔ)，利用灰色關(guān)聯(lián)法，計算灰色關(guān)聯(lián)確定資本投入和人力投入的關(guān)聯(lián)度，得出資本和勞動的產(chǎn)出彈性，測算甘肅省1986年-2004年的科技貢獻率。
1科技進步貢獻率的測算方法
科技進步貢獻率被描述為在其他要素投入不變的情況下，由時間變化而引起的產(chǎn)出增長率。
1.1 生產(chǎn)函數(shù)測算法生產(chǎn)函數(shù)是描述生產(chǎn)過程中產(chǎn)出與投入要素組合之間依存關(guān)系的計量經(jīng)濟模型。通常表述為：Y=f（A，K，L，…），其中Y為產(chǎn)出量，我國常用GDP、增加值等代表；A、K、L分別代表科學(xué)技術(shù)、資本、勞動等生產(chǎn)投入要素。
柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)。柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)由美國數(shù)學(xué)家Charles Cobb和經(jīng)濟學(xué)家Paul Douglas導(dǎo)出，故稱C-D生產(chǎn)函數(shù)。其數(shù)學(xué)模型為：Y=AK?琢L?茁?滋。
對數(shù)展開式為：lnY=lnA+?琢lnK+?茁lnL+ln?滋。其中：Y為綜合產(chǎn)出量；A為效率系數(shù)，一般A>0；參數(shù)?琢、?茁分別是資本與勞動的產(chǎn)出彈性，且0?燮?琢?燮1，0?燮?茁?燮1；?滋為隨機誤差項，代表了估計的誤差水平。
丁伯根改進的C-D生產(chǎn)函數(shù)。丁伯根對典型C-D生產(chǎn)函數(shù)進行改進，選取樣本一般是時間序列，引入時間變量，即Y=A0emtK?琢L?茁?滋。其中：A0為初始科技水平，m為科技進步參數(shù)，t為時間，emt為綜合科技進步因素，是考慮了引入時間因素后廣義科技進步對產(chǎn)出的影響作用。丁伯根將C-D生產(chǎn)函數(shù)的常數(shù)A換成隨時間變化的A0emt，將科技進步引入生產(chǎn)函數(shù)，解決了科技進步量化難題。
將丁伯根改進模型兩邊取對數(shù)，得：lnY=lnA0+mt+?琢lnK+?茁lnL
由?琢+?茁=1，可令?茁=1-?琢，則有：
lnY=lnA0+mt+?琢lnK+（1-?琢）lnL或ln（Y/L）=lnA0+mt+?琢ln（K/L）
1.2 索洛余值測算法目前我國科技進步測算中，多采用索洛余值法。美國經(jīng)濟學(xué)家索洛（R．M．Solow）在研究美國經(jīng)濟時基于柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)提出的測算方法，將技術(shù)進步納入生產(chǎn)函數(shù)中，把資本和勞動增長對經(jīng)濟增長的貢獻剝離后，剩余的歸為廣義技術(shù)進步，從而定量分離出技術(shù)進步在經(jīng)濟增長中的作用，這便是“索洛余值”，也稱全要素生產(chǎn)率[7]。
索洛余值法公式的簡單推導(dǎo)如下：
根據(jù)柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型：Y=AK?琢L?茁?滋，則A=■
對上式求全微分，整理得：■=■-?琢■-?茁■
分別用a、y、k、l代表A、Y、K、L的增長率，則：a=y-?琢k-?茁l
這就是索洛余值法測算技術(shù)進步貢獻率的標(biāo)準(zhǔn)公式。
其中a為技術(shù)進步速度，即科技進步對經(jīng)濟增長的貢獻份額；y為產(chǎn)出增長速度；k和l分別為資本和勞動的增長速度；?琢k、?茁l分別為資本和勞動對經(jīng)濟增長的貢獻份額。
科技進步對產(chǎn)出貢獻的測算公式為[8]：EA=a/y×100%，表示科技進步貢獻率；EK=?琢k/y×100%，表示資本投入貢獻率；EL=?茁l/y×100%，表示勞動投入貢獻率。
2南京市科技進步貢獻率測算
2.1 測算變量和參數(shù)確定產(chǎn)出量Y。地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）指按市場價格計算的一個國家或地區(qū)所有常住單位一定時期生產(chǎn)活動的最終成果。符號y表示GDP增長速度。
資本投入量K。把每年全社會固定資產(chǎn)投資額作為投入的資金總額。所有價值指標(biāo)都換算成可比價格。符號k表示全社會固定資產(chǎn)投資增長速度。
勞動投入量L。勞動量應(yīng)是實際勞動消耗，可采用就業(yè)人數(shù)來說明勞動消耗，符號l表示就業(yè)人數(shù)增長速度。
參數(shù)?琢、?茁。?琢和?茁采用不同估計方法將得出不同的值，從而影響模型結(jié)果。估計方法一般有三種：經(jīng)驗值法、比值法及回歸法[9]。一是經(jīng)驗值法。按國家計委、國家統(tǒng)計局1992年聯(lián)合的通知，將資本產(chǎn)出彈性系數(shù)?琢設(shè)為0.3，再對其修正，勞動產(chǎn)出彈性?茁則利用?琢+?茁=1導(dǎo)出。全國各地發(fā)展水平不同，?琢值會有較大差別，因此準(zhǔn)確性較差。二是比值法。資本彈性系數(shù)為利潤與國民收入的比值，勞動彈性系數(shù)為勞動報酬與國民收入的比值。三是回歸法。索洛建模程序看，它是動態(tài)時間序列模型，建模所用時間序列長度一般不少于15年，否則準(zhǔn)確度很難保證。其他條件不變時，資本產(chǎn)出彈性?琢為資本帶來的產(chǎn)值與總產(chǎn)值之比，即資本增加1%時，產(chǎn)出增加?琢%；勞動產(chǎn)出彈性?茁為勞動力帶來的產(chǎn)值與總產(chǎn)值之比，同理。實際上當(dāng)資本投入變化時，勞動投入也會變化，因此很難假定其他條件不變的情況，這也是科技進步度量模型參數(shù)估計的困難所在。故應(yīng)以實際數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)來回歸分析，并對回歸結(jié)果進行統(tǒng)計檢驗，檢驗通過得出的參數(shù)才能在模型計算中使用。本文用回歸法估計產(chǎn)出彈性系數(shù)?琢、?茁。
2.2 數(shù)據(jù)選取參照《南京統(tǒng)計年鑒》[10]，選取1993年～2007年的數(shù)據(jù)為樣本，地區(qū)生產(chǎn)總值GDP（萬元），固定資產(chǎn)投資（萬元），社會從業(yè)人數(shù)（萬人），分別用Y、K、L表示，計算得表1。
2.3 產(chǎn)出彈性系數(shù)確定根據(jù)ln（Y/L）=lnA0+mt+?琢ln（K/L），ln（K/L）為因變量，ln（K/L）和年份t為自變量，運用SPSS17.0對表1數(shù)據(jù)進行回歸分析，得回歸參數(shù)：lnA0=6.967，m=0.087，?琢=0.293。再根據(jù)產(chǎn)出彈性關(guān)系?琢+?茁=1得：?茁=0.707。于是線性回歸模型為：
ln（Y/L）=6.967+0.087t+0.227ln（K/L）
（8.377）（4.968）（2.943）
括號中數(shù)分別為常數(shù)項和兩個解釋變量的t值檢驗量，置信水平都在99.5%以上，能通過t檢驗。由回歸結(jié)果，該方程擬合優(yōu)度R2=0.995，表明上述回歸線對樣本數(shù)據(jù)點的擬合程度很高；方程顯著性檢驗F=1093.426，說明方程顯著性也很高，即在99.5%置信概率下，自變量對因變量的影響是顯著的。得南京市國內(nèi)生產(chǎn)總值的生產(chǎn)函數(shù)模型為：Y=1061.03e0.087t+K0.293L0.707?滋
同時得索洛余值模型：?琢=y-0.293k-0.707l
2.4 年平均增長速度的測算測度科技進步貢獻率一般用水平法來計算平均增長速度[11]。以產(chǎn)出為例，計算公式為：
y=（■-1）×100%
其中：Yt為計算期t年產(chǎn)出；Y0為基期產(chǎn)出；t為計算期與基期間隔年份。為保證數(shù)據(jù)結(jié)果可比性對產(chǎn)出和投入指標(biāo)作統(tǒng)一規(guī)定。由年平均增長速度計算公式和索洛余值模型，分別測算出南京市各要素在經(jīng)濟增長中的貢獻率，見表2。
3研究結(jié)論與政策建議
隨著社會進步和經(jīng)濟發(fā)展，推動經(jīng)濟增長的主要力量逐漸由原來的物質(zhì)要素轉(zhuǎn)向科技進步因素。國際經(jīng)濟理論界通常認為科技進步對經(jīng)濟增長的貢獻率超過50％，則該國家或地區(qū)已進入集約型經(jīng)濟增長階段；相反，則尚處于粗放型經(jīng)濟增長階段。20世紀(jì)90年代初以來，南京市科技進步對經(jīng)濟增長的貢獻率始終維持在50%以上，高于全國平均水平，已進入集約型經(jīng)濟增長階段。而由表2可得，南京市科技進步貢獻率在1993年～2007年間經(jīng)歷了下降到上升再到下降的波動，從2001年開始處于下降趨勢；資本投入貢獻率經(jīng)歷兩個升降后，2007年有所上升；勞動投入貢獻率在經(jīng)歷了兩個升降波動后，從2003年開始處于上升趨勢。結(jié)合表1、表2，2000年固定資產(chǎn)投資開始大幅增加，產(chǎn)出在增長率小幅波動中穩(wěn)步上升，而科技進步貢獻率卻逐年下降；社會從業(yè)人數(shù)從1998年開始下降后到2002年又開始回升，勞動投入貢獻率也從1999年開始處于上升趨勢，這與南京良好的經(jīng)濟環(huán)境吸引外來務(wù)工人員有關(guān)。可看出，南京市整體經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r良好，但科技進步對于南京市經(jīng)濟增長的促進作用在降低，政府應(yīng)當(dāng)控制好固定資產(chǎn)投資增長速度，制定和完善相關(guān)政策。
由測算結(jié)果，南京市的科技貢獻率在1994年，及1999年至2001年曾達到70%以上，之后則處于下降趨勢，為此政府需要從以下幾方面制定和出臺各項科技和經(jīng)濟政策：一是增加科技投入，加快科技成果轉(zhuǎn)化；二是不斷發(fā)展和完善科技體制創(chuàng)新，建立企業(yè)為主體、產(chǎn)學(xué)研結(jié)合的技術(shù)創(chuàng)新體系，鼓勵引導(dǎo)企業(yè)建立研發(fā)中心等；三是大力發(fā)展科學(xué)教育事業(yè)，特別是加快發(fā)展職業(yè)教育，培養(yǎng)高技能人才，提高勞動者素質(zhì)，打造本地區(qū)科技人才梯隊；四是優(yōu)化政府職能，完善宏觀調(diào)控體系，加速轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，積極引導(dǎo)和鼓勵企業(yè)走低投入、低耗能、低污染、高產(chǎn)出、高效益的發(fā)展道路。
參考文獻：
[1]劉志亭，張敏．科技進步對青島市經(jīng)濟增長貢獻的測算分析[J]．青島科技大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2006，（12）：49-55.
[2]侯曉博．河南科技進步貢獻率的測定：1985-2007．經(jīng)濟研究，2009，（7）：61-62.
[3]饒光明，吳忠俊，丁思穎．重慶科技進步貢獻率增長中的直轄效應(yīng)[J]．軟科學(xué)，2008，（1）：42-46.
[4]董西明，董長瑞，吳書光．甘肅經(jīng)濟增長中科技進步貢獻率分析[J]．科技管理研究，2006，（10）：48-50.
[5]章剛勇，阮陸寧．科技進步貢獻率測算方法的比較研究[J]．江西社會科學(xué)，2006，（11）：244-247.
[6]林娟娟，王勛銘．科技進步與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系研究[J]．中國高新技術(shù)企業(yè)，2006，（5）：17-21.
[7]楊飛虎．1978年~2007年江西省全要素生產(chǎn)率研究[J]．價格月刊，2009，（6）：32-35.
[8]馮強，張紅輝．寧波市經(jīng)濟增長中技術(shù)進步貢獻率的過程分析[J]．經(jīng)濟研究，2009，（3），38-40.
[9]袁靖，胡磊．山東省科技進步貢獻率測算的實證研究[J]．山東商業(yè)職業(yè)技術(shù)學(xué)院學(xué)報，2010，（1）：90-93.
在早期經(jīng)濟增長理論中，經(jīng)濟增長被看作是勞動、資本、土地等生產(chǎn)要素的函數(shù)。這種傳統(tǒng)的經(jīng)濟增長理論非常重視生產(chǎn)要素的投入對經(jīng)濟增長的作用，把生產(chǎn)規(guī)模的擴大看作經(jīng)濟增長的主要標(biāo)志，認為只要通過生產(chǎn)要素的投入增加就可以增加一國的總產(chǎn)出，進而實現(xiàn)經(jīng)濟的增長。因此，它強調(diào)生產(chǎn)要素的投入規(guī)模是影響一國經(jīng)濟增長的重要因素。
在現(xiàn)代經(jīng)濟增長理論中，經(jīng)濟增長是通過提高各種生產(chǎn)要素的整體投入效率來實現(xiàn)的。著名經(jīng)濟學(xué)家索洛否定了傳統(tǒng)增長理論提出的資本積累是經(jīng)濟增長的決定因素，提出了技術(shù)進步是經(jīng)濟增長決定性因素的新觀點。經(jīng)濟學(xué)家丹尼森(Denison，E.E)通過研究發(fā)現(xiàn)，其他發(fā)達國家的經(jīng)濟增長也主要歸因于技術(shù)進步。后來，新經(jīng)濟增長理論把技術(shù)進步進一步內(nèi)生化，提出了技術(shù)進步是經(jīng)濟增長的決定性因素。因此，現(xiàn)代經(jīng)濟增長理論對傳統(tǒng)生產(chǎn)要素(諸如原材料、能源等自然資源)的依賴度降低，更加強調(diào)知識、技術(shù)進步、人力資本這些先進生產(chǎn)要素以及它們使用效率的提高對經(jīng)濟增長的重要影響。
二、經(jīng)濟模型的建立
(一)運用柯布―道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)估計參數(shù)α和β
生產(chǎn)函數(shù)
取對數(shù)后
其中：Y 為產(chǎn)出水平；A0為技術(shù)進步率； t 為時間變量； K為資金投入； L 為勞動投入；α為勞動產(chǎn)出彈性系數(shù)；β為資本產(chǎn)出彈性系數(shù)。
通過灰色預(yù)測軟件建立GM（1，1）模型，用求得的模擬值建立生產(chǎn)函數(shù)模型。將柯布―道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)進行線性化處理，對函數(shù)兩邊取自然對數(shù)，并與α+β= 1聯(lián)立。運用 EVEIWS軟件，對方程進行線性回歸，就可以得到α，β的 OLS估計值。
（二）運用索洛“余值法”計算技術(shù)進步貢獻率
索洛在柯布―道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上，兩邊同時取對數(shù)求微分得出增長速度方程：m = y - αl - βk
其中：y 為產(chǎn)出的年增長速度； m 為技術(shù)進步的年增長速度； k 為資金的年增長速度； l 為勞動的年增長速度；α為勞動彈性系數(shù)；β為資金彈性系數(shù)。得到α，β的估計值后，可以分別計算技術(shù)進步貢獻率 EA 、資本貢獻率 EK 、勞動貢獻率 EL 。（技術(shù)進步貢獻率 EA = m/ y，資本貢獻率 EK =βK/ y，勞動貢獻率 EL =αl/ y）
三、我國經(jīng)濟增長因素實證分析
(一)數(shù)據(jù)選用及處理
本文選取我國 1996-2009 年的經(jīng)濟指標(biāo)數(shù)據(jù)，產(chǎn)出 Y 表示國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)，資本 K表示全社會固定資產(chǎn)投資額，勞動力 L 用年末勞動力從業(yè)人數(shù)表示。為統(tǒng)一口徑，消除價格水平影響，利用各年的國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP) 及定基價格指數(shù)換算出1990年不變價的產(chǎn)出水平 Y 值的時間序列，利用各年的固定資產(chǎn)投資額及固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)換算出1990年不變價格的固定資產(chǎn)投資額 K值的時間序列。
（二）建立模擬數(shù)據(jù)
通過灰色預(yù)測軟件，得到了新陳代謝方法對GDP、K和L累加數(shù)據(jù)的模擬值及相對誤差的結(jié)果如表1。
注：表中國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP單位億元、全社會固定資產(chǎn)投資K單位億元，從業(yè)人員數(shù)L單位萬。
從表1可以看出：新陳代謝對GDP、K和L的模擬數(shù)據(jù)的相對誤差均較小，模擬效果較好，因此新陳代謝模擬數(shù)據(jù)可以運用于建模。
(三)新陳代謝模型回歸及各貢獻率的計算
1.新陳代謝模型
用新陳代謝的模擬值通過EVEIWS軟件求得的估計方程如下：
Ly=-0.5434+0.058607*LK+0.941393*LL
從擬合結(jié)果來看，各參數(shù)的 T統(tǒng)計量均大于2，通過 T檢驗； 判定系數(shù) R = 0.999991，adjusted R = 0.999989，說明模型對數(shù)據(jù)擬合的程度高，解釋變量可以說明國內(nèi)生產(chǎn)總值的99.9%；檢驗結(jié)果表明，上述模型在解釋經(jīng)濟增長與技術(shù)進步的關(guān)系上是比較合理的。由回歸模型得，資本產(chǎn)出彈性α=0.058607 ，勞動產(chǎn)出彈性β=0.941393 ，表明勞動投入增加1%，可以促使我國 GDP 增長0.941393%，資本投入增加 1 %，可以促使 GDP 增長0.058607%。
2.計算各要素貢獻率
為了考察整體趨勢 ，將整段時區(qū)劃分為 1996-2004 和 2005-2009 兩個時段，分別求出其平均技術(shù)進步貢獻率為-1.01和0.73。
四、結(jié)果分析
由表2新陳代謝模擬值建模結(jié)果數(shù)據(jù)可以看出，勞動對產(chǎn)出增長速度的貢獻率接近逐年遞減趨勢，并且相對較小，這在一定意義上表明我國經(jīng)濟增長是靠勞動生產(chǎn)率提高實現(xiàn)的。從技術(shù)進步貢獻率和資金貢獻率看，在2004年之前資金貢獻率都大于技術(shù)進步貢獻率，說明期間是依賴于資金的高投入維持較高的經(jīng)濟增長速度，經(jīng)濟增長是外延粗放式增長，即經(jīng)濟增長主要不是依靠技術(shù)進步推動，而是依賴于生產(chǎn)要素投入量的增加。而2004年之后，技術(shù)進步率的貢獻率漸進逐年遞增的趨勢，說明技術(shù)進步在社會經(jīng)濟發(fā)展中起著舉足輕重的作用，體現(xiàn)了科學(xué)技術(shù)就是第一生產(chǎn)率。
總體來說，近年來我國的經(jīng)濟發(fā)展速度很快，綜合經(jīng)濟實力也大大增強，但經(jīng)濟增長整體的質(zhì)量和宏觀經(jīng)濟效益都不是很高，不利于長期可持續(xù)發(fā)展。從經(jīng)濟增長的長期趨勢看，制約我國未來經(jīng)濟持續(xù)增長的核心因素將是“技術(shù)進步”。因此，在今后的經(jīng)濟發(fā)展中，要進一步加大科技投入力度，積極提高自主創(chuàng)新能力，創(chuàng)建有利于加速技術(shù)進步的良好環(huán)境，推進產(chǎn)、學(xué)、研相結(jié)合的科技經(jīng)濟一體化，加快科技成果向生產(chǎn)力的轉(zhuǎn)化，努力使我國經(jīng)濟走上集約型之路。
【摘要】長期以來，人們對科技進步貢獻率的內(nèi)涵和測算方法都存在一些爭議。為了使科技進步貢獻率真正成為度量科技進步驅(qū)動經(jīng)濟增長的指標(biāo)，本文結(jié)合上海經(jīng)濟增長核算的實踐，對科技進步貢獻率的傳統(tǒng)測算方法做了改進。新的科技進步貢獻率剔除了經(jīng)濟開放和非公有經(jīng)濟發(fā)展的制度創(chuàng)新影響，更加穩(wěn)定合理。
關(guān)鍵詞 科技進步；全要素生產(chǎn)率；制度創(chuàng)新
【作者簡介】廖遠甦，常熟理工學(xué)院講師，博士，研究方向：經(jīng)濟增長、計量經(jīng)濟應(yīng)用。
一、引言
因為科技進步貢獻率的測算有助于跟蹤經(jīng)濟創(chuàng)新驅(qū)動、轉(zhuǎn)型發(fā)展的過程，所以它頻繁出現(xiàn)在國家和地方政府的“十二五”規(guī)劃中，幾乎成為與GDP增速、萬元GDP能耗并駕齊驅(qū)的宏觀經(jīng)濟績效考核指標(biāo)（何錦義，2012）。學(xué)界也很重視科技進步貢獻率的測算，涌現(xiàn)出大量相關(guān)研究（于潔等，2009；周紹森等，2010；李蘭蘭等，2011；楊少華等，2011）。雖然人們都認同科技進步貢獻率測算的重要性，但對它的內(nèi)涵和測算方法仍然存在一些爭議（狄昂照，1997；周方，1997；杜希雙，1998；何錦義，2006；何錦義，2012）。以廣泛采用的索洛余值法為例，實踐中碰到的共性問題有：①如何估計物質(zhì)資本存量的基期值，設(shè)定合理的折舊率；②很多研究用從業(yè)人員數(shù)代替從業(yè)人員人力資本存量，忽略了人力資本中“質(zhì)”的變化；③多數(shù)研究直接假設(shè)規(guī)模報酬不變，缺乏實證依據(jù)；④將科技進步視作全要素生產(chǎn)率的惟一源泉，進而將全要素生產(chǎn)率的貢獻率等同于科技進步貢獻率，導(dǎo)致科技進步貢獻率的高估。為此，學(xué)者們探索了其他數(shù)學(xué)形式更復(fù)雜的研究方法，如數(shù)據(jù)包絡(luò)分析、隨機前沿模型、超越對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)等。這些探索豐富了科技進步貢獻率的測算研究，但仍未能夠解決所有上述問題。結(jié)合上海經(jīng)濟增長核算的多年實踐，本文對科技進步貢獻率的傳統(tǒng)測算方法做了改進，并針對測算的技術(shù)難點，給出了一個完整、系統(tǒng)的解決方案。
二、研究方法
在經(jīng)典的索洛模型中，科技進步是一個平穩(wěn)增長的外生變量，但科技進步主要來自技術(shù)創(chuàng)新，它應(yīng)該能夠被描述研發(fā)活動的變量所解釋。與科技進步一樣，制度創(chuàng)新也是上海經(jīng)濟效率提升的重要源泉，因此，需要構(gòu)造反映上海經(jīng)濟制度創(chuàng)新的指標(biāo)。本文借鑒被稱為“市場化指數(shù)”的綜合評價研究，該研究旨在全面、系統(tǒng)地測度中國經(jīng)濟的制度創(chuàng)新。具體到本文，不僅想知道制度創(chuàng)新對上海經(jīng)濟增長的貢獻，還想探究制度創(chuàng)新的某些重要方面如何影響上海的經(jīng)濟效率。所以，構(gòu)造了反映上海經(jīng)濟制度創(chuàng)新的3個重要維度的指數(shù)。
上海科技進步貢獻率的測算可分為三個步驟。第一步，運用回歸模型估計生產(chǎn)函數(shù)，得到物質(zhì)資本和人力資本的產(chǎn)出彈性。不妨采用柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，假定全要素生產(chǎn)率服從指數(shù)增長，那么有
其中， Y 表示GDP產(chǎn)出； K 表示物質(zhì)資本存量； H 表示人力資本存量，有時為回避估計人力資本，常用勞動者數(shù)量L 代替人力資本存量； α和β 分別表示物質(zhì)資本和人力資本的產(chǎn)出彈性；γ 表示全要素生產(chǎn)率的增長率。在生產(chǎn)函數(shù)的規(guī)模不變假設(shè)下（這個假設(shè)需要實證檢驗），（1）式轉(zhuǎn)化為
第二步，首先將估計出的物質(zhì)資本和人力資本的產(chǎn)出彈性代入（3） 式計算出全要素生產(chǎn)率，
然后再運用以下的回歸模型估計研發(fā)資本存量和制度創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率的彈性，
其中， D 表示研發(fā)資本存量； MI 表示市場發(fā)育指數(shù)； OI 表示經(jīng)濟開放指數(shù)； PI 表示非公有經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)。
第三步，根據(jù)前兩步的模型設(shè)定，可以推導(dǎo)出以下的增長核算式
其中，符號g 的下標(biāo)是變量名，與符號g 合起來表示該變量的增長率。最后一項表示未被模型解釋的經(jīng)濟增長。科技進步貢獻率等于研發(fā)資本存量對產(chǎn)出的貢獻：
物質(zhì)資本、人力資本、制度創(chuàng)新的貢獻率與（6） 式類似，不再贅述。
三、數(shù)據(jù)處理
1.物質(zhì)資本存量的估算。沿用永續(xù)盤存法，本期資本存量等于上一期資本存量扣除折舊加上本期投資，公式如下
361.30億元；物質(zhì)資本折舊率為10%。物質(zhì)資本存量估計結(jié)果見表1。
2.研發(fā)資本存量的估算。從實物形態(tài)看，研發(fā)投入中大部分都轉(zhuǎn)化成可用于研發(fā)的固定資產(chǎn)，因此，研發(fā)資本存量的估算可以直接沿用物質(zhì)資本存量的估計方法，計算公式為
這里， D 表示研發(fā)資本存量； RDE 表示本期研發(fā)投入，用R&D經(jīng)費內(nèi)部支出指標(biāo)作為本期研發(fā)投入； δ 表示研發(fā)資本存量的折舊率。基期值和折舊率需要合理的設(shè)定。
如前文所述，上海1978 年物質(zhì)資本存量為361.30億元，固定資本形成總額為31.69億元，當(dāng)期投資占物質(zhì)資本存量的比例是8.77%。假設(shè)1978 年研發(fā)投入占研發(fā)資本存量的比例與此相同，當(dāng)年R&D經(jīng)費內(nèi)部支出1.32億元，可推算基期研發(fā)資本存量為15.05億元。
因為知識的更新速度超過物質(zhì)損耗，所以一般認為研發(fā)資本的折舊率高于物質(zhì)資本存量的折舊率，Hall等（1995）、樊綱等（2011） 都取研發(fā)資本折舊率為15%，但李小平等（2006）、鄧力群（2011） 則取偏低的折舊率，為5%。簡化模型（4），去掉制度創(chuàng)新變量，然后測試從5%到30%一系列不同水平的折舊率。實證結(jié)果表明，隨著折舊率的上升，研發(fā)資本存量的顯著性和擬合優(yōu)度都下降，5%的折舊率是最優(yōu)的，所以研發(fā)資本存量的折舊率設(shè)為5%。
3.人力資本存量的估算。上海的人口系統(tǒng)具有高度的開放性，戶籍人口與外來流動人口在人力資本方面存在顯著的異質(zhì)性：戶籍人口中受高等教育的比例較高，外來流動人口則以農(nóng)民工居多。考慮到人力資本的異質(zhì)性，參照廖遠甦和朱平芳（2012） 的研究，本文分別估計上海本地勞動力與外來勞動力的人力資本，然后根據(jù)兩種勞動力的比例進行加總，1996年前的人力資本存量見表2。
至于1995 年以后的平均受教育年限，利用《中國勞動統(tǒng)計年鑒》提供的地區(qū)從業(yè)人員教育構(gòu)成數(shù)據(jù)不難估計。將從業(yè)人員的平均受教育年限和從業(yè)人員數(shù)相乘就得到上海從業(yè)人員的人力資本存量。
4.制度創(chuàng)新的度量。根據(jù)研究目標(biāo)，本文選取了反映上海經(jīng)濟制度創(chuàng)新的三個重要方面，即市場發(fā)育程度、經(jīng)濟開放程度、非公有經(jīng)濟發(fā)展程度，相應(yīng)構(gòu)造了市場發(fā)育指數(shù)、經(jīng)濟開放指數(shù)和非公有經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)。其中，市場發(fā)育指數(shù)包括3 個維度：資金市場、勞動力市場和技術(shù)市場，分別用固定資產(chǎn)投資中利用外資、自籌投資和其他投資所占的比例、勞動力流動性（流動人口與戶籍人口之比）、技術(shù)市場活躍度（技術(shù)市場成交金額與GDP之比） 等指標(biāo)衡量。對外開放指數(shù)使用最常用的對外依存度衡量。非公有經(jīng)濟指數(shù)包含3個指標(biāo)：非公有經(jīng)濟在就業(yè)、投資和產(chǎn)出三方面的比重。采取同級指標(biāo)等權(quán)加總的方法，計算出3個指數(shù)，詳見表3。
四、實證分析
1.生產(chǎn)函數(shù)的估計。首先估計模型（1），結(jié)果如下：
除了趨勢項，其他系數(shù)都顯著。物質(zhì)資本、人力資本的產(chǎn)出彈性之和為1.19，與1 很接近，所以用Wald 統(tǒng)計量檢驗規(guī)模不變假設(shè)。Wald 統(tǒng)計量為1.19，P 值為0.28，不能拒絕規(guī)模不變的原假設(shè)，所以可認為上海宏觀經(jīng)濟生產(chǎn)函數(shù)是規(guī)模不變的。加上規(guī)模不變假設(shè)，模型（2） 的估計結(jié)果如下：
規(guī)模不變假設(shè)提高了模型的估計性能，趨勢項變得顯著。物質(zhì)資本產(chǎn)出彈性為0.58，那么人力資本產(chǎn)出彈性為0.42。將這兩個參數(shù)代入到（3） 式計算出全要素生產(chǎn)率， 然后估計模型（4）。
2.全要素生產(chǎn)率的分解。模型（4） 的估計結(jié)果見表4。如表4所示，采用OLS估計原模型，所有解釋變量都在1%水平下顯著，但市場發(fā)育指數(shù)的符號與經(jīng)濟學(xué)常識相悖，初步懷疑是解釋變量的多重共線性所致。考察解釋變量的方差膨脹因子，發(fā)現(xiàn)都大于10的臨界水平，市場發(fā)育指數(shù)的方差膨脹因子最大，而且它的符號異常。刪除該異常變量后，估計結(jié)果并沒有改善，其他解釋變量的顯著性下降，經(jīng)濟開放指數(shù)僅在10%水平下顯著，非公有經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)甚至變得不顯著。嘗試變量差分形式的回歸模型，估計結(jié)果稍有改善，非公有經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)在5%水平下顯著，經(jīng)濟開放指數(shù)在10%水平下顯著，但顯著水平仍然低于原模型的估計結(jié)果。最后，運用嶺回歸估計參數(shù)，當(dāng)有偏系數(shù)為0.73時，所有變量的符號都為正，符合理論預(yù)期。而且研發(fā)資本存量、經(jīng)濟開放指數(shù)和非公有經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)都在1%水平下顯著，只有市場發(fā)育指數(shù)不顯著。四種估計一致表明，研發(fā)資本存量對全要素生產(chǎn)率有很強的解釋能力，說明科技進步是上海經(jīng)濟效率提升的主要動力。
3.上海經(jīng)濟增長核算。根據(jù)嶺回歸的估計結(jié)果，利用（5） 式對改革開放以來的上海經(jīng)濟增長進行了核算。迄今為止，上海經(jīng)濟經(jīng)歷了從“六五”到“十一五”共6個五年發(fā)展時期。各個發(fā)展時期要素投入、科技進步、制度創(chuàng)新的貢獻率見表5。
由于“七五”時期極低的經(jīng)濟增長率導(dǎo)致貢獻率測算異常，所以，本文重點研究“七五”時期以后的貢獻率。整體而言，從1978 年到2010年，物質(zhì)資本是上海經(jīng)濟增長的第一動力，貢獻率約占6成；科技進步是上海經(jīng)濟增長的第二動力， 貢獻率為26.5%， 稍低于以往估算值的31.7%；制度創(chuàng)新的貢獻率約占1成，其中經(jīng)濟開放的貢獻率是3.2%，非公有經(jīng)濟發(fā)展的貢獻率為7.1%；人力資本對上海經(jīng)濟增長的貢獻相當(dāng)有限，貢獻率僅為2.7%。
值得注意的是，物質(zhì)資本貢獻率一直居高不下，“九五”時期甚至高達76.5%，體現(xiàn)了主要依賴固定資產(chǎn)投資拉動的經(jīng)濟增長方式。但從“八五”時期開始，人力資本貢獻率開始上升，最近的“十一五”時期已經(jīng)接近2成。“七五”時期以后，上海的科技進步貢獻率呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的態(tài)勢，大約每經(jīng)歷一個五年時期，就提高3 到5 個百分點，“十一五”時期，上海的科技進步貢獻率達到22.9%，這主要得益于上海逐漸增加的研發(fā)投入強度。“六五”時期研發(fā)投入強度不超過1個百分點。2003年，上海的研發(fā)投入強度首次超過2%，接近法國等主要發(fā)達國家的水平。2011年研發(fā)投入強度高達3.1%，已經(jīng)超過了美國同期的研發(fā)投入水平。
非公有經(jīng)濟的發(fā)展和經(jīng)濟開放是上海經(jīng)濟效率提升的兩個主要引擎。民營經(jīng)濟的發(fā)展激發(fā)了上海經(jīng)濟的強勁活力，但是非公有經(jīng)濟發(fā)展的貢獻率總體呈現(xiàn)下降的趨勢，“十一五”時期的貢獻率只有0.6 個百分點，值得警醒。然而這并不意味著發(fā)展民營經(jīng)濟的“制度紅利”已經(jīng)釋放殆盡，相反它說明民營企業(yè)在融資、壟斷行業(yè)的進入等方面存在的諸多隱性制度壁壘亟待突破。惟有如此，才能進一步增強民營經(jīng)濟的活力，提高上海的經(jīng)濟效率。另一方面，經(jīng)濟開放的貢獻率整體也是上升的，但2007年美國次貸危機引發(fā)了全球經(jīng)濟衰退，導(dǎo)致上海“十一五”時期的進出口大幅下滑，經(jīng)濟開放的貢獻率變成負值。可以相信，只要上海堅持以開放促改革，隨著全球經(jīng)濟的復(fù)蘇，經(jīng)濟開放的貢獻率會逐漸回升。
比較科技進步貢獻率的兩個測算結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)本文的測算方法優(yōu)于常用的索洛余值法。
五、主要結(jié)論
1.固定資產(chǎn)投資和科技進步是上海經(jīng)濟增長的兩大動力。自改革開放以來，物質(zhì)資本是上海經(jīng)濟增長的第一動力，貢獻率約占6成；科技進步是上海經(jīng)濟增長的第二動力， 貢獻率為26.5%，稍低于以往31.7%的估算值。雖然科技進步的貢獻不足固定資產(chǎn)投資的一半，但貢獻率呈現(xiàn)上升趨勢。可以預(yù)見，隨著上海經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型升級，上海經(jīng)濟增長方式將逐步轉(zhuǎn)變。科技進步有望接替固定資產(chǎn)投資，成為上海經(jīng)濟增長的第一動力。
2.科技進步和制度創(chuàng)新是提升上海經(jīng)濟效率的兩大引擎。上海全要素生產(chǎn)率的回歸分析表明：研發(fā)資本存量每增加1個百分點，全要素生產(chǎn)率提高0.13 個百分點；經(jīng)濟開放程度每增加1個百分點，全要素生產(chǎn)率提高0.1 個百分點；非公有經(jīng)濟的發(fā)展水平每增加1個百分點，全要素生產(chǎn)率提高0.04個百分點。由此可見，上海應(yīng)該繼續(xù)加大研發(fā)投入，促進科技成果轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力。同時，以上海自貿(mào)區(qū)試點為契機，深化改革開放，推動民營經(jīng)濟發(fā)展，釋放新的制度紅利。
3.科技進步貢獻率的新測算方法顯著優(yōu)于傳統(tǒng)測算方法。以索洛余值法為代表的傳統(tǒng)測算方法，名為測算科技進步貢獻率，實際估算的是全要素的貢獻率，應(yīng)用中容易出現(xiàn)望文生義的誤解。本文測算的科技貢獻率來源于研發(fā)資本存量的貢獻，更加符合“科技進步”一詞的含義。新算法的實證結(jié)果表明，上海全要素生產(chǎn)率的提升能夠被科技進步和制度創(chuàng)新很好地解釋，比傳統(tǒng)測算方法揭示了更多的信息。傳統(tǒng)方法的測算結(jié)果還因為殘差的波動而不規(guī)則，甚至出現(xiàn)難以解釋的負值。新方法克服了這個缺點，測算的科技進步貢獻率呈現(xiàn)明顯的上升趨勢，測算結(jié)果更加合理，也更具有參考價值。
參考文獻
[1]狄昂照.科技進步貢獻率的規(guī)范化[J]. 中國科技論壇,1997,(3) .[2]杜希雙. 對當(dāng)前科技進步貢獻率測算中幾個問題的認識[J].統(tǒng)計研究,1998,(4) .
[3]樊綱,王小魯,張立文,朱恒鵬. 中國各地區(qū)市場化進程報告[J].經(jīng)濟研究,2003,(3).
[4] 樊綱,王小魯,馬光榮. 中國市場化進程對經(jīng)濟增長的貢獻[J].經(jīng)濟研究,2011,(9) .
[5] 何錦義. 科技進步貢獻率測算中值得注意的幾個問題[J]. 統(tǒng)計研究,2006,(2).
[6] 何錦義. 關(guān)于科技進步貢獻率的幾點認識[J]. 統(tǒng)計研究,2012,(8) .
[7] 李蘭蘭, 諸克軍,郭海湘. 中國各省市科技進步貢獻率測算的實證研究[J]. 中國人口·資源與環(huán)境,2011,(4) .
[8]李小平,朱鐘棣. 國際貿(mào)易、R&D 溢出和生產(chǎn)率增長[J]. 經(jīng)濟研究, 2006,(2).
[9]廖遠甦. 重估上海物質(zhì)資本存量:1978～2008 [J].上海經(jīng)濟研究,2009 ,(12).
[10]廖遠甦,朱平芳. 上海從業(yè)人員人力資本估計(1978~2010) [J].上海經(jīng)濟研究,2012, (12).
[11]單豪杰. 中國資本存量K 的再估算:1952~2006 年[J]. 數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究, 2008,(10).
[12]王金營. 制度變遷對人力資本和物質(zhì)資本在經(jīng)濟增長中作用的影響[J]. 中國人口科學(xué), 2004,(4).
[13]于潔,劉潤生,曹燕,龐景安. 基于DEA-Malmquist 方法的我國科技進步貢獻率研究:1979～2004 年[J]. 軟科學(xué),2009,(2).
[14]楊少華,鄭偉. 科技進步貢獻率測算方法的改進[J]. 統(tǒng)計與決策, 2011,(8).
[15]朱平芳,徐偉民. 政府的科技激勵政策對大中型工業(yè)企業(yè)R&D投入及其專利產(chǎn)出的影響[J]. 經(jīng)濟研究,2003,(6).
關(guān)鍵詞：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) 經(jīng)濟增長 貢獻
一、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟增長關(guān)系的理論
（一）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變與經(jīng)濟增長的內(nèi)在聯(lián)系
產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演變與經(jīng)濟增長具有內(nèi)在聯(lián)系。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高變換率會導(dǎo)致經(jīng)濟總量的高增長率，而經(jīng)濟總量的高增長率應(yīng)會導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高變換率。隨著技術(shù)水平的進一步提高，這兩者間的內(nèi)在聯(lián)系日益明顯，社會分工越來越細，產(chǎn)業(yè)部門增多，部門與部門間的資本流動、勞動力流動、商品流動等聯(lián)系也越來越復(fù)雜。因此，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的關(guān)系極為密切。在一定條件下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是經(jīng)濟增長的基礎(chǔ)，是促進經(jīng)濟增長的根本因素之一，而經(jīng)濟的增長將導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生相應(yīng)的變動。現(xiàn)代經(jīng)濟增長的過程，是經(jīng)濟增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動相互促進、相互聯(lián)系、不斷發(fā)展的過程。
（二）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系的主要代表性理論研究
20世紀(jì)60年代以后，許多經(jīng)濟學(xué)家在經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的關(guān)系上進行了深人研究，有代表性的經(jīng)濟學(xué)家有庫茲涅茨、羅斯托、錢納里等。庫茲涅茨認為，在總量與結(jié)構(gòu)變動的關(guān)系中，首要的問題是總量增長，通過總量的增長來帶動經(jīng)濟結(jié)構(gòu)包括產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化。羅斯托認為，經(jīng)濟增長并不是脫離產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)而單獨發(fā)生的經(jīng)濟過程，恰恰是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷變化而使其功能不斷提高的作用結(jié)果。錢納里把經(jīng)濟增長過程看作是國民經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的一組變化，這組變化與國民收人水平的增長有密切關(guān)系。
國內(nèi)外經(jīng)濟發(fā)展歷史證明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系非常密切，經(jīng)濟發(fā)展實質(zhì)上就是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷調(diào)整、升級的過程，一定的經(jīng)濟發(fā)展階段必然有相應(yīng)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)支撐，這是經(jīng)濟發(fā)展的普遍規(guī)律。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)必須與經(jīng)濟發(fā)展的水平相適應(yīng)，合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)將會促使經(jīng)濟向更高的水平發(fā)展，反之則將會影響甚至阻礙經(jīng)濟的增長。那么巴彥淖爾市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)到底對該市的經(jīng)濟增長的貢獻有多大呢？下面我們將通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長貢獻的實證分析和規(guī)范分析兩方面來測算。
二、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長貢獻的實證分析
產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的貢獻分析是指產(chǎn)業(yè)比例關(guān)系變化所引起的經(jīng)濟總量的增加(即結(jié)構(gòu)彈性分析)，它屬于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)的分析。而產(chǎn)業(yè)比例關(guān)系變化的增加額占同期經(jīng)濟總增加額的百分比,就是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟增長的貢獻率或者貢獻份額,該值即對應(yīng)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)值。
羅默認為,長期經(jīng)濟增長是由技術(shù)進步促進的,而短期的經(jīng)濟增長則是由資本和勞動等要素投入的增加所決定的。但需要注意的是,資本、勞動和技術(shù)是在一定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中組織在一起進行生產(chǎn)的,對于給定的資本、勞動和技術(shù),不同產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會導(dǎo)致不同的產(chǎn)出結(jié)果。因此,如何度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的貢獻就成為學(xué)術(shù)界所關(guān)注的焦點。
（一）一般分析法
資料來源：根據(jù)2007年《巴彥淖爾市統(tǒng)計年鑒》各產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)計算整理所得。
從表1中可以看出，2000年以來巴彥淖爾市各產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻發(fā)生了很大的變化，第一產(chǎn)業(yè)對GDP增量的貢獻率從2001年的16.77%減少到了2007年3.52%，而第二產(chǎn)業(yè)對GDP增量的貢獻率從2001年的25.89%增加到了2007年的64.16%。總的趨勢是第一產(chǎn)業(yè)的貢獻逐年降低。第二產(chǎn)業(yè)的貢獻逐年提高,從整體上看,在考察期間的絕大多數(shù)年份,二產(chǎn)的貢獻率在整個地區(qū)所占比重都是最大。進入21世紀(jì)后,二產(chǎn)對經(jīng)濟增長的貢獻更是保持了穩(wěn)中有升的態(tài)勢。而第三產(chǎn)業(yè)的貢獻卻是先降低而后增加，這與近些年的政策調(diào)整以及統(tǒng)計口徑的改變等因素都有一定的影響。
（二）因素分析法
這一方法是根據(jù)統(tǒng)計分析中的因素分析方法的原理來考察產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟增長的貢獻率。具體計算過程如下：
我們用g來表示GDP的增長率，并且有：
其中，為第i產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值（增加值）占GDP的比重；為第i產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（增加值）的增長率。上式表明，GDP增長率的高低取決于兩方面因素，一是各產(chǎn)業(yè)增長率的高低，二是各產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重。一般而言，假定各產(chǎn)業(yè)增長率一定，產(chǎn)值比重較高的產(chǎn)業(yè)對GDP的拉動作用就越大；因此，要測定產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟增長的貢獻率，我們可以借鑒因素分析的方法，以各產(chǎn)業(yè)的報告期增長率乘以基期的產(chǎn)值比重來求得GDP增長率，與報告期實際GDP增長率想減就是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟增長的貢獻率。這里我們采用的數(shù)據(jù)是以可比價格計算的GDP環(huán)比增長率為實際的GDP增長率，以2000年為基期計算以后各年扣除結(jié)構(gòu)變動的GDP增長率。兩者相減的結(jié)果就是從2001年到2007年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的貢獻率。最后計算結(jié)果見表2，其中g(shù)為不含結(jié)構(gòu)變動的增長率，為i產(chǎn)業(yè)增長率。
表2產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的貢獻率
資料來源：根據(jù)2007年《巴彥淖爾市統(tǒng)計年鑒》各產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)計算整理所得。
通過計算可知，從貢獻率角度分析，2001年到2007年巴彥淖爾市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長有很大的影響作用，平均貢獻率為1.16。從2002年的0.13增加到2007年的3.74，其貢獻率的增長為近30倍。
三、主要結(jié)論與政策建議
根據(jù)以上實證分析,我們可以對巴彥淖爾市2000年以來的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的貢獻分析，得出以下結(jié)論:首先,2000年以來,巴彥淖爾地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生了很大的變化。其次,盡管不同分析方法之間有一定的差別,但都可以證明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的貢獻明顯。再次,就三次產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的促進作用大小來看,盡管個別年份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的促進作用很大,但在考察期間,整個地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的促進作用還是最大。
因此，從長遠發(fā)展來看，巴彥淖爾市應(yīng)當(dāng)采取切實可行的措施加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的進程，加強第一產(chǎn)業(yè)、提高第二產(chǎn)業(yè)、發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)的指導(dǎo)思路發(fā)展經(jīng)濟，實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟跨越式發(fā)展。
（一）調(diào)整農(nóng)牧業(yè)結(jié)構(gòu)，確保農(nóng)牧業(yè)的基礎(chǔ)作用
第一產(chǎn)業(yè)增加值在三次產(chǎn)業(yè)中的比重不斷下降是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動的客觀趨勢，但這并不意味著農(nóng)牧業(yè)生產(chǎn)的停滯和落后。農(nóng)牧業(yè)是國民經(jīng)濟的基礎(chǔ)，自治年來，巴彥淖爾市農(nóng)牧區(qū)經(jīng)濟得到了較大增長和提高，其比例一直占國內(nèi)生產(chǎn)總值的絕對數(shù)雖然近些年比例逐漸下降，但在國民經(jīng)濟中仍是一個“弱質(zhì)產(chǎn)業(yè)”。今后要在不斷深化農(nóng)村和畜牧區(qū)改革和增加投入的基礎(chǔ)上，優(yōu)化農(nóng)、林、牧、漁內(nèi)部結(jié)構(gòu)，加快農(nóng)牧業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展，以確保農(nóng)牧業(yè)的基礎(chǔ)作用和全市國民經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。
（二）加速發(fā)展第二產(chǎn)業(yè)
巴彥淖爾市經(jīng)濟是個典型的“二元結(jié)構(gòu)”經(jīng)濟，這種狀態(tài)就決定了經(jīng)濟發(fā)展階段的模糊性和不確定性。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)跨度大，工業(yè)化初期的產(chǎn)品需要大力發(fā)展，工業(yè)化中期的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)要適度超前發(fā)展，工業(yè)化后期的產(chǎn)業(yè)要適度超前發(fā)展。為此把大力推進第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展放在突出的位置上，并以此為契機引發(fā)第二三產(chǎn)業(yè)的壯大、第一產(chǎn)業(yè)的調(diào)整，使三次產(chǎn)業(yè)逐漸擺脫惡性循環(huán)而進入到良陛循環(huán)之中。
（三）大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級
在現(xiàn)代經(jīng)濟中，第三次產(chǎn)業(yè)的興旺發(fā)達標(biāo)志著經(jīng)濟社會進步程度，尤其是經(jīng)濟發(fā)達國家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)演進過程表明，經(jīng)濟現(xiàn)代化程度越高，第三產(chǎn)業(yè)所占的比重越高。巴彥淖爾市第三產(chǎn)業(yè)長期相對滯后，己成為國民經(jīng)濟快速發(fā)展的“瓶頸”產(chǎn)業(yè)，意味著未來產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，重點是大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。提高第三產(chǎn)業(yè)在國民生產(chǎn)總值中的比重，完善第三產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)，是巴彥淖爾市目前及未來產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重點。
參考文獻：
本研究數(shù)據(jù)來源于 《統(tǒng)計年鑒 （2013 年）》和2003-2012 年自治區(qū)國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公告。研究教育對經(jīng)濟增長的貢獻率的方法很多，有教育對經(jīng)濟增長的回歸分析法、有索羅的速度增長模型方法、有生產(chǎn)函數(shù)法與經(jīng)濟增長的貢獻率法、有丹尼森因素分析法計算經(jīng)濟增長的貢獻率等等方法。但最為常見的分析中等職業(yè)教育和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值相關(guān)關(guān)系、最能反應(yīng)中等職業(yè)教育對經(jīng)濟增長貢獻率的方法是回歸分析法。本研究以 EViews（統(tǒng)計分析軟件）為分析工具，以 2003年—2012 年間中等職業(yè)技術(shù)學(xué)校在校人數(shù)為基礎(chǔ)，揭示中等職業(yè)教育與經(jīng)濟增長之間的內(nèi)在的依存關(guān)系，構(gòu)建相應(yīng)的數(shù)學(xué)模型，探討中等職業(yè)教育與高等教育對經(jīng)濟增長的貢獻率。
二、中等職業(yè)教育與 GDP 總量之間的相關(guān)關(guān)系與簡單線性回歸分析
（一）中等職業(yè)教育與 GDP 總量之間的相關(guān)關(guān)系
利用 Eviews 軟件作出中等職業(yè)教育與 GDP總量之間的線性相關(guān)關(guān)系圖。Y 代表 GDP，X 代表中等職業(yè)教育人數(shù)，由此可見，從 2003 年至 2012 年隨著中等職業(yè)教育人數(shù)的增加，國內(nèi)生產(chǎn)總值 GDP 也在增加，這表明中等職業(yè)教育的發(fā)展與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在著依存關(guān)系。
（二）中等職業(yè)教育與 GDP 總量之間的簡單線性回歸分析
為了更好地揭示中等職業(yè)教育與 GDP 總量增長之間的關(guān)系，建立一元回歸模型。1.假設(shè)建立如下一元回歸模型:表 1-2 給出了采用 Eviews 軟件對表 1-1 中的數(shù)據(jù)進行回歸分析的計算結(jié)果。一般可寫出如下回歸分析結(jié)果：=75.72123 + 0.020031Xi（0.670710）（3.004096）R2=0.530092 R2=0.471353其中，括號內(nèi)的數(shù)值為相應(yīng)參數(shù)的 t 檢驗值，R2是可決系數(shù)，R2是調(diào)整后的可決系數(shù)。2.模型檢驗在給定顯著性水平 α=0.05，查 t 分布表得自由度為n-k=8，臨界值 tα/2(n-k)=2.306。由表 1-2 中數(shù)據(jù)可得，與對應(yīng)的 t 統(tǒng)計量為 3.004096，其絕對值大于 tα/2(n-k)=2.306，這說明應(yīng)當(dāng)拒絕原假設(shè)，也就是說，當(dāng)在其他解釋變量不變的情況下，解釋變量“中等職業(yè)教育人數(shù)的增加”(X1)對被解釋變量“國內(nèi)生產(chǎn)總值 GDP”（Y）有顯著的影響。模型估計結(jié)果說明，在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)年中等職業(yè)教育人數(shù)每增加 1 人，國內(nèi)生產(chǎn)總值 GDP 就會增長 0.020031 億元。
（三）高等教育與 GDP 總量之間的簡單線性回歸分析
為了更好地揭示高等教育與 GDP 總量增長之間的關(guān)系，建立一元回歸模型。1.假設(shè)建立如下一元回歸模型:同中等職業(yè)教育與 GDP 總量回歸分析一樣，采用 Eviews 軟件對表 1-1 中的數(shù)據(jù)進行回歸分析的計算結(jié)果。一般可寫出如下回歸分析結(jié)果：=-77.43496 + 0.018508Xi（-0.920054）（5.860176）R2=0.811061 R2=0.7874432.模型檢驗在給定顯著性水平 α=0.05 時，查 t 分布表得自由度為n-k=8 臨界值 tα/2(n-k)=2.306。由表 1-3 中數(shù)據(jù)可得，與 對應(yīng)的 t 統(tǒng)計量為 5.860176，其絕對值大于 tα/2(n-k)=2.306，這說明應(yīng)當(dāng)拒絕原假設(shè)，也就是說，當(dāng)在其他解釋變量不變的情況下，解釋變量“高等教育的人數(shù)的增加”(X1)對被解釋變量“國內(nèi)生產(chǎn)總值 GDP”（Y）有顯著的影響。模型估計結(jié)果說明，在假定其它變量不變的情況下，當(dāng)年高等教育人數(shù)每增加 1 人，國內(nèi)生產(chǎn)總值 GDP 就會增長 0.018508 億元。
三、中等職業(yè)教育與高等教育對經(jīng)濟增長貢獻率的對比
關(guān)鍵詞：居民消費需求；收入分配；經(jīng)濟增長；遼寧省
投資和消費是擴大內(nèi)需的兩個關(guān)鍵因素，投資需求對經(jīng)濟增長的短期拉動作用十分明顯，而消費需求對經(jīng)濟增長的長期拉動作用更為突出，因此增加投資是各國政府常用的刺激經(jīng)濟回升的重要手段。但在市場經(jīng)濟條件下，從長期看，市場需求規(guī)模是決定著生產(chǎn)規(guī)模和投資規(guī)模的主要因素。投資需求的增加對經(jīng)濟增長具有明顯的推動作用，但經(jīng)濟增長進入正常運行后必須有消費需求相應(yīng)的增長加以配合。因此，我們應(yīng)該在增加投資的同時，相應(yīng)地重視消費需求對經(jīng)濟增長的拉動作用，多方面啟動國內(nèi)市場，這對于加快經(jīng)濟發(fā)展無疑具有十分重要的引領(lǐng)意義。
一、消費、投資在經(jīng)濟增長中的地位分析
改革開放以來，我國經(jīng)濟快速增長，步入了出口導(dǎo)向與投資驅(qū)動快速發(fā)展的發(fā)展模式，但是投資和貿(mào)易順差增長過快、內(nèi)需相對不足的結(jié)構(gòu)性矛盾非常突出。消費、投資、出口難以共同快速發(fā)展，我國經(jīng)濟出現(xiàn)了內(nèi)部失衡，表現(xiàn)為投資與消費嚴(yán)重失衡，即投資率（資本形成總額占GDP的比例）偏高，而消費率（最終消費占GDP的比例）則相對偏低。
基于1991―2012年間數(shù)據(jù)，采用國民核算支出法來測算遼寧省三大需求對經(jīng)濟增長平均貢獻率：2004年以前，最終消費支出貢獻率與資本形成總額貢獻率波動幅度較大（見下頁圖1），1991年和1992年兩因素的貢獻率沒有發(fā)生太大變化，最終消費貢獻率為62%左右。在1993年，資本貢獻率一度超過消費貢獻率，上升幅度與下降幅度都較大。1993―1995年，消費貢獻率呈現(xiàn)上升趨勢，在1995年，最終消費支出貢獻率達到歷史最大值80%，資本形成總額貢獻率出現(xiàn)了負值-14.1。1996年消費貢獻率出現(xiàn)較大幅度的下跌，下降到15.4%。1996―2002年，消費貢獻率波動幅度較小，保持在50%～70%之間。1994―2002年，消費貢獻率一直大于資本貢獻率，也就是說，消費需求是拉動經(jīng)濟增長份額的最大需求。1996年以后資本貢獻率呈現(xiàn)不斷上升趨勢，而最終消費支出貢獻率在2002年后出現(xiàn)下滑，2003年以后資本貢獻率超過最終消費支出貢獻率，變化幅度較為平穩(wěn)，資本貢獻率保持在55%～80%之間，而消費貢獻率保持在30%～45%之間，這說明拉動經(jīng)濟增長的主要因素已由消費需求變?yōu)橥顿Y需求，顯示出遼寧消費對遼寧老工業(yè)基地振興的貢獻率處于偏低的地位。因此，提高消費對遼寧老工業(yè)基地振興的貢獻率迫在眉睫。
二、消費需求對經(jīng)濟增長貢獻率低的原因
（一）居民收入低，城鄉(xiāng)收入差距大
從城鄉(xiāng)居民人均收入總量上看，到 2012 年，遼寧城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為23 223元，低于全國平均水平（全國城鎮(zhèn)居民人均可支配收入為24 564元）；農(nóng)民人均純收入為9 384元，雖然高于全國水平，但在全國排第九位。遼寧城鄉(xiāng)居民收入水平低于位于南方沿海地區(qū)，甚至低于同在環(huán)渤海地區(qū)且自然地理條件比較相近的山東。
從城鄉(xiāng)收入差距來看，城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)不斷擴大的趨勢，由2006年的6 279元增加到2012年的13 838元，收入差距增長了兩倍多，過大的收入差距，造成貧富分化嚴(yán)重，也導(dǎo)致了全省消費格局重心在城市。遼西地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展落后，城鄉(xiāng)居民收入較低，相應(yīng)地消費處在較低層次上，而沿海城市旅游、貿(mào)易的繁榮發(fā)展，收入相對較高，消費水平處于較高層次。
（二）消費環(huán)境不理想抑制了消費增長
目前市場整體消費環(huán)境不善，消費服務(wù)水平較低，從飲食、加工業(yè)到醫(yī)療、保險業(yè)，從通信、汽車市場到金融、證券、房地產(chǎn)乃至教育領(lǐng)域，無不積攢著消費者的心頭之痛，侵權(quán)易、維權(quán)難，嚴(yán)重挫傷了居民的消費積極性，消費誠信度存在一些誠信缺失。價格也是影響消費支出的重要因素，一般來說，消費品價格越高，居民的消費支出就會越少，制約城鄉(xiāng)居民消費能力的原因是不斷攀升的高物價和相對而言的低收入水平。2011年遼寧省的居民消費價格總指數(shù)為1.07%，2012年居民消費價格總指數(shù)增到1.1%。有限的收入面對高額的商品，消費者往往是捉襟見肘、望而生畏的。
（三）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)失衡對消費的影響較大
遼寧是東北老工業(yè)基地的重要省份，改革開放初期，其重工業(yè)在國民經(jīng)濟中所占的比重很大，而對輕工業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有一定的忽視，這一定程度上造成了消費結(jié)構(gòu)的不平衡。2012年年末，第二產(chǎn)業(yè)在國民生產(chǎn)總值中所占比重為53.2%，這其中工業(yè)占比為87.7%，建筑業(yè)占比為12.3%。第一產(chǎn)業(yè)所占比重僅為8.7%，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的失衡在一定程度上影響了消費結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。
（四）社會保障制度不完善
受城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的影響，農(nóng)村社會保障體制仍然落后于城鎮(zhèn)，在農(nóng)村，治病難、養(yǎng)老難的問題仍然沒得到解決。2007年，雖然新型農(nóng)村合作醫(yī)療在農(nóng)村全面實行，但新農(nóng)合在農(nóng)民醫(yī)療支出的報銷額度上十分有限，很多的藥品不在報銷范圍之內(nèi)，治療小病或靠長期吃藥才能維持的慢性病所需的費用都是自費。養(yǎng)老保險制度方面，農(nóng)村一部分的老人參加了養(yǎng)老保險，還有沒有納入社會保障制度的人員，沒有從根本上解決農(nóng)民“老有所養(yǎng)”的問題。
三、進一步提高消費對經(jīng)濟增長作用的對策建議
（一）增加居民收入，縮小收入差距
1.運用稅收政策切實優(yōu)化國民收入分配結(jié)構(gòu)。若要切實改善國民收入分配結(jié)構(gòu)不合理的現(xiàn)實狀況，首先，要建立企業(yè)職工工資一般增長機制；宏觀上加強國家對企業(yè)工資的調(diào)控和指導(dǎo)，微觀上要確保職工工資按時足額發(fā)放等，真正提高勞動報酬在初次分配中比例，形成合理有序的城鄉(xiāng)居民收入分配格局，逐步做到中等收入者占比達到多數(shù)，絕對貧困的現(xiàn)象基本消除。其次，做好收入再分配，這是政府重要職能之一，是促進社會公平的有效手段。政府要建立公平取向的政治制度和社會機制，引導(dǎo)社會公眾形成以公平的理念，弘揚良好的社會風(fēng)氣。 2.加大對農(nóng)村的投入，促進農(nóng)民增收。積極運用財政政策，緩解三農(nóng)發(fā)展資金短缺問題，引導(dǎo)和激勵金融機構(gòu)加大涉農(nóng)貸款投放力度。加大對農(nóng)業(yè)技術(shù)的投入，促使遼寧農(nóng)業(yè)向著現(xiàn)代化方向發(fā)展。轉(zhuǎn)換農(nóng)業(yè)的發(fā)展模式，注重服務(wù)業(yè)，尤其是旅游業(yè)的開發(fā)，使發(fā)展模式向著多元化方向發(fā)展。注重對農(nóng)村林牧漁業(yè)的投入，拓寬農(nóng)民的收入渠道。扶持鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的穩(wěn)定快速發(fā)展，引導(dǎo)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)向外向型的模式發(fā)展，積極鼓勵農(nóng)民從事種植業(yè)以外的其他產(chǎn)業(yè)活動。
3.完善收入分配制度，縮小收入差距。提高中等收入階層的收入，并擴大其占比。中等收入者是擴大內(nèi)需的主力軍，只有促進消費市場多樣化、多層化，并加以科學(xué)而規(guī)范的引導(dǎo)，才能發(fā)揮出巨大的消費能量，成為拉動經(jīng)濟增長的中堅力量，對于促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)均衡化也具有重要的意義。抓緊實施壟斷行業(yè)收入分配制度的改革，消除超過社會平均勞動生產(chǎn)率的壟斷行業(yè)過高的收入。推進城鄉(xiāng)一體化建設(shè)，切實縮小城鄉(xiāng)差距，統(tǒng)籌城鄉(xiāng)均衡發(fā)展，切實實現(xiàn)城鄉(xiāng)基礎(chǔ)設(shè)施的配套銜接，控制城鄉(xiāng)居民收入不斷擴大的趨勢，實現(xiàn)城鄉(xiāng)經(jīng)濟、文化的協(xié)同發(fā)展。
（二）改善城鄉(xiāng)居民消費環(huán)境，刺激有效需求
監(jiān)管部門要改善監(jiān)管方法，加強監(jiān)管力度。要敢于曝光消費市場的不合法的違規(guī)操作，為消費者的利益保駕護航，真正做到對監(jiān)管部門保護消費者權(quán)益的活動進行監(jiān)督；另一方面，要發(fā)揮媒體的作用，引導(dǎo)消費者形成一個理性適度的健康綠色的消費理念。只有逐步完善居民消費環(huán)境，才能刺激居民的有效需求。
（三）加快發(fā)展服務(wù)類消費，拓寬居民消費領(lǐng)域
要擴大內(nèi)需，就要加快發(fā)展服務(wù)類消費，扶持享樂型消費。隨著人們收入水平的提高，人們對生活質(zhì)量要求越來越高，消費層次在提升，文化內(nèi)涵已逐漸融入到城鄉(xiāng)居民的生活當(dāng)中。要加快能對提高居民的生活質(zhì)量起到積極作用的文化教育、文化交流、文化旅游等推進文化事業(yè)和文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。充分挖掘和釋放節(jié)日消費市場的潛在需求，引導(dǎo)和鼓勵服務(wù)企業(yè)開展各類商品的營銷活動，滿足居民日益增長的節(jié)假日消費需求。要擴大旅游消費，加強遼寧省各特色景點的宣傳、溫泉旅游的開發(fā)力度，發(fā)揮擁有旅游資源地的優(yōu)勢，積極發(fā)展特色旅游、養(yǎng)生旅游、觀光休閑旅游等等，帶動遼寧的經(jīng)濟發(fā)展。
（四）完善城鄉(xiāng)社會保障體系，提高消費水平
全面建立和完善農(nóng)村最低生活保障制度，健全城市居民最低生活保障制度，完善職工基本養(yǎng)老保險制度。擴大城鎮(zhèn)居民的基本醫(yī)療保險試點范圍，切實解決關(guān)閉企業(yè)退休人員和困難企業(yè)職工參加基本醫(yī)療保險的問題。完善新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度，做好社會保險的覆蓋和基金征繳工作，重點是關(guān)注農(nóng)民工以及非公經(jīng)濟組織就業(yè)人員參加社會保險。加大城鄉(xiāng)醫(yī)療救助支持的力度，建立健全社區(qū)公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系。
參考文獻：
[1] 吳樂珍.我國居民消費率不斷下降的原因及對策分析[J].現(xiàn)代管理科學(xué)，2012，（4）.
[2] 沈坤榮，劉東皇.是何因素制約著中國居民消費[J].經(jīng)濟學(xué)家，2012，（1）.
[3] 劉東皇，孟范昆.金融危機背景下我國居民消費的經(jīng)濟增長效應(yīng)研究[J].統(tǒng)計與決策，2011，（1）.
[4] 魏志凱.促進國民生產(chǎn)總值增長的多因素分析[J].商情，2011，（6）.
[5] 孫迎聯(lián).居民消費需求影響因素分析[J].財經(jīng)科學(xué)，2011，（3）.
[6] 程霞珍，潘理權(quán).擴大居民消費的難點、重點與對策研究[J].經(jīng)濟問題探索，2010，（1）.
[7] 柳國海.當(dāng)前我國收入差距現(xiàn)狀及對策分析[J].中國經(jīng)貿(mào)導(dǎo)刊，2012，（20）.
[8] 王青.關(guān)于擴大沈陽居民消費需求對經(jīng)濟增長拉動作用的對策建議[C]//第十屆沈陽科學(xué)學(xué)術(shù)年會論文集：經(jīng)濟管理與人文科學(xué)分冊，2013.
[9] 徐偉.培育消費新增長點的政策建議[J].經(jīng)濟，2013，（1）.
關(guān)鍵字：高等教育；經(jīng)濟增長；貢獻
高等教育作為最高層次的教育與經(jīng)濟增長的關(guān)系最為密切，它一方面可以促進科學(xué)技術(shù)的發(fā)展間接推動經(jīng)濟增長，另外一方面作為四大要素之一直接推動經(jīng)濟增長。
一、我國高等教育對經(jīng)濟增長的作用的理論分析
1. 高等教育對經(jīng)濟增長的長期作用分析
高等教育對經(jīng)濟增長的長期作用的理論依據(jù)主要是人力資本理論。人力資本理論由美國經(jīng)濟學(xué)家舒爾茨于上個世紀(jì)六十年代提出，該理論認為，教育通過培養(yǎng)擁有專業(yè)技能或者高級專業(yè)知識的高素質(zhì)人才，從整體上提升社會人口的技能，為社會提供高質(zhì)量的勞動力，從而促進社會經(jīng)濟的增長。
自從人力資本理論提出以后，國內(nèi)外眾多經(jīng)濟學(xué)家運用各種方法對教育對經(jīng)濟增長的作用進行了分析。舒爾茨對美國1929年至1957年教育投資增量的收益率做了測算，于1961年在《教育與經(jīng)濟增長》一文中指出，美國教育對1957年美國國民經(jīng)濟增長的貢獻率為33%。丹尼森對美國1929年至1957年教育對國民收入增長的貢獻率做了測算，得到了相似的結(jié)論，美國教育對1929年至1957年美國國民收入增長的貢獻率為35.3%。相比西方高等教育，我國高等教育規(guī)模較小，在教育總量中所占的比例也較小。但是，同西方高等教育一樣，我國高等教育也培養(yǎng)了大量的各種專業(yè)的高素質(zhì)人才，為我國經(jīng)濟保持長期穩(wěn)定增長做出了巨大的貢獻。
2. 高等教育對經(jīng)濟增長的短期作用分析
根據(jù)經(jīng)濟學(xué)原理，高等教育對經(jīng)濟增長的短期作用主要體現(xiàn)在高等教育的外在經(jīng)濟效應(yīng)上，即通過刺激高等教育投資以及相關(guān)消費促進經(jīng)濟增長。因為發(fā)展高等教育需要投資，比如規(guī)模擴張需要加蓋教學(xué)樓、引進試驗設(shè)備、翻新圖書館、增加教師等等，這需要大量的政府財政性資金投入，同時隨著高等教育走向大眾化，人們對高等教育的需求越來越強烈，教育性支出在家庭支出的比例也會越來越高，這些對經(jīng)濟增長的推動作用是很大的。比如：在1998年亞洲經(jīng)濟危機后，我國高校在三年時間內(nèi)將招生規(guī)模擴大了一倍，而且收費改革后對擴招生實行全成本收費，拉動的直接消費和間接消費規(guī)模估計在1000億元左右，對于我國經(jīng)濟增長起到了很大的推動作用。在西方發(fā)達國家，高等教育體系相對完善，當(dāng)金融危機來襲，經(jīng)濟不景氣的時候，人們對高等教育的需求更強，紛紛走進高校，通過接受高等教育提升自身的競爭力來尋求更好的工作機會，這在一定程度上刺激了短期經(jīng)濟增長。
二、我國高等教育對經(jīng)濟增長的作用的現(xiàn)實分析
改革開放初期，我國高等教育辦學(xué)規(guī)模小，在教育總量中的比重也小，主要表現(xiàn)在高等教育定位為精英教育，高校招生規(guī)模小，獲得的教育投入少，辦學(xué)硬件設(shè)施落后，辦學(xué)理念單一。隨著改革開放的深入、教育體制改革的深入以及國家加強了對高等教育的投入，我國高等教育規(guī)模不斷擴大，辦學(xué)條件不斷改善，高等教育得到了極大地發(fā)展，為經(jīng)濟增長起到了更大的作用。盡管在改革開放初期的十年，我國高等教育對經(jīng)濟增長的貢獻率僅僅為0.48%，但是隨著高等教育的發(fā)展，高等教育對經(jīng)濟增長的貢獻率逐步上升，至2008年已經(jīng)達到了1.64%
但是，與發(fā)到國家相比，我國高等教育對經(jīng)濟增長的貢獻仍顯不足，我國高等教育的發(fā)展空間仍然很大。從下表可以看出，我國高等教育對經(jīng)濟增長的貢獻率與美國、英國、德國、法國以及日本等具有代表性的西方五國相比，具有明顯的差距。
三、提高高等教育對經(jīng)濟增長的貢獻的對策
高等教育不僅可以通過科研以及教學(xué)輸出新的科學(xué)技術(shù)，還可以為社會培養(yǎng)高素質(zhì)的勞動力，是社會人力資本的催化劑。因此，社會各界應(yīng)該充分高等教育對經(jīng)濟增長的作用。一方面，應(yīng)該堅持對高等教育的投入，大力發(fā)展高等教育事業(yè)，讓高等教育跟上經(jīng)濟發(fā)展的步伐；另外一方面，應(yīng)該將高等教育事業(yè)作為民族復(fù)興以及重回世界中心的使命來抓，將發(fā)展高等教育作為縮短與西方發(fā)達國家差距的重大措施來實行。
目前，高等教育的資金主要來自四個方面，其一是來自政府的財政性資金，其二是來自學(xué)生的學(xué)費，其三是來自學(xué)校科研成果的轉(zhuǎn)化收益，其四是來自高校提供服務(wù)的收入。其中，財政性在資金以及學(xué)費是主要的辦學(xué)資金來源。隨著人們對高等教育需求的不斷增強，高校辦學(xué)規(guī)模不斷擴大，發(fā)展高等教育的資金就捉襟見肘。因此，拓寬高等教育的資金渠道顯得非常必要。首先，應(yīng)該積極引導(dǎo)社會力量辦學(xué)，鼓勵有實力的企業(yè)、社會團體以及有愛心的個人參與到高等教育建設(shè)中來；其次，提高高校的融資能力，即鼓勵高校利用國際組織以及外國政府的外資貸款以及國內(nèi)的銀行貸款，甚至為發(fā)行高等教育債券創(chuàng)造條件；最后，引導(dǎo)高校內(nèi)部和高校之間建立資源共享機制，提高教育資源的利用效率，從而節(jié)約高等教育資金。
我國高校的主體是公立大學(xué)，受行政制度的限制，高校的發(fā)展模式、教學(xué)理念、科研組織以及人才培養(yǎng)模式基本上大同小異，高等教育的目標(biāo)也缺乏針對性。因此，應(yīng)該深入高等教育體制改革，打破公立大學(xué)的壟斷局面，大力發(fā)展職業(yè)教育等其他層次的高等教育。一方面應(yīng)該吸引民間資本來為建立多層次的多元化高等教育提供經(jīng)濟基礎(chǔ)，另外一方面應(yīng)該針對科技發(fā)展以及職業(yè)崗位對受教育者的不同要求制定不同的教育目標(biāo)，充分發(fā)展職業(yè)教育等其他層次的高等教育。因為職業(yè)教育等其他層次的高等教育作為精英高等教育的補充，直接為社會輸出高素質(zhì)的勞動力，也是轉(zhuǎn)移農(nóng)村勞動力資源培養(yǎng)農(nóng)村技能型人才的重要渠道。
參考文獻：
[1]崔玉平.中國高等教育對經(jīng)濟增長率的貢獻[J].教育與經(jīng)濟，2001(1).
