中國經(jīng)濟增長的動力來源探討

1、<p>　　中國經(jīng)濟增長的動力來源探討</p><p>　　摘要：我國經(jīng)濟已經(jīng)經(jīng)歷了三十多年的高速增長，很多學(xué)者在肯定中國經(jīng)濟增長奇跡的同時，意識到在經(jīng)濟長期高速增長中積累了很多問題。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)能過剩和消費不足問題的出現(xiàn)，中國未來經(jīng)濟是否能保持快速的增長受到高度關(guān)注，其中心問題是中國未來經(jīng)濟增長的動因是什么？一般認(rèn)為，決定經(jīng)濟增長的主要動力因素是包括在生產(chǎn)要素中

2、的勞動力要素和資本要素投入數(shù)量的增加，其中，勞動力要素由從業(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1981―2013年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，根據(jù)協(xié)整理論和向量自回歸的方法，對中國資本形成總額、從業(yè)人員人數(shù)與經(jīng)濟增長的因果性進行實證分析，同時使用ECM模型對資本形成總額與從業(yè)人員人數(shù)對經(jīng)濟增長的解釋能力進行評價。 </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：F2文獻標(biāo)識碼：A文章編號：16723198（2015）17000304 </p><p><b>　　0引言 </b></p><p>　　改革開放30多年來，我國經(jīng)濟實現(xiàn)了舉世矚目的高速增長，為全面建成小康社會和實現(xiàn)現(xiàn)代化奠定了堅實的基礎(chǔ)。研究表明，在引致經(jīng)濟增長的各種生產(chǎn)要素中，一方面，資本投入的增加是拉動我國經(jīng)濟增長的最主要因素

4、。從總體上看，對于一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟增長而言，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)展中國家一樣，資本稀缺是中國經(jīng)濟增長與發(fā)展的最主要障礙，改革開放政策不僅動員了國內(nèi)儲蓄，激活了儲蓄轉(zhuǎn)化為投資的資本形成機制，提高了微觀層面的資本效率；而且通過廉價的土地供給和優(yōu)惠的稅收政策，吸引外國資本與國內(nèi)廉價的勞動力資源相結(jié)合，促進了外向型經(jīng)濟發(fā)展，提高了經(jīng)濟增長的速度?？梢哉f，國內(nèi)資本的加速形成和國外資本的大規(guī)模流入，加上

5、資本效率一定程度的提高，是30多年來我國經(jīng)濟增長的最大動力。隨著改革開放的進一步深入，我國經(jīng)濟增長與資本形成表現(xiàn)出非均衡性；另一方面，在短期內(nèi)，就業(yè)增長與中國經(jīng)濟之間表現(xiàn)出非一致性，而這似乎背離了傳統(tǒng)經(jīng)濟理論帶給人們的一貫認(rèn)識：“就業(yè)增長意味著經(jīng)濟增長?！蹦敲淳烤咕蜆I(yè)與經(jīng)濟增長是何種關(guān)系？本文通過計量實證分析發(fā)現(xiàn)就業(yè)增長與經(jīng)濟增長在短期內(nèi)并不存在必然的一致性，主</p><p><b>　　1文獻回顧

6、</b></p><p>　　自20世紀(jì)90年代以來，已經(jīng)有一些研究對于生產(chǎn)兩要素與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了考察。林毅夫（2001）以1981―2010年GDP增長率、資本效率等統(tǒng)計數(shù)據(jù)，通過國民收入恒等式考察了資本形成和就業(yè)人口對經(jīng)濟增長的貢獻程度。他通過深入探討資本形成和就業(yè)人數(shù)兩個變量的性質(zhì)，使用多種聯(lián)立方程估計方法，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（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)不同估計方法估計結(jié)果所提供的信息來判斷最佳的估計方法。根據(jù)林毅夫的估計結(jié)果，在上世紀(jì)90年代國內(nèi)生產(chǎn)總值對兩要素的彈性數(shù)值大致在0.5左右。該彈性數(shù)值在上世紀(jì)80年代則相對較低，可能主要是因為兩要素占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例隨著時間的變化有增長的趨勢。兩要素占國內(nèi)生產(chǎn)總值比例的增加必然增加兩要素變動對經(jīng)濟增長影響的程度。陳東平（200

8、1）通過使用中國1980―1998年的國民收入、資本存量、勞動力總數(shù)、進出口總額等數(shù)據(jù)，用實證分析的方法探討了進口、出口以及勞動和資本對我國經(jīng)濟增長的作用，得出了進口、出口以及勞動和資本</p><p>　　本文根據(jù)1981―2013年中國的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，通過使用協(xié)整模型對兩生產(chǎn)要素與經(jīng)濟增長關(guān)系進行Granger因果關(guān)系檢驗，分析中國進出口與經(jīng)濟增長之間是否存在協(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、析資本投入與勞動投入對產(chǎn)出的長、短期彈性，從而判別哪種生產(chǎn)要素對經(jīng)濟增長的解釋能力更強。 </p><p><b>　　2實證分析 </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《國家統(tǒng)計局》。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)濟總量指標(biāo)國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP/億元）反映經(jīng)濟

10、增長。我國GDP、從業(yè)人員、出口總額（EX）與資本形成如表1所示。 </p><p>　　對因變量和自變量取對數(shù)，考察lnGDP，lnK，lnL即經(jīng)濟增長率、資本形成總額的增長率，從業(yè)人員增長率之間的協(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，然后依次對時間序列數(shù)據(jù)進行單位根檢驗： </p><p>　　表11981―2013年我國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，這個值在絕對值上甚至遠(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lnGDP的二階段差分做單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表3。 </p><p>　　表3單位根檢驗結(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。 　　（2）對lnK進行單位根檢驗，首先我們用lnK的兩個滯后差分對lnK序列估計，使用上述數(shù)據(jù)估計結(jié)果如下： </p><p>　　ΔlnKt=0.1376-0.

14、0043lnKt-1+0.4633ΔlnKt-1 </p><p>　　Eviews運行結(jié)果如表4所示。 </p><p>　　表4Eviews運行結(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，這個值在絕對值上甚至遠(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lnK的二階段差分做單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表5。 </p><p>　　表5單位根檢

16、驗結(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lnL進行單位根檢驗，首先我們用lnL的兩個滯后差分對lnL序列估計，使用上述數(shù)據(jù)估計結(jié)果如下： </p><p>　　ΔlnLt=0.8054-0.0710lnLt-1 </p><p>　　Eviews運行結(jié)果見表6。 </p><p>　　表6Eviews運行結(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，這個值在絕對值上甚至遠(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lnL的二階段差分做單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表7。 </p><p>　　表7單位根檢驗結(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>　　（4）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的長期平均

22、均衡表達(dá)式： </p><p>　　lnGDPt=0.5978lnKt+0.5430lnLt </p><p>　　（7.8842）（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，不存在自相關(guān)。 </p><p>　?。?）根據(jù)表8的回歸結(jié)果計算殘差序列e，對其進行ADF檢驗，得表9殘差序列檢驗結(jié)果。 <

23、;/p><p>　　表9殘差序列檢驗結(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)果可知殘差項是平穩(wěn)的。因此，可得出

24、lnGDP與lnK、lnL存在協(xié)整關(guān)系。基于上述協(xié)整分析我們可以認(rèn)為中國的經(jīng)濟增長與對兩生產(chǎn)要素之間存在著長期的因果關(guān)系，根據(jù)格蘭杰表述定理：若兩種變量（Xt和Yt）是協(xié)整的并且每個都是非平穩(wěn)的時間序列，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)要素的投入是我國國民經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)在動力所在。表2-表8回歸結(jié)果也表明，本期從業(yè)人員每增長1%時，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值將平均增長0.543%；資本

25、形成總額每增長1%時，國內(nèi)生產(chǎn)總值將平均增長0.598%。 </p><p>　?。?）接下來分析短期兩要素對經(jīng)濟增長的影響，利用EViews軟件建立lnGDP關(guān)于lnK、lnL的誤差修正模型ECM。以滯后一期殘差項作為誤差修正項，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、DW檢驗，各回歸系數(shù)符合經(jīng)濟意義，其中，d（lnK）、d（lnGDP（-1））在1%水平上顯著，d（lnL）、RESID（-1）不顯著，其中變量的符號與長期均衡關(guān)系的符號一致。結(jié)果表明，本期lnK、lnL和上一期lnGDP在短期內(nèi)每增長1%，GDP將依次增長0.0493%、0.3716%和04986%。誤差修正項系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機制，

27、它表明lnGDP與長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影響的短期波動規(guī)律。根據(jù)估計結(jié)果可知，資本投入與勞動投入對產(chǎn)出的長期彈性分別為0.598和0.543，短期彈性分別為0.372和0.050。 　　3結(jié)論 </p><p>　　中國的資本形成總額、就業(yè)人數(shù)兩生產(chǎn)要素的增長與經(jīng)濟增長之間是協(xié)整的，即兩生產(chǎn)要素與國內(nèi)生產(chǎn)總值是存在長期穩(wěn)定的動態(tài)均衡關(guān)系，這種長期穩(wěn)定

28、的均衡關(guān)系下的資本要素彈性和勞動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率反饋到經(jīng)濟增長機制中，成為兩種最重要的經(jīng)濟增長的要素，也就是說，這兩種生產(chǎn)要素在長時間范圍內(nèi)是我國國民經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)在動力所在，這就要求經(jīng)濟增長與資本要素、勞動力要素相協(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)過剩與勞動力供給過剩帶來的經(jīng)濟危機的同時，充分發(fā)揮兩種生產(chǎn)要素彈性的最大化。目前我國政府在宏觀經(jīng)濟政策上應(yīng)該實現(xiàn)從就業(yè)帶動增

29、長到就業(yè)與經(jīng)濟增長協(xié)調(diào)發(fā)展的轉(zhuǎn)變；而從誤差修正模型（ECM）來看，在短期，資本形成總額對經(jīng)濟增長的解釋能力要大于從業(yè)人員對經(jīng)濟增長的解釋能力，反映了經(jīng)濟增長受資本形成總額增長、從業(yè)人數(shù)增長影響的短期波動規(guī)律。并且此模型上的從業(yè)人數(shù)增長對經(jīng)濟增長的解釋在統(tǒng)計上是不顯著的，相反，資本形成總額對經(jīng)濟增長解釋能力在統(tǒng)計上是顯著的，這使得兩生產(chǎn)要素彈性差別很大，顯然，資本要素對經(jīng)濟增長起最主要的作用。這對中國目前制定宏觀經(jīng)濟增長政</p&g

30、t;<p>　　總之，本文對資本、勞動兩種要素與經(jīng)濟增長的數(shù)據(jù)進行的協(xié)整分析表明，無論在長期還是在短期，兩種生產(chǎn)要素在中國的經(jīng)濟增長中都充分發(fā)揮了“發(fā)動機”效應(yīng)，這也是古典經(jīng)濟學(xué)和現(xiàn)代經(jīng)濟學(xué)對于要素對經(jīng)濟增長的貢獻問題基本上達(dá)成的共識。 </p><p><b>　　參考文獻 </b></p><p>　　[1]沈程翔.中國出口導(dǎo)向型經(jīng)濟增長的實證分析[

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