評高級經濟師論文中國經濟增長的動力來源

　　這篇高級經濟師論文發表了中國經濟增長的動力來源，我國經濟的告訴增長為全面建設小康社會奠定了基礎，本文通過計量實證分析發現就業增長與經濟增長在短期內并不存在必然的一致性，主要表現在勞動要素對經濟增長的貢獻率低，相反在長期均衡時間內卻保持了一致性。

　　關鍵詞：高級經濟師論文,中國經濟增長, 宏觀經濟政策

　　0引言

　　改革開放30多年來，我國經濟實現了舉世矚目的高速增長，為全面建成小康社會和實現現代化奠定了堅實的基礎。研究表明，在引致經濟增長的各種生產要素中，一方面，資本投入的增加是拉動我國經濟增長的最主要因素。從總體上看，對于一個國家或地區的經濟增長而言，資本形成是引擎，資本的效率則是關鍵。改革開放初期，和絕大多數發展中國家一樣，資本稀缺是中國經濟增長與發展的最主要障礙，改革開放政策不僅動員了國內儲蓄，激活了儲蓄轉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惠的稅收政策，吸引外國資本與國內廉價的勞動力資源相結合，促進了外向型經濟發展，提高了經濟增長的速度。可以說，國內資本的加速形成和國外資本的大規模流入，加上資本效率一定程度的提高，是30多年來我國經濟增長的最大動力。隨著改革開放的進一步深入，我國經濟增長與資本形成表現出非均衡性;另一方面，在短期內，就業增長與中國經濟之間表現出非一致性，而這似乎背離了傳統經濟理論帶給人們的一貫認識：“就業增長意味著經濟增長。”那么究竟就業與經濟增長是何種關系?經常保持在1：2的要素貢獻率，繼而提出政府不能把勞動力要素的投入當作是使經濟增長的充分條件，最后提出目前我國政府在宏觀經濟政策上應該實現從就業帶動增長到就業與經濟增長協調發展的轉變，來促進經濟增長的對策建議。因此，分析資本形成、就業人員人數與我國經濟增長的關系，解釋經濟增長的資本因素和勞動力因素，無論在理論上還是在實踐上都具有重要意義。

　　1文獻回顧

　　自20世紀90年代以來，已經有一些研究對于生產兩要素與經濟增長的關系進行了考察。林毅夫(2001)以1981―2010年GDP增長率、資本效率等統計數據，通過國民收入恒等式考察了資本形成和就業人口對經濟增長的貢獻程度。他通過深入探討資本形成和就業人數兩個變量的性質，使用多種聯立方程估計方法，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(3SLS)、似不相關估計(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)，以根據不同估計方法估計結果所提供的信息來判斷最佳的估計方法。根據林毅夫的估計結果，在上世紀90年代國內生產總值對兩要素的彈性數值大致在0.5左右。該彈性數值在上世紀80年代則相對較低，可能主要是因為兩要素占國內生產總值的比例隨著時間的變化有增長的趨勢。兩要素占國內生產總值比例的增加必然增加兩要素變動對經濟增長影響的程度。陳東平(2001)通過使用中國1980―1998年的國民收入、資本存量、勞動力總數、進出口總額等數據，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濟增長的作用，得出了進口、出口以及勞動和資本的邊際產出，通過實證分析得出資本形成對經濟增長的作用遠遠大于就業人數。

　　本文根據1981―2013年中國的經濟數據，通過使用協整模型對兩生產要素與經濟增長關系進行Granger因果關系檢驗，分析中國進出口與經濟增長之間是否存在協整關系，在存在協整關系的情況下，使用誤差修正模型來分析資本投入與勞動投入對產出的長、短期彈性，從而判別哪種生產要素對經濟增長的解釋能力更強。

　　2實證分析

　　本文分析所使用的樣本取自1981―2013年的年度數據，數據來源于《國家統計局》。用從業人員(L/萬人)、資本形成(K總額/億元)來反映生產要素的投入;使用宏觀經濟總量指標國內生產總值(GDP/億元)反映經濟增長。我國GDP、從業人員、出口總額(EX)與資本形成如表1所示。

　　對因變量和自變量取對數，考察lnGDP，lnK，lnL即經濟增長率、資本形成總額的增長率，從業人員增長率之間的協整關系，首先利用EViews軟件輸入樣本數據GDP、L和K，生成新序列lnGDP、lnK和lnL，然后依次對時間序列數據進行單位根檢驗：

　　表11981―2013年我國GDP、資本形成總額K

　　t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-1.423358 0.5576Test critical values：1% level-3.6701705% level-2.96397210% level-2.621007GDPt-1系數的τ值為-1.4234，這個值在絕對值上甚至遠低于顯著性水平為10%的臨界值τ-26210，從而表明，即便考慮了誤差項中可能出現的自相關，lnGDP序列仍是非平穩的。

　　其次，對lnGDP的二階段差分做單位根檢驗，檢驗結果見表3。

　　表3單位根檢驗結果

　　t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.269919 0.0002Test critical values：1% level-3.6793225% level-2.96776710% level-2.622989檢驗結果如表3所示，可見d(lnGDP)是平穩的，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，使用上述數據估計結果如下：

　　ΔlnKt=0.1376-0.0043lnKt-1+0.4633ΔlnKt-1

　　Eviews運行結果如表4所示。

　　表4Eviews運行結果

　　t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-0.442211 0.8895Test critical values：1% level-3.6616615% level-2.96041110% level-2.619160lnKt-1系數的τ值為-0.4422，這個值在絕對值上甚至遠低于顯著性水平為10%的臨界值τ-26192，從而表明，即便考慮了誤差項中可能出現的自相關，lnK序列仍是非平穩的。

　　其次，對lnK的二階段差分做單位根檢驗，檢驗結果見表5。

　　表5單位根檢驗結果

　　t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.979837 0.0000Test critical values：1% level-3.6701705% level-2.96397210% level-2.621007檢驗結果如表5所示，可見d(lnK)是平穩的，因此lnK是二階段單整的。

　　(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，使用上述數據估計結果如下：

　　ΔlnLt=0.8054-0.0710lnLt-1

　　Eviews運行結果見表6。

　　表6Eviews運行結果

　　t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-3.053459 0.0406Test critical values：1% level-3.6537305% level-2.95711010% level-2.617434lnLt-1系數的值為-3.0535，這個值在絕對值上甚至遠低于顯著性水平為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的自相關，lnL序列仍是非平穩的。

　　其次，對lnL的二階段差分做單位根檢驗，檢驗結果見表7。

　　表7單位根檢驗結果

　　t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-6.409917 0.0000Test critical values：1% level-3.6793225% level-2.96776710% level-2.622989檢驗結果如表7所示，可見d(lnL)是平穩的，因此lnL是二階段單整的。

　　(4)綜上可見，lnGDP與lnK、lnL都是二階單整的，可能存在協整關系，做lnGDP關于lnK、lnL的OLS回歸，消除自相關性后得回歸結果如表8所示。

　　表8消除自相關性后得回歸結果

　　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根據輸出結果，可得lnGDP與lnK、lnL的長期平均均衡表達式：

　　lnGDPt=0.5978lnKt+0.5430lnLt

　　(7.8842)(4.0684)

　　從表8回歸結果看，回歸系數全部通過t檢驗，不存在自相關。

　　(5)根據表8的回歸結果計算殘差序列e，對其進行ADF檢驗，得表9殘差序列檢驗結果。

　　表9殘差序列檢驗結果

　　t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.451514 0.0001Test critical values：1% level-3.6701705% level-2.96397210% level-2.621007從回歸結果可知殘差項是平穩的。因此，可得出lnGDP與lnK、lnL存在協整關系。基于上述協整分析我們可以認為中國的經濟增長與對兩生產要素之間存在著長期的因果關系，根據格蘭杰表述定理：若兩種變量(Xt和Yt)是協整的并且每個都是非平穩的時間序列，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要素的投入是我國國民經濟發展的內在動力所在。表2-表8回歸結果也表明，本期從業人員每增長1%時，我國國內生產總值將平均增長0.543%;資本形成總額每增長1%時，國內生產總值將平均增長0.598%。

　　(6)接下來分析短期兩要素對經濟增長的影響，利用EViews軟件建立lnGDP關于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。

　　表10誤差修正模型

　　R2=0.6920d=1.7727F=17.2895

　　模擬擬合優度較高，方程通過F檢驗、DW檢驗，各回歸系數符合經濟意義，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系的符號一致。結果表明，本期lnK、lnL和上一期lnGDP在短期內每增長1%，GDP將依次增長0.0493%、0.3716%和04986%。誤差修正項系數為負，符合反向修正機制，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影響的短期波動規律。根據估計結果可知，資本投入與勞動投入對產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結論

　　中國的資本形成總額、就業人數兩生產要素的增長與經濟增長之間是協整的，即兩生產要素與國內生產總值是存在長期穩定的動態均衡關系，這種長期穩定的均衡關系下的資本要素彈性和勞動力要素彈性保持了一致的協調性，幾乎相差無幾，并且各自都以較近似的貢獻率反饋到經濟增長機制中，成為兩種最重要的經濟增長的要素，也就是說，這兩種生產要素在長時間范圍內是我國國民經濟發展的內在動力所在，這就要求經濟增長與資本要素、勞動力要素相協調發展，保持固定的投入-產出比率，避免資本生產過剩與勞動力供給過剩帶來的經濟危機的同時，充分發揮兩種生產要素彈性的最大化。目前我國政府在宏觀經濟政策上應該實現從就業帶動增長到就業與經濟增長協調發展的轉變;而從誤差修正模型(ECM)來看，在短期，資本形成總額對經濟增長的解釋能力要大于從業人員對經濟增長的解釋能力，反映了經濟增長受資本形成總額增長、從業人數增長影響的短期波動規律。并且此模型上的從業人數增長對經濟增長的解釋在統計上是不顯著的，相反，資本形成總額對經濟增長解釋能力在統計上是顯著的，這使得兩生產要素彈性差別很大，顯然，資本要素對經濟增長起最主要的作用。這對中國目前制定宏觀經濟增長政策具有指導性的意義，中國自改革開放以來都是處于資本非良性循環的狀態，造成資本利用效率低下，此外，中國的短期結構性失業矛盾還是十分普遍的，這便使企業不能獲得更多的剩余價值，生產游離的那部分資產也減少了，抑制了企業的下一輪資本最大化供給和消費者的最大化消費需求，社會福利不能得到健全，從而經濟增長的效率就大打折扣了。鑒于此，我國企業應該保證資本在一、三階段快速周轉的同時，保證第二階段的生產資本的技術創新，如固定資本的技術革新，存貨資本的零庫存管理，從整體上保持資本效率;政府也要充分了解勞動力供給缺口，做到人力資源效用最大化，充分刺激經濟增長。

　　總之，本文對資本、勞動兩種要素與經濟增長的數據進行的協整分析表明，無論在長期還是在短期，兩種生產要素在中國的經濟增長中都充分發揮了“發動機”效應，這也是古典經濟學和現代經濟學對于要素對經濟增長的貢獻問題基本上達成的共識。