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中国工业增长因素的实证分析

作者 :文/张玉英 常 艳更新时间:2012-11-13

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改革开放以来,中国工业发展取得了巨大成就,对中国经济的增长做出了很大的贡献。1981年到2000年间我国第二产业增加值的平均增长率为12%,比第一产业高出7个百分点,比第三产业高出一个百分点。2002年在世界经济总体上不太景气的情况下,中国国内生产总值比2001年增长8%,其中:第一产业增加值14883亿元,增长2.9%;第二产业增加值52982亿元,增长9.9%;第三产业增加值34533亿元,增长7.3%。全年工业增加值 45935亿元,比上年增长10.2%。中国目前处于工业化中期,工业的发展仍很重要,这要求我们弄清中国工业发展的因素,对症下药,更好地促进工业的发展。
本文试图对1978年以来工业增长的数据进行分析,并在分析中引入教育投资来衡量人力资本,运用最新发展的时间序列经济计量分析方法——格兰杰因果检验和协整检验,找出中国工业经济增长的原因,为中国工业经济的进一步发展提供一定的参考。
一、实证研究选取的模型、变量和样本数据
本文所用的模型是扩展的索洛模型,即,其中Y代表工业总产值,K代表工业资本投入量,L表示劳动力投入量,H代表人力资本量,代表随机干扰项。这里假定“余值”是由人力资本贡献的,并且是内生化的。因为人力资本可以直接推动经济增长,还可以推动技术进步和提高其它要素的贡献率来间接地促进经济的增长。
人力资本的衡量方法有很多种,为方便计算,我们这里主要用的是成本法即用人力资本投入来衡量。本文选用政府教育投资作为人力资本投入(EI)的代表变量,工业的生产总值为工业增长(IGDP)的变量,工业的年底就业人数为工业的劳动力(IL)。工业的资本投入量用固定资产投资来表示,由于没有固定资产投资的系统统计,这里采用工业的基本建设投资和更新改造投资的和来表示工业的固定资产投资(IF)。样本区间为1978年至2002年,数据来源于历年的《中国统计年鉴》。
二、实证研究的阶段划分和检验结果
本文以1990年为界,把1978年以来经济的发展划分为两个阶段:工业化初期和工业化中期。
(1)工业化初期的检验结果。对变量IGDP、EI、IL、IF分别取自然对数,记为LIGDP、LEI、LIL、LIF,他们的单位根检验结果如表一所示。
表一:对数变量单位根的ADF检验
变量
ADF检验
临界值()
检验回归形式
(c,t,k)
DW值
检验结果
△2LIGDP
-2.70
-1.99
0,0,1
1.52
LIGDP~I(1)
△2LEI
-3.46
-1.99
0,0,1
2.23
LEI~I(1)
△2LIF
-4.59
-1.98
0,0,0
1.48
LIF~I(1)
△2LIL
-3.02
-1.98
0,0,0
1.31
LIL~I(1)
注:检验式中的c,t,k分别表示回归式中包含的截距、趋势项和滞后项的阶数。
根据结果可以知道,上述变量取对数后检验结果均为非平稳的单位根过程,其一阶差分均为平稳过程。对对数变量的一阶差分运用格兰杰因果检验可得到结果:△LIL、△LIF和△LEI不是△LIGDP的因。
(2)工业化中期的检验结果
表二:对数变量单位根的ADF检验
变量
ADF检验
临界值()
检验回归形式
(c,t,k)
DW值
检验结果
△2LIGDP
-2.50
-1.98
0,0,1
1.51
LIGDP~I(1)
△2LEI
-4.18
-1.98
0,0,0
1.91
LEI~I(1)
△2LIF
-2.59
-1.98
0,0,0
1.88
LIF~I(1)
△2LIL
-2.87
-1.98
0,0,0
1.76
LIL~I(1)
注:检验式中的c,t,k分别表示回归式中包含的截距、趋势项和滞后项的阶数。
根据结果可知,上述变量取对数后检验结果均为非平稳的单位根过程,其一阶差分均为平稳过程。对对数变量的一阶差分运用格兰杰因果检验可得到如下结果:△IGDP在5%的显著性水平上是△LEI和△LIL的因,△LIF在10%的显著性水平上是△LIGDP的因。
我们利用上述检验结果将模型设定为线性双对数模型,以同样的数据为样本区间,由协整检验来考察它们之间的长期均衡关系,运用OLS估计建立如下回归模型:
LIGDP= 7.19 +0.49EI -0.68LIL +0.71LIF
(1.54) (0.10) (0.20) (0.12)
(4.66) (4.64) (-3.34) (5.97)
=0.996 =0.996 DW=0.64 F=1877.37
根据协整理论并运用恩格尔-格兰杰提出的EG或者AGE协整检验法进行协整检验。对模型的残差序列进行平稳行检验就是对上述四变量的系统进行协整检验。对残差序列的水平值作ADF检验,检验形式为(0,0,3),ADF=-2.59,显著性水平为5%的Mackinnon临界值为-1.96,所以残差序列平稳,所建立的模型的相应的变量之间存在着协整关系,模型不存在谬误回归。这说明教育投资、工业固定资产投资和工业从业人数对工业的增长之间存在着长期均衡关系。其中固定资产投资的增长的对工业增长的影响最大,固定资产投资增加1%,工业增长0.71%。教育投资的增长的作用次之,教育投资增长1%会带来工业增长0.49%。劳动力的增长对工业经济增长的作用是负的,劳动力每增长1%会导致工业增长减少0.68%。
三、结论分析及政策含义
1978年到1989年的分析结果可能有以下几个方面的原因:(1)统计方法的误差。中国处于改革开发的初期,统计方法还没有与国际接轨,没有实行国民收入核算体系,而仍然实行的物质产品平衡体系,造成这一时期宏观数据的误差。(2)数据的误差。非国有经济迅猛增长,农村家庭承包生产责任制极大地提高了农业劳动生产率,从而创造了发展农村工业的“剩余劳动力”、“剩余资本”和“剩余需求”,进而促进了大量乡镇企业等非国有经济迅速壮大,这些有用的数据在数据一定程度上被忽略了。文章在做平稳性处理的时候把有用的信息忽略掉了。(3)中国处在经济发展的起飞阶段,经济结构急剧变动,除了以上之外的因素,即中包含的因素,如制度和市场化程度等,对工业经济的增长起着很大的甚至是决定性的作用。王文博等(2002)研究认为制度对中国经济的增长有显著的作用。沈坤荣(1997)认为改革开放以来制度因素是经济增长的主要动因。(4)此时处于短缺经济时代,求大于供,生产什么都赚钱,只要产品能生产出来,用什么方法,使用什么要素,都无关紧要了。
在整个时期的分析结果说明工业增长主要是由固定资产投资带动的。这充分印证了我国学者对于我国经济增长因素的分析。安立仁(2003)分析了中国经济增长情况,根据他的分析1977~2002年间中国的GDP产出增加了9.55倍,资本存量增长8.81倍,人均资本存量增长4.73倍,劳动力仅增长1.87倍,可以看出中国经济增长是资本扩张型的。宋光辉(2003)研究表明在1981-2000年间中国经济增长主要靠资本投入拉动。舒元(1993)也指出,我国物质生产净值的增长主要依靠固定资本投入的增加。
教育投资的增长对工业经济的增长没有直接的作用,但是它可以通过和系统中其它要素共同作用来推动工业经济的发展。
劳动力增长对工业经济的增长有着负的作用,表明劳动力的增长一定程度上制约工业经济的增长。原因可能是:(1)工业经济增长中劳动力要素投入增长过快。根据要素边际报酬递减原则,在初期要素的边际报酬会随着要素投入的增加而增加,但其递增的速度会越来越慢,最后由于要素投入过多甚至产生负的效应。(2)工业从业人员结构不合理,不适应工业结构转变。
从以上的分析中,我们可以得出:
(1)以劳动投入来增加工业经济增长是不可行的。中国农村劳动力转移应有多元化的吸收方式,不能仅依靠工业。农村劳动力素质比较低,已经不太适应工业经济发展的需求。我们应该,一方面开展各种成人教育、职业教育和培训,提高转移的这部分劳动力的素质;另一方面可以发展不需要很高技能的服务业来吸收转移的劳动力。
(2)通过增加教育投资来带动工业经济增长具有可行性。一方面增加教育投资可以直接增加工业经济增长,另一方面增加教育投资可以提高劳动者素质,使劳动力更适合工业经济增长的要求,还可以提高其他要素的使用效率,从而间接地促进工业经济的增长。分析英、美、日以及后来崛起的亚洲四小龙,它们成功的共同原因中一个很主要的经验就是高度重视教育投资。现在以教育投资为代表的人力资本在现代生产和经济中作用愈来愈重要,教育被各国政府视为抢占科技制高点发展经济的重要因素。因此要着力改善目前教育投资不足和教育投资结构不合理的状况,加大教育投资力度,并加大教育投资向技术教育投资的力度。
(3)工业经济的增长直接影响着教育投资的增加。工业经济增长提高财政收入,财政收入增长用于教育投资的额数才会增加。低层次的工业经济结构,导致教育经费投入偏低,不能充分发挥人力资本的潜在作用;工业经济增长和结构的升级要求更高素质的劳动力和技术创新,这将直接加大企业的R&D的经费,间接促进教育投入的增加。
(作者单位:张玉英系华中科技大学经济学院副教授;常艳系华中科技大学经济学院硕士研究生)
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