經濟增長的要素精選(九篇)

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第1篇：經濟增長的要素范文

一、 關于中國經濟增長動力的文獻綜述

影響經濟增長的動力因素分析就是將經濟增長分解為勞動、資本、技術進步等不同因素貢獻的測算過程。關于我國經濟增長動力的文獻主要從要素投入、要素升級、制度變遷和全要素生產率等4個方面展開研究。

要素投入主要是指勞動力、資本、基礎設施等經濟增長模型中最早使用的影響經濟增長的因素。幾乎所有關于經濟增長影響因素的文獻中都會涉及到相關的要素投入指標。長期以來，中國的經濟增長主要表現為由大量資本、能源和原材料以及勞動力投入推動。中國的經濟增長從投入產出關系看，都屬于數量擴張型的（石磊，1994），世界銀行（1998）估計，物質資本的增長可以解釋37%，勞動力數量增長和質量提高可以解釋17%，勞動力部門轉移可以解釋約16%。但是，在20世紀50年代，經濟學家們就已經發現資本與勞動力兩種生產要素并不能完全的解釋經濟增長。

要素升級主要是指在要素投入中所對應的將同質的要素區分為不同質量水平要素的投入，包括人力資本、技術進步、信息化水平等從質量上衡量經濟增長的影響因素。在技術進步方面，主要是通過研究技術引進和技術創新兩個角度來研究對經濟增長的影響。如王小魯等（2009）通過考察自主創新對全素生產率的影響來判斷技術創新對經濟增長方式轉變的影響。在人力資本方面，人力資本的衡量一般是通過受教育年限來替代，王小魯等（2004）、賴明勇等（2005）的研究都認為教育在促進經濟增長、縮小地區差距中發揮了重要的作用。

制度變遷主要是指非投入因素對經濟增長的影響，包括城市化、市場化、對外開放度等影響因素。這些影響因素不是從直接投入來影響經濟增長，而是通過制度上的變革而引起的變化。樊綱等（2011）認為1997年～2007年，市場化進程對經濟增長的貢獻達到年均1.45個百分點，這一時期全要素生產率的39.2%是由市場化貢獻的。城市化伴隨著各類要素由鄉村向城市集中，促進了實物資本和人力資本的快速積累，形成了經濟增長的動力。出口導向是我國經濟增長中的重要特征，對外開放使我國能夠發揮比較優勢，促進技術轉移，從而提高生產率。

全要素生產率是指通過計算增長余值得到而不能觀察到的所有因素所帶來的增長。一般來說，生產資源的優化配置和技術進步都能帶來全要素生產率的提升，而生產要素的量的投入一般不會帶來全要素生產率的提高。比如，技術進步、人力資本提升、市場化改革能夠提高全要素生產率。Chow和Li（2002）發現1978年以后TFP大約以每年3.0%的速度增長，對中國經濟增長的貢獻為32%，Bosworth和Collins（2008）則發現20世紀90年代TFP對經濟增長的貢獻份額高達54.7%。

二、 要素投入與要素升級拉動經濟增長的機理

經濟增長的過程，從本質上來說，取決于兩個方面的因素：一是生產要素投入量的增加，二是生產要素的配置效率提高，包括除要素投入之外其他引起生產函數發生變化而使經濟增長率提高的因素。前者可以概括為要素投入，后者則指要素升級。要素投入是指生產要素投入“量的增加”，勞動、資金、土地等資源的投入屬于此類;要素升級是指生產要素“質的提升”，技術進步、人力資本提升、信息化、知識增長屬于此類。在生產函數和經濟增長理論中，要素投入量的增加可直接增加產量或促進經濟增長;要素升級通過提高要素生產率增加產量或促進經濟增長（李佐軍，2016）。

但是，要素投入并不能完全的決定經濟增長，索洛模型中的余值就是勞動力和資本所不能解釋的經濟增長部分。勞動力增長和資本增長要遠遠低于經濟增長的幅度，而且在同樣水平勞動力和資本稟賦下，不同國家或地區表現出完全不一樣的經濟增長水平。這樣，對勞動力和資本的品質就逐漸進入到解釋經濟增長的范圍當中，同樣數量的勞動力和資本，改善品質能夠大幅度的提高經濟增長，既可以包括人力資本的提升，也可以是物質資本累積所帶來的技術進步和信息化水平改善。人力資本也可以看作是勞動力，技術進步和信息化水平也屬于物質化的資本。

?木?濟增長理論來看，現代經濟增長文獻大致可以分為新古典經濟增長理論、AK類型增長理論和R&D類型增長理論，在新古典經濟增長理論中，外生參數的變化具有水平效應，沒有增長效應，而新增長理論，無論是AK類型的還是R&D類型的，最顯著的特征是外生參數的變化具有增長效應（舒元，徐現祥，2002）。20世紀80年代中期出現的新增長理論，將技術進步視為經濟系統的內生變量，突破傳統經濟增長理論中以資本和勞動力等要素稟賦和要素投入增長為基礎的研究框架。要素投入會面臨要素報酬遞減和要素增速減緩的過程，那么就會導致經濟增長速度的放緩。要長時期的保持較高的經濟增長速度，依靠要素投入是不可能實現的。只有依靠要素升級，改變生產可能性曲線，同樣數量的要素能夠實現更高水平的經濟增長。當今世界經濟增長中各國經濟增長率和人均收入水平差距越來越大主要是由于知識、技術和人力資本積累存在巨大差異。同時，要素升級還能夠帶來全要素生產率的改變。

技術進步是經濟增長的動力，而且能夠影響經濟增長的方式，通過提升全要素生產率水平拉動經濟增長。但是，技術進步也不一定能夠影響經濟增長，從技術創新或技術引進到生產技術的進步，中間還有許多環節面臨不確定性，比如機會成本、路徑以來、逆向溢出、要素稟賦、吸收能力等因素的影響（唐未兵等，2014）。

人力資本是一個國家經濟持續增長的基本因素。人力資本對經濟增長起促進作用，人力資本存量通過知識積累來影響技術創新，最后提高全要素生產率。初級教育和高級教育都能促進經濟增長，初級教育作為生產要素直接促進最終產出，高級教育則通過加快技術創新與模仿的速度提高全要素生產率。

隨著信息產業的崛起，信息化對經濟增長的作用越來越明顯。信息技術革命改變著傳統結構和增長方式，能夠調整產業結構使其升級換代，能夠實現傳統產業的信息化，優化勞動力和資金的使用，提高生產效率，促進經濟增長。

三、 改革開放以來中國要素投入和要素升級拉動經濟增長的實證分析

根據數據可獲得性，本文選擇1985年～2014年我國30個省、自治區、直轄市（因西藏自治區數據完整性較低，本文不予考慮）的經濟增長源泉進行分析。影響經濟增長的因素可以分為3類，一類是勞動力和資本，屬于要素投入因素，第二類是技術進步、人力資本和信息化水平，屬于要素升級因素，第三類是城鎮化率、市場化水平和對外開放度，屬于制度變量。因此，在回歸模型中，因變量為GDP，自變量包括勞動力（Lab）、資本（Inv）、技術進步（Tec）、人力資本（Hc）、信息化水平（Inf）、城鎮化率（Urban）、市場化水平（Market）、對外開放度（Openness）、電力消費（Ele）、貸款余額（Loan）、貨運量（Freight）等指標。勞動力和資本是C-D增長模型中影響經濟增長的主要因素，屬于要素投入性質的影響因素。為了衡量要素投入和要素升級之間的差異，本文引入了技術進步、人力資本、信息化水平。為了解決勞動力和資本等指標對GDP的內生性問題，本文引入“克強指數”中的用電量、貸款余額和貨運量這3個指標。同時，引入城鎮化率、市場化指數、對外開放度這3個控制變量。

從表1的回歸結果可以看出，勞動力供給和固定資產投資每增加1個百分點，經濟總量分別要提高0.451和0.159個百分點，而技術進步、人力資本和信息化水平每提高1個百分點，經濟總量分別提高-0.007 67個百分點、0.120個百分點、0.072 9個百分點。因此，我國經濟增長的主要動力仍然是以勞動力和投資為主，技術進步對經濟增長的影響并不明顯，人力資本和信息化水平雖然是經濟增長的動力，但是并不如勞動力和投資的影響明顯。

考慮到1985年～2014年長達30年的期間內，我國經濟發展經歷了多個階段，中國經濟與國際經濟逐步接軌，國際經濟波動對中國經濟的影響越來越大，特別是2001年加入WTO和2008年的金融危機，對我國經濟發展沖擊較大。因此，本文將1985年以來的發展階段分為2001年及之前、2001年以來和2008年以來三個時間段，分別回歸分析影響經濟增長的主要因素。

從表2可以看出，三個階段中影響經濟增長的因素變化較大，從2001年前后比較來看，勞動力的影響因素在下降，投資、技術進步、人力資本、信息化水平的影響因素都明顯增大，影響經濟增長的因素逐漸從要素投入向要素升級轉變。2008年以來，要素投入影響經濟增長的程度仍在不斷下降，要素升級的影響力不斷提升，特別是人力資本的影響能力不斷增強。但是，2001年以來信息化水平的影響能力有所下降。制度變量中，城市化的和市場化的作用仍然較大，對外開放度的作用相對較為穩定。總體來看，要素投入在經濟增長中仍然占有較為重要的影響，要素升級的重要性也在不斷加大，制度變量則一直處在相對重要的位置。但是2008年的經濟危機以來，要素投入的重要性有所增加，而要素升級的影響力在下降。

同時，我國地區之間經濟發展差距仍然較大，影響各地經濟增長的主要因素存在一定差異。按照通常的做法，將我國劃分為4大區域。

從表3可以看出，影響各地區經濟增長的主要因素各不相同，但是勞動力和信息化水平仍然在各地區之間都有較為顯著的影響。東部地區的主要影響因素是勞動力、投資、信息化水平，中部地區則為勞動力、技術水平、信息化水平，西部地區則包含了所有5個影響因素，東北地區則包括除技術進步外的其他4個影響因素。要素投入仍然是中部、西部和東北地區經濟增長的主要影響因素。在制度變量中，城市化對中部、西部地區經濟增長具有重要影響，而對東北地區則有一定的負面影響，對東部地區影響并不明確，市場化水平對東部和中部地區影響較大，對外開放度則僅在東部地區有較為明顯的影響。總體來看，各地區的經濟增長仍然是以要素投入為主，但是與經濟發展水平相關，東部地區要素升級對經濟增長的影響要大于其他地區，而制度變量在中部、西部和東北地區仍然有較大的影響。

四、 推進要素升級，促進供給側改革

第2篇：經濟增長的要素范文

關鍵詞：制度變遷；市場化；經濟增長；要素效率

中圖分類號：F120.2文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2010）34-0004-04

引言

經濟增長一直是各國政府和學者關注的關鍵問題之一。專家學者們在不同的理論框架下作了大量的研究，并得出了有益的結論。制度變遷理論對經濟增長的源泉及內生機制進行了分析并對經濟增長提出了全新的視角，認為資本積累、技術進步等本身就是經濟增長的結果，經濟增長的根本原因在于制度變遷。制度變遷比技術進步對經濟增長起著更為重要的作用，通過制度創新能促進生產率的提高。因此，國家有效地推行制度上的改革，是實現經濟增長的有效途徑。

中國的市場化改革是人類歷史上一次最大規模的制度變遷（羅蘭，2004），這種制度變遷能夠促進經濟增長（諾思，1994）。Chow（2002）、Wang和Yao（2003）、洪名勇（2004）、王立平、龍志和（2004）、王文舉、范合君（2007）、江峰等（2008）等利用中國實際數據對市場化與經濟增長的關系進行分析，結論一致表明中國的市場化改革是經濟高速增長的主要動力。然而，這些已有研究都并沒有討論市場化是如何作用于經濟增長。因此，本文的目的是：一要考察中國市場化進程的宏觀經濟增長效應；二要考察中國市場化對于微觀意義上的生產要素效率提升的作用以及這種作用的特點。本文對于正確評價中國的市場化改革有著重要的理論意義，而且可以為更進一步推進改革提供實證方面的支持。

一、研究模型與數據

（一） 模型

一個地區的技術水平、資本存量和勞動力是決定其生產能力的主要要素。本文通過Cobb-Douglas生產函數來表示這種關系，具體形式為：

Y=AKαLβeμ（1）

其中，Y表示國內產出；A為技術水平；K為資本存量；L為勞動量；α和β分別表示資本和勞動的產出彈性。該模型的特點是假定一個地區的資本、勞動的產出彈性不變，這種彈性度量了要素的生產率；隨機擾動項用于反映除技術、資本與勞動之外其他生產因素對生產的影響。

在完全競爭的前提下，經濟的市場化可以通過市場來對資源進行最優配置，但完全競爭包含著很豐富的內容，如公平競爭、制度合理（交易成本為零）、信息完全、分工理想等。然而，即便是西方發達的市場經濟，也沒有達到完全的市場化，政府對市場的干預也不少見。經濟的市場化本身就是一個發展進程，因此，它對資源的優化配置作用也在不斷地改變，從而要素的生產效率也將不斷變化。因此可以將式（1）演化為：

Y=AbA0+bA1MKbk0+bk1MLbL0+bL1Meμ （2）

其中，M表示市場化程度；bA0+bA1M、bk0+bk1M和bL0+bL1M分別反映隨市場化程度而變化的技術、資本和勞動要素的產出彈性；bA1、bk1和bL1描述了完全不存在市場化這一極端經濟下技術、資本和勞動要素的產出彈性；bA0、bk0和bL0為市場化對技術、資本、勞動和人力資本要素效率的邊際影響參數，即市場化對要素產出彈性的邊際影響參數。

因此，在對式（2）取對數并引入下標i與t，i表示第i個地區，t表示第t時期，得到如下的基本計量模型式（3）：

lnYit=bA0lnAit+bA1MlnAit+bk0lnKit+bk1MlnKit+bL0lnLit+

bL1MlnLit+δi+εit （3）

此時，δi為個體非觀測效應；模型中的εit為隨機誤差項。

考慮到產出可能會依賴過去水平，為了防止基本計量模型的設定偏誤，本文通過引入因變量的滯后項而將其擴展為一個動態模型。同時，本文還在動態模型的基礎上引入人力資本（E）及其二次項（E2）來考察人力資本與地區產出的非線性關系。動態模型的好處還在于，當模型中一些解釋變量存在內生性時，可以通過動態面板數據的計量方法消除模型的內生性偏誤，從而獲得這些解釋變量系數的一致性估計（Brackman et al， 2004）。因而最終得到如下的計量模型：

lnYit=ρlnYit-1+bA0lnAit+bA1MlnAit+bk0lnKit+bk1MlnKit+

bL0lnLit+bL1MlnLit+Eit+E2it+δi+εit（4）

式（4）中的反映了滯后一期產出對本期產出的影響彈性；其他符號如前所示。

本文將通過計量模型式（4）來研究中國市場化程度對地區生產力的影響及其影響機制。

（二）數據

本文以地區國內生產總值（GDP）、發明專利授權量、就業人數分別作為各地區產出（Y）、技術水平（A）、勞動（L）的觀測數據，這些數據均來自2001―2006年的《中國統計年鑒》；地區資本存量數據來自于單豪杰（2008）對1952―2006年中國各地區資本存量估計的數據；市場化數據來自中國經濟改革基金會國民經濟研究所（2007）在《中國市場化指數――各省區市場化相對進程：2006年報告》中公布的市場化指數；人力資本數據用2001―2006年的《中國統計年鑒》數據計算的人均受教育年限反映，在計算過程中小學以6年、初中9年、高中12年、中專12年、大學專科15年、大學本科16年、研究生以20年賦值，若是以大專及以上則賦值15.4年。①由于缺乏香港、澳門、臺灣、四川和重慶的資本存量數據，因此，本文數據由不包括以上五個地區在內的29個省域，2001―2005年共五年的面板數據構成。

二、變量描述及相關分析

（一）各變量的基本描述

在表1中給出了變量的簡單統計描述。表1顯示中國各省區產出、技術、資本存量、勞動人數、人力資本及市場化程度大致呈上升趨勢。市場化指數從2001年的平均水平4.61上升到2005年的6.49，年平均增長量為0.47，約為0.5，年均增幅達10.2%；但從市場化指數的標準差來看，隨著時間的推移，地區間的市場化進程差異越來越大，這可能會成為影響到區域經濟增長差異的重要因素。

（二）市場化程度與產出的相關分析

在表2中給出了市場化指數與產出對數的簡單相關系數和控制了技術對數、資本對數、勞動對數和人力資本后的偏相關系數。從這些相關系數來看，市場化指數與產出對數均呈顯著相關，這表明中國各省域的市場化程度與其產出之間均同向變動趨勢。

三、模型估計及結果分析

在計量模型（4）中，即使假定εit不存在序列相關，方程中因變量的一階滯后項lnYit-1與復合誤差項中的非觀測效應δi也會存在相關性，從而導致混合OLS估計和組內估計的結果都是有偏的，一般而言，因變量滯后項系數（ρ）的混合OLS估計量會因非觀測個體固定效應的存在而發生向上偏誤（Hisao，1986），因變量滯后項系數（ρ）的組內估計量在短時間面板數據中則會產生向下偏誤（Nickell，1981）。因此，為了獲得各解釋變量系數的一致性估計，本文采用兩步系統GMM法對計量模型式（4）進行估計。估計結果（如表3所示）。根據表3中的估計結果1，在5%的水平下，漢森檢驗和差分漢森檢驗均表明矩條件是有效的，但殘差差分項無法拒絕一階與二階無自相關，這表明系統廣義矩估計可能無效。在估計結果2中，在5%的水平下，殘差差分項無一階自相關，而二階自相關存在，同時漢森檢驗和差分漢森檢均不拒絕原假設，因此估計結果2的兩步廣義矩估計有效。

根據回歸系數的估計結果，不管是估計結果1還是估計結果2，市場化指數（m）與技術水平對數、資本存量對數及勞動人數對數的交互項均為正，且在5%的水平下顯著，這表明在2001―2005年間，市場化程度的提升有利于區域經濟發展。在技術水平、資本存量、勞動人數及人力資本處于這一時期的平均水平時，以各地區市場化程度每年平均變化0.5的幅度計算，將會使GDP增長：

GDP增長百分數=（bA1lnAit+bk1lnKit+bL1lnKit）×ΔM

=（0.0077×5.0775+0.0280×7.3159+0.0237×7.2783）×0.5≈0.2082

也就是說，在2001―2005年間，若其他條件處于此期間的平均水平上不變，以各地區市場化程度每年平均變化0.5的幅度計算，平均而言，就可以使GDP每年以高出0.2082%的增長速度發展。

以上的分析表明，市場化程度對區域經濟增長的刺激作用是巨大的。它的作用機制是通過對區域技術、資本與勞動要素的配置而影響技術、資本及勞動的產出彈性，進而影響區域經濟增長。

仍以市場化程度每年平均變化0.5的幅度計算，將使技術產出彈性E（A）、資本產出彈性E（K）和勞動產出彈性E（L）分別變化：

ΔE（A）=bA1ΔM=0.0077×0.5≈0.0039

ΔE（K）=bK1ΔM=0.0280×0.5≈0.0140

ΔE（L）=bL1ΔM=0.0237×0.5≈0.0119

計算說明，若各地區市場化程度每年以0.5的幅度增加，資本產出彈性E（K）上升最快，達0.0140，勞動產出彈性E （L）次之，為0.0119，技術產出彈性E（A）最小，為0.0039。由此看出，市場化進程通過資本對經濟增長的影響程度最大，以樣本期間資本存量的平均水平計算，市場化程度每增加0.5個單位，使資本產出彈性增加0.0140個單位，進而使經濟增長0.1024%；使勞動產出彈性增加0.0119個單位，進而使經濟增長0.0866%；使技術產出彈性增加0.0039個單位，進而使經濟增長0.0198%；在三個方面的共同作用下，市場化程度每增加0.5個單位，將使經濟增長高出0.2082%。

由此可知，在樣本期間及以后一段時間內，推進中國的市場化改革，增加資本投資及擴大勞動就業是保證中國區域經濟快速發展的主要動力。根據前文的分析發現――中國各地區市場化進程差異不斷變大的事實，以及市場化程度對經濟增長具有顯著作用可知，市場化進程的差異是中國省域經濟增長差異的一個重要因素。

結論

改革以來，中國制度變遷的一個顯著特征――市場化進程的不斷加深，市場化對中國區域經濟增長的作用日趨顯著。本文利用2001―2005年間中國的省域數據，分析了市場化對中國省域經濟增長及對要素效率的影響，研究結果發現，在此樣本期間，各省域的市場化程度通過對提升技術、資本和勞動的產出彈性，而對經濟增長具有顯著的促進作用；其中市場化程度對資本產出彈性的影響程度最大，對勞動產出彈性和技術產出彈性依次減小。

由以上結論可知，在樣本期間及以后一段時間內，推進中國的市場化改革，增加資本投資及擴大勞動就業是保證中國區域經濟快速發展的主要動力。

參考文獻：

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[11]Brackman，S.，H.Garretsen，and M.Schramm，“The Spatial Distribution of Wages: Estimating the Helpman-Hanson Model for Germany”，Journal of Regional Science，2004，44(3)，437-466.

[12]Chow.G，Lin.An-loh.“Accounting for Economic Growth in Taiwan and Mainland China:A Comparative Analysis”.Journal of Compara-tive Economics，2002，(3).

第3篇：經濟增長的要素范文

關鍵詞：金融發展 經濟增長 資本積累 全要素成產率動態面板GMM

一、前言

眾所周知，世界各國間經濟增長速度存在顯著差異。以往文獻已對這一現象從生產要素積累、資源稟賦、宏觀經濟穩定、人力資本、法律制度以及國際貿易等角度進行了分析和解釋。此外，金融發展程度這一變量也受到廣泛關注。

Schumpeter （1934） 提出銀行可以通過選擇出具有創新優勢的企業來促進整個國家的技術創新。Levine （1997）認為金融中介可以通過分散風險，促進資源有效分配，提高企業管理效率，促進資金轉移，及降低交易成本等途徑促進國內資本積累和技術創新，進而促進經濟增長。

盡管眾多實證文獻都證明了金融中介發展與經濟增長之間存在顯著正相關關系，但僅有少數文章分析了金融發展與經濟增長兩個部分，即資本積累和技術創新，之間的關系。此外，在一國金融發展的衡量上，以往文獻多集中考慮金融中介，特別是銀行，對經濟增長的影響，而較少考慮資本市場發展對經濟增長的影響。雖然，后來也有文獻研究股市的發展對經濟增長的影響，但他們并沒有詳細研究股市的發展對資本積累和技術創新兩個部分的影響。因此，本文從改善金融發展衡量和細分經濟增長兩個方面做出改進，較為全面地研究金融發展對一國經濟增長的影響。具體而言，本文利用2000年至2007年歐洲、亞洲和北美50個國家的數據，借助動態面板技術，探討了金融中介和股市的發展對資本積累增長，全要素生產率增長和經濟增長之間的關系。根據本文的樣本數據，我們發現，1）金融中介對經濟增長具有顯著促進作用，但股市對總體經濟增長不具有顯著作用；2）金融中介和股市在促進資本積累方面均起到重要的作用；3）金融中介和股市對全要素生產均不具有顯著促進作用。

二、指標衡量

（一）經濟增長、資本積累和全要素生產率

下面式子描述了產出與生產要素之間的關系

在經濟達到穩態前，我們可將人均GDP的增長分為兩部分考慮：資本積累的增長和技術的進步。

在現實中，資本積累和技術創新不能完全解釋一國經濟增長。因此，本文將經濟增長分解成資本積累和全要素生產率兩部分。全要素生產率是考慮實際人均資本積累率后，殘余的實際人均GDP增長。它受許多因素的影響，如技術的發展，人力資本積累等等。本文用實際人均國內生產總值增長代表經濟增長。資本積累用實際人均資本存量的增長來衡量。根據Beck （2000）全要素生產率由實際人均GPD增長率減去0.3倍人均實際資本存量增長率。

（二）金融發展指標

本文將同時考慮金融中介和資本市場發展對經濟增長的影響。本文選用私人信貸與國內生產總值的比率來衡量金融中介的發展，選用股票市值與國內生產總值的比率來衡量股市的發展。

三、數據

本文的數據樣本包括50個國家2000年至2007年的數據 。資本存量增長率和政府消費與GDP比率的數據來自EIUCountrydata數據庫。人均GDP，人均GDP增長率，通脹率，人口增長率，進出口總和占GDP比重等數據均來自世界銀行世界發展指標數據庫。存款性銀行及其他金融機構對私營部門的信貸占GDP比例及股市市值占GDP比率等數據來自世界銀行金融結構數據庫。平均受教育年數數據來自2010年聯合國開發計劃署的人類發展報告。

四、實證模型與方法

（一）模型設定

本文選取的基本模型如下：

x是金融發展的衡量指標。本文首先將私人貸款與股市市值之和（金融系統發展程度）加入模型，考察金融系統發展對三個因變量的影響；然后將私人貸款和股市市值同時加入模型，分別考察金融中介和股市對三個因變量的影響。Xi，t是控制變量，根據Beck （2000）選取初始人均實際GDP，平均受教育年限，政府規模，貿易開放程度，通貨膨脹等變量為控制變量。根據經濟增長理論，初始人均GDP水平較低的國家通常會有更高的經濟增長率。加入平均受教育年限可以控制人力資本對經濟增長的影響。更高的人力資本一般意味著更高的生產率和個人收入，因此該國將有更高的經濟增長和儲蓄。政府規模，即政府消費與GDP的比率，可以衡量不直接促進經濟增長的公共消費。貿易開放度，即進出口總和與GDP的比率，可以用來衡量對外開放對經濟增長的影響。加入通貨膨脹率這一變量可以控制一國宏觀經濟穩定與否對該國經濟增長的影響。

（二）計量方法

為了控制潛在的內生性問題造成的估計結果的偏誤，本文使用動態面板GMM計量方法。由于本文使用的數據時間序列較短（8年），而截面單位數量較大（50個國家），因此適用于該動態面板數據分析方法。此外，考慮到GMM模型估計的一致性取決于工具變量的選擇和無序列自相關的假設，本文也對回歸模型進行了Sargan檢驗和序列相關性檢驗，以確保GMM模型的適用性。

五、回歸結果及解釋

回歸結果與本文的預期一致，金融中介和股市均能促進資本存量增長。金融中介的發展能夠幫助企業募集更多閑置資金，用以擴大生產，并獲得更高的利潤，從而累積更多資本。因此，資本存量的增加與金融的發展有顯著正相關的關系。股票市值也對人均實際資本存量增長率有著顯著的積極影響。從企業的角度來說，股市為流動性不足的項目的融資提供了更多機會，而從投資者的角度來說，股市為他們提供了對沖和分散風險的機會，從而促進更多資金進入股市。因此隨著供給和需求的增加，投入的資金量和交易量隨之上升。

我們發現金融發展對于全要素生產率的增長并無顯著的影響。這可能是由于全要素生產率是除資本積累增長之外殘余的經濟增長率，影響其變動的因素極為復雜，在學術界的研究中一直未得到很好的解釋。雖然有些學者的研究認為金融發展會促進全要素生產率增長，但JamesB.Ang（2011）認為隨著金融業的發展，金融業的高薪會使得人力資本將從創新部門轉移到金融部門，從而導致技術創新降低。

六、結論

本文重點從實證上研究了金融中介和金融市場發展對資本積累、全要素生產率和經濟總量增長的影響。運用動態面板GMM分析方法，本文得到以下結論：第一，金融中介的發展對于人均實際GDP的增長有著顯著的積極影響，但股市的發展對人均GDP的增長不具有顯著影響。第二，金融中介和金融市場均會對人均實際資本存量的增長有顯著正影響。第三，金融發展，無論是金融中介的發展還是金融市場的發展對全要素生產率都沒有顯著的影響。

參考文獻：

第4篇：經濟增長的要素范文

[關鍵詞]經濟增長 生產要素 勞動力質量

〔中圖分類號〕F241 〔文獻標識碼〕A 〔文章編號〕 1000-7326（2007）06-0051-05

經歷了近30年的高速發展，我國也面臨著經濟社會持續發展的諸多制約因素和約束條件。根據中國人口與發展研究中心最新預測，本世紀中葉之前的我國人口動態有三個轉折點：一是勞動年齡人口占總人口的比率從2006年開始進入穩定期，從2010年起趨于下降；二是勞動年齡人口的絕對數量從2011年即趨于穩定，2022年以后則大幅度減少；三是總人口在2030年前后達到峰值，預測達14.39億，隨后絕對減少。[1] 這個預測和現實也表明，“人口紅利”給我國經濟社會發展帶來的勞動力比較成本優勢已經開始出現轉折點，有利的“人口紅利”決定勞動力結構將會提前發生變化，勞動力供給高峰即將結束。因此，與推動經濟增長的資本、勞動與要素生產率的三大動因相關聯的“勞動力與經濟增長”等問題值得特別關注。

一、 資本、勞動、要素生產率的貢獻分析

一國或地區經濟增長主要依靠土地（或自然資源）、物質資本和勞動力等生產要素。土地（或自然資源）是進行任何生產所必需的；勞動力是進行生產的載體，是體現勞動者本身的資本；資本是用于投入生產或經營、用貨幣表示體現在物質方面上的財富。但是，在經濟增長的因素分析中，經濟學家認為，除了常規的生產要素投入增加導致國民生產總值增長外，往往還有一部分增長不能由這種要素來解釋。也就是說，除了增加資本和勞動對經濟增長的貢獻外，國民產值函數的“殘差”(residual）因素也在起作用。實際上，這是一系列技術效率和配置效率的綜合表現，人們稱其為“全要素生產率”(Total Factor Productivity, 簡稱TFP)。

經濟發展實踐證明，單純依賴生產要素投入實現經濟擴張，全要素生產率沒有實質性提高的國家，盡管在一定時期也可能實現高速增長，但最終都被證明是不具有可持續性的。如，前蘇聯曾經一段時期實現了高速的經濟增長；但是，由于其經濟增長是依靠生產要素增加投入而在外延上實現的，全要素生產率對增長的貢獻微小并呈現日益降低的趨勢，導致經濟增長不能持續。在20世紀50-70年代，我國計劃經濟體制下年平均經濟增長率為3.9%。在這個增長率中，生產率提高的貢獻份額為負數。資本和勞動力對增長率的貢獻中，有大約13%被生產率水平低下而產生高投入低效率。改革開放后，我國年均經濟增長速度提高到8-9%左右，全要素生產率的貢獻也大大提高。在這一期間，我國逐漸步入世界市場資源配置軌道，擴大對外開放和提高貿易依存度。如，從1978年貿易依存度為9.8%，提高到1985年的23.1%，1995年的40.2%，以至2006年的70.8%。在1979-1984年期間，全部實際利用外商直接投資額只有41.04億美元，2006年則達到735.23億美元，增加了18倍。由于大量物質資本投入和貿易擴大，逐漸提高技術層次，以及計劃生育政策的成功實施所造成的人口紅利，我國經濟保持了長達1/4世紀的高速增長。

《世界銀行報告》（1999）對1978-1998年期間中國經濟增長的因素進行分析認為，在此期間我國國內生產總值年平均9.5%的增長率中，物質資本對此期間經濟增長的貢獻率為37%，勞動力數量的貢獻份額為17%，勞動力轉移貢獻為16%，全要素生產率為30%。10年后，國內學者李善同等在《中國經濟增長潛力與增長前景分析》[2] 中的分析較為客觀，認為在我國經濟高速增長的25年，資本積累、勞動力投入的增長以及全要素生產率的提高是經濟增長的三大動因。按照索洛“全要素生產率增長的核算”分析方法，① 測算出我國1978年以來三大要素對經濟增長貢獻的結果如下。

過去25年中，我國經濟增長最大的推動力是資本投入與資本積聚。1978-2003年資本平均增長速度為9.9％，對經濟增長的貢獻達到63.2％，導致GDP年均增長9.3%中近6個百分點。相對于資本來說，勞動力數量和質量增長對經濟增長的貢獻是逐漸減弱的。20世紀90年代以后，勞動力的增速明顯放慢，對經濟增長的貢獻開始下降到10％以下。全要素生產率的增長成為繼資本之后對經濟增長貢獻最大的因素，雖然部分時期較低，但整體來看全要素生產率增長對經濟增長的貢獻仍基本接近30％，始終保持了較高的水平。過去20多年，導致我國全要素生產率快速增長的因素是多方面的，如要素（包括土地、資本和勞動力）在不同生產率產業之間和不同所有制之間的重新配置，促進了整體生產效率的改進；市場經濟體制改革釋放了經濟增長的潛力，促進了效率的提高；對外開放、吸引外資以及自身的技術創新加快了技術進步的速度；教育水平改善了勞動力要素的質量等等。

目前最為關注的問題是，在我國轉變經濟增長方式進程中，資本對經濟增長的貢獻存在邊際效率逐步遞減的趨勢，提升空間有限；面臨“人口紅利勞動力結構即將結束”以及資源與環境等約束條件下，勞動與全要素生產率中的勞動力質量提高具有發展潛力空間。由此，我國轉變經濟增長的方式中“從技術層面上加大自主創新、從勞動力層面上提高勞動力質量”成為現實的必要。

二、 GDP產值與勞動力結構的非均衡分析

據資料，2006年我國GDP增長10.7%，達到20.9407萬億元。從總量上看，這是我國GDP首次突破20萬億元；從經濟增速上看，10.7%創下了自1995年以來的新高。但是，三次產業產值與勞動者結構存在著“非均衡”，以及呈現經濟增長率高、勞動彈性低的反向變化是未來可持續發展面臨的現實。

（一）三產產值與勞動力構成比重的“非均衡”

GDP產值與勞動力就業結構在發達國家基本上是均衡的，三次產業的GDP比重與勞動力就業結構基本趨于一致。從GDP分布結構來看，大多數發達國家第一產業比重均在3%-5%以內；第二產業比重一般為30%左右；第三產業比重多為65%以上。相應地，勞動力結構在三次產業之間的分布與產值結構基本相似，GDP產值與勞動力就業結構呈現均衡的、先進的結構水平。目前，我國約有近一半的勞動力還在從事傳統而低產值的農業生產。一方面，盡管50%勞動力所創造的產值僅占GDP的15%左右，卻為中國13億人口的“溫飽”問題作出巨大貢獻；另一方面，50%的勞動力僅創造了15%左右的GDP，低水平的勞動生產率是不可忽視的現實。與此同時，第二產業產值略超過50%，但它所吸納的勞動力卻僅占22%左右，即“22%勞動力創造50%GDP產值”。這既不是我國工業總產值虛高，也不是工業生產效率和運行質量提高的結果，是資本要素推動經濟增長和GDP增加的原因所在。我國三產產值與勞動力就業結構的“非均衡”（見表2）。

有關專家稱這種現象為“產值工業化”。[3]“產值工業化”最現實的注釋為，工業經濟增長中數量擴張大于質量提升，主要為資本要素的增加而帶來的GDP增加；GDP產值結構與勞動力結構的先進性沒有凸現和勞動力質量需大大提高；在推進工業化、城市化進程中第二產業與第三產業沒有形成良性互動；在“產值工業化”的背后勞動效率、節約能耗、環境保護等方面均存在有待大力改善的問題。產值工業化是我國轉變經濟增長方式前的準備階段，直接關系到技術層次升級、勞動力質量與經濟增長可持續性的問題，勞動力從數量到質量的轉變，成為轉變經濟增長方式的關鍵。

（二）經濟增長率與勞動彈性的反向變化

在技術與資本不足的前提下，增加勞動力數量可以成為推動經濟增長的主要因素；隨著要素生產率的貢獻增加，勞動力質量將成為推動經濟增長的主要因素。目前，我國經濟增長率與勞動彈性呈反向變化趨勢，即經濟增長率高，勞動彈性低，對勞動力質量的需求逐漸擴大。經濟增長的勞動彈性系數是可以測量勞動力增加對經濟增長的貢獻度，是衡量經濟增長和勞動力增長關系最常用的指標。它是指勞動增長速度與經濟增長速度的比值，即經濟增長1個百分點，帶動勞動增長的百分點。用公式表示為:E=L′/G′，其中E為勞動彈性，L′、G′分別為就業增長率和經濟增長率。人們可以用勞動彈性來衡量經濟增長對就業的拉動效果，間接反映勞動力質量對經濟增長的影響。據《中國勞動統計年鑒》（2005）、《中國統計年鑒》（2005）數據計算：

據統計資料，我國勞動力占總人口比重從1978年的41.7%上升到2004年的57.9%，“人口紅利”直接的反映是大大增加了勞動力數量。1953-1957年是我國第一個五年計劃時期，勞動彈性系數達到0.397的數值，技術與資本的投入有限，勞動力增長貢獻大。到20世紀60年代后半期，進一步增大到0.541的水平,其后逐漸減低；90年代后減低趨勢明顯，減低到0.108的水平。2001-2005年，經濟增長速度年均為9.58%，但勞動彈性系數仍在減低，達到0.078的水平。上述數據說明，我國在技術裝備陳舊落后和資本缺口大的情況下，勞動增長率增加成為推動經濟增長的主要因素；而隨著改革開放后的技術裝備的進步、資本集約度的提高，提高勞動力質量逐漸成為經濟增長的主要因素，尤其在我國轉變經濟增長方式的關鍵時期。

三、 經濟增長與勞動力質量的均衡關系

經濟增長方式所決定的，勞動力質量的需求是不同的。粗放型或集約型的經濟增長方式對勞動力質量以及技術應用存在差異。勞動力質量對經濟增長存在反作用，存在著高勞動力質量與高經濟增長質量均衡與遞進關系，如出現GDP產值與勞動力就業結構、GDP增長率與勞動彈性的相對“均衡”，三大產業產值與勞動者就業結構一致；經濟增長率高，勞動彈性和勞動力質量也相應提高，進而提高勞動和全要素生產率的貢獻。

（一）資本投入與技術水平層次的變化

在我國經濟高速增長的同時，產業結構和資本投入導致技術水平層次也發生了巨大的變化，工業結構內部呈現出明顯的技術升級特征。這些技術升級和技術層次的變遷，由物資資本投入完成和可以直觀看到發生的變化。從不同技術水平工業部門所占產出份額來看，高技術產業由1993年的不到10％增加到2005年的超過20％，增幅達到14.9個百分點。而以資源為基礎的產業和低技術產業的份額則有大幅的下降，以資源為基礎的產業從28.7％下降到23.1％，下降5.6個百分點；低技術產業從17.7％下降到9.2％，下降了8.5個百分點；中技術產業的份額則變化不大，略微下降1個百分點。① 見表5。

表5說明，資本投入不同，技術層次的變化趨勢是高技術與低技術比重的變化，低技術資本投入持續降低，高技術資本投入持續提高，中技術資本投入基本維持不變。與此相關聯的，以物質資本投入的變化帶動技術層次的升級，帶動對人力資本以及勞動力質量的市場需求。

（二）資本投入與勞動力質量的提高

與上述同理，一般低技術產業工人的人力資本成本不高，投入不大；擁有中技術產業工人的人力資本需要繼續維持投入，因為它涉及面廣，這是提高勞動力質量的關鍵；同時需要不斷加大對高端技術藍領產業工人的人力資本投入，適應高新技術產業發展的需要。一般而言，物質資本投入與產出是直接的關系；人力資本投入與產出是間接關系。

轉變經濟增長方式，從進程看物質資本的投入要先于人力資本的投入；從效果看物質資本投入的“政績”要直觀于人力資本的投入；但從社會效益看人力資本提高是轉變經濟增長的關鍵。舒爾茨是人力資本理論的創立者和榮獲諾貝爾經濟學獎的美國學者。他認為，人力資本就是人口質量投資，是一種能力資本、人力素質資本。人力資本的積累是經濟經濟增長的源泉。其主要原因有三： 其一，人力資本投資收益率超過物力資本投資的收益率；其二，人力資本在各個生產要素之間發揮著相互替代和補充作用；其三，“經濟增長余數分析法”證明人力資本是經濟增長的源泉，人力資本可以提高經濟增長的質量。

經濟社會的發展與增長主要取決于人的素質而不是自然資源的豐瘠或資本存量的多少，人力資本的作用遠比物質資本重要得多。在經濟社會中，勞動力質量具體表現為勞動者的素質、態度和技能應用等。無論是社會或個人加大人力資本的投入，既體現勞動者本身的資本，也體現社會發展水平的提高，人力資本發揮著比物質資本更為重要的作用。加大人力資本投資，如系統接受教育、崗位與技術培訓、繼續教育和企業文化的認同等等，其目的就是要通過人力資本去獲得更大的經濟效益和提高經濟質量。

在對深圳人口總量與經濟增長均衡關系的問題上，實證分析的結果是深圳常住人口數量增速與經濟總量、工業總產值的增速相比呈逐漸下降趨勢，表現為對數曲線。1978-1989年深圳經濟總量每增加1萬元，就要增加1.41勞動力；1989-1994年為0.288勞動力；1995-2003年為0.175勞動力。1979-1993年深圳工業總產值每增加1萬元，就要增加1.07勞動力；1994-1999年為0.233勞動力；2000-2003年為0.140勞動力。從總體上看，深圳經濟社會發展對勞動力的吸納能力是逐漸下降的，這是深圳經濟社會發展中有機資本與技術提高、經濟增長質量發生變化的表現。否則，深圳GDP總量的增加與勞動力數量的同步增加，將是深圳各項資源條件難以承受的。[4] （P164-165） 上述說明，人口、勞動力數量與國民經濟產值呈現對數曲線，是轉變經濟增長方式的現實反映，是提高經濟增長質量所要求的，也是經濟增長的動因中變勞動力數量為勞動力質量的轉折點。

[參考文獻]

[1]蔡P. 21世紀中國經濟增長如何持續[Z]. 中國經濟報告，2006-11.

[2]李善同，侯永志等. 中國經濟增長潛力與增長前景分析[J]. 管理世界，2007，（2）.

第5篇：經濟增長的要素范文

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？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，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

第6篇：經濟增長的要素范文

經濟增長首先要有數量的擴張，才能談到質量的提高。并且，經濟增長質量的提高需要建立在經濟增長有持續的數量保證的基礎上。根據美國經濟學家西蒙•庫茲涅茨的定義：“持續增長是指不為短期波動掩蓋的一種量的增長。”可見，經濟增長的持續性是一個長期的概念，它并不否定經濟當中存在著“短期波動”的現象，而是強調：從一個較長的時期來看，經濟總量具有明顯的上升趨勢。這和哲學上的辯證法是相統一的，即“事物的發展是前進性和曲折性的統一，常表現為螺旋式的上升運動和波浪式的前進形式”。經濟的這種持續增長性是保證經濟增長質量必不可少的前提。

二、經濟增長的穩定性

根據哈羅德—多馬模型，在短期中，只有當一國的實際增長率與有保證的增長率相一致時，經濟的增長才是穩定而均衡的，不相一致時，經濟就出現波動；在長期中，當實際增長率等于有保證的增長率同時等于自然增長率（又稱“潛在增長率”）時，才能既實現均衡增長，又保證充分就業，從而成為一種合乎理想的長期增長狀態。現實當中，經濟要持續這種“刀鋒式增長”固然是很難的，不穩定是常態，但我們仍需要追求各年的增長率具有相對的穩定性。如果經濟過度波動，會造成經濟資源的巨大浪費，對經濟增長的長期績效產生一系列負面影響。

三、經濟投入產出效率

經濟增長是由投入的生產要素決定的，投入要素的數量、質量以及要素間組合配置的效率都直接決定了經濟增長的質量。一般而言，生產要素至少包括人的要素、物的要素及其結合因素。

經濟增長過程中投入與產出的比率，直接表現為經濟增長效率，是反映經濟增長質量的重要方面。根據美國經濟學家丹尼森對經濟增長因素的理論分析和核算認為：經濟增長通常可以通過要素投入量的增加和要素生產率的提高兩種方式來獲得，也就是馬克思所謂的“外延擴大再生產”和“內涵擴大再生產”，其中，內涵擴大再生產方式，即在不擴大要素投入的情況下，通過改善要素生產率來實現經濟增長，被認為是更有效率且可持續的。

四、科技進步

在經濟增長的結果中，技術進步可以表現為產品的更新換代、產品質量升級和品種增加、知識和人力資本的積累等多種形式。在經濟增長過程中技術進步的作用是與經濟系統中的其他要素結合在一起的。對此，盧卡斯研究認為：與人力資本相匹配的技術進步投入要素對提高經濟增長質量是最有潛力并且最有效的。

五、經濟結構

在各類經濟結構中，產業結構在整個國民經濟中居于主導地位，它的變化對于經濟增長起著重要的作用。20世紀30年代，澳大利亞經濟學家費歇爾(A.G.B.Fisher)，確立了我們所熟悉的三次產業分類法，即把廣義的農業稱為第一次產業；把廣義的制造業或工業稱為第二次產業；把包括所有第一次和第二次產業以外的其他經濟活動稱為第三次產業，并指出第三次產業的本質在于提供服務。

除了產業結構以外，經濟結構還包括所有制結構、產業內結構、城鄉結構等多種區分。經濟結構的各層次特征，共同構成對經濟增長質量的影響要素。

六、產品質量

經濟增長的大部分結果直接體現為向市場提供的產品的增加，包括有形的物質產品和無形的服務產品等。在西方經濟增長理論中，都是以“產出是有效的”為前提來分析經濟增長問題的，一般不考慮產品質量問題，不考慮因產品質量問題所造成的社會資源的浪費。然而，如果考慮到資源的有限性和社會主義生產的目的所在，則在我們對經濟增長質量內涵的界定中，產品質量成為衡量資源配置有效性不可或缺的因素。

七、競爭能力

在當今世界經濟全球化、一體化、信息化已成為大趨勢的形勢下,任何國家和地區的經濟增長都不可能是封閉、孤立的,而總是在國際、地區之間經濟聯系日益密切的環境下實現。因此,競爭能力的強弱,對于經濟發展、增強綜合實力、提高在國際上的地位和影響具有重要意義,同時也是經濟增長質量高低的重要表現。

八、人民生活

社會主義生產的根本目的就是為了滿足人民群眾不斷增長的物質和文化生活的需要，這一生產目的深刻體現了社會主義的本質。無論是同志在“三個代表”中提出的“把代表最廣大人民群眾的根本利益作為我們黨的宗旨”的思想，還是“十五”計劃編制中首次提出的“以人為本”的思想，都強調了這一點。經濟增長是滿足人民群眾日益增長的物質、文化生活需要的重要手段，只有在保證人民生活水平不斷提高條件下的經濟增長，才能稱其為高質量的。人民生活水平受到收入、消費、儲蓄、科教文衛、福利保障等多方面因素影響。人民能否真正從經濟增長中得到較多的實惠，反映了經濟增長質量的高低。

九、資源環境

經濟增長受到各種社會因素和自然因素的制約，其中自然因素，即自然資源和環境狀況與經濟增長具有不可分割的關系。如果人類在大力促進經濟增長的同時，盲目擴大生產和消費，物質和能量需求不斷擴大，而不注意資源的節約再造和環境的保護，則經濟增長必然與自然供給能力之間形成矛盾和對立。如果人類認識到環境的客觀屬性及其發展變化規律，將自身需求量和廢棄物排放量控制在環境允許的范圍內，合理地利用和改造環境，則環境將在人類引導下向著有利于人類生產、生活和生存的方向發展，此時資源環境與經濟社會發展和諧統一，這就是“可持續發展”——根據聯合國環境與發展委員會1987年在題為《我們共同的未來》報告中的定義，意為：“既滿足當代人的需要，又不損害后代人滿足其需要的能力的發展”。毋庸置疑，是否以可持續發展觀為指導對待資源環境的保護和利用是經濟增長質量重要的衡量標準。

綜上所述，經濟增長質量不僅包括經濟增長的持續性、穩定性和投入產出效率、科技進步、經濟結構、產品質量、參與經濟競爭的能力及潛力，而且包括人民生活、社會福利，以及人與自然的和諧共生程度等等。經濟增長質量作為一個綜合經濟、社會、資源環境三方面范疇的概念，是指一個國家或地區的經濟活動整體在資源的配置、利用和滿足人民生活以及社會可持續發展的需要上所綜合表現出來的優劣程度。

[摘要]隨著科學發展觀的提出,有關經濟增長質量的研究議題顯得格外重要。本文在借鑒國內外相關理論的基礎上，對經濟增長質量的內涵從九個方面做出了界定和論述。

[關鍵詞]經濟增長質量內涵界定

參考文獻：

[1]岳魯，袁關林.簡明質量管理詞典[M].河北人民出版社，1987.115.

第7篇：經濟增長的要素范文

關鍵詞：要素推動；創新推動；全要素生產率；經濟發展方式

中圖分類號：F810

文獻標識碼：A

文章編號：1009-2374（2012）18

中國的GDP增長從2010年一季度12%的頂點一路下滑，到2012年一季度的8.1%，這也許標志著一個時代的結束：以資源浪費、環境破壞、管理粗放、低工資低保障為致命缺陷的純粹追求GDP的發展之路走到盡頭。以轉變發展方式為主線的第二次轉型與改革已迫在眉睫，從要素推動走向創新推動成為中國經濟發展方式轉型的必由之路。

1　經濟增長的要素結構分析

1.1　理論模型

通常來說，經濟增長主要依靠以下源泉：土地（或自然資源）、物質資本和勞動力。土地（或自然資源）是進行任何生產所必需的，勞動力是進行生產的載體。英國古典經濟學家威廉?配第有一句名言：“勞動是財富之父，土地是財富之母。”物質資本是用于投入再生產的部分。但是，在經濟增長的因素分析中，經濟學家很早就發現，除了常規的生產要素投入增加導致經濟總量（如國民生產總值）增長外，往往還有一部分增長不能由這種要素增加來解釋。也就是說，除了資本和勞動對產出增加做出貢獻外，還有一種未被發現的因素在起作用，這實際上是一系列技術效率和配置效率的綜合表現，所以將其叫做“全要素生產率”（TotalFactorProductivity，TFP）。

1987年諾貝爾經濟學獎獲得者、美國經濟學家索洛把全部生產要素歸納為三個：資本、勞動與全要素生產率（TFP）增長。

1.1.1　勞動

勞動指勞動力的增加，可分為勞動力數量的增加和勞動力質量的提高。勞動力數量的增加有三個來源：人口的增加、人口中就業率的提高和勞動時間的增加。勞動力質量的提高則是文化技術水平和健康水平的提高。勞動力數量的不足可以由質量的提高來彌補。研究表明，在經濟發展過程中，勞動力的作用由數量推動逐步轉向質量推動，在經濟增長的開始階段，人口增長率也高，這時勞動的增加主要依靠勞動力數量的增加；而經濟增長到一定階段，人口增長率下降，勞動工時縮短，這時就要靠提高勞動力的質量來彌補勞動力數量的不足。

1.1.2　物質資本

從發展經濟學看，資本形成一直是經濟增長的核心。劉易斯認為，發展中國家的經濟發展過程在本質上可以理解為一個連續不斷的累積性的資本形成過程，資本形成是經濟發展的源動力。世界銀行和國際貨幣基金組織的大量研究表明，資本一直是發展中國家經濟增長最為關鍵的因素。

1.1.3　全要素生產率

生產率是指在經濟活動中的產出與投入之比，反映一定時期特定技術系統投入產出的轉換效率。由于研究的目的不同，有時只考慮單一投入要素，僅計算產出與單一要素投入的相對比率，被稱為單要素生產率。如果同時考慮幾種生產要素投入，由于要素可以互相替代，所以產出與全部投入之比，就被稱為全要素生產率（TFP）。全要素生產率是以生產要素相對價格、占總成本的比重或要素產出彈性為權數，各項要素生產率進行加權平均，得到的一個綜合指標。它的提高既反映要素投入效率的提高，又反映要素組合配置效率的提高，表現為綜合生產率的增長，實質上是知識、技術進步和制度創新等因素作用于投入要素而引起要素品質效率和配置效率的提高。

全要素生產率最早由荷蘭經濟學家丁伯根于1942年提出。20世紀50年代是全要素生產率理論形成和大發展的年代；60年代，對全要素生產率的研究從理論轉向了實際應用；70年代，西方經濟理論界對全要素生產率研究的一個重要趨勢是不斷“組織化”，政府對這一研究日益重視，并成立了專門的研究機構。世界銀行在其編撰的有關研究報告中，用全要素生產率測度各成員國有關經濟活動的效率。由于全要素生產率增長主要表現為技術進步，因此學術界常用“全要素生產率增長”作為技術進步和生產率的代名詞。

1.2　改革開放30年來中國經濟增長要素結構分析

結論：

第一，中國經濟增長主要依靠資本的投入強力推動。從增長速度來看，無論是在總時間段還是在3個子時間段內，資本投入的增長速度都是最快的。1979～2007年，資本投入的年均增長率達到10.75%，高于GDP的增速。就對經濟增長的貢獻率而言，在總時間段和在3個子時間段內，資本也是最大的，年均貢獻率達到53.5%，高于附加人力資本的勞動與TFP的貢獻率之和。從3個子時間段的發展趨勢看，資本投入的增長速度持續上升，對經濟增長的貢獻率也大幅增加，每兩個子時間段之間的貢獻率增幅都在10個百分點以上。

第8篇：經濟增長的要素范文

[關鍵詞] 長期經濟增長 增長核算 外溢效應

一、增長核算給我們的啟示

增長核算背后的中心思想是，產出的增長能被分解為可歸因于投入要素增加的增長和未歸因于投入要素增加的剩余增長。歸因于特定投入的產出增長率等于此投入在GDP中的份額乘以此投入的增長率。產出的增長超過了投入的貢獻。產出增長率與投入增長的貢獻之間的差距表示全要素生產率的增長率。即它表示各種形式的技術變化總的影響。根據測算，全要素生產率始終是增長的主要源泉。德里格斯等的結論：全要素生產率的差別能解釋工人平均收入差別的60%以上。在解釋工人平均收入增長率的跨國差別時，全要素生產率的作用甚至更大。全要素生產率差別能解釋工人平均收入增長率的跨國差別的大約90%。

為理解全要素生產率的決定因素，我們需要理解什么因素促進知識的積累，特別是什么因素提供了對知識創造的激勵。這自然地導致我們去探求下列因素的影響：研究和開發、干中學、外部性,以及報酬遞增；同時也導致我們去考察鼓勵或者不鼓勵知識創造的制度因素。

二、影響長期經濟增長的因素

1.物資資本的積累是重要的，但物資資本的積累不是推動長期經濟增長的根本因素。跨國數據表明較高的人均產出總是伴隨著較高的人均資本存量。但研究表明：如果沒有某種外生因素的引入，則以新古典生產函數為基礎的新古典增長模型最終無法避免零增長的穩定均衡狀態。實證分析發現傳統的要素(勞動和物質資本)并不能解釋全部經濟增長,積累推動的增長有兩個重要特征：(1)長期內人均收入增長率趨同于技術進步率。增長率隨資本密集度而變化：資本勞動比率越高，人均收入增長率越低。(2)收斂性：如果真實人均GDP的初始水平越低，那么模型預測的增長率就越高。但實證研究表明：如果除了初始資本密集度以外，所有的經濟體在本質上是相同的，那么收斂性在絕對意義上會成立。然而，如果經濟體具有多方面的差異――包括儲蓄傾向、生育傾向、工作意愿、技術的取得和政府政策等方面的差異――那么收斂性僅在條件意義上成立。既然全要素生產率是經濟增長的終極根源，那么經濟增長理論就不應該關注投入的積累，而應該關注技術進步。

2.經濟增長主要取決于知識積累、技術進步和人力資本水平。內生增長理論認為,資本、土地、勞動等要素受收益遞減規律的制約,不可能決定長期增長,但知識或技術進步則不同,它決定著不斷變化的各種投入要素的組合方式。隨著知識的積累和技術的不斷進步,即使同樣的投入要素也可以以異常多樣的形式加以組合,由此帶來邊際生產力遞增的無限空間。因此,一個國家的經濟增長主要取決于內生化的知識積累和專業化的人力資本水平。由于知識和人力資本的外溢效應,投資與資本收益率可以是知識存量和資本存量的遞增函數,一國既有的知識存量越大,其投資與資本收益率越高,經濟增長率也就越大。這不僅表明了經濟長期增長的可能性,而且表明了既有的知識存量的差異決定了各國投資與資本收益率的差異,進而決定了各國長期經濟增長的不同。

(1)內生化的技術進步。知識或技術如同資本和勞動一樣是一種生產要素,并且是“內生的”,是由謀求利潤極大化的廠商的知識積累推動的。因此,盡管某些特定的技術突破或知識的出現也許是隨機出現的,但技術進步或知識的全面增加與人們為其貢獻的資源成正比例。(2)規模收益遞增。在長期增長的經濟過程中收益遞增不僅是普遍的,而且是必需的。內生增長理論家將知識、人力資本等因素引入增長模型中,強調特殊的知識和專業化的人力資本可以產生遞增的收益并使整個經濟的規模收益遞增。這就突破了傳統增長理論關于要素收益遞減或不變的假定,說明了經濟持續增長的源泉與動力。

(3)勞動分工和專業化在經濟增長中具有重要作用。經濟增長的微觀基礎在于分工的演進,而分工的動態演進是由經濟中的邊干邊學引起的。邊干邊學的存在使個人的生產經驗不斷積累,生產的收益不斷增加,從而導致經濟的專業化水平不斷加深和經濟的內生增長。

3.國際貿易和知識的國際流動是一國經濟實現持續增長的重要途徑。因為知識跨國流動，國際貿易和投資影響對創新、模仿和使用新技術的鼓勵。對外開放和參與國際貿易可以產生一種“外溢效應”,可以加速先進技術、知識和人力資本在全球范圍內的傳遞,使知識和專業化人力資本能夠在貿易伙伴國內迅速積累,從而提高貿易國的總產出水平和經濟增長率。由于知識傳播與人力資本的外部效應、國與國之間開展貿易可以節約一部分R&D費用,間接地增加了本國國內的資本積累,從而使各國經濟得以更快地發展。就發展中國家而言,通過參與國際貿易可以學習和吸收發達國家的先進技術,加快自身知識、技術和人力資本的積累,進而可以形成一種“趕超效應”。

4.經濟和政治制度影響對積累和創新的激勵，最終影響國家的長期增長。目前的研究表明：與研發投入或物質及人力資本積累相比，制度是決定經濟增長的更基本因素。許多結論目前尚為嘗試性的：意義重大的技術進步一般都發生在能夠較好的保護私有產權的國家。實現對產權的保護需要建立以下兩種制度：促進交易的法律制度和限制行政官員權利的政治制度。但是這些制度并不是增長的充分條件，因為重大的技術進步一般會導致經濟組織的重大變革，因此，一國經濟增長的潛力還取決于其適應這些變化的能力，而適應這些變化的能力又取決于一國的經濟和政治制度。

參考文獻：

第9篇：經濟增長的要素范文

關鍵詞：經濟增長　投資需求　消費需求

消費需求、投資需求、凈出口需求作為拉動經濟增長的“三駕馬車”，對經濟增長具有不同的作用。消費需求作為經濟運行的主要動力，既是GDP的組成部分，又是拉動經濟增長的助推器。投資需求作為一把“雙刃劍”，短期可以增加需求，拉動經濟增長；長期可以形成一定的生產力，增加社會產品的生產能力，提高商品供給，推動經濟增長。外貿是經濟增長的發動機。出口的增長會導致國內有效需求的增加，有利于一國進行必要的外匯積累，資本和技術的進口，從而提高生產能力。另外，出口的增加也能提高企業的生產效率，促進企業技術進步和創新，增強企業的國際競爭力，從而獲得外部規模經濟效益。

一、“三駕馬車”對青海省經濟增長的貢獻及拉動分析

按支出法統計的GDP是從需求角度衡量國民經濟發展的總量指標，它由最終消費、資本形成總額、貨物和服務凈出口三部分構成，其公式為：

支出法國內生產總值=最終消費+固定資本投資總額+貨物和服務凈出口

三大需求要素各增加量之和即為當年GDP總的增加量，其中每一要素的增加量占GDP總增加量的比重就是當年該要素對GDP增長的貢獻度，而用這一貢獻度乘以GDP的年增長率就是該要素對當年CDP增長的貢獻率。用公式表示即為：

某需求要素貢獻度=某需求要素增量／GDP增量×100％：

某需求要素貢獻率：某需求要素貢獻度／GDP增長率

根據上表我們可以看出：

(一)最終消費需求對青海省經濟增長貢獻較平穩

1994―2008年間，最終消費、資本形成、貨物和服務凈出口對經濟增長的平均貢獻份額分別為55.53％，72.24％，―27.77％，最終消費對青海省經濟增長的貢獻位居第2。從時間區間上看。最終消費需求對青海省經濟增長的貢獻相對比較平穩，1997年僅為-0.63個百分點，對經濟的增長貢獻為6.96％，成為這15年間最終消費需求對經濟增長貢獻的最低點；2005年最終消費需求對經濟增長的貢獻又達到高峰值，其對經濟增長的貢獻率達91.85％，對經濟產生11.21個百分點的拉動力，極大地帶動了青海省經濟的快速發展。2008年由于受美國次貸危機的影響，消費需求對經濟增長的貢獻呈下降趨勢，對經濟增長的貢獻率僅為32.56％，拉動經濟增長4.13個百分點。從最終消費對經濟增長貢獻的總體波動趨勢上看，除了1997年之外，最終消費對青海省經濟增長貢獻相對比較平穩，2000―2007年年均貢獻率為75.55％，對經濟的發展具有極大的影響和推作用。

(二)資本的形成對經濟增長的貢獻影響較大

從上表可以看出，資本的形成對青海省經濟增長的影響最大。1994―2008年間，最終消費、資本形成、貨物和服務凈出口對經濟增長的平均貢獻份額上看，資本形成對經濟增長的影響高達72.24％，平均拉動力為7.8個百分點，位居第1。從總體趨勢上看，資本形成對經濟增長的影響波動性也較大，呈“雙u+雙N”形式。1997年資本形成對經濟增長的貢獻率達92.84％，對經濟的拉動為8.36個百分點，之后在2001年又達到高峰時期，對經濟增長完全起拉動作用；2001年經濟增長率為13.82％，資本形成的貢獻率高達140.64％，對經濟增長的拉動為16.45個百分點；2002年資本形成仍對經濟增長起絕對拉動作用，對經濟增長拉動13.54個百分點，貢獻率達111.89％。15年間資本形成對經濟增長貢獻率峰值之差達80.72％，落差較大。2008年雖受美國次貸危機的影響，但青海省的資本形成對經濟的拉動仍呈上升趨勢，拉動力為10.47個百分點。比上年增長了1.94個百分點，對經濟增長的貢獻率高達82.46％。

(三)貨物及服務凈出口對經濟增長貢獻的波動較大，且對經濟增長呈負效應

青海省地處青藏高原又深居內陸地區，其對外貿易發展水平較低。“八五”之前其貿易主要以農畜產品為主，近年來隨著產業結構的不斷調整，雖一改過去單一產品對外貿易出口的格局形式，但由于自身技術水平的限制，加之全球經濟一體化發展，對外貿易產品需求更加趨向專業化、技術化、科技化。從而極大制約了青海省對外貿易發展，對外貿易對經濟發展的影響處于劣勢地位。1998年之前，青海省貨物和服務凈出口對經濟增長的貢獻呈正值，且對經濟增長的拉動均在1個百分點之上。自1998年開始，青海省貨物和服務凈出口對經濟增長的貢獻呈負值，而且下降比速較快，2001年對經濟增長的貢獻下降到116.10％，達到對經濟影響的最低點對經濟的拉動為-13.58個百分點。之所以造成這種局面主要是由于產品技術含量較低，不能達到相關國際產品標準，致使對外貿易發展遇到了阻挫，對經濟發展產生較大的負面影響。

二、基于索羅模型的實證分析

為進一步揭示“三駕馬車”對青海省經濟增長的拉動作用，本文運用索羅模型對消費、投資和凈出口對青海省經濟增長的拉動作用進行分析。

根據三大需求要素與YfGDPI增長之間的關系，以總消費TC，總投資I，進口(M)和出口(x)為解釋變量，以GDP為被解釋變量，建立如下的多元線性回歸模型：

LnY=C+alnTC+BlnI+γ／lnX+δlnM

本文根據青海省1983―2009年相關數據，運用E-views5.0軟件進行OLS分析可以得出：

由于R2=0.99，幾乎接近1，說明模型的擬合優度非常高。根據F分布表可知，時，F=5029.4>FOD1(4，22)=4.31，回歸方程十分顯著。由于to=3.36，t1=7.26，h=13.31，t3=3.03，t4=-0.19，給定顯著性水平a=0.05，查t分布表中自由度為22(n-k-1=27-4-1=22)的相應臨界值，t.(22)=2.074，可知t值除了進口外都大于該臨界值，所以拒絕原假設，即除了進口外的四個解釋變量都在95％的水平下影響顯著，都通過了變量顯著性檢驗。D.W=1.04.查D.W.檢驗上下界表，在5％的顯著性水平下，k=5(包括常數項)，n=27時有du=1.76，dt=1.08，很明O

由于R2=0.99，幾乎接近1，說明模型的擬合優度非常高。F=3257.9>F0.01(4.21)=4.37 to=2.63，t1=3.77，t2=4.08，

t3=2.81均大于ta(21)=2.080，模型通過了F檢驗和T檢驗。又由于1.76

通過上述模型我們可以得出：消費每增加1％經濟將增加0.36％，投資每增加1％經濟將增加0.63％，出口每增加1％經濟將增加0.02％，進口每增加1％將使經濟減少0.01％。從彈性系數角度分析可知，投資是青海省經濟增長的主要因素，消費次之，而出口對促進青海省經濟增長的作用偏小，進口對經濟增長起反向的拉動作用，這一定程度上說明了青海省經濟增長主要依靠消費和投資推動。

三、結論與建議

根據上述模型和數據統計分析可以看出，近年來青海省投資拉動型的經濟增長趨勢更加明顯，經濟增長對投資增長的依賴性越來越強；消費對GDP增長的貢獻率也在日益提高，消費在未來數年內將超過投資貢獻成為促進青海省經濟增長的第一要素。就目前來看，青海省凈出口對經濟增長的貢獻相對不大，相關性不強，不是青海省GDP增長的主要拉動力量：但從長期來看，青海省對外貿易依存度一度呈上升趨勢，隨著經濟全球化進程逐漸深入，進出口對青海省經濟增長的貢獻將可能與投資和消費對青海省經濟增長的貢獻不分伯仲。

為進一步促進青海省經濟的快速穩定發展，本文提出如下建議：

(一)進一步加大投資力度，提高資金利用效率，滿足地區經濟發展的需求

從模型中可以看出，投資對產出的影響大于消費，且貢獻率較大。這是由于青海省正處于工業化和城市化發展進程中，資本形成對經濟增長的作用是不言而喻的，因此，青海省應加大投資力度，提高政府投資的效益，充分調動民間投資，滿足地區經濟建設需要。同時，由于青海省的投資主要投向了高能耗的粗放型部門，所以收效甚微，低水平重復投資現象嚴重，對環境也造成了嚴重破壞，今后應致力于改善投資結構和投資力度，以提高投資的利用效率。

(二)縮小城鄉收入差距，刺激消費，擴大內需

擴大內需是促進經濟發展的內在主動力。雖然投資需求對青海省經濟增長的貢獻最大，但由于投資需求是消費需求派生出來的，其本身不可能成為經濟增長的持久拉動力量。因此，無論從量還是從增長率角度來看，最終消費對產出的影響都是最大的。近年來，隨著大量外來人口的不斷涌入和自身人口的不斷增長，青海省消費潛力巨大，而要充分利用好這一資源，必須提高居民的購買力，不斷使產業結構和消費結構相匹配，減小貧富差距，特別要致力于提高農牧民收入，實現城鄉協調發展，完善社會保障體系，以促使經濟的穩定協調發展。