什么在影响中国GDP 增长的速度Word文档下载推荐.docx
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（其中，ye代表由教育的作用所带来的国民收入增长率，y代表国民收入总的增长率）。
三、模型设定：
（1）模型形式的设计和修正
由上述Cobb-Douglas函数的变换形式可以看出，经济增长的源泉来自于四个因素，既劳动，资本，技术水平和教育投入量。
教育投入量以教育发展为前提，可以用劳动者人均受教育年限来代替其影响。
为保常数项模仿丹尼森的做法对
（1）式两边取对数变形得
因此可以把国民收入产出增长速度模型设定为：
（2）
其中
代表教育投入量，α和β分别为产出对资本、劳动的弹性，产出对教育投入的弹性系数为也β。
（2）对各个变量数据的确定和衡量
对
定方法，本文实际计算过程中直接用实际GDP代替。
的确定，通过总资本形成年鉴用永续盘存法计算实际物质资本存量可得。
的确定方法，本文用每年从业人员总量代替。
的取值是从业人员的人均受教育年限。
四、样本选取与数据来源：
从附表（见文末）选取1979年至2003年的数据，综合表1和表2中的国内生产总值
、物质资本存量和从业人员还有人均受教育年限三个时间序列数据如下表：
表11979年至2003年的数据
年份
国内生产
总值（亿元）
资本投入量（亿元）
从业人员
（万人）
人均受教育年限（年）
1978
11966.01
37440.32
46670.3
5.68
1979
12875.42
39489.32
47985.7
5.84
1980
13879.71
41238.17
49453.9
5.99
1981
14601.45
43107.34
51099.4
6.13
1982
15930.18
45416.49
52746.1
6.25
1983
17666.57
48167.78
54465.9
6.36
1984
20351.89
51840.46
56178
6.46
1985
23099.4
57587.94
57809.1
6.56
1986
25132.14
64185.75
59396.6
6.67
1987
28047.47
71155.04
60918.8
6.8
1988
31216.84
79140.08
62378.1
6.94
1989
32496.73
86846.4
63707.8
7.1
1990
33731.6
93675.17
65078.1
7.16
1991
36834.91
100845.1
65905.1
7.24
1992
42065.47
109552.3
66632.5
7.32
1993
47744.31
121696
67285.6
7.39
1994
53760.09
136226.2
67896.1
7.47
1995
59404.9
153012.7
68380
7.54
1996
65107.77
170789.6
69316
7.63
1997
70837.25
188954.1
69225.6
7.64
1998
76362.56
204627.6
69745.8
7.71
1999
81784.3
218798.2
71394
7.81
2000
90151.46
233339
72085
8.04
2001
98465.72
250974
73025
8.27
2002
106055.58
272322.3
73740
8.3
2003
112924.95
300801.9
74432
8.44
28479.6
8.44
注：
人均受教育年限取和实际资本存量数据还有国内生产总值数据来自汤向俊《资本深化、人力资本积累与中国经济持续增长》从业人员的数据来自《中国统计年鉴》。
对变量取对数得到新的时间序列数据如下：
根据模型先验信息，用GNER命令生成新变量NW=Log（E）+Log（L），则原模型简化为：
（3）
五、模型的估计与调整
1、对时间序列数据的处理
（1）对时间序列数据平稳性的检验
对NW的ADF检验结果如下：
从检验结果看，变量NW序列存在单位根，是非平稳序列。
接下来求NW的单整阶数：
由EVIEWS结果可以判断，NW序列是二阶单整的。
再对K1作ADF检验:
从检验结果看，变量K1序列存在单位根，是非平稳序列。
接下来求K1的单整阶数：
由EVIEWS结果可以判断，K1序列也是二阶单整的。
最后再对Y1作ADF检验:
从检验结果看，变量Y1序列存在单位根，是非平稳序列。
接下来求Y1的单整阶数：
由EVIEWS结果可以判断，Y1序列也是二阶单整的。
（2）对时间序列数据的协整检验
针对二阶单整序列NW、K1、Y1，用OLS法对它们的协整回归方程
=
+
+
作估计得到残差序列
，再对
作单位根检验
可见在小于5％略大于1％一点的概率下左右序列
已无单位根，序列NWA、K1、Y1协整.
2、国民收入产出量对资本投入量和教育投入量以及不包含教育质量因素的劳动投入量的回归
对（3）式用EVIEWS作最小二乘回归结果如下：
Y1=0.816111K1+0.646875NW-7.275664
（0.041533）（0.111326）（0.990815）
t=（19.64980）（5.810617）（-7.343109）
R2=0.997789df=0.597243
DependentVariable:
Y1
Method:
LeastSquares
Date:
12/16/07Time:
20:
29
Sample:
19782003
Includedobservations:
26
Variable
Coefficient
Std.Error
t-Statistic
Prob.
C
-7.275664
0.990815
-7.343109
0.0000
K1
0.816111
0.041533
19.64980
NW
0.646875
0.111326
5.810617
R-squared
0.997789
Meandependentvar
10.52617
AdjustedR-squared
0.997597
S.D.dependentvar
0.714845
S.E.ofregression
0.035045
Akaikeinfocriterion
-3.756210
Sumsquaredresid
0.028247
Schwarzcriterion
-3.611045
Loglikelihood
51.83074
F-statistic
5189.494
Durbin-Watsonstat
0.597243
Prob（F-statistic）
0.000000
（1）经济意义检验。
从回归结果可以看出，产出对资本、劳动的弹性均为正，表明增加资本和劳动投入均能增加产出。
模型采用双对数形式仍然可以说明这一现象。
（2）统计推断检验。
从回归的结果看，可决系数R2=0.997789，模型的拟合程度相当好；
系数显著性检验：
给定a=0.05，查t分布表，在自由度为n-3=23时得临界值2.062，由于各解释变量系数的t值均大于临界值，所以资本和劳动投入对产出有显著的影响。
（3）计量经济学检验。
多重共线性：
增减变量回归参数估计值没有明显较大的变化，各个参数的标准差均不大，在相关系数矩阵中虽有较大相关系数但是由于数据较小且是时间序列故用综合判断法可认为无多重共线性。
异方差性：
用图形法和ARCH分别检验的结果如下：
由图形可大致判断模型随机项无异方差，接下来对模型作ARCH检验
ARCHTest:
6.106920
Prob.F（2,21）
0.008118
Obs*R-squared
8.825603
Prob.Chi-Square
（2）
0.012121
TestEquation:
RESID^2
12/17/07Time:
16:
28
Sample（adjusted）:
19802003
24afteradjustments
0.000819
0.000392
2.090398
0.0489
RESID^2（-1）
0.696493
0.199947
3.483389
0.0022
RESID^2（-2）
-0.397077
0.199515
-1.990211
0.0597
0.367733
0.001168
0.307518
0.001866
0.001553
-9.980857
5.06E-05
-9.833601
122.7703
1.793837
查给定显著性水平0.005，查
分布表得临界值
=10.5966;
而统计量
＝24*0.367733＝3.245461422936<
10.5966=
故接受原假设表明模型中得随机误差项无异方差。
自相关性：
先看看
和
的散点图。
可见大部分点落在1、3象限，表明随机误差项存在着正自相关，在看看残差图：
由于参差的变动由系统模式，连续为正和连续为负，表明随机误差项存在一阶正自相关，模型中的t统计量和F统计量的结论不可信，需要采取补救措施。
用广义差分法对模型进行如下修正：
用GENR命令生成残差序列
=RESID,再利用残差
作如下回归
（4）
用OLS法估计（3）式中的
＝0.703906对（3）式进行广义差分，即
-
=Ln
（1－
）+
（
（5）
令
，
对式（5）使用OLS法，可得样本回归函数为
（6）
EVIEWS回归结果
Y1-0.703906*Y1（-1）
22:
17
19792003
25afteradjustments
-1.737365
0.994926
-1.746226
0.0447
K1-0.703906*K1（-1）
0.848095
0.106742
7.945298
NW-0.703906*NW（-1）
0.510602
0.348452
1.965346
0.0270
0.985765
3.193395
0.984471
0.204262
0.025454
-4.391718
0.014254
-4.245453
57.89647
761.7577
1.057624
给定显著性水平0.05，查D-W表,当n=25,k=2时，得下限临界值dL=1.21上限临界值dU=1.55，因为DW统计量为1.06小于dL=1.21，根据判定区域知还存在正的自相关需要继续迭代
将结果代入（3）式求得新的残差序列
-
（7）
利用残差
作回归
（8）
用OLS法估计
＝0.720907
将
带入（3）式再次广义差分得：
Y1-0.720907*Y1（-1）
17:
46
-1.592559
0.786793
-1.613874
0.0318
K1-0.720907*K1（-1）
0.851190
0.010225
7.722288
NW-0.720907*NW（-1）
0.495530
0.164619
2.359036
0.0094
0.984000
3.015193
0.982545
0.192607
0.025447
-4.392297
0.014246
-4.246032
57.90372
676.4859
1.667314
DW统计量为1.67大于du=1.55，根据判定区域知已经没有自相关，不必再进行迭代。
同时可见，可决系数R2、t、F检验统计量也均达到理想水平。
将结果反代入（3）式即：
Y1=-5.7062+0.8512K1+0.4955NW（9）
（0.786793）（0.010225）（0.164619）
t=（-1.613874）（7.722288）（2.359036）
R2=0.984000DW=1.67
分析结果表明，中国1978-2003年的Cobb-Douglas函数模型的生产函数估计结果，拟合优度较高（
=0.984000），常数项和各变量的估计系数统计显著。
资本的产出弹性降到0.8512，表明我国的经济增长主要贡献因素仍然是物质资本，教育和劳动投入的贡献不显著。
据式（9）可以得到标准化方程如下：
（10）
其中，
表示考虑物质资本、教育投入和不含教育质量因素的劳动投入外部性的综合要素生产率。
六、结论
1.1978-2003年期间中国的经济增长主要是受资本积累的影响，中国人均资本占有量的现实决定了资本的产出弹性大于劳动和教育因素。
物质资本积累是我国过去20多年经济增长的主要贡献因素，同时也意味着我国存在严重的偏向于物质资本投资的现象。
2.1978年以来，我国在职人员人均受教育年限不断提高，即人力资本资本增加并且由于存在教育投入的外部性，必然导致人均物质资本上升。
但这种人均物质资本和资本产出比的上升由于人力资本边际报酬递增的作用，将使整个经济具有可持续的增长。
另外，人力资本存量上升，尤其专业化人力资本存量上升是技术创新的重要条件，对经济增长作用往往以全要素生产率的形式表现出来，是经济增长得以持续的重要条件。
3.在改革开放以来人力资本存量有所上升，但增长缓慢，不过近几年来有所改善。
所以，我们应认识到，保持物质资本积累的同时，应该继续加大对的公共教育支出，尤其是高等教育和科技的投入，更好地发挥人才的作用，使高比率的资本形成、高素质的劳动力和技术进步能够形成良性互动，从而保持中国经济的持续增长。
参考资料：
汤向俊《资本深化、人力资本积累与中国经济持续增长》
范先佐《20世纪中国教育经济学发展的回顾与前瞻》
崔玉平《教育对经济增长贡献率的估算方法综述》
熊荣生《高等教育与人力资本关系的研究》
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