什么在影响中国GDP 增长的速度.docx

1、什么在影响中国GDP 增长的速度什么在影响中国GDP 增长的速度-丹尼森国民收入产出增长速度模型的实证分析董光涛 40501178摘要：本文就将从我国教育与经济发展的现状入手，着重分析国民文化水平提高与经济发展的相关性，阐述教育在经济发展中的重要性，指出优先发展教育对经济发展的重要性。 关键词：经济发展 相关性 一、问题的提出：自恢复高考和改革开放以来，西部经济发展相对与东部经济发展的出现了明显的差距。在全国政协2007年02月5日召开的“推进西部大开发”专题协商会上，国家发展和改革委员会副主任王金祥指出，西部地区发展仍然面临严峻挑战，“西部地区与发达地区的差距还在扩大” 。以今年一季度为例，

2、中国东部地区经济同比增长14%，而西部地区增长12.7%，东部与西部之间经济增长率的差距由上年同期的0.6个百分点扩大到1.3个百分点。统计显示，1978 年至2005年,东部GDP占全国比重已提高了11.8个百分点，而包括西部在内的其他区域所占比重则均有不同程度的下降。“和自己比，西部地区的发展在加快；和全国其他地区比，差距不是在缩小而是在扩大。西部仍然是我国经济最落后的地区。”全国政协经济委员会副主任、国务院西部开发领导小组办公室原副主任段应碧在接受采访时这样表达了他的担忧。如何促进西部发展缩小东西差距，成为人们关注的热点。 除了政策上的倾向和地理因素外，是否存在教育发展进度不一致带来的影

3、响呢？针对教育和经济发展的关系，教育经济学中的人力资本理论给出了解释。按照丹尼森的教育量简化指数法，国民收入产出增长速度模型为：y=a+k+1+e。这种估算方法是否能得到实际经济发展的证实？这种估算对中国西部大开发有什么启示呢？这是本文讨论的重点。 二、理论综述：人力资本观点认为教育能提高一个人的人力资本，人力资本是体现在人身上的可以用来提供收入的知识，技能，健康价值的总和（T.舒尔茨，1962）。获得人力资本的途径主要有五种：营养及医疗保健投资，学校教育投资，在职培训投资，择业投资，迁徙投资等，其中最主要的途径是教育（包括学校教育和在职培训）。教育对于整个社会和个人来说，既是消费行为，又是投

4、资行为，个人通过教育尤其是高等教育提高其自身人力资本，社会通过教育尤其是高等教育可以改善人口结构，提高劳动者素质和促进技术进步，从而推动经济和社会发展。按照丹尼森的观点，劳动不仅有数量方面，且有质量方面的构成因素。如果把教育作为构成成熟劳动质量方面的一个因素，人均劳动小时数和同质工人的数量可以看作是劳动的数量方面因素。假设技术水平衡定，Cobb-Douglas函数可以变为： （1）式中，代表国民收入产出量，代表技术水平，代表资本投入量，为不包含教育质量因素的劳动投入量，代表教育投入量。对（1）式两边求对时间t的全导数，且两边同时除以Y，经过推导，可得国民收入产出增长速度模型：y=k+l+e。其

5、中，y代表国民收入年增长率， k代表资本投入量的年增长率，l代表不含教育质量因素的劳动年增长速度，e代表教育投入量年增长速度，、分别为产出对资本、劳动的弹性。因此，教育对国民收入增长速度的贡献可以表示为ye/y100%=e/y100。(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

6、以把国民收入产出增长速度模型设定为 ： (2)其中代表国民收入产出量，代表技术水平，代表资本投入量，为不包含教育质量因素的劳动投入量，代表教育投入量，和分别为产出对资本、劳动的弹性，产出对教育投入的弹性系数为也。(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。对的确定，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。对的确定方法，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

7、据如下表： 表 1 1979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）197811966.0137440.3246670.35.68197912875.4239489.3247985.75.84198013879.7141238.1749453.95.99198114601.4543107.3451099.46.13198215930.1845416.4952746.16.25198317666.5748167.7854465.96.36198420351.8951840.46561786.46198523099.457587.94578

8、09.16.56198625132.1464185.7559396.66.67198728047.4771155.0460918.86.8198831216.8479140.0862378.16.94198932496.7386846.463707.87.1199033731.693675.1765078.17.16199136834.91100845.165905.17.24199242065.47109552.366632.57.32199347744.3112169667285.67.39199453760.09136226.267896.17.47199559404.9153012.7

9、683807.54199665107.77170789.6693167.63199770837.25188954.169225.67.64199876362.56204627.669745.87.71199981784.3218798.2713947.81200090151.46233339720858.04200198465.72250974730258.272002106055.58272322.3737408.32003112924.95300801.9744328.442003112924.9528479.674432 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

10、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

11、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 -

12、 7.275664 (0.041533) (0.111326) (0.990815)t=(19.64980) (5.810617) ( -7.343109)R2=0.997789 df=0.597243Dependent Variable: Y1Method: Least SquaresDate: 12/16/07 Time: 20:29Sample: 1978 2003Included observations: 26VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-7.2756640.990815-7.3431090.0000K10.816111

13、0.04153319.649800.0000NW0.6468750.1113265.8106170.0000R-squared0.997789Mean dependent var10.52617Adjusted R-squared0.997597S.D. dependent var0.714845S.E. of regression0.035045Akaike info criterion-3.756210Sum squared resid0.028247Schwarz criterion-3.611045Log likelihood51.83074F-statistic5189.494Dur

14、bin-Watson stat0.597243Prob(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

15、，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ARCH Test:F-statistic6.106920Prob. F(2,21)0.008118Obs*R-squared8.825603Prob. Chi-Square(2)0.012121Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 12/17/07 Time: 16:28Sample (adju

16、sted): 1980 2003Included observations: 24 after adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C0.0008190.0003922.0903980.0489RESID2(-1)0.6964930.1999473.4833890.0022RESID2(-2)-0.3970770.199515-1.9902110.0597R-squared0.367733Mean dependent var0.001168Adjusted R-squared0.307518S.D. dependent

17、 var0.001866S.E. of regression0.001553Akaike info criterion-9.980857Sum squared resid5.06E-05Schwarz criterion-9.833601Log likelihood122.7703F-statistic6.106920Durbin-Watson stat1.793837Prob(F-statistic)0.008118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*0.3677333.24546142293610.5966=故接受原假设表明模型中得随机误差项无异方

18、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Dependent Variable: Y1-0.703906

19、*Y1(-1)Method: Least SquaresDate: 12/16/07 Time: 22:17Sample (adjusted): 1979 2003Included observations: 25 after adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-1.7373650.994926-1.7462260.0447K1-0.703906*K1(-1)0.8480950.1067427.9452980.0000NW-0.703906*NW(-1)0.5106020.3484521.9653460.0270R

20、-squared0.985765Mean dependent var3.193395Adjusted R-squared0.984471S.D. dependent var0.204262S.E. of regression0.025454Akaike info criterion-4.391718Sum squared resid0.014254Schwarz criterion-4.245453Log likelihood57.89647F-statistic761.7577Durbin-Watson stat1.057624Prob(F-statistic)0.000000给定显著性水平

21、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：Dependent Variable: Y1-0.720907*Y1(-1)Method: Least SquaresDate: 12/17/07 Time: 17:46Sample (adjusted): 1979 2003Included observations: 25 af

22、ter adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-1.5925590.786793-1.6138740.0318K1-0.720907*K1(-1)0.8511900.0102257.7222880.0000NW-0.720907*NW(-1)0.4955300.1646192.3590360.0094R-squared0.984000Mean dependent var3.015193Adjusted R-squared0.982545S.D. dependent var0.192607S.E. of regressi

23、on0.025447Akaike info criterion-4.392297Sum squared resid0.014246Schwarz criterion-4.246032Log likelihood57.90372F-statistic676.4859Durbin-Watson stat1.667314Prob(F-statistic)0.000000DW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

24、 （9） （0.786793）（0.010225）（0.164619）t=(-1.613874) (7.722288 ) (2.359036)R2=0.984000 DW=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-

25、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