经济增长的贡献率范文

导语：如何才能写好一篇经济增长的贡献率，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。

篇1

一、湖南省人力资本对经济增长贡献率的实证分析

1.计量模型的构建

为避免多重共线性影响,我们对卢卡斯的人力资本溢出模型:

(1)

进行对数变换，则用来估计产出弹性α、β、γ的回归模型为:

(2)

式中，ht表示从业人员的平均受教育年限， Yt代表产出，KT代表物质资本投入量，Ht代表人力资本存量,α、β分别表示资本和人力资本存量的产出弹性，且0

为了将方程应用于离散数据，可将增长方程变成差分方程：

（3）

式中分别表示经济增长率,全要素生产率增长率,物质资本增长率和人力资本存量增长率,表示人力资本水平的增长率。、和分别表示物质资本、人力资本存量和人力资本水平对经济增长的贡献份额。

2.对人力资本溢出模型的回归分析

(1)无生产规模约束的模型回归结果：

将数据代入公式(2)，用EVIEWS软件回归得到结果如下：

(0.783)(12.952)(0.059)(1.269)

(0.445)(0.000) (0.954)(0.223)

R2=0.992，=0.990，F=632.719，D.W=1.128

结果表明，相关系数R2，调整后的判别系数和F统计量都很高，且检验的显著性水平为零，说明检验效果是显著的，回归方程的拟和效果很好。虽然物质资本弹性系数的t统计量较高，很好地通过了检验，但是人力资本存量、人力资本水平和常数项的t统计量都不高，且显著性水平大于0.05，都未通过检验。

(2)有生产规模约束的模型回归结果：

为避免上述所说的几个问题，本模型对生产规模报酬给予部分约束，假定α+β=1,且满足0

对(1)式取对数并整理后得:

回归得到:

(4.04)(13.256)(3.245)

(0.001)(0.000) (0.005)

R2=0.981，=0.979，F=435.365，D.W=1.124

α=0.772，β=0.228，γ=0.650

结果表明，相关系数R2、调整后的判别系数和F统计量的值都很高，回归方程检验的显著性水平为零，说明检验效果是显著的，回归方程的拟和效果很好，弹性系数的t统计量也较高，显著性水平均在0.05之下，都通过了检验，弹性系数可以说明问题。

物质资本、人力资本存量和人力资本水平的产出弹性分别是0.772、0.228和0.650。从此看出，物质资本在湖南省经济增长中的产出弹性大于人力资本存量和人力资本水平的产出弹性，经济仍处于物质资本拉动型状态，但是人力资本水平在湖南经济增长中的产出弹性已经大于人力资本存量的产出弹性，即，人力资本的外部性作用已经开始生效。

3.湖南省人力资本对经济增长的贡献率

利用上文计算出的产出弹性和增长方程公式（3），计算出各生产要素对经济增长的贡献率，可以判断各要素在湖南省经济增长中的作用大小。

从表中可以看出，物质资本对GDP的贡献率高达86.15%，人力资本水平对GDP的贡献率超出人资本存量的贡献率居第二，说明在本文的样本空间内，劳动者的质量提高对经济增长的作用已经十分显著。并且全要素生产率（TFP）对经济增长的贡献率为负。由于人力资本溢出模型已将人力资本单独列出，人力资本的产出作用也从TFP中分离出来，因此，这里以技术、制度等来代表的TFP值过低,说明技术、制度等其他因素对经济增长的作用不明显。

二、政策建议

首先，增加对教育的投资。1986年以来湖南省人力资本存量对经济增长的总贡献率低于全国水平。从边际效益来看，投资教育方面比投资物质资本更能促进经济增长。因此，湖南省应该继续加大对教育投资的力度,不仅要加大对于教育的财政支出，也要依靠社会力量,可以有条件的向企业和个人开放对教育的投资。

其次，改善教育结构和教育体制。不仅要重视基础人力资本的培养，更要重视专业化人力资本的培养。政府在加大对九年义务教育和高中教育投资的同时也要加大对职业教育和高等教育的投资，重视专业化教育。

第三，重视人才引进。引进人才是快速增加人力资本存量和提高人力资本水平的捷径。湖南省必须要做好人才引进的工作，尤其是高层次人才的引进，要为引进人才创造良好的环境，如可以设立人才引进专项资金，可以帮助安排其家属的随调和随迁，提高引进人才的待遇等。

参考文献:

[1]沈利生 朱运法:人力资本与经济增长分析[M].北京：社会科学文献出版社，1999:71～75

[2]薛贺香 杨建云:河南省人力资本对经济增长贡献的实证分析[J].郑州航空工业管理学院学报，2006，24（3）:66～69

[3]王金营:人力资本与经济增长理论与实证[M].北京：中国财政经济出版社，2001:5～6

[4]张晓峒:计量经济学基础[M].天津:南开大学出版社,2001:48～98

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【关键词】层次分析法；消费；投资；进出口；经济增长

消费需求、投资需求以及进出口这三大需求是社会的总需求的重要组成部分，也是拉动我国经济快速增长的“三驾马车”，它们共同直接影响着整个国家的经济增长。在1978年，我国实行了改革开放，促使进出口贸易在我国的经济增长扮演重要的角色。在这三大需求的推动作用下，我国经济持续了三十年的快速增长。本文将运用层次分析法建立三大需求的贡献模型，分别分析消费、投资和进出口对经济增长的贡献，并求出它们各自的贡献率，并进行相互比较，最终得出相应结论。

一、层次分析法的基本思路

层次分析法的最基本的思路就是把复杂的问题表示为有序的递阶层次结构，后通过人们对决策方案的判断，建立贡献模型，然后再进行优劣排序。首先把需要解决的问题进行分层系列化，形成一个递阶的且有序的层次结构模型；然后对模型中每一层次因素的相对重要性相应给予定量表示，再利用数学方法确定每一层次因素相对重要性的权值；最后通过综合计算各层因素的相对重要性的权值，得到各层相对重要性次序的组合权值。

运用层次分析法解决问题，一般经过以下几个步骤：（1）建立层次分析结构模型，这步主要是对实际问题进行深入分析。（2）构成对比矩阵。（3）进行单层次排序和一致性检验。（4）计算组合权向量，并做总排序一致性检验。

二、建立三大需求对经济增长的贡献模型

下面将运用层次分析法建立贡献模型，分别分析消费需求、投资需求和进出口对经济增长的贡献。

（一）建立层次结构模型

层次结构一般包括3个层次：即目标层、准则层和方案层。如下图所示，建立消费、投资和进出口对经济增长的贡献模型，如下图1所示：

（二）构造评估模型的比较判断矩阵

从层次结构模型的准则成开始，对于从属于上一层的每个因素和同一层的各个因素，用成对比较法和1-9比较尺度构造成对比较矩阵。用数字1-9及其倒数作为比较尺度，如下表1所示：

根据上述给出的判断尺度及根据相关的统计数据和一些学者对这三大需求的研究，结合当前我国的发展现状，建立以下对比判断矩阵。如下各表所示：

（三）单层次排序以及一致性检验

层次的单排序问题，通常采用求和法、正规化求和法以及方根法，主要是通过求解比较矩阵的最大特征根的正交化特征向量来解决。得到第一个准则层相对于目标层的权重向量w，对投资贡献率、消费贡献率和进出口贡献率的特征向量分别是w1、w2、w3。为了对上述矩阵进行检验，需要计算一致性指标CI。当CI=O时，矩阵具有完全一致性。为了进行检验，我们再定义一个随机一致性比值CR，CR=CI/RI，其中RI为随机一致性比率，可查表确定，如表6所示。一般CR

对上述的对比判断矩阵进行层次分析，结合给出的RI、和CR=CI/RI得出下面结果，其中为求出的特征值中的最

大特征值，层次单排序及一致性检验结果如下表所示：

从上表可以得出，一致性检验指标CR值均小于0.1，即表明所有的层次单排序都通过了一致性检验。

（四）层次总排序及一致性检验

我们利用上表即层次单排序的结果，对层次总排序进行加权，分别得出消费需求、投资需求和进出口的贡献率以及他们中的各个指标的各自所占的权重，即得出总排序的优劣顺序。如下表8所示：

总排序的一致性指标也是根据CR指标来判断的，CR=CI/RI，当CR

三、结论

通过建立的上述贡献模型以及计算得出的各个贡献指标的权重，在这部分，本人将对得出的结果进行分析，并结合得出的结果，分别对消费需求、投资需求和进出口这“三驾马车”对经济增长的贡献率进行分析。通过对上表7和表8进行分析，可以得出以下结论：

（1）从表8中的B层权重和表7中的A-B可以看出，消费和投资对我国经济增长起到了巨大的作用。它俩对经济增长的贡献率高达0.97。也许这个结果和很多人的观点是相冲突的，因为有很多人认为，我国经济的增长主要依靠投资和进出口贸易，尤其是出口贸易在经济增长中起到了不可替代的作用。因为考虑到金融危机和我国面临着人民币升值的压力，它们对我国进出口贸易产生巨大影响，尤其是出口贸易，所以在前面的判断矩阵赋值时，将消费和投资都认为较进出口重要，这应该是前面的赋值导致这样的结果。不过个人认为这结果还是很能说明我国现在的经济发展动力是消费和投资。因为在近年中，金融危机使进出口贸易受到影响，而且我国政府采取了扩大内需以及加大了对基础建设的投资，这些都很好的拉动了我国经济的增长。根据我国的GDP分析，消费对GDP的影响越来越重要，即内部需求以及投资也可以很好的拉动经济增长。这并不表明我国应该进行闭关锁国，而是说明在世界经济受到金融危机或其他因素影响，使经济不景气，将经济发展的动力转向我们国内，通过消费和投资来拉动经济。

（2）在消费带来经济增长中，政府的消费在其中占主导地位，其权重最大，而城镇居民的消费权重比农村居民的消费权重大。从这也可以看出，我国现在仍然城乡差距大，从而使得城乡居民消费差距趋势扩大。那么如何增加农民收入，提高农民的消费贡献率呢？我个人认为我国新出台得个人所得税，将最低点调高至3500元，使贫富差距稍稍改善了。根据西方经济学，凯恩斯的观点，穷人的边际消费倾向大于富人的边际消费倾向，我认为提高农民的收入，有利于促进农村居民的消费，从而对经济增长也有巨大的作用。我国应该更加合理分配收入，使得贫富差距缩小，农村居民收入提高，从而更好的促进经济增长。

消费需求中城镇居民消费需求占的比重较大，说明我国城镇居民的消费水平已经提高了，收入不再只消费于食物支出，而逐步消费到汽车产业、电子等方面。这也说明了我国的消费结构在升级。消费结构的升级，促进了相关产业的发展，从而很好的促进了经济发展。

（3）在投资需求中，固定资产投资的贡献率比住房投资大。由于固定资产投资占的比重较大，说明我国的工业结构主要偏重工业，这与我国的发展现实相符合。

（4）在进出口需求中，相对于消费需求和投资需求，其中的权重不是很大。但是从总体分析来看，进出口贸易仍然对经济增长有很大的促进作用。并且结合我国近几年的发展，可以知道，我国对外依存度依旧很高。从上表8还可以看出，在进出口贸易中，货物贸易占的比重比服务贸易占的比重大，这是因为我国是劳动密集型国家，具有廉价的劳动力，也是其他国家所谓的加工厂，我国主要出口一些劳动力密集型的产品，从而使得货物贸易占的比重比较大。并且由于我国是第三贸易大国，这些都可以说明，进出口贸易对我国经济起到了不可替代的作用。

总之，需要通过不断的完善收入分配制度，增加农村居民消费，不断的来拉动经济，同时也需要刺激城镇居民的消费，使得消费结构升级，从而使得消费需求更好的促进经济增长。在发展消费需求时，要兼顾投资需求、进出口贸易的发展，保持三者协调发展，从而拉动经济持续、健康、稳定的发展。

参考文献：

[1]唐鸿铃.居民消费对经济拉动作用分析[J].统计与决策，2005（6）.

[2]徐晓敏.层次分析法的应用[J].统计与决策，2008（1）.

[3]罗伯特·S·平狄克，丹尼尔·鲁宾费尔德.高远，朱海洋等译.中级微观经济学[M].人民大学出版社，2009（9）.

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关键词：世界经济增长率 测算方法 中国贡献

面对世界经济全球化，无论是经济理论研究和实际工作，还是宏观调控和微观决策，都需要有全球视角和世界眼光，及时了解和掌握世界经济发展动向，以便统揽全局，科学谋划。而世界经济增长率作为分析、预测全球经济发展变化趋势最常用、最综合、最重要的指标，倍受国际社会、各国政府以及社会公众的普遍关注。但我们发现，不同国际组织公布的相同年份的世界经济增长率是不同的，即使同一国际组织也公布了两种不同的数据。比如，国际货币基金组织(IMF)2006年《世界经济展望》秋季报告公布，2005年世界经济实际增长率按汇率法加权为3.4％，而按购买力平价法(即Purchasing PowerParilJes，简称PPPs)加权为4.9％，相差1.5个百分点；世界银行《2007年全球经济展望》公布，2005年世界经济实际增长率按汇率法加权为3.6％，按PPP法加权为4.6％，相差1.0个百分点。有关国际组织公布了4种不同的世界经济增长率数据结果，这不仅影响人们对世界经济形势的正确把握和对未来变化趋势的准确判断，而且也容易造成在数据引用和认知上的混乱。为此，本文将介绍主要国际组织关于世界经济增长率测算方法，研究不同方法对世界经济增长率数据的影响及其相互间的差异程度，并在此基础上着重分析中国对世界经济增长的贡献。

一、国际上常用的世界经济增长率测算方法

世界经济增长率测算的基本原则与国家经济增长率的测算是一样的，要求剔除价格变动因素，反映不同时期世界经济实际发展情况。由于世界经济增长率的测算涉及到不同国家数据的汇总综合问题，要求将以本币表示的各国经济总量转换成可比的、可加总的统一货币，其测算过程相对要复杂些，难度也大些。它既要消除两个不同时期之间价格变动因素的影响，又要消除不同国家之间价格差异因素的影响。因此，在具体测算过程中，除了方法问题以外，还要考虑不同国家之间货币转换系数的选择问题。在国际社会，目前还尚未形成统一的、关于世界经济增长率的测算方法，它们根据各自分析研究目的、研究范围以及对统计数据的掌握情况，分别采用不同的方法进行测算，并公布不同的数据结果。国际上常用的世界经济增长率测算方法有按汇率法加权和按PPP法加权的连锁加权法和固定基期法，相应有4种数据结果。

(一)连锁加权法

首先用当年货币转换系数将各国以本币表示的现价GDP转换成统一货币，然后以此为权数，对各国经济实际增长率进行加权平均计算而得。用公式表示如下： 文章内容：

从公式(1)中可以看出，连锁加权法以当年权数为基础，实质上是帕氏指数公式。世界经济增长率是各国当年经济实际增长率、当年GDP总量占世界的比重和当年货币转换系数三个因素综合作用的结果，它比较精确地衡量各国经济发展速度、经济规模变化对世界经济增长率的影响程度，从而也比较客观、准确地反映了世界经济增长的现实变化趋势。该方法的主要问题是，由于采用当年权数，测算结果受各国价格变动和货币转换系数的影响较大，特别是当某一国家出现高通货膨胀或者汇率大幅震荡等异常情况时，其权数即GDP占世界的比重也相应呈现陡增或陡减，这样直接影响着世界经济增长率的高低变化。此外，当前世界各国在经济增长方式、技术经济结构、经济发展水平等方面差异很大，不同国家的经济增长率所代表的经济实质、内涵和质量是十分不同的。对于中国、印度等发展中大国来说，目前正处于经济发展时期，经济增长速度很快，2006年分别达到10.7％和9.2％，其增速相当于发达国家的3.4倍。在高增长背后，这些国家的经济结构相对落后，经济技术含量相对较低，并且能源消耗高、污染严重，经济每增长1％所包含的内涵和质量与美国、欧元区和日本等发达国家有较大的差距，不能相提并论。对于发展中国家来说，经济每年保持5％以上的增速是必要的，但对于已处于经济成熟期的发达国家来说，其潜在增长率则在3％左右，超过这一限度可能会引发经济过热、通货膨胀等一系列不良后果。随着发展中国家经济增长加快，规模不断扩大，连锁加权法在一定程度上可能会高估世界经济实际增长率。如何正确反映由不同经济增长质量和不同经济技术结构国家所组成的世界经济规模和发展速度，长期以来是统计汇总、合成方法上的一大难题。

国际货币基金组织(IMF)主要采用按汇率法和PPPs法加权的连锁加权法，来测算世界经济增长率，在其每年两期的《世界经济展望》中公布相应数据。经济合作与发展组织(OECD)也采用该方法来测算OECD的综合经济增长率。

(二)固定基期法

首先用固定年份(如2000年)的货币转换系数把各国以本币表示的不变价(如2000年价格)GDP总量转换成统一货币，综合汇总成不变价的世界GDP总量，然后比较两个相邻年份的不变价世界GDP总量，测算世界经济增长率。这也是传统的国家GDP增长率测算方法。用公式表示如下：

从公式(3)可以看出，固定基期法是以不变价格为基础，实质上是拉氏指数公式。它用不变价格消除世界GDP总量在不同时期之间价格变动因素，用不变货币转换系数消除不同国家之间价格差异因素，反映以统一货币单位表示的不变价世界经济总量的实际增长速度。它要求不变价格和不变货币转换系数每5年更新一次，而且作为基准年份的价格和货币转换系数变化要相对稳定。该方法的不足之处在于，测算结果对基准年的选择比较敏感。在实际中，随着科学技术突飞猛进，商品价格在短期内变化迅速，如电子信息技术产品价格持续下降，产品更新换代周期短，能源和原材料价格动荡不稳，汇率价格短期频频变动，应用传统的不变价格和不变转换率方法测算世界经济增长率，不能及时反映经济发展现状。基准期离报告期越远，其测算结果与实际现状的偏差就越大。一般来说，价格下降的商品或服务，其报告期的实际权数大于基准期，固定基期法测算的结果会低估实际增长率，亦即所谓的拉氏公式权下偏问题。

世界银行主要采用按汇率法

和PPPSi法加权的固定基期法测算世界经济增长率，并且在其每年的《全球经济发展》和数据库中公布相应的数据。

二、关于汇率法和PPP法两种权数的选择问题

无论是连锁加权法，还是固定基期法，测算世界经济增长率都会遇到以不同货币转换系数为基础的权数选择问题。不同权数对世界经济增长率有着直接的影响。分析研究表明，不同国家汇率与PPPs的偏差程度是不同的。通常，发达国家汇率和PPPs之间的偏差较小，而发展中国家的偏差则较大。因此，在测算发达国家综合经济增长率时，选择汇率法加权，测算过程相对简单、便捷，结果也基本能反映实际增长速度。但是，在测算由经济发展水平差距较大、经济结构十分迥异、通胀率高低不一的国家组成的世界经济增长率时，以汇率法来加权，结果的稳定性较差。特别是，当一个国家出现金融危机或者因经济调整的需要，货币出现持续大幅度贬值时，以汇率转换的相对权重就会变小，世界经济增长率可能被低估，不能真实反映各国经济发展的贡献程度。比如，在2002年～2005，年期间，美元兑欧元平均汇率从1.06，降到0.803，贬值了24％，同期美国经济呈现繁荣景象，经济增长加速。如果按汇率法加权，意味着美国在世界经济中的比重相对下降，经济快速发展对世界经济增长的拉动作用未能全部反映出来，世界经济增长率在很大程度上也因此被低估了。同样，自上世纪80年代以来，受经济转型、对外开放和全球化等因素影响，许多发展中国家相继实行更加灵活、更富弹性的汇率形成机制，汇率频频调整，持续贬值。以汇率法加权，发展中国家经济在世界中的比重呈下降趋势，世界经济增长率明显低估，发展中国家经济发展加速对世界经济增长的贡献作用也没有得到充分体现。因此，以汇率法加权测算的世界经济增长率受汇率短期变动的影响，它没有完成剔除不同国家之间价格差异因素，不能客观反映世界经济实际发展。

国际社会普遍认为，PPPs反映各国之间商品和服务综合价格的比例关系，以此作为货币转换因子汇总世界GDP总量，剔除了各国之间价格差异因素，能更真实地反映世界经济实际规模和发展变化。在测算由经济发展程度、经济类型差别较大的国家所组成的世界经济增长率时，采用PPPs法加权要比汇率法更适合。而且，PPPs受短期变化因素影响小，稳定性较强。该方法的主要问题在于，由于各国之间服务项目、建筑产品和政府消费等不可贸易的商品和服务是不可比的，难以进行准确估价、对比。这既是测算PPPs过程中无法协调的难题，也是影响PPPs数据准确的主要原因。从实际情况看，发展中国家的PPPs数据结果普遍上偏，其经济规模在世界中的比重上升，世界经济增长率因此会被高估。当然，随着经济全球化进一步广泛、深入，各国服务领域对外开放程度越来越高，可贸易的商品和服务范围扩大，各国之间商品和服务项目的可比性增强，相信目前在PPPs实际测算过程中遇到的许多问题在不远的将来会迎刃而解，数据准确性也必将越来越高。

经过长期的理论研究和实践探索，国际社会对于在GDP国际比较和世界经济增长率测算中汇率法和PPPs法两者孰优孰劣的认识更全面、深入，在选择上也更趋客观、理性。它们有着各自无法替代的用途，相互补充，应根据研究目的、研究对象范围的需要进行合理选择。通常，在研究反映全球经济失衡状况的经常项目占GDP比重、分析市场有效需求这些与汇率有着十分密切联系等问题时，应选择汇率法加权来测算世界经济总量或增长率，可以确切地反映各国实际支付能力和出口商实际收益情况；在比较各国劳动生产率、分析市场潜在需求变化时，选择PPPs法作为权数可能更合适些，可能更真实地反映各国实际经济规模和购买能力。基于这一考虑，目前IMF和世界银行同时公布两种货币转换系数的各国经济总量和两种权数的全球经济增长率数据，以供用户作适宜的选择和应用。尽管如此，它们在实际应用时仍有一定倾向性。IMF、OECD以及英国《经济学家》杂志主要采用以PPPs法加权的世界(或本组织)经济增长率，而世界银行和英国共识公司等则主要采用以汇率法加权的世界经济增长率。有的分析预测机构应用两种货币转换系数混合加权测算的世界经济增长率。

综上所述，国际上常用的世界经济增长率测算方法有以汇率法和PPPs加权的连锁加权法和固定基期法，分别有4种不同测算结果。从数学意义上，每一种方法各有优劣，包含着独特的经济含义，在实际应用中均有各自的局限。作为经济分析研究者，应清楚地了解每一种方法的内涵、结果特征，根据研究对象范围和研究目的，选择适宜的方法，使用恰当的世界经济增长率数据，便于更好地分析研究世界经济发展趋势和相关问题，做出正确的判断，避免研究结论被不同方法测算的数据所误导。

三、不同方法测算的世界经济增长率之间实际差异分析

通过对国际货币基金组织和世界银行公布的4种世界经济增长率数据分析、对比，可以发现，它们在描述世界经济发展变化时，在表现趋势上有共同之处，但在具体数值上有差异，数据结果对方法的选择较为敏感。

(一)按不同方法测算的4种世界经济增长率，所反映的世界经济发展趋势基本一致，呈现出相同的经济增长周期和变化拐点。

(二)按PPPs法加权的世界经济增长率明显要高于汇率法加权的结果，并且两者之间的差距呈扩大趋势。IMF公布的资料显示，1980～2005年期间，按PPPs法加权，世界经济年均增长率为3.5％；按汇率法加权，平均增长2.8％。两者相差0.71个百分点，其中，1980～1990年相差0.26个百分点，2001～2005年差幅扩大到1.25个百分点。世界银行公布的资料显示，PPPs法加权的世界经济增长率要比汇率法加权高出0.43个百分点。其中，1980～1990年高出0.2个百分点，2001～2005年则高出0.97个百分点。

按不同方法加权的世界经济增长率存在偏差的主要原因是，用PPPs和汇率转换的发达国家和发展中国家经济总量在世界经济格局中表现出不同的比重变化。自上世纪80年代以来，许多发展中国家内部实行经济转型、扩大对外开放，外部受经济全球化进程的冲击，有的经历了高通胀，有的遭遇了金融危机，在实现经济高增长的同时汇率普遍贬值。据IMF统计，从1980年到2005年，中国人民币、印度卢比兑美元的年平均汇率贬值了80％以上，巴西雷亚尔和俄罗斯卢布贬值幅度则更大，汇率与PPPs之间偏离程度越来越大。在此期间，发展中国家经济平均增速为4.4％，

而发达国家仅为2.7％。但是，按汇率法估算，发展中国家在世界经济中的比重却从1980年的30.8％，下降到2005年的23.4％；而发达国家经济占世界份额则从69.1％，提高到76.6％。经济发展速度与经济地位呈现不一致、甚至相反方向的变化趋势。这在一定程度上也反映了按汇率法加权的世界经济增长率存在低估问题。

如果按PPP法测算，发展中国家经济占世界的比重从1980年的39.3％，提升至2005年的47.7％；而发达国家则从60.7％，降低到52.3％。因此，加权结果，世界经济增长率明显提高。

(三)按连锁加权法和固定基期法测算的世界经济增长率也有所差异，但其差异程度因权数的不同而不同。如果以PPPs法加权，按连锁加权法测算的1980～2005年世界经济年均增长率要比固定基期法高出0.144个百分点。这是由于发展中国家经济增长率高于发达国家、经济规模不断扩大、占世界比重上升，在增长率和权数呈相同变化方向时，派氏公式存在权上偏、而拉氏公式存在权下偏，连锁加权法的结果要高于固定基期法的结果。而且，随着发展中国家经济增长加快，两者差距拉大。

如果以汇率法加权，按连锁加权法测算的1980～2005年世界经济年均增长率则要比固定基期法低0.138个百分点。主要原因是，由于发展中国家经济增长加快、而占世界的比重却降低；发达国家经济增长较慢、而占世界的比重却上升。在增长率与权数变动方向出现相反的情况下，派氏公式为权下偏，而拉低公式则为权上偏，固定基期法的测算结果要高于连锁加权法的结果。

四、中国对世界经济增长贡献的分析

为了便于分析研究，我们主要利用国际货币基金组织公布的按连锁加权法测算的世界经济增长率，来分析中国对世界经济增长的贡献，并与世界主要国家进行比较。

自1980年以来，我国经济持续快速增长，经济规模逐渐扩大，经济实力不断提高，在世界的地位明显上升，对世界经济增长的贡献也越来越大，现已成为全球经济增长的重要驱动力量。1980～2005年，中国经济年均增长9.8％，相当于世界经济平均增长率(2.9％)的3.4倍。根据IMF公布的资料显示，按汇率法估算，中国GDP总量占世界的比重从2.6％上升到5.0％，居世界位次从第7位提升到的第4位，仅次于美国、日本、德国；按PPP法估算，中国GDP总量占世界的比重从3.5％上升到15.4％，居世界位次从第8位提升到第2位，仅次于美国。

通过对国际货币基金组织公布资料的加工、测算，结果表明，在1980～2005年期间，不管按何种方法加权，中国对全球经济发展的贡献不断提高，拉动作用明显增大。但贡献和拉动的程度有所不同，按PPPs法加权的中国贡献率和拉动作用要明显高于汇率法加权的结果。数据分析同时还表明，世界经济增长在地区分布上越来越广泛，增长来源日趋多极化。随着发展中国家经济增长加速和崛起，印度、巴西、俄罗斯等一些发展中大国对世界经济增长的贡献和拉动作用明显增强，而美、欧等发达国家的作用相对有所减弱，特别是日本对世界经济发展的作用呈明显减弱趋势。

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【关键词】人力资本 农村经济增长 实证分析

问题的提出

人力资本在经济增长中的作用受到越来越多的关注。比如，内生增长理论就把原来独立的人力资本理论引入经济增长理论，突出强调人力资本在经济增长中的作用。本文试图从不同的角度探讨河北省农村人力资本在发展农村经济、解决“三农”问题中的地位和作用。

河北省作为一个农业大省，三农问题始终是困扰经济发展的关键问题。截至2009年底，河北省总人口达到7034万人，乡村人口3957万人，占总人口数的56.3%。与全国相比，河北省农村人口绝对数居第4位。河北省总就业人口3792.49万人，其中，在乡村的从业人员达2789.7万人，占总就业人数的73.6%。可以说，农村人力资本对农村经济发展的贡献率，直接关系到河北省富民强省、和谐发展的宏伟目标能否实现。对此，我们尝试以人力资本理论为基础，将农村人力资本引入生产函数，建立经济增长模型，考察农村人力资本对河北省农村经济增长的贡献，并在此基础上提出推动该省农村经济发展的政策建议。

基于柯布-道格拉斯生产函数的模型分析

模型选择。通过构造包含人力资本水平变量的生产函数，可以估算出人力资本对经济增长的贡献水平。我们将人力资本因素引入柯布-道格拉斯(Cobb-Douglas)生产函数之中，通过对该生产函数的适当优化，考察河北省农村经济增长水平与各种投入要素之间的关系，并重点分析人力资本的开发对河北省经济增长的促进作用。

柯布-道格拉斯生产函数是美国经济学家道格拉斯与柯布两位经济学家通过研究美国1899年至1922年的资本和劳动对生产的影响，以技术A作为外生变量，得出的产出与投入的劳动力及资本的关系，形成了这一期间美国的生产函数。

其生产函数的一般形式为：

Y=f (K, L)=AKαLβ （1）

其中，Y为总产出；参数A代表既定的技术水平，若A越大，则说明既定要素投入量所能生产的产量也越大；K为物质资本投入，L为劳动力投入，α是资本要素贡献率，β是劳动产出弹性，且0＜α，β＜1。

由于该生产函数只反映19世纪末到20世纪初美国劳动、资本等生产要素投入对生产的影响，没有反映出技术进步、人力资本等因素对产出的影响。因此，通过引入一个代表劳动者质量的变量m，使方程（1）变形为：

Y=f (K, L, m)=AKαLβmδ （2）

其中，m表示人力资本水平，主要由劳动力平均受教育的年限来衡量，δ为人力资本的产出弹性。

将劳动力投入数量与质量合并，考察人力资本存量对经济增长的贡献，在希克斯中性技术进步条件下，引入人力资本存量新变量M，就可以把传统的柯布-道格拉斯生产函数进一步优化为有效劳动生产函数：

Y=f (K, M)=AKαMβ （3）

其中，K代表物质资本投入；M代表人力资本存量，表示生产中的有效劳动投入，通过对劳动力异质性的考虑，把劳动者区分为具有不同的知识、技能等的人力资本。

对方程（1）、（2）、（3）分别取自然对数，同时增加随机误差项，得到的回归方程为

InY=InA+α InK+β InL+ε （4）

InY=InA+α InK+β InL+δ Inm+ε （5）

InY=InA+α InK+β InM+ε （6）

相关指标的选取和数据的采集。完成上述模型分析共涉及以下几个指标：

1.总产出（Y）。本文选择用农村居民人均纯收入与乡村人口的乘积，即农村居民总收入，来衡量河北省农村总产出水平，以变量Y表示。以1990年为基期，用纯收入指数表示农村居民人均纯收入，将名义收入转换为实际收入。

2.物质资本投入（K）。物质资本投入用固定资本存量来衡量，用变量K来表示。某一年度的固定资本存量用“永续盘存法”来度量，即Kt=K(t-1)（1-ζ）+It/Pt。其中，t为第t期，It代表第t期的河北省固定资本投资总额，Pt代表第t期的河北省固定资产投资价格指数（以1990年为基期），ζ为折旧率。选取折旧率为5%的标准，并用当期的河北省农村地区固定资本投资总额除以10%作为河北省农村地区的初始资本存量。

3.劳动力数量（L）。劳动力数量以乡村总从业人员数来衡量，用变量L来表示。数据来源于各年份的《河北经济统计年鉴》。

4.人力资本存量（M）和人力资本水平（m）。鉴于数据的可得性，选择采用“受教育年限法”，即以各年份乡村总从业人员数和从业人员受教育程度来衡量我省农村人力资本存量，用变量M来表示。

农村人力资本存量通过以下计算公式获得：

M=2×M1+6×M2+9×M3+12×M4+16×M5 （7）

其中，M1为文盲半文盲人口指标，M2为小学文化程度人口指标，M3为初中文化程度人口指标，M4为高中文化程度人口指标，M5为大专及大专以上文化程度人口数。

人力资本水平用人力资本存量除以农村从业人员数来衡量，即m=M/L，用m来表示。

模型分析。研究主要通过对1990年至2009年的相关统计数据进行分析，因此首先对数据序列进行平稳性检验。通过Eviews6.0软件，得到ADF或DF检验结果，确定序列ln（Y）、ln（K）、ln（M）经一阶差分后成为平稳序列，均服从一阶单整。根据协整理论，平稳序列之间可能存在稳定的线性组合关系，能够反映它们之间存在长期稳定的均衡关系。

运用Eviews6.0软件，对方程（4）、（5）、（6）进行回归分析，结果如表2所示：

方程（4）、（5）、（6）的R2分别为0.932、0.973、0.986，说明三个方程的拟合优度较好，自变量可以很好地解释因变量。其中，物质资本投入的系数在三个方程中的回归结果均大于0，达到0.05显著水平，说明了物质资本投入对河北省农村产出的正面影响。

通过对方程（4）和（5）的回归分析可知，劳动力数量的系数均未达到显著水平，而劳动力人力资本水平的系数均达到显著水平，说明农村劳动者质量而不是数量对农村产出有重要影响。

通过对方程（6）的回归分析可知，农村人力资本存量得出的系数大于零，达到0.05的显著水平，显示了农村人力资本存量对农村产出总水平具有重要影响，且农村人力资本存量系数（0.5952）也明显高于物质资本投入系数（0.3586）。

通过对方程（6）的分析，可以得出物质资本存量投入和农村人力资本存量投入对农村产出的贡献率为：

要素贡献率=要素增长率×要素产出弹性/产出增长率

通过对河北省1990年至2009年相关统计数据的计算，结果显示如下表：

主要结论。根据模型分析，得出以下两点主要结论：

一是河北省农村经济增长的动力主要以物质资本为主。根据以上分析可知，物质资本的年平均增长率为57.76%，对农村经济增长产生的贡献率高达35.90%，高于人力资本存量对农村产出的贡献。这说明在一段时间内，河北省农村经济的发展仍将主要依靠物质资本的投入。

二是人力资本对河北省农村经济增长的作用日益增强。农村人力资本总水平和人力资本存量的产出弹性大于物质资本的产出弹性，农村人力资本对河北省农村经济增长的作用日益增强。

促进河北省农村经济发展的政策建议

河北省正处于社会主义新农村建设的关键时期，要通过增加物质资本投入、优化物质资本投入结构和提高物质资本使用效率等手段，努力提升河北省农村人力资本总水平，推动河北省农村经济的良性健康发展。

解放思想，转变观念。首先要牢固树立知识经济发展的新观念，转变重物质资本、轻人力资本的传统思想；其次，要大力发展农村基础教育，推进基础教育改革，提升河北省农民的基本素质，使农村基础教育能够适应农村发展生产、科技致富的需求，调动广大农民学习知识技能的积极性，使农民切身体会到知识技能带来的好处。

完善鼓励农村人力资源开发的各项法律法规。为了保证农村人力资源开发的长期有效运行，河北省农村人力资源的开发要以配套的法律法规作为基础，做到有法可依。因此，应该针对河北省农村人力资本市场的实际，建立健全相应的法律法规，以保障农村劳动者的权益。

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[关键词]制度变迁；市场化；经济增长；旅游经济

[中图分类号]F59

[文献标识码]A

[文章编号]1002-5006（2013）07-0013-09

1、引言

中国自1978年以来的改革过程也是经济运行体制的市场化程度不断深化的过程，改革就是制度变迁，其实质也是经济市场化，中国30余年的经济高速增长主要是市场化制度变革的结果，改革是中国最大的“红利”。新经济增长理论认为，物质资本、人力资本和技术进步投入是经济增长的直接原因，但制度决定论认为，制度才是经济增长的根本原因，以科斯（coase）和诺斯（North）为代表的新制度经济学派尤其关注制度对经济增长的重要作用，其理论清晰且合理地解释了正处于激烈体制转轨期中国的诸多问题，在我国产生了广泛的影响，得到国内学者的普遍认同，认为面向市场化的经济体制改革对我国经济增长具有决定性影响。同样，处于经济体制转轨期及对宏观环境敏感的中国旅游业，其自改革开放以来的快速增长明显地与制度变迁相联系，旅游管理体制的产生、发展、改革、创新是伴随着市场化制度变迁而逐步演变，制度变迁释放的能量是推进中国旅游业持续快速发展的重要动力，是增强区域旅游发展水平和产生区域差异的重要因素。

已有的研究主要从经济基础、资源禀赋、客源市场、地理区位和政府政策等视角探讨中国旅游经济增长及其影响机制，随着市场化体制改革的推进和旅游产业的发展，制度及其变迁与旅游经济增长的关系研究日趋扩展和深化。国外学者从不同层面探讨了制度对旅游业的影响，并以前苏联、塞浦路斯和中国等政治经济体制转轨典型的国家为例，开展了制度变迁对旅游发展的实证研究。国内学者更关注我国宏观制度变迁与旅游发展、区域旅游管理体制变迁与地方旅游发展以及制度对旅游企业、遗产保护等领域的影响研究，分析显示，我国旅游产业属性和地位的变化在很大程度上是各种政策法规发生变化而诱致，并不断与市场化改革过程相适应的结果，形成了一种明显的“权利下放、企业激活、市场强化”的制度演变与旅游产业成长的模式。然而，制度意义的宽泛且其作用往往交织和内化于其他增长因素中，致使制度的表征形态和衡量指标体系存在争议，因而目前国内外关于制度对旅游经济增长绩效的研究成果存在多理论、少定量，多规范、少实证，零散研究多而系统研究不足等问题，表现如下：将制度作为影响旅游发展的宏观环境背景和外在变量进行探讨，间接探讨制度与旅游发展的关系；虽然认识到制度因素是影响旅游经济增长的重要内生变量，但由于制度变量难以衡量，在构建旅游经济增长或旅游全要素生产率（total factorproductivity，TFP）的影响模型中，仍然忽略制度指标；也有部分学者用非国有经济比重等变量表征制度变迁，将其与旅游经济增长进行简单的相关或回归分析，测度制度变迁的旅游经济绩效，但这类指标无法涵盖制度变迁的全貌，且研究很少将制度因素全面纳入内生经济增长模型中，系统分析制度变量对旅游经济增长影响的内在机制，从而难以定量揭示制度对于旅游TFP和旅游经济增长的贡献度。

基于目前的研究成果，本文利用中国经济改革研究基金会国民经济研究所编制的中国分省市场化进程指数（以下简称市场化指数），以及各省市区的旅游企业面板数据，在传统柯布一道格拉斯生产函数（Cobb-Douglas production function，C-D生产函数）的基础上，构建旅游经济增长模型，从时间与空间两个角度剖析以市场化指数表征的制度变迁与旅游经济增长的关系，考量制度变迁对旅游经济增长的贡献。

2、研究思路、方法与数据

2.1 研究思路

经济增长研究表明，国家经济增长的差异在很大程度上源于全要素生产率的差异，企业生产技术的进步和资源配置的改善带来的效率提高是生产率提高的两个最主要来源，抛开企业技术水平的差异，1992年以来，中国以建立社会主义市场经济体制为目标模式，开始了系统的制度创新，所产生的新体制因素对经济增长发挥着日益重要的作用。从旅游产业发展历程看，旅游产业的市场化进程是在整个国家的社会经济体制转轨与改革的背景下进行的，并随着市场经济体制的建立与健全，市场机制在旅游产业中作为资源配置的基础性作用得到了重视和强化，在旅游经济增长中发挥着日益重要的作用。然而在考察体制改革与旅游经济增长关系的实证分析中，关键是如何定量测度体制改革的变迁过程，传统的资本、劳动等投入要素具有较好的可测性，且可以通过规范的统计资料查询，制度本身就难以衡量，而旅游产业综合性、交叉性的特点更使得旅游业的制度变迁内化于整个国民经济体系之中，涉及社会经济活动的几乎所有领域，难以全面辨析和有效剥离。因而，基于中国仍然从计划经济向市场经济转轨的体制背景，制度变迁的实质也是经济体制的市场化，市场化进程也体现了我国制度变迁的动态历程和本质内涵。虽然使用市场化进程表征制度变迁具有一定的片面性和不完整性，部分学者也质疑其合理性，然而，考虑到我国体制改革的历程、旅游产业的发展背景与旅游经济特点，在没有其他更好替代参数的情况下，市场化指数将不失为全面衡量制度变迁并分析其对旅游经济增长作用的一个变量，可以较为合理剖析制度变迁与旅游经济增长的关系。

樊纲课题组借鉴了国际上的经济自由度指数，结合我国国情构造并计算了中国市场化指数，也是目前使用较为权威且得到学术界普遍认可的市场化指数，反映和衡量中国正处在由传统的计划经济向市场经济转型的历史性转变过程中，而不是表示体制变迁的具体数值，这个指数使用基本相同的指标体系进行了持续测度，因为其具有横向和纵向可比性，可以从较长的时间跨度考察制度变迁对经济增长的贡献和省际差异的影响。

2.2 研究方法

本文仍然采用了在经济增长实证文献中，经典而广泛应用的C-D生产函数，即：

式（1）中，Yit表示第i省第t年的产出；Ait表示TFP，它是扣除资本和劳动投入对经济增长贡献之后的其他因素；Kit、Lit分别表示各省份的资本和劳动投入；α、β分别表示资本和劳动产出的弹性系数。TFP主要来源于技术进步和微观效率提高，由于旅游企业主要是劳动密集型服务企业，本文主要揭示制度变量对旅游经济增长的贡献，因而不考虑企业生产技术的进步，此外，基础设施的改善更能有效发挥市场化改革对经济增长的积极作用，因此参考樊纲和王小鲁等学者的研究成果，本文将全要素生产率定义为：

式（2）中，INit表示第i省第t年的市场化指数，TRit表示各省份的基础设施水平，用标准道路里程与人口的比率来衡量。λi表示各省份的固定效应，表示不随时间变化影响生产率的因素，εit表示随机干扰项。将式（2）代入式（1），由于该模型包含参数非线性，对等式两边取自然对数，得到如下计量回归模型：

2.3 数据来源与变量描述

基于数据的可得性和可比较性，并参考已有学者的研究成果，本文选取中国及各省纳入全面统计报表的旅游企业作为研究对象。旅游企业营业收入作为产出衡量指标，旅游企业固定资产投资原值和从业人员分别作为资本与劳动投入，市场化指数作为制度变迁衡量指标。由于到目前为止，市场化指数的时间跨度只涵盖了从1997年到2009年共13年，为了匹配这个时间序列，其他变量数据也仅选择1997～2009年的数据。由于市场化指数数据的不完整，以及其旅游发展的特殊性，研究对象是中国内地除之外的30个省市区。我国30个省份的旅游企业总收入从1997年的1305.35亿元增加到2009年的4520，82亿元，年均增长10.91%；旅游企业总固定资产从2140.42亿元增加到8275.89亿元，年均增长11.93%；旅游企业总从业人员从135.54万人增加到273.83万人，年均增长6.04%；平均市场化指数从4.01提高到7.57，年均提升5.45%。此外，基础设施涉及种类较多，部分类别缺乏数据以及类别之间难以直接加总，为使其数据具有可比性，以14，7的换算系数将铁路里程与各省份的高等级公路里程合并为标准道路里程，然后计算了其与人口的比率，13年间全国每万人的标准道路里程平均从19.2千米增加到37.99千米，年均增长5.85%。旅游企业数据全部取自《中国旅游统计年鉴（正副本）》（1998～2010），公路里程、铁路里程和人口数据全部来源于《中国统计年鉴》（1998～2010）。

3、研究结果与分析

3.1 制度变迁与旅游经济增长的动态关系

利用计量经济学的方法，根据1997～2009年中国市场化指数和旅游企业收入的时间序列数据，探析制度变迁与旅游经济增长的关系。图1显示，1997～2009年间，伴随着我国市场经济体制改革的持续推进，各省市区的旅游产业也取得了相应的发展，且旅游企业收入增长与市场化指数之间存在较明显的正向关系，说明了市场化制度变革可能是旅游产业持续高速增长的重要原因。不同省份之间的区域差异仍然比较明显，其中，13年间平均市场化指数最高和最低的分别是浙江（8.748）和青海（2.658），市场化进程最快和最慢的分别是宁夏（11.04%）和河北（3.2%）；平均旅游企业收入最多和最少的分别是广东（517.656亿元）和青海（4.306亿元）。为避免由于数据的非平稳性所致的伪回归现象，需进行相关检验，其实证检验主要包括3个步骤，检验均运用Eviews 6.0计量软件进行分析。

（1）时间序列的稳定性检验。在时间序列分析中，数据的平稳性是决定回归是否可靠的重要指标，而本文使用的时间序列数据受到有效样本的制约，首先进行数据的平稳性检验。检验数据是旅游企业收入（Y）和市场化指数（IN），其中，收入变量取自然对数。选择增广的迪基-富勒（Augmented Dickey-Fuller，ADF）单位根检验法，采用赤池信息量准则（Akaike information criterion，AIC）确定滞后阶数，检验结果显示（表1）变量1nY和IN在1%的显著水平上均不平稳，经过一阶差分后，序列分别在5%和10%的显著性水平上平稳，两个变量都是一阶单整序列，即I（1）序列。据此初步推断变量lnY和IN间可进行数据协整检验和格兰杰因果分析。

（2）E-G协整检验。根据E-G两步法做协整检验，首先建立回归方程：1nYt=β0+β1INt+μt。因为变量1nYt和INt都是同阶平稳的，利用普通最小二乘法（ordinary least square，OLS）对方程的回归系数进行估计，结果如下：

然后对方程的回归残差序列做ADF单位根检验。结果显示，残差的ADF统计值是-3.083，并通过了10%的显著性水平检验，残差是平稳的，且方程拟合度较高，解释力较强，回归方程的设立比较合理，旅游企业收入与市场化程度之间存在协整关系，模型不存在谬误回归，进而理论上存在Granger因果关系。回归方程系数是市场化指数与旅游企业收入间的弹性，即当市场化指数（IN）每增加1%，旅游企业收入（1nY）将提高0.318%，反映了制度变迁对旅游经济增长的贡献也是明显的。

（3）Granger因果关系检验。上述分析反映了市场化和旅游收入增长存在稳定的均衡关系，但这种关系是否为因果关系，还需要进一步进行Granger因果验证。按照AIC和施瓦兹（Schwarz criterion，sc）最小准则，通过计量软件中的向量自回归模型（vector auto regression，VAR），确定市场化指数与旅游收入两个变量之间的最佳滞后期为3，检验结果显示，在5%显著性水平下，市场化指数是旅游企业收入增长的Granger原因，而旅游收入增长不是市场化进程的Granger原因，说明制度变迁对旅游经济增长存在单向的格兰杰因果作用关系。

3.2 制度变迁对旅游经济增长的贡献

利用Eviews 6.0软件对式（3）进行回归检验，由于本文的面板数据截面数远大于时期数，因此模型估计采用截面固定效应模型，表2是回归结果。由表2第1列的估计系数可知，资本、劳动和市场化的产出弹性分别为0.547、0.17和0.089，说明了1997～2009年期间，固定资产投入对旅游收入增长的贡献最大，劳动投入次之，在保持资本和劳动投入不变的情况下，市场化每提高1个百分点，旅游收入将会增长8.91%。为了比较不同时期制度变迁对旅游经济增长贡献的差异，将研究期间分为1997～2002年和2003～2009年两个较平均的时间段，第3列和第4列是两个时期的回归结果，显示资本的正面效应较大幅度减弱，而劳动和市场化的正面效应显著增强，其中，市场化的弹性系数由0.025提升到0.182，且在第一个阶段，劳动和市场化的弹性系数没有通过显著性检验，作用并不明显。此外，基础设施的贡献度也较大幅度增强。通过对两个时段的市场化指数的统计分析，1997～2002年的市场化进程较为缓慢，6年间市场化指数年均提高0.23，而2003～2009年7年间，市场化进程明显加快，年均提升0.32。这表明，随着市场化进程的加速推进，市场化对旅游经济增长的效应并没有减弱，反而还在加强。由于1997年和1998年的市场化指数与之后年份的市场化指数相比，缺少部分分项指标，而1999年之后的各分项指标一致，又对1999～2009年进行了回归检验，由第2列结果可知，市场化对旅游经济增长的弹性系数为0.089，与第1列相比，变化微弱。

根据1997～2009年的固定效应回归结果，用增长核算的方法对省际旅游经济增长因素进行分解。表3分解结果显示，资本、劳动和TFP对旅游经济增长的贡献分别为6.53、1.02和3.36个百分点，固定资产投资贡献度达59.83%，说明资本对旅游经济增长仍然起到最重要的作用，这个时期旅游收入的增长主要是依赖资产投资拉动，这与学者对我国国民经济增长贡献因素的分析结论较为一致，相比而言，劳动投入的贡献度较小，为9.39%。在决定TFP的因素中，市场化、基础设施和不可观察因素对旅游经济增长的贡献分别为0.49、0.09和2.78个百分点，其中，市场化分别贡献了TFP和旅游经济增长的14.47%和4.45%，市场化对旅游经济增长的贡献显著。需要说明的是，不可观察因素的贡献度达25.48%，说明还存在技术进步、人力资本的溢出效应等因素对TFP和旅游经济增长的贡献。

3.3 制度变迁对旅游经济增长贡献的区域差异

在制度变迁对旅游经济增长贡献分析的基础上，进一步对各省份的市场化指数与旅游企业收入进行回归，分析制度变迁与旅游经济增长的空间关系，并将回归系数与各省年均市场化指数、年均旅游企业收入、市场化变迁强度进行比较，表4是比较结果。

从传统三大地域和省域来看，虽然4个指标之间呈现较大的区域差异，但市场化进程对不同区域旅游收入的增长都具有显著的正效应，且表现为市场化水平与旅游企业收入之间、市场化变迁强度与回归系数之间呈现正方向变化，而市场化水平与回归系数呈现反方向变化，具体而言：市场化水平最高的东部地区（7.227），其旅游企业收入也最高（177.864亿元），市场化水平最低的西部地区（4.398），其收入也最低（35.506亿元），中部地区介于两者之间，说明市场化水平越高的地区，其旅游经济越发达；然而，市场化的边际贡献效应却与此不一致，即西部地区市场化水平最低，但市场化变迁程度最强（6.54%），回归系数也最高（0.642），东部地区市场化水平最高，但变迁程度最弱（5.13%），回归系数也最低（0.338），说明制度变迁程度越强，其对旅游经济增长的边际贡献度越高。位于三大地域的不同省份与所在地域的变化规律基本类似，浙江的市场化水平最高（8.748），旅游收入也仅次于广东、北京，青海的市场化水平最低（2.658），收入也最低；反之，市场化变迁程度越强，刺激效应越强，虽然青海的市场化水平最低，但其市场化变迁强度（8%）在所有省份中仅次于宁夏，回归系数达到1.039，位居第一。但个别省份也呈现特殊的情况，如平均旅游收入水平不高的海南省（38.81亿元），市场化水平也不高（5.382），市场化变迁强度也处于最后（2.79%），但其弹性系数较高（0.605），这可能与海南省的地理环境、特区背景以及旅游发展政策有较大关系，相比较于其他省份，虽然市场化进程较慢，但其市场体制的每次变迁对旅游经济的刺激效应更强，旅游经济效果也更明显，这也注解了国家批准建设“海南国际旅游岛”战略的合理性。

不同地域和省份市场化水平、市场化变迁强度及其贡献度的区域差异，一方面反映了相对于东部沿海地区，大部分中西部尤其是西部省份的体制更处于激烈的转轨期，其体制的改进与完善对于旅游经济的增长效应更加明显，解读了中央提出的“东部转型”、“西部大开发”、“东北振兴”及“中部崛起”等战略的合理性，以望通过制度变迁，改善地区经济发展的制度环境，引导区域发展，缩小区域差距。但同时也说明了，虽然东部沿海发达省份旅游经济的发展初步获取并验证了改革的“红利”，但已有的体制改革对于旅游经济增长的边际贡献效应日趋减弱，我国目前远未完成从计划经济体制向市场经济体制的改革，仍然有相当多的制度使经济增长和社会发展的交易成本居高不下，必须加强各方面的包括旅游业在内的体制改革，进一步释放制度变迁的红利，这也是我国尤其是中西部相对落后省份旅游经济发展的后发优势和潜力，制度变迁对旅游经济发展的潜力仍然很大。

4、结论与讨论

面向市场化的制度安排和制度结构的持续变迁是推动中国旅游经济发展的重要力量。从1997年到2009年，中国制度变迁与旅游经济增长存在稳定的协整关系，市场化是旅游收入增长的Granger原因，表明以市场化改革为导向的制度变迁对旅游经济增长的作用较为显著；进一步利用面板数据分析显示，市场化对旅游经济增长的贡献达到年均0.49个百分点，市场化进程的推进促进了产权的多元化，改善了旅游资源配置效率，提高了旅游企业绩效水平，这一时期TFP增长的14.47%和旅游经济增长的4.45%是由市场化改革贡献的；市场化进程对不同区域旅游经济的增长都具有显著的正效应，但市场化水平及其变迁强度在不同区域存在显著差异，对区域旅游经济增长的贡献程度也存在不同，表现在市场化水平越高的地区，旅游经济越发达，区域的市场化变迁程度越强，边际贡献度也越大。

篇6

本文在分析Denison和AMaddison的教育对经济增长贡献测算方法的基础上，依据Cobb- Douglas生产函数构建了基于教育投入的劳动增长型生产函数，计算1992年-2010年间黑龙江省高等教育对经济增长贡献率，并对计算结果进行详细分析。

按照丹尼森等西方学者通行的算法，对于依据工资差别而计算出的教育综合指数的增长率（即由教育程度的提高而带来的劳动量增长率）用0.6做折算：e=1.91%×0.6=1.15%

1992年排除高教后的教育指数值为： 4.98+1.4×2.13= 7.96

2010年排除高教后的教育指数值为：5.90+1.4×3.56=10.88

排除高教后的年均教育指数增长率为：

根据上述计算，黑龙江省高等教育对国民生产总值年平均增长速度的贡献率为8.48%，其中高等教育的贡献率为0.71%。通过数据可知黑龙江省高等教育对经济增长速度的贡献还是比较低的。主要原因如下：

篇7

一、实证分析

(一)模型建立(1)全要素生产率的计算本文运用索洛余值法估算陕西省全要素生产率设生产函数为C—D生产函数。根据公式(5)，利用Eviews6.0软件进行最小二乘法回归，得出资本投入和劳动投入的份额，即α，β的数值，然后代入公式(3)得到TFP的增长率。(2)各要素贡献率的计算要素贡献率表示经济增长过程中各要素增长率所占产出增长率的比率，反映了要素对经济增长作用大小。TFP贡献率πA、劳动贡献率πL、资本贡献率πK的计算公式分别为:其中，Kt，Kt－1分别表示t期和t－1期资本存量，It表示t期全社会固定资产投资额，Pt表示t期价格指数，δ表示折旧率。可以看出，估算资本存量需要明确基期资本存量、价格指数以及折旧率。《陕西省统计年鉴》给出了固定资产投资价格指数。投资流量采用全社会新增固定固定资产，折旧率统一为5%。(2)产出量的选取。国内学者多以GDP衡量产出，本文以1978年为基年，剔除价格因素影响后的实际GDP作为衡量产出指标。(3)劳动力选取。为了和GDP以及资本流量统一，本文选取年初和年末就业人数的算术平均数作为就业人数指标。陕西省1978—2012年的真实产出、资本存量和劳动力投入数据见表1。

(三)结果分析为了更好地分析表1和表2中陕西省TFP及各要素贡献率的变化情况，绘制折线图1。观察图1，陕西省自改革开放以来实际GDP增加速度比较缓慢，且具有波动性。1978至1989年整体呈递增趋势，1989到1990年实际GDP回落，1990年之后开始增长，到1994年实际GDP增长率达到峰值，1995至1998年，实际GDP增长率略有下降，1998年之后经济增长趋势基本处于平稳状态。资本投入对陕西省经济增长的贡献率明显高于劳动和全要素投入的贡献率，且呈现递增趋势。1979至1988年，资本对经济增长的贡献率均低于50%，1989至1994年，资本的贡献率平均达56%，1995年以后，资本的贡献率均在60%以上(除1998年)。劳动投入对陕西省经济增长的贡献率波动较大，1982、1990和2002这三年劳动的平均贡献率明显高于其他年份，其余年份劳动贡献率平均值为9.49%。TFP对经济的贡献率波动较剧烈，尤其是1995至2003年，2001年以前TFP贡献率平均值为35.28%，2001和2002年TFP贡献率值跌落在10%以下，2003年以后，TFP贡献率逐年递增，但增速相对缓慢。改革开放以来，陕西省的经济增长处于投资拉动型。表2数据看出，资本投入保持较高水平，劳动和TFP投入则长期维持较低水平。1978年以来，资本投入的平均增长率达3.87%，而劳动力投入为1.84%，TFP为1.92%。形成投资驱动型增长模式的原因之一是陕西省能源资源富集，煤炭、石油、天然气储量巨大，全省矿产资源潜在经济价值约占全国矿产资源潜在总价值的三分之一。在这一巨大优势的带动下，政府及地方投入大量资本开采，建立配套的基础设施，加快产业结构升级，经过三十年的发展，陕西省经济发展稳中加快，步入正轨。较高的资本投入水平和较低的TFP水平说明陕西省的经济增长是粗放型的。资本对经济增长的平均贡献率达56.19%，劳动投入的平均贡献率为12.81%，TFP的平均贡献率为31%。自实施西部大开发战略以来，资本的平均贡献率提高至64.42%，TFP的贡献率不但没有提高，反而降低至25.59%。说明在国家利好政策的影响下，陕西省经济增长的主要动力是资源的高速投入，资源的有效利用率并没有提高，要实现集约型经济增长模式还需要很长时间。陕西省是劳动力大省，也是科技强省。从表2可以看出，劳动力投入对经济增长的贡献率整体呈下降趋势，西部大开发以来，劳动力平均贡献率为9.99%，说明经济发展过程中逐渐向劳动集约型方向转变。劳动力投入除了数量方面外，更重要的是人力资本投入，随着陕西省经济体制不断完善、管理体制不断创新，加强劳动力素质、提高人力资本存量成为经济增长的重要力量。

二、政策建议

在经济结构转变过程中，TFP对经济增长的影响不可小觑，提高TFP水平的过程中，需要加强人力资本的投入、优化资源配置、调整产业结构等。1.加强人力资本劳动力素质直接影响投入产出效率，人力资本越雄厚，科技创新和技术进步的速度越快，高质量的人力资本可以提高技术转换，提高TFP水平，转换经济增长路径，提高经济增长速度。在加强人力资本投入过程中，政府和社会要提高教育资源利用率，采用多元化教育投资形式，加大科研经费投入，强化高等教育，加强职业技术培训。提高人力资本的同时更要重视人才流动，优化制度环境，引进国内外优秀人才来陕工作，鼓励城乡人才流动，培养各行各业领军人物;不断提高知识资本存量，累积人力资本存量，合理配置资源在投入产出中的效率。陕西省是国家重点教育基地，高校、研究所数量庞大，积聚了良好的经济发展基础，因此更应高重视人力资本利用，拓宽经济增长路径，在提高经济数量增长的同时提高经济质量增长。

2.优化产业结构陕西省的经济增长主要依靠资源投入拉动。近十年来，资本投入对经济增长的贡献率超过百分之六十五，TFP的平均贡献率大约23%。经济增速虽有提高，但是仍居全国中等水平，说明产业结构不甚合理，需要不断升级和优化，以提高资源的有效利用率。改革开放以来，陕西省第一产业比重下降，高能耗、高污染的第二产业比重提高，第三产业比重变化甚微。在经济增长过程中，政府部门应当注重引导产业结构优化，加大现代化农业的投入，以科技带动农业发展，推进城镇化进程，加快城镇一体化建设，缩小城乡差距，推动农村经济发展;强化第二产业的技术进步，在提高工业生产总值的同时注重绿色环境、科技创新;提高第三产业的竞争力，加大第三产业投资力度，提高第三产业科技含量和劳动力素质，拓宽第三产业融资渠道和平台，使得第三产业投资合理化、多样化。

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内容摘要：无论是在经济领域还是在管理领域中，我国学者都已开始重视对人力资源管理（Human Resouree Management，HRM）的研究，同时我国作为一个工业大国，深入探讨HRM对我国工业经济增长的贡献率也显得日趋重要。笔者通过建立HRM在我国工业经济增长贡献率演算模型，对我国2002-2011年工业原始数据进行了处理，并实证分析了HRM对我国工业经济增长的贡献率，最终得出了相应的分析结果，并根据分析结果提出促进我国HRM战略发展的建议。

关键词：格兰杰因果关系 经济增长 人力资源 贡献率

人力资本作为生产要素的重要环节，与物力资本等因素共同参与了企业的生产过程。但从管理层面来讲，HRM却并不主动参与企业的生产过程，其主要以为企业规划生产过程，从而提高企业生产效率来实现HRM 对企业生产过程的参与。由于HRM规划了企业的生产过程，因此生产过程可以准确的反应生产函数中的自变量或投入量，笔者正是依此关系展开了HRM对我国工业经济增长贡献率的实证研究。

我国工业经济增长中HRM贡献率的实证分析

笔者对我国2002-2011年经济数据指标进行了HRM模型分析（见表1），并测算出了HRM对我国经济增长的贡献率，但在现实经济情况中，由于负增长因素的存在，因此笔者在计算过程中设定了4个可能性测算，且笔者采用了抵消或克服其他生产要素贡献（劳动力投入贡献与资本投入贡献之和）的方式，测算出了HRM对我国经济增长的贡献率。在4个可能性测算中，笔者设定了e为HRM经济增长的贡献率、α为HRM经济增长的贡献、β为其他生产要素之和，则可得到我国工业HRM贡献率数据，如表2所示。

4个可能性测算为：一是，当a≥0，b≥0或者a≤0，b≤0时，在这种假设中HRM对我国经济增长的贡献率，就是HRM贡献占各生产要素贡献总和的比重；二是，b>0，a+b≥0或b0时；在这种假设中经济便会出现正增长，正是由于HRM贡献的正增长促使了经济正增长的出现，因此，此时HRM对经济增长的贡献率为100%，也就是e=100%；四是，b≥0，a+b

HRM贡献率与工业经济增长率的关系检验

笔者通过对我国2002-2011年工业经济增长与工业HRM贡献率间存在的关系进行检验，发现一阶差分Y和HRM在5%的显著性水平上，表明Y和HRM没有单位根，所以得到的Y和HRM必然是一阶单独的时间序列，因此，最后可以得出Y和HRM两者间存在长期平稳的协整关系，也就是说我国2002-2011年工业经济增长与工业HRM贡献率间存在长期平稳的协整关系。

通过对我国2002-2011年工业经济增长与工业HRM贡献率间，存在的长期平稳的协整关系进行研究，发现我国工业HRM贡献率变动因素和工业自身在一定时间内，对我国工业经济增长形成了显著的影响，其中工业经济增长的变动以滞后2年的HRM贡献率最为明显，而相对于选择其他滞后期工业经济增长的变动，其HRM贡献率影响力相对较弱。在此模型中模型误差修正项为φ，在模型中φ反应了该项系数误差修正模型本身纠正偏离平均误差值的作用范围，如假设纠正系数设定为1时，下一年纠正平衡状态则应是当年均衡误差（HRM贡献率和工业经济增长），通过纠正系数进行调整的。

通过演算在HRM贡献率与我国工业经济增长率的关系检验模型中，模型系数为0.017107，这表明多种其他因素共同影响着我国的工业经济的增长率，但是当模型中的当期非均衡误差调整能力和自身纠正能力不足以被改变时，也就表明HRM贡献率与我国工业经济增长率的关系属于长期平稳的协整关系，本文所建检验模型正是如此，检验结果如表3所示。本文所建HRM贡献率与我国工业经济增长误差修正模型（工业经济增长随HRM贡献率长短期变化而改变）为：

ΔY=0.000174-0.230412*ΔYt-1-0.431083*

ΔYt-2+0.006314*HRMt-1+0.014455*HRMt-2+

0.017107*εt-1。

Granger非因果关系检验

虽然工业经济增长与HRM贡献率之间存在着长期平稳的协整关系，但工业经济增长与HRM贡献率之间是否存在着因果关系，是否是由于工业增加值的变化引发了HRM贡献率的变化，还是由于HRM贡献率的变化引发了工业增加值的变化，还需要笔者进行进一步的研究。笔者依据表3的结果进行了Granger非因果关系检验，Granger非因果关系检验结果显示：第一行零假设的Granger因果关系检验，其F统计量的数值是其他各列的第一行数据；第二行零假设的Granger因果关系检验，其F统计量的数值是为括号内的数据，如表4所示。通过对Granger非因果关系检验结果进行分析，笔者发现：在选择1、2、3、4年的滞后期为基本条件时，Granger原因表现较明显（HRM贡献率构成工业增加值增长）；而基本条件选择为4年后时，Granger原因表现并不明显（工业增加值的增长构成HRM贡献率变化），这也进一步说明了我国工业增加值的增长并不是形成HRM贡献率增长的Granger原因，也可以理解为HRM贡献率是到我国工业增加值的单向Granger原因，证明了HRM贡献率与我国工业经济增长率的关系属于长期平稳的协整关系。

政策建议

通过研究HRM对我国工业经济增长的贡献率，发现HRM贡献率与我国工业经济增长率的关系属于长期平稳的协整关系。

首先，HRM管理部门要深层次的了解宏观人力资源管理制度与人才政策，以及HRM设置的必要性。

我国HRM管理部门要深层次的了解宏观人力资源管理制度与人才政策，以及HRM设置的必要性，从而让HRM在促进我国经济增长中发挥更好的作用。具体从HRM部门来讲，无论是具体的企事业HRM部门，还是独立的HRM公司来说，都应该从以人为本的角度出发重视HRM的发展，不断的为提高职工的综合素质和能力，为职工营造一个优越的工作环境，为增强职工自信心而努力，从而确保职工可以胜任更具挑战性的工作，以及为企业肩负更重要的责任。

其次，HRM管理部门要从微观上对HRM进行全新的认识，并在HRM中融入新元素。

我国HRM管理部门不仅要从宏观了解HRM，也要从微观上对HRM进行全新的认识，深入开展管理体制改革，并在HRM中融入新元素。在全国范围内营造一个全新的薪酬福利机制和绩效考评管理体系，为我国HRM综合水平的提升提供环境保障。绩效考评管理体系作为HRM最重要的子系统，虽然其执行过程中难度相对较大，但HRM却掌控着公司战略目标的核心，从HRM的本质意义上进行分析不难发现，绩效考评管理体系作为HRM的重要组成部分，不仅能够从根本上实现公司的战略目标，同时还能促进与改善公司的整体绩效成绩，为公司的竞争优势与核心竞争力的提升奠定坚实的基础；从HRM的运行目的来分析，HRM中的绩效考评管理体系亦是公司实现按劳分配的基础与前提，同时也为培训管理体系的创新与设计提供了科学依据。此外，薪酬福利机制作为HRM的另一个重要子系统，薪酬福利机制的主要目的就是发现职工与公司的共通点，从而自发的与职工分享成果，实现公司的战略目标。薪酬福利机制不仅能够有效的解决人力资源价值体系中收益分配问题，如果通过科学的处理，其还能够促进公司竞争力的全面提升。

再次，HRM管理部门需要更加重视HRM能够为企业经营、生产提供多少效益，及如何发挥HRM对企业经营、生产效率的带动作用。

我国HRM管理部门可在战略性的HRM构建核心体系指导下，通过对我国工业企业HRM战略体系进行重新的规划，除构建体系性结构的同时外，还应着重思考HRM战略体系的科学性，在稳固的HRM基础上，逐渐把科学的制度引入到HRM体系中来，有目的得开展HRM战略体系构建工作，实现我国HRM水平的全面提升。

参考文献

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篇9

改革开放以来，我国经济已经历了30多年的高速增长，人力资源、自然资源、资本、技术创新被看作拉动经济增长的四大马车。随着技术创新对经济增长的影响越来越显著，技术创新对经济增长的贡献率高低，经济增长是否主要靠技术创新能力来拉动等问题目前已成为研究的热点。

二、研究方法、指标选取

20世纪50年代中期，美国著名经济学家Solow提出solow余值法，其基本表达式为：Ga=y-ɑk-βl。其中：Ga为科技进步的年平均增长速度，y为产出的年平均增长速度，一般用国内生产总值来计算，k为资金的年平均增长速度，l为劳动者的年平均增长速度，ɑ、β分别为资本和劳动力的产出弹性系数。劳动力、资本和技术创新被称为经济增长的三要素，根据solow余值法，笔者选定的研究指标分别为：产出（Y）、资本投入（K）、劳动投入（L）。

三、基于solow余值法的数据处理

自《中国统计年鉴》中收集2004～2013年的各指标数据，如表1所示。（表1）1、回归分析。采用SPSS－回归分析对上述数据进行分析，得出R=0.991，R2=0.983，回归方程：ln（Q/L）=1.025+1.298ln（K/L）。ɑ的估计值为0.06，β的估计值为1.298。solow余值法模型为：GA=GQ-0.06GK-1.298GL。2、solow余值法分析。分离技术创新、资本、劳动力对经济增长的贡献率：其中，GDP增长速度（GQ）、固定资产投资增长速度（GK）、全社会从业人员增长速度（GL）、乘以弹性系数后的资本增长速度（aGK）、乘以弹性系数后的劳动增长速度（bGL）、技术创新增长速度（Ga）、经济增长中技术创新贡献率（Ea）、经济增长中资本贡献率（Ek）、经济增长中劳动力贡献率（El）。各指标的计算公式如下：①Ga=GQ-0.06GK-1.298GL②Ea=Ga/GQ×100%③Ek=aKG/GQ×100%④El=bGL/GQ×100%可以看出技术创新的贡献率一直处在一个较高水平，但时有波动。从2004年的85.77%，一直缓慢上升至90.87%，自2007年开始下降，到2008年降至73.68%，2009年达到最高点93.25%，此后又缓慢下降，2012年为82.95%。各年的资本在经济增长中的贡献率波动幅度较大，稳定性差。年平均贡献率约为10.12%，略高于劳动投入贡献率。劳动力投入年平均贡献率是3.71%，水平较低，波动较大。2007年以前一直在不断下降，至最低点2.31%，2009年开始快速上升并在2011年基本持平。由此可见，劳动力投入在促进经济增长的各因素中作用力最小。

四、结论

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关键词：经济增长　投资需求　消费需求

消费需求、投资需求、净出口需求作为拉动经济增长的“三驾马车”，对经济增长具有不同的作用。消费需求作为经济运行的主要动力，既是gdp的组成部分，又是拉动经济增长的助推器。投资需求作为一把“双刃剑”，短期可以增加需求，拉动经济增长；长期可以形成一定的生产力，增加社会产品的生产能力，提高商品供给，推动经济增长。外贸是经济增长的发动机。出口的增长会导致国内有效需求的增加，有利于一国进行必要的外汇积累，资本和技术的进口，从而提高生产能力。另外，出口的增加也能提高企业的生产效率，促进企业技术进步和创新，增强企业的国际竞争力，从而获得外部规模经济效益。

一、“三驾马车”对青海省经济增长的贡献及拉动分析

按支出法统计的gdp是从需求角度衡量国民经济发展的总量指标，它由最终消费、资本形成总额、货物和服务净出口三部分构成，其公式为：

支出法国内生产总值=最终消费+固定资本投资总额+货物和服务净出口

三大需求要素各增加量之和即为当年gdp总的增加量，其中每一要素的增加量占gdp总增加量的比重就是当年该要素对gdp增长的贡献度，而用这一贡献度乘以gdp的年增长率就是该要素对当年cdp增长的贡献率。用公式表示即为：

某需求要素贡献度=某需求要素增量／gdp增量×100％：

某需求要素贡献率：某需求要素贡献度／gdp增长率

根据上表我们可以看出：

(一)最终消费需求对青海省经济增长贡献较平稳

1994—2008年间，最终消费、资本形成、货物和服务净出口对经济增长的平均贡献份额分别为55.53％，72.24％，—27.77％，最终消费对青海省经济增长的贡献位居第2。从时间区间上看。最终消费需求对青海省经济增长的贡献相对比较平稳，1997年仅为-0.63个百分点，对经济的增长贡献为6.96％，成为这15年间最终消费需求对经济增长贡献的最低点；2005年最终消费需求对经济增长的贡献又达到高峰值，其对经济增长的贡献率达91.85％，对经济产生11.21个百分点的拉动力，极大地带动了青海省经济的快速发展。2008年由于受美国次贷危机的影响，消费需求对经济增长的贡献呈下降趋势，对经济增长的贡献率仅为32.56％，拉动经济增长4.13个百分点。从最终消费对经济增长贡献的总体波动趋势上看，除了1997年之外，最终消费对青海省经济增长贡献相对比较平稳，2000—2007年年均贡献率为75.55％，对经济的发展具有极大的影响和推作用。

(二)资本的形成对经济增长的贡献影响较大

从上表可以看出，资本的形成对青海省经济增长的影响最大。1994—2008年间，最终消费、资本形成、货物和服务净出口对经济增长的平均贡献份额上看，资本形成对经济增长的影响高达72.24％，平均拉动力为7.8个百分点，位居第1。从总体趋势上看，资本形成对经济增长的影响波动性也较大，呈“双u+双n”形式。1997年资本形成对经济增长的贡献率达92.84％，对经济的拉动为8.36个百分点，之后在2001年又达到高峰时期，对经济增长完全起拉动作用；2001年经济增长率为13.82％，资本形成的贡献率高达140.64％，对经济增长的拉动为16.45个百分点；2002年资本形成仍对经济增长起绝对拉动作用，对经济增长拉动13.54个百分点，贡献率达111.89％。15年间资本形成对经济增长贡献率峰值之差达80.72％，落差较大。2008年虽受美国次贷危机的影响，但青海省的资本形成对经济的拉动仍呈上升趋势，拉动力为10.47个百分点。比上年增长了1.94个百分点，对经济增长的贡献率高达82.46％。

(三)货物及服务净出口对经济增长贡献的波动较大，且对经济增长呈负效应

青海省地处青藏高原又深居内陆地区，其对外贸易发展水平较低。“八五”之前其贸易主要以农畜产品为主，近年来随着产业结构的不断调整，虽一改过去单一产品对外贸易出口的格局形式，但由于自身技术水平的限制，加之全球经济一体化发展，对外贸易产品需求更加趋向专业化、技术化、科技化。从而极大制约了青海省对外贸易发展，对外贸易对经济发展的影响处于劣势地位。1998年之前，青海省货物和服务净出口对经济增长的贡献呈正值，且对经济增长的拉动均在1个百分点之上。自1998年开始，青海省货物和服务净出口对经济增长的贡献呈负值，而且下降比速较快，2001年对经济增长的贡献下降到116.10％，达到对经济影响的最低点对经济的拉动为-13.58个百分点。之所以造成这种局面主要是由于产品技术含量较低，不能达到相关国际产品标准，致使对外贸易发展遇到了阻挫，对经济发展产生较大的负面影响。

二、基于索罗模型的实证分析

为进一步揭示“三驾马车”对青海省经济增长的拉动作用，本文运用索罗模型对消费、投资和净出口对青海省经济增长的拉动作用进行分析。

根据三大需求要素与yfgdpi增长之间的关系，以总消费tc，总投资i，进口(m)和出口(x)为解释变量，以gdp为被解释变量，建立如下的多元线性回归模型：

lny=c+alntc+blni+γ／lnx+δlnm

本文根据青海省1983—2009年相关数据，运用e-views5.0软件进行ols分析可以得出：

由于r2=0.99，几乎接近1，说明模型的拟合优度非常高。根据f分布表可知，时，f=5029.4>fod1(4，22)=4.31，回归方程十分显著。由于to=3.36，t1=7.26，h=13.31，t3=3.03，t4=-0.19，给定显著性水平a=0.05，查t分布表中自由度为22(n-k-1=27-4-1=22)的相应临界值，t.(22)=2.074，可知t值除了进口外都大于该临界值，所以拒绝原假设，即除了进口外的四个解释变量都在95％的水平下影响显著，都通过了变量显著性检验。d.w=1.04.查d.w.检验上下界表，在5％的显著性水平下，k=5(包括常数项)，n=27时有du=1.76，dt=1.08，很明o

由于r2=0.99，几乎接近1，说明模型的拟合优度非常高。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，模型通过了f检验和t检验。又由于1.76

通过上述模型我们可以得出：消费每增加1％经济将增加0.36％，投资每增加1％经济将增加0.63％，出口每增加1％经济将增加0.02％，进口每增加1％将使经济减少0.01％。从弹性系数角度分析可知，投资是青海省经济增长的主要因素，消费次之，而出口对促进青海省经济增长的作用偏小，进口对经济增长起反向的拉动作用，这一定程度上说明了青海省经济增长主要依靠消费和投资推动。

三、结论与建议

根据上述模型和数据统计分析可以看出，近年来青海省投资拉动型的经济增长趋势更加明显，经济增长对投资增长的依赖性越来越强；消费对gdp增长的贡献率也在日益提高，消费在未来数年内将超过投资贡献成为促进青海省经济增长的第一要素。就目前来看，青海省净出口对经济增长的贡献相对不大，相关性不强，不是青海省gdp增长的主要拉动力量：但从长期来看，青海省对外贸易依存度一度呈上升趋势，随着经济全球化进程逐渐深入，进出口对青海省经济增长的贡献将可能与投资和消费对青海省经济增长的贡献不分伯仲。

为进一步促进青海省经济的快速稳定发展，本文提出如下建议：

(一)进一步加大投资力度，提高资金利用效率，满足地区经济发展的需求

从模型中可以看出，投资对产出的影响大于消费，且贡献率较大。这是由于青海省正处于工业化和城市化发展进程中，资本形成对经济增长的作用是不言而喻的，因此，青海省应加大投资力度，提高政府投资的效益，充分调动民间投资，满足地区经济建设需要。同时，由于青海省的投资主要投向了高能耗的粗放型部门，所以收效甚微，低水平重复投资现象严重，对环境也造成了严重破坏，今后应致力于改善投资结构和投资力度，以提高投资的利用效率。

(二)缩小城乡收入差距，刺激消费，扩大内需

扩大内需是促进经济发展的内在主动力。虽然投资需求对青海省经济增长的贡献最大，但由于投资需求是消费需求派生出来的，其本身不可能成为经济增长的持久拉动力量。因此，无论从量还是从增长率角度来看，最终消费对产出的影响都是最大的。近年来，随着大量外来人口的不断涌入和自身人口的不断增长，青海省消费潜力巨大，而要充分利用好这一资源，必须提高居民的购买力，不断使产业结构和消费结构相匹配，减小贫富差距，特别要致力于提高农牧民收入，实现城乡协调发展，完善社会保障体系，以促使经济的稳定协调发展。