遼寧科技進步對經(jīng)濟增長貢獻率實證分析

□文/周璐瑤

（沈陽大學經(jīng)濟學院 遼寧·沈陽）

一、理論模型

（一）C-D生產(chǎn)函數(shù)。本文采用C-D生產(chǎn)函數(shù)模型Y=AKαLβ。其中，Y代表總產(chǎn)值，A代表綜合技術(shù)水平；K代表資本投入，一般指固定資產(chǎn)投資；L代表勞動投入，一般用就業(yè)人員數(shù)表示；α和β分別表示資本和勞動的投入彈性系數(shù)。該函數(shù)模型表示在既定的科技水平下，一定時期內(nèi)資本和勞動生產(chǎn)要素組合的最大產(chǎn)值。在此假定遼寧省的規(guī)模報酬不變，即 α+β=1。

（二）索洛余值法。美國經(jīng)濟學家R.M.索洛提出的增長速度方程：y=a+αk+βl，其中，y，a，k，l分別表示地區(qū)生產(chǎn)總值、科技進步、資本投入、勞動投入的增長率，即 y=△Y/Y，a=△A/A，k=△K/K，l=△L/L，故科技進步增長率a=y-αk－βl。這是增長核算的關(guān)鍵方程，它確定并且讓我們可以衡量增長的三個源泉：資本量的變動、勞動量的變動和全要素生產(chǎn)率的變動。△A/A是不能用投入變動來解釋的產(chǎn)出變動，全要素生產(chǎn)率的增長是作為一個余量計算出來的，即通常所說的索洛余量。

二、遼寧省科技進步貢獻率的測算

（二）模型的參數(shù)估計。通過Eviews軟件對表1數(shù)據(jù)進行回歸計算得到模型（1）：

R2=0.953946，Adjusted-R2=0.951387，F(xiàn)=372.8438，S.E.=0.159331，D.W.=0.223707?？梢钥闯觯Ｐ停?）在α=0.05的顯著性水平下通過了t檢驗和F檢驗。通過查杜賓-沃森檢驗臨界值表（5%的上下界），0＜D.W.=0.223707＜dL=1.20，存在正的序列相關(guān)性?，F(xiàn)通過Eviews來消除此序列相關(guān)性，加入 AR（1）、AR（2）得到模型（2）：

R2=0.9963，Adjusted-R2=0.995507，F(xiàn)=1256.453，S.E.=0.042601，D.W.=2.141711。此時，dU=1.41＜D.W.=2.141711＜4-dU=2.59，這說明加入AR（1），AR（2）后模型不存在序列相關(guān)性，而且通過了t檢驗和F檢驗。

由模型（2）可知，α=0.54，β=1-α=0.46，即資本投入每增加 1%，遼寧省地區(qū)生產(chǎn)總值增長0.54%；勞動投入每增加1%，地區(qū)生產(chǎn)總值增長0.46%。可以看出，遼寧省資本投入對GDP的影響很大，該省是資本密集型的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

綜上所述，遼寧省的C-D生產(chǎn)函數(shù)是：Y＝e1.03K0.54L0.46。

（三）遼寧省科技進步貢獻率測算結(jié)果。（表2）

三、結(jié)論

表2中顯示遼寧省的個別年份的科技進步貢獻率呈現(xiàn)負值或數(shù)據(jù)較相近年份出現(xiàn)較大波動，這并不是說科技進步對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了負面影響，可能存在以下幾個原因：第一，這些異常數(shù)據(jù)可能是由于測算出的科技進步貢獻率受到其他相關(guān)因素的影響，還有宏觀經(jīng)濟政策的調(diào)整以及生產(chǎn)要素投入周期性的影響，從而導致個別年份出現(xiàn)大起大落的波動情況。第二，國家統(tǒng)計局的原始數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑不一致。

表1 1993～2012年遼寧省地區(qū)生產(chǎn)總值、全社會固定資產(chǎn)投資、年末從業(yè)人員數(shù)據(jù)（已消除價格指數(shù)）

表2 遼寧省1993～2012年資本、勞動、科技進步對經(jīng)濟增長貢獻率

此外，從分析測算結(jié)果可以看出：

第一，1994～2002年遼寧省經(jīng)濟增長主要依靠資本投入和科技進步來驅(qū)動，2005～2012年的經(jīng)濟增長主要依靠資本投入。而勞動力在所有調(diào)查年份中對遼寧省經(jīng)濟增長的貢獻是最小的。

第二，1994～2012年間勞動對遼寧省經(jīng)濟增長的貢獻率最低，除了個別年份因為上述原因為負值外，其他年份均在0～20%間波動。1994～1996年保持在0.98%的平均水平，在1997年驟然下降。1997～2000年逐漸攀升至12.69%，2000～2002年急劇回落至低點。2005～2012年，資本貢獻率維持在5%的平均水平。勞動投入的增長不僅要包括勞動數(shù)量，還要包括勞動質(zhì)量，兩者綜合才是對勞動投入最準確的測定。這說明勞動力對遼寧省的經(jīng)濟增長止步不前正處于一個瓶頸期，如果不能提高勞動力質(zhì)量，勞動對經(jīng)濟增長的貢獻不會很大。

第三，遼寧經(jīng)濟增長對資本投入增長的依賴很大，1994～2012年資本平均增長率為20.97%，可見經(jīng)濟增長的資本推動型特征十分明顯。從表2可以看出資本增長率與GDP增長率存在正相關(guān)關(guān)系，尤其是1998～2010年，兩者波動趨勢基本相同。在一段時期內(nèi)，資本因素必然是促進遼寧省經(jīng)濟增長的重要動力。資本增長率在2003年以前的平均值為12.72%，2003以后為30.13%，這直接使得勞動投入對經(jīng)濟增長的貢獻率由2003年以前的0.92%增加到2003年以后的6.6%。因此，保持資本投入的增長對遼寧經(jīng)濟增長具有重要意義，也是今后推動該地區(qū)經(jīng)濟增長的重要途徑。

第四，遼寧的科技進步貢獻率有逐漸下降的趨勢，科技進步和資本對經(jīng)濟增長的貢獻率呈現(xiàn)此消彼長的關(guān)系，這是由政府的宏觀經(jīng)濟政策所致，比如為了刺激某些年份的經(jīng)濟過熱，地方政府為緩解經(jīng)濟過熱和限制經(jīng)濟增長而進行宏觀調(diào)控，減少資本投入，而這一“抵消”作用很可能就反映在科技進步這一測算指標上。

實證結(jié)果表明：遼寧省的科技進步貢獻率存在較大波動，同時充分肯定了遼寧省利用現(xiàn)代科技促進經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變的成果。值得注意的是，科技進步貢獻率是一個相對指標，取決于科技進步速度和經(jīng)濟增長速度之間的關(guān)系，并非越大越好。對于同樣的科技進步速度，科技進步貢獻率和經(jīng)濟增長速度呈負相關(guān)關(guān)系，即經(jīng)濟增長速度越慢，科技進步貢獻率越大，而當經(jīng)濟增長速度越快，科技進步的貢獻率就會變小。

［1］Riddel MP.K Schwe Regional innovation capacity with endogenous employment：Empirical evidence f rom the U.S.［J］.The Review of Regional Studies，2003.33.1.4.

［2］N.格里高利.曼昆.盧遠矚譯.宏觀經(jīng)濟學［M］.北京：中國人民大學出版社，2011.

［3］Robert M.Solow.“Technical Change and the Aggregate Production Function，”Review of Economics and Statistics，39.1957.

［4］劉聰.科技進步對江蘇省經(jīng)濟增長的貢獻率分析［J］.中國經(jīng)貿(mào)導刊.地區(qū)經(jīng)濟，2012.8.

［5］宋之杰，施小平.河北省區(qū)域創(chuàng)新能力對經(jīng)濟增長的貢獻率的實證分析［J］.河北學刊，2010.30.1.