基于制度因素的新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型及實(shí)證分析

沈蕾

內(nèi)容摘要：制度變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用已是共識(shí)。目前，尚未有包含制度因素的新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型及實(shí)證分析的研究，本文建立C-D生產(chǎn)函數(shù)，利用嶺回歸對(duì)新疆1990-2014年物質(zhì)資本、勞動(dòng)力、人力資本、制度等因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的彈性和貢獻(xiàn)率進(jìn)行了測(cè)量，并提出了相應(yīng)的政策建議。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 影響因素 嶺回歸

引言

大量國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究了制度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，庫(kù)茲涅茨認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)離不開技術(shù)和制度兩種生產(chǎn)要素，二者對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響都很顯著，但是制度具有技術(shù)所沒有的激勵(lì)經(jīng)濟(jì)主體的作用。以諾斯為代表的新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)家通過對(duì)大量現(xiàn)實(shí)問題的研究，依托經(jīng)典的計(jì)量模型，提出制度是推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新和社會(huì)進(jìn)步的主要因素。此外，Acemolu et al.（2002）、Khan&Sokoloff（2004）、Klein（2005）、Doucouliagos&Ulubasoglu（2004）、 Justesen（2008）、Law &Bany（2008）、Lee and Kim（2009）、Siong et al.（2013） 和Ryan et al.（2014）、孫斌棟、王穎（2007）、譚永生（2007）、楊有才（2008、2009、2010）、雷韻、謝里、羅能生（2012）、王軍、鄒廣平、石先進(jìn)（2013）等學(xué)者采用不同的方法從理論和實(shí)證分析方面入手，分析制度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)理、貢獻(xiàn)率等。

由于對(duì)制度的度量方法、采用的計(jì)量模型以及研究的時(shí)期不同，不同學(xué)者的計(jì)量分析結(jié)果有較大出入，但是制度變遷對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用卻是共識(shí)。目前，尚未有包含制度因素的新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型及實(shí)證分析的研究，本文將各要素引入C-D生產(chǎn)函數(shù)，豐富和發(fā)展了新疆有關(guān)研究的內(nèi)容和視角，力求找到作用于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)鍵要素。

主體模型選擇

經(jīng)濟(jì)變量的選取與數(shù)據(jù)處理

（一）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Y）的度量

評(píng)價(jià)一個(gè)國(guó)家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)有不少，本文采用地區(qū)生產(chǎn)總值作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)，數(shù)據(jù)來(lái)源于《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》（1991-2015年），并以1990年為基期進(jìn)行平減。

（二）勞動(dòng)力（L）的度量

勞動(dòng)力用歷年年末新疆就業(yè)人數(shù)來(lái)衡量，數(shù)據(jù)來(lái)源于《新疆統(tǒng)計(jì)年鑒》（1991-2015年）。

（三）人力資本（H）的度量

人力資本存量的計(jì)算方法較多，此處采用平均受教育年限法計(jì)算得到。計(jì)算時(shí)以6歲及以上人口作為統(tǒng)計(jì)口徑，將居民受教育程度劃分為文盲或半文盲、小學(xué)、初中、高中、大專及以上5個(gè)等級(jí)，5個(gè)等級(jí)教育程度的受教育年限依次設(shè)定為 2 年、6 年、9 年、12 年和 16 年。計(jì)算公式如下：人力資本存量=平均受教育年限×就業(yè)人數(shù)，平均受教育年限=（文盲、半文盲人數(shù)×2+小學(xué)人數(shù)×6+初中人數(shù)×9+高中及中專人數(shù)×12+大專以上人口數(shù)×16）/地區(qū)六歲以上人口數(shù)。數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（1991-2015年）。

（四）物質(zhì)資本存量（K）的度量

本文采用永續(xù)盤存法計(jì)算得到物質(zhì)資本存量，即某一期的物質(zhì)資本存量是由上一期的物質(zhì)資本存量減去當(dāng)期的折舊，加上當(dāng)期的固定資本投資。固定資本投資采用國(guó)際通用的當(dāng)年固定資本形成總額，數(shù)據(jù)可以從歷年新疆統(tǒng)計(jì)年鑒獲得，但是需要折算成不變價(jià)格表示的實(shí)際值，本文數(shù)據(jù)根據(jù)單豪杰以1952年為基期計(jì)算出的1952-2006年新疆相關(guān)數(shù)據(jù)得到，2007-2014年的數(shù)據(jù)根據(jù)單豪杰的方法計(jì)算補(bǔ)齊。

（五）制度因素（M）的度量

本文借鑒金玉國(guó)（2001）、王文博（2002）的方法，從產(chǎn)權(quán)制度變遷、市場(chǎng)化程度提高、城市化水平和對(duì)外開放擴(kuò)大四個(gè)方面來(lái)度量制度因素。一是產(chǎn)權(quán)制度多元化。本文選取經(jīng)濟(jì)成分的非國(guó)有化率FGYH來(lái)度量，即工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值中非國(guó)有企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值所占的比重。二是市場(chǎng)化程度。參照靳濤等學(xué)者的做法直接省略經(jīng)濟(jì)參數(shù)市場(chǎng)化指標(biāo)，僅僅考慮要素市場(chǎng)化指數(shù)，用公式表示為SCH=0.8×（利用外資+自籌投資+其他投資）/總投資。三是城市化水平。本文采取城市化率CSH來(lái)考量，即總?cè)丝谥蟹寝r(nóng)人口所占的比重。四是對(duì)外開放水平。本文對(duì)外開放水平的替代標(biāo)量（DWKF）主要從對(duì)外投資和對(duì)外貿(mào)易的角度來(lái)度量，用公式表示為：DWKF=年度進(jìn)出口總額/GDP×0.5+年度利用外資總額/GDP×0.5。在構(gòu)建了制度的指標(biāo)體系之后，需要對(duì)總指標(biāo)進(jìn)行合成，本文采取熵權(quán)法將制度因素合成為單一指標(biāo)。上述變量的統(tǒng)計(jì)性描述如表1所示。

模型的建立與初步分析

（一）多重共線性檢驗(yàn)

由F=3669.31，p值<0.0001， R2=0.9986，判斷回歸是顯著的。參數(shù)估計(jì)的t檢驗(yàn)除了lnK和lnM的p值小于0.05顯著外，其余參數(shù)的p值均大于0.05，不顯著。因此，需要進(jìn)一步對(duì)模型進(jìn)行多重共線性診斷，由嶺跡圖可以看出lnK、lnL、lnH、lnM之間存在著嚴(yán)重的多重共線性。本文采用專門處理共線性的嶺回歸法來(lái)消除多重共線性。

（二）嶺回歸

嶺回歸屬于有偏估計(jì)，當(dāng)K=0時(shí)，嶺回歸就是最小二乘法。嶺回歸主要以損失少部分信息和精度為代價(jià)，來(lái)尋找一個(gè)有偏的估計(jì)量。這個(gè)估計(jì)量雖說(shuō)有偏差，但是精度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于無(wú)偏估計(jì)量，回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差小于最小二乘估計(jì)，獲得的回歸方程更符合實(shí)際情況。

（三）模型參數(shù)估計(jì)和結(jié)果分析

本文在分析過程中，分別將物質(zhì)資本存量、勞動(dòng)力、人力資本存量和制度因素等生產(chǎn)要素逐步引入模型，檢驗(yàn)不同生產(chǎn)要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響和作用機(jī)制，本文將分別使用以下三個(gè)模型：

其中：Y代表產(chǎn)出，K代表資本投入量，L表示就業(yè)人數(shù)，H代表人力資本存量，M代表制度因素，t表示不同時(shí)期，α、β、γ、θ分別表示物質(zhì)資本、勞動(dòng)力、人力資本和制度因素的彈性系數(shù)。

模型一參數(shù)的估計(jì)及顯著性檢驗(yàn)。假定物質(zhì)資本存量和勞動(dòng)力對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向的推動(dòng)作用。

由F=6307.18，p值<0.0001，R2=0.9983，得知回歸是顯著的。參數(shù)的t檢驗(yàn)除了常數(shù)項(xiàng)的p值大于0.05不顯著外，其它參數(shù)均顯著。但由嶺跡圖可以看出lnK和lnL是共線的。由輸出的數(shù)據(jù)集可知，取k=0.03時(shí)方差膨脹因子均小于5。

分析結(jié)果顯示：1990-2014年期間，新疆勞動(dòng)力每增加1%，能夠拉動(dòng)GDP上升0.84%；物質(zhì)資本投入每增加1%，GDP能上升0.59%。勞動(dòng)力對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)超過了物質(zhì)資本存量，因此新疆物質(zhì)資本的利用效率有待提高。

模型二參數(shù)的估計(jì)及顯著性檢驗(yàn)。假定物質(zhì)資本存量、勞動(dòng)力和人力資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向的推動(dòng)作用。

即物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性為0.4706，勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性為0.2571，人力資本存量的產(chǎn)出彈性為0.787。

分析結(jié)果顯示：1990-2014年期間，新疆勞動(dòng)力每增加1%，能夠拉動(dòng)GDP上升0.26%；物質(zhì)資本每增加1%，GDP能上升0.47%；人力資本存量每增加1%，拉動(dòng)GDP上升0.79%。加入人力資本存量因素后，勞動(dòng)力對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用下降，物質(zhì)資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用超過了勞動(dòng)力，可見人力資本具有外溢效應(yīng)，它一方面作為生產(chǎn)要素能夠提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效率，另一方面能夠提高其他生產(chǎn)要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。

模型三參數(shù)的估計(jì)及顯著性檢驗(yàn)。假定物質(zhì)資本存量、勞動(dòng)力、人力資本存量和制度因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向的推動(dòng)作用。

最小二乘回歸方程為：

即物質(zhì)資本的產(chǎn)出彈性為0.275，勞動(dòng)力的產(chǎn)出彈性為0.7051，人力資本存量的產(chǎn)出彈性為0.634，制度因素的產(chǎn)出彈性為0.7219。

分析結(jié)果顯示：1990-2014年期間，新疆勞動(dòng)力每增加1%，能夠拉動(dòng)GDP上升0.71%；物質(zhì)資本每增加1%，GDP能上升0.28%；人力資本存量每增加1%，拉動(dòng)GDP上升0.63%；制度因素每增加1%，能夠拉動(dòng)GDP增長(zhǎng)0.72%?？梢?，加入制度因素后，物質(zhì)資本的彈性進(jìn)一步下降，低于人力資本和勞動(dòng)力的彈性，勞動(dòng)力數(shù)量和質(zhì)量的優(yōu)勢(shì)凸顯。勞動(dòng)力的彈性上升，而人力資本的彈性反而有所下降，說(shuō)明在模型二中人力資本彈性的一部分來(lái)自制度，只是沒有計(jì)量出來(lái)。

式中，Rc，i、Ri、Ei、RG分別表示要素的貢獻(xiàn)率、要素增長(zhǎng)率、要素產(chǎn)出彈性和產(chǎn)出增長(zhǎng)率。1、2、3、4分別代表物質(zhì)資本、勞動(dòng)力、人力資本和制度因素。經(jīng)過測(cè)算，新疆要素投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率如表2所示。

結(jié)論與對(duì)策

上述嶺回歸的結(jié)果證實(shí)了假設(shè)，1990-2014年各變量對(duì)新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向推動(dòng)作用。在諸要素中，物質(zhì)資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)最大，其次是人力資本和勞動(dòng)力，再次是制度因素，全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)很小。因此新疆經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力源泉仍然是物質(zhì)資本以及勞動(dòng)力的數(shù)量和質(zhì)量，仍然屬于“粗放型”經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式。

在只考慮物質(zhì)資本和勞動(dòng)力時(shí)，二者邊際產(chǎn)出彈性之和大于1，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)處于規(guī)模報(bào)酬遞增階段。新疆物質(zhì)資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率高達(dá)82.17%，勞動(dòng)力的貢獻(xiàn)率高達(dá)20.97%，全要素生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)率為-3.14%，物質(zhì)資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)遠(yuǎn)大于勞動(dòng)力，但是技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)作用不明顯。

在引入人力資本存量后，物質(zhì)資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率下降了16.18%，勞動(dòng)力的貢獻(xiàn)率下降到6.47%，人力資本的貢獻(xiàn)率為29.49%，全要素的生產(chǎn)率的貢獻(xiàn)率為-1.94%，人力資本的貢獻(xiàn)率超過了勞動(dòng)力，隨著人力資本的引入，技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響有所提高。

在引入制度因素后，勞動(dòng)力、全要素生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率顯著提高，說(shuō)明制度因素也具有溢出效應(yīng)，本身能夠提高生產(chǎn)效率的同時(shí)，還可以促進(jìn)其它生產(chǎn)要素的生產(chǎn)效率，但是人力資本的溢出效應(yīng)比制度因素要大。

因此，新疆要實(shí)現(xiàn)持續(xù)、穩(wěn)定和健康發(fā)展，需要進(jìn)一步優(yōu)化制度環(huán)境，可以通過加大對(duì)教育投資制度，戶籍制度、人事制度以及社會(huì)保障制度的改革，創(chuàng)新人力資本收益分配制度等，優(yōu)化人力資本制度，促進(jìn)人力資本存量、結(jié)構(gòu)的提高與優(yōu)化；要進(jìn)一步出臺(tái)有效的科技人力資本政策和措施，深化校企合作，發(fā)展職業(yè)教育集團(tuán)化辦學(xué)，進(jìn)一步改善科技人力資本的工作生活條件和待遇，營(yíng)造良好的人才環(huán)境和財(cái)政稅收、金融環(huán)境，吸引國(guó)內(nèi)外的科技人力資本和物質(zhì)資本向新疆流動(dòng)，向新疆的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)流動(dòng)；要構(gòu)建產(chǎn)、學(xué)、研相結(jié)合的科技創(chuàng)新體系，推動(dòng)科技成果的轉(zhuǎn)化，建立和加強(qiáng)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)信息平臺(tái)，監(jiān)測(cè)科技人力資本和產(chǎn)業(yè)變化情況，使生產(chǎn)要素投入與產(chǎn)業(yè)發(fā)展相適應(yīng)，并通過制度創(chuàng)新、科技支撐、產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級(jí)，充分發(fā)揮物質(zhì)資本、人力資本的積極作用。

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