要素配置與河南工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分析

沈 瓊

(鄭州大學(xué)商學(xué)院，河南 鄭州 450001)

要素配置與河南工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分析

沈 瓊

(鄭州大學(xué)商學(xué)院，河南 鄭州 450001)

基于2004—2015年間河南省省轄市的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，建立了河南省省轄市工業(yè)投資、勞動(dòng)力要素與區(qū)域工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的面板數(shù)據(jù)模型，分析了產(chǎn)業(yè)內(nèi)和產(chǎn)業(yè)間各要素配置對(duì)河南工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，測(cè)算了河南省省轄市全要素生產(chǎn)率。結(jié)果顯示，科技進(jìn)步在河南工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中發(fā)揮重要作用；勞動(dòng)力、投資推動(dòng)了工業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，但河南勞動(dòng)力投入效用大于投資效用，一定區(qū)域內(nèi)要素的合理優(yōu)化配置仍有很大提升空間；工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)短期面臨下行壓力。最后，提出了促進(jìn)河南工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)建議。

要素配置；工業(yè)經(jīng)濟(jì)；面板數(shù)據(jù)

河南省承接?xùn)|西、橫貫?zāi)媳保侵胁拷?jīng)濟(jì)體量最大、全國(guó)第五的省份。自2005年以來(lái)，河南工業(yè)經(jīng)濟(jì)在河南經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中穩(wěn)居半壁江山。近年來(lái)，隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)步入“新常態(tài)”，河南工業(yè)經(jīng)濟(jì)增速在多年快速增長(zhǎng)之后出現(xiàn)了下降。在當(dāng)前“糧食生產(chǎn)核心區(qū)”“中原經(jīng)濟(jì)區(qū)”“鄭州航空港經(jīng)濟(jì)綜合實(shí)驗(yàn)區(qū)”“鄭洛新國(guó)家自主創(chuàng)新示范區(qū)”“自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)”“中國(guó) ( 鄭州 ) 跨境電子商務(wù)綜合試驗(yàn)區(qū)”等國(guó)家戰(zhàn)略實(shí)施的背景下，河南工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展既面臨機(jī)遇又富有挑戰(zhàn)。對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究，在理論和實(shí)證分析上很多學(xué)者都做了諸多研究和探討，多數(shù)文獻(xiàn)強(qiáng)調(diào)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響因素。伍山林[1]研究了中國(guó)農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的流動(dòng)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。陳寧[2]通過(guò)實(shí)省轄市實(shí)證檢驗(yàn)了FDI、國(guó)際貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有短期和長(zhǎng)期影響，且具有較強(qiáng)的時(shí)滯效應(yīng)。賀京同等[3]基于全行業(yè)視角，考察了要素配置、生產(chǎn)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，認(rèn)為中國(guó)的勞動(dòng)生產(chǎn)率為“結(jié)構(gòu)紅利”，而資本生產(chǎn)率為“結(jié)構(gòu)負(fù)利”。在區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中，工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)由于其重要的地位而被廣泛關(guān)注，同時(shí)工業(yè)是最先向新常態(tài)過(guò)渡的領(lǐng)域[4]。學(xué)者們實(shí)證考察了中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的驅(qū)動(dòng)因素，耿修林[5]從固定資產(chǎn)投資、吳瑾[6]從就業(yè)結(jié)構(gòu)、黃慶波和范厚明[7]從國(guó)際貿(mào)易、陳棟[8]從自主創(chuàng)新、周艷梅[9]從外商直接投資等角度，分別研究了影響工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵因素，限于數(shù)據(jù)的可得性和收集的復(fù)雜性，這些研究更多關(guān)注了國(guó)家層面要素投入及結(jié)構(gòu)、要素替代等對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用。全球金融危機(jī)特別是2012年中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)后，適應(yīng)新常態(tài)諸如體制、機(jī)制、環(huán)境、具體資源等對(duì)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的研究增多，但多數(shù)研究仍基于國(guó)家整體層面或是東部、中部、西部及省域[10]。如張紅霞[11]研究了2000—2013年山東省投入結(jié)構(gòu)、產(chǎn)出彈性對(duì)山東省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。在眾多文獻(xiàn)中，基于地市級(jí)層面研究全省整體產(chǎn)業(yè)要素配置與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的文獻(xiàn)則相對(duì)不足。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)離不開(kāi)區(qū)域產(chǎn)業(yè)內(nèi)要素的合理配置，但過(guò)多關(guān)注區(qū)域產(chǎn)業(yè)內(nèi)要素配置對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響顯然存在一定的局限性，中國(guó)各區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)本身存在著較為顯著的差異性[12]。因此，整體要素配置對(duì)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響研究應(yīng)得到關(guān)注，特別是基于多種要素的整體性配置對(duì)區(qū)域工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的研究更值得關(guān)注且具有現(xiàn)實(shí)意義。由于面板數(shù)據(jù)相比時(shí)間序列或截面數(shù)據(jù)在分析研究中具有一定的優(yōu)勢(shì)，本研究基于2004—2015年間河南省轄市面板數(shù)據(jù)，建立面板數(shù)據(jù)模型，分析各地市工業(yè)內(nèi)和一二三產(chǎn)業(yè)間投資、勞動(dòng)力要素配置對(duì)河南區(qū)域工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，以期為推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)研究和經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供參考和借鑒。

1 模型設(shè)定

鑒于生產(chǎn)函數(shù)在經(jīng)濟(jì)分析中的廣泛運(yùn)用[13]，本研究在分析勞動(dòng)力、投資投入與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系時(shí)，采用比較有代表性的Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，其表達(dá)式為：

(1)

式(1)中：Yt為經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出；A為技術(shù)進(jìn)步；Lt為勞動(dòng)力投入；Kt為資本投入；α為平均資本產(chǎn)出份額；β為平均勞動(dòng)力產(chǎn)出份額；eλt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。根據(jù)SOLOW提出的“索羅殘差法”，在中性技術(shù)和規(guī)模不變假設(shè)下，全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率為[14]：

(2)

為估算出平均勞動(dòng)力產(chǎn)出份額和平均資本產(chǎn)出份額，對(duì)(2)式兩邊取對(duì)數(shù)得：

ln(At)=ln(Yt)-αln(Kt)-βln(Lt)-λt

(3)

依據(jù)(3)式，可以確定本研究所需要的面板數(shù)據(jù)模型為：

GDPjt=cjt+αijtLijt+βijtKijt+εjt

(4)

式(4)中：GDPjt表示河南省省轄市工業(yè)增加值；cijt為截距項(xiàng)；L表示河南省省轄市勞動(dòng)力變量；K表示河南省省轄市投資變量；α為河南省省轄市投資彈性系數(shù)；β為勞動(dòng)力彈性系數(shù)；i表示河南省省轄市第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)；j表示河南省的18個(gè)地市；t表示年份。

本研究采用河南省省轄市工業(yè)增加值、從業(yè)人員數(shù)、全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額分別表示工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、勞動(dòng)力投入、資本投入等各個(gè)變量。在數(shù)據(jù)選取上，選用2004—2015年河南省省轄市的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源為2004—2015年間《河南統(tǒng)計(jì)年鑒》。為使各年數(shù)據(jù)具有可比性，以2003年為基期，將河南省省轄市的工業(yè)增加值用2004—2015年間居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了逐年折算得到該變量的研究數(shù)據(jù)。將全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額用2004—2015年間投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了逐年平減，得到研究所使用的數(shù)據(jù)。

在上述數(shù)據(jù)處理的基礎(chǔ)上，為了消除時(shí)間趨勢(shì)和數(shù)據(jù)單位對(duì)計(jì)量的影響，對(duì)各變量取對(duì)數(shù)，并用GDP表示河南省轄市第二產(chǎn)業(yè)增加值折算后數(shù)值的對(duì)數(shù)值，用L1，L2，L3分別表示河南省省轄市第一、第二、第三從業(yè)人員數(shù)的對(duì)數(shù)值，用K1，K2，K3分別表示河南省省轄市第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額折算后數(shù)值的對(duì)數(shù)值。

2 要素配置與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

為更好地揭示省轄市投資、勞動(dòng)力等要素配置對(duì)河南省工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，在產(chǎn)業(yè)內(nèi)，研究了工業(yè)勞動(dòng)力、資本要素配置對(duì)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響關(guān)系；在產(chǎn)業(yè)間綜合考慮了省轄市總體要素(主要包括第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)力、投資等)對(duì)區(qū)域工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用。

2.1 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)

為防止偽回歸，在建立面板數(shù)據(jù)模型前，首先需對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。經(jīng)對(duì)各變量一階差分后采用含截距和趨勢(shì)項(xiàng)檢驗(yàn)，各變量LLC檢驗(yàn)、Breitung 檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、ADF-Fisher卡方檢驗(yàn)、PP-Fisher卡方檢驗(yàn)均顯著拒絕存在單位根的原假設(shè)，各變量不存在單位根。因此，一階差分后，GDP，L1，L2，L3，K1，K2，K3變量為平穩(wěn)變量，面板數(shù)據(jù)變量為一階單整(I1)。

2.2 產(chǎn)業(yè)內(nèi)勞動(dòng)力、投資與工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

與上述文獻(xiàn)分析方法一致，根據(jù)模型(4)，首先建立GDP與變量L2，K2面板數(shù)據(jù)回歸模型，來(lái)考察工業(yè)產(chǎn)業(yè)內(nèi)勞動(dòng)力、投資要素配置對(duì)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。

由單位根檢驗(yàn)可知，GDP，L2，K2為一階單整(I1)，對(duì)GDP，L2，K2進(jìn)行KAO協(xié)整檢驗(yàn)，ADF對(duì)應(yīng)的P值為0.00，小于0.05，拒絕原假設(shè)，說(shuō)明變量之間存在協(xié)整關(guān)系，可以建立GDP與變量L2，K2回歸模型。因此，首先建立固定效應(yīng)模型，然后對(duì)該模型進(jìn)行固定效應(yīng)的冗余變量似然比檢驗(yàn)(Redundant Fixed Effects Tests-Likelihood Ratio)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示：F統(tǒng)計(jì)量值為38.39，其概率P值為0.000；卡方檢驗(yàn)值為316.53，P值為0.000，因此與固定效應(yīng)變截距模型相比，混合回歸模型是無(wú)效的，所以拒絕原假設(shè)，則應(yīng)采用固定效應(yīng)回歸模型。

其次，建立GDP與變量L2，K2的隨機(jī)效應(yīng)回歸模型，然后對(duì)該模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果為：Hausman統(tǒng)計(jì)量的值是29.06，P值是0.000，檢驗(yàn)結(jié)果拒絕原假設(shè)，面板數(shù)據(jù)模型應(yīng)該建立個(gè)體固定效應(yīng)模型。

因截面數(shù)(18)大于時(shí)間序列數(shù)(12)，為消除截面存在的截面異方差，因此采用EGLS(Cross-section weights)回歸，個(gè)體固定效應(yīng)模型結(jié)果為：

GDPjt=1.537+0.548L2jt+0.408K2jt

(5)

(5.74) (6.50) (20.70)

式(5)中，截距項(xiàng)c和L2jt、K2jt變量的彈性系數(shù)顯著性通過(guò)0.01顯著性檢驗(yàn)。模型的R平方值為0.978，調(diào)整R平方值為0.976，F(xiàn)值為462.53，P值為0.000，說(shuō)明模型擬合較好。經(jīng)對(duì)該模型殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，殘差序列平穩(wěn)。

式(5)中的勞動(dòng)力系數(shù)彈性值和投資彈性系數(shù)值分別為0.548、0.408，折算后河南省省轄市工業(yè)經(jīng)濟(jì)勞動(dòng)力和投資彈性系數(shù)分別為0.573、0.427，根據(jù)公式(3)，可計(jì)算出2004—2015年河南省轄市全要素生產(chǎn)率，見(jiàn)表1。

表1 2004—2015年河南省省轄市工業(yè)全要素生產(chǎn)率Table 1 Total industrial factors’ productivities in Henan regional cities from 2004 to 2015

全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)源于技術(shù)進(jìn)步、資源配置、體質(zhì)機(jī)制、外部因素等扣除勞動(dòng)力、資本投入貢獻(xiàn)之外的所有因素。表1反映了河南2004—2015年間省轄市工業(yè)全要素生產(chǎn)率變動(dòng)狀況，總算術(shù)平均值為3.96。由表1可以看出，河南工業(yè)全要素生產(chǎn)率總體呈穩(wěn)步增長(zhǎng)趨勢(shì)，其主要原因得益于河南工業(yè)技術(shù)進(jìn)步的影響，理由是河南地處內(nèi)陸地區(qū)，經(jīng)濟(jì)政策相對(duì)穩(wěn)定，對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的影響較?。辉谕獠恳蛩胤矫?，河南對(duì)外開(kāi)放度較低，使得外部因素短期對(duì)河南全要素生產(chǎn)率的影響力較小，2008年金融危機(jī)之后河南省全要素生產(chǎn)率非但沒(méi)有下降而且在2011年達(dá)到歷史高點(diǎn)5.41，而隨后呈緩慢下降趨勢(shì)。因此，綜合上述因素來(lái)看，河南省工業(yè)技術(shù)進(jìn)步是影響河南省工業(yè)全要素生產(chǎn)率的主要原因。

從表1可以看出，河南省工業(yè)全要素生產(chǎn)率存在地區(qū)差異性，省會(huì)及基礎(chǔ)較好的地市工業(yè)發(fā)展好于其他地市，如鄭州、濟(jì)源、三門(mén)峽、洛陽(yáng)，河南省工業(yè)全要素生產(chǎn)率相對(duì)較差的地市為駐馬店、周口、商丘。

2.3 產(chǎn)業(yè)間勞動(dòng)力、投資與區(qū)域工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

在上述研究的基礎(chǔ)上，為揭示產(chǎn)業(yè)間勞動(dòng)力、投資與區(qū)域工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，在上述單位根檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，對(duì)GDP，L1，L2，L3，K1，K2，K3變量間進(jìn)行KAO協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)表明ADF的t值為-5.08，P值為0.00，拒絕不存在變量間不存在協(xié)整關(guān)系假設(shè)，即變量間存在協(xié)整關(guān)系。根據(jù)式(4)，與式(5)同理，經(jīng)檢驗(yàn)后應(yīng)建立個(gè)體固定效應(yīng)回歸模型。為消除截面異方差，采用EGLS方法回歸，結(jié)果為：

GDPjt=5.40-0.56L1jt+0.23L2jt-0.04L3jt+

(6.85)(-5.30)(2.70) (-0.53)

0.04K1jt+0.26K2jt+0.21K3jt+μi,t

(6)

(3.05)(12.25) (8.11)

式(6)中，除L3jt的系數(shù)顯著性未通過(guò)外，截距項(xiàng)和其余變量系數(shù)的統(tǒng)計(jì)量均通過(guò)0.01顯著性檢驗(yàn)。模型的R平方值為0.988，調(diào)整后的R平方值為0.986，F(xiàn)值為668.88，P值為0.000，說(shuō)明模型擬合較好。DW值為1.04。經(jīng)對(duì)該模型的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，ADF檢驗(yàn)值為111.67，P值為0.00，通過(guò)檢驗(yàn)，殘差序列平穩(wěn)。

與式(5)不同，式(6)增加了相應(yīng)變量，考察了資本、勞動(dòng)力在河南省轄市產(chǎn)業(yè)間配置時(shí)對(duì)其工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，整體看投資的彈性系數(shù)均為正，而第一、第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力系數(shù)為負(fù)。

式(6)反映了產(chǎn)業(yè)間要素配置上的變化，從要素系數(shù)的絕對(duì)值對(duì)比看，第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力系數(shù)的絕對(duì)值(0.56)相對(duì)較大，即對(duì)工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響也較大，說(shuō)明當(dāng)前在河南省省轄市工業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)中如何有效實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)間要素優(yōu)化配置，特別是實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)向第二產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移是河南省省轄市工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中需要解決的重要問(wèn)題。式(6)反映了在2004—2015年間河南省省轄市第一產(chǎn)業(yè)存在勞動(dòng)力過(guò)剩問(wèn)題，與任方軍[15]前期研究的結(jié)果相一致。在投資方面，第三產(chǎn)業(yè)投資彈性系數(shù)為0.21，雖然小于第二產(chǎn)業(yè)投資對(duì)河南省工業(yè)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，但也是影響河南省工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素之一。

式(6)的截距項(xiàng)的值為5.40，反映了科技進(jìn)步對(duì)推動(dòng)河南工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用，說(shuō)明科技進(jìn)步在推動(dòng)河南省工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中具有重要作用。在綜合計(jì)算省轄市個(gè)體固體效應(yīng)值與截距項(xiàng)之和后，可得到河南省省轄市科技進(jìn)步彈性系數(shù)，見(jiàn)表2。

表2 河南省省轄市科技進(jìn)步彈性系數(shù)表Table 2 Elasticity coefficient of scientific and technological progress in Henan regional cities

3 新常態(tài)下要素配置與河南工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響

新常態(tài)是當(dāng)前經(jīng)濟(jì)的一個(gè)普遍特點(diǎn)，在式(6)的基礎(chǔ)上，本研究加入控制變量并建立誤差修正模型以揭示新常態(tài)下要素配置對(duì)河南省工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期影響。

由式(6)殘差檢驗(yàn)可知?dú)埐钚蛄衅椒€(wěn)，說(shuō)明GDP與變量L1，L2，L3，K1，K2，K3存在協(xié)整的關(guān)系。令ξt=GDPjt-5.40+0.56L1jt-0.23L2jt+0.04L3jt-0.04K1jt-0.26K2jt-0.21K3jt-μi,t代表誤差修正項(xiàng)，建立誤差修正模型。為考查新常態(tài)下河南工業(yè)所受到的影響程度，誤差修正模型加入了控制變量γ，把2012年之前的γ值設(shè)定為0，2012年以后的值為該地區(qū)年度工業(yè)增加值。經(jīng)采用EGLS方法回歸，其結(jié)果為：

ΔGDPjt=0.12-0.16ΔL1jt+0.11ΔL2jt-

(12.82)(-2.4) (2.21)

0.06ΔL3jt+0.01ΔK1jt+0.11ΔK2jt+0.06ΔK3jt-

(-1.38) (1.10) (4.81) (2.60)

0.013γjt-0.14ξj,t-1+μj,t

(7)

(-3.02)(-10.99)

式(7)中，除L3，K1不顯著外，其余變量均通過(guò)0.05顯著性檢驗(yàn)。模型R方值為0.692，調(diào)整R方值為0.648，F(xiàn)值為15.48，P值為0.000，說(shuō)明模型擬合較好。DW值為1.83，接近2，模型不存在自相關(guān)。經(jīng)對(duì)式(7)的殘差進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，殘差序列平穩(wěn)。

與式(6)反映長(zhǎng)期河南省工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不同，式(7)反映了河南省工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期結(jié)果。在式(7)中，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.14，表明當(dāng)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將會(huì)以-0.14的調(diào)整作用下向均衡解反向進(jìn)行修正。

4 結(jié)論和啟示

1)科技進(jìn)步在河南省工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中發(fā)揮重要作用。上述研究結(jié)果表明，省轄市科技進(jìn)步彈性系數(shù)為正，且遠(yuǎn)大于其他要素彈性系數(shù)的絕對(duì)值，說(shuō)明科技進(jìn)步對(duì)河南省省轄市工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要作用。同時(shí)科技進(jìn)步在省轄市間存在一定差異，其中，南陽(yáng)、鄭州、洛陽(yáng)等地市的科技進(jìn)步對(duì)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用優(yōu)于其他省轄市。

值得注意的是，表1與表2結(jié)果有較大差異的地市為濟(jì)源、三門(mén)峽，產(chǎn)業(yè)內(nèi)要素配置的實(shí)證表明其在科技進(jìn)步效率方面較好，而產(chǎn)業(yè)間要素配置的實(shí)證結(jié)果則有一定差異。

2)勞動(dòng)力、投資推動(dòng)了工業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，但河南省勞動(dòng)力投入效用大于投資效用。式(5)、(6)反映了要素配置對(duì)河南省省轄市工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用。模型中勞動(dòng)力、投資的彈性系數(shù)均顯著且不為零，說(shuō)明勞動(dòng)力、投資對(duì)河南工業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)有積極的影響作用。

式(5)、(6)中河南省省轄市勞動(dòng)力彈性系數(shù)絕對(duì)值之和大于投資的彈性系數(shù)絕對(duì)值之和，即勞動(dòng)力投入效用大于投資效用，這與一些學(xué)者關(guān)于全國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的投資效用大于勞動(dòng)力效用的結(jié)論不同，是河南省工業(yè)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)反映。其主要原因在于，河南省勞動(dòng)力密集型工業(yè)企業(yè)較多，省轄市工業(yè)化水平較低，河南工業(yè)效率、工業(yè)化水平有待于進(jìn)一步提高；其次，河南省勞動(dòng)力資源豐富，其中第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力長(zhǎng)期嚴(yán)重過(guò)剩。

3)要素合理優(yōu)化配置仍將有很大提升空間。式(7)、式(6)各變量系數(shù)值的方向一致，其中，一、三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力彈性系數(shù)值均為負(fù)值，說(shuō)明河南工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)一、三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力有擠出效應(yīng)。其主要原因是，第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力的勞動(dòng)收益大于第一產(chǎn)業(yè)，當(dāng)勞動(dòng)力第一產(chǎn)業(yè)流入第二產(chǎn)業(yè)后就會(huì)促進(jìn)當(dāng)?shù)毓I(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)；而第三產(chǎn)業(yè)的勞動(dòng)力流入增多則會(huì)減少第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)勞動(dòng)力的流入，進(jìn)而影響區(qū)域工業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。從長(zhǎng)期均衡式(6)可以看出第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力彈性系數(shù)為-0.56，說(shuō)明在其他因素不變的條件下，長(zhǎng)期下第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力每減少1%，河南省工業(yè)經(jīng)濟(jì)將增長(zhǎng)0.56%，即當(dāng)前河南第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力存在過(guò)剩問(wèn)題，有待于向第二、三產(chǎn)業(yè)進(jìn)行合理轉(zhuǎn)移。

在投資方面，式(6)、式(7)的一、二、三產(chǎn)業(yè)投資系數(shù)均為正值，說(shuō)明投資對(duì)河南工業(yè)經(jīng)濟(jì)有正向促進(jìn)作用，即投資能有效拉動(dòng)河南工業(yè)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)；從投資系數(shù)對(duì)比來(lái)看，二產(chǎn)的投資系數(shù)大于三產(chǎn)，三產(chǎn)投資系數(shù)大于第一產(chǎn)業(yè)，它反映了2004—2015年間河南工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中資金在各產(chǎn)業(yè)的配置效率，也為未來(lái)資金配置及流向提供了科學(xué)依據(jù)和參考。

上述研究結(jié)果表明，隨著中國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的深入，勞動(dòng)力和資本配置效率在逐步提高，且逐步向更具競(jìng)爭(zhēng)力的產(chǎn)業(yè)和地區(qū)流動(dòng)。有效配置要素，促進(jìn)要素合理流動(dòng)和轉(zhuǎn)移特別是勞動(dòng)力在產(chǎn)業(yè)間的流動(dòng)和轉(zhuǎn)移將對(duì)河南省工業(yè)經(jīng)濟(jì)提高具有一定意義，即在一定區(qū)域內(nèi)要素合理優(yōu)化配置仍有很大提升空間。

4)新常態(tài)下，河南省省轄市工業(yè)經(jīng)濟(jì)短期面臨下行壓力。式(7)的γ系數(shù)值為0.013，說(shuō)明在其他條件不變的情況下，短期內(nèi)河南省省轄市工業(yè)經(jīng)濟(jì)增加值將比2012年前高速增長(zhǎng)時(shí)期總量減少0.013倍，這反映了在新常態(tài)下河南省省轄市工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受外部環(huán)境變化所造成的短期影響程度。因此，在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下，河南省省轄市工業(yè)經(jīng)濟(jì)短期內(nèi)面臨下行壓力。

綜上，應(yīng)對(duì)新常態(tài)，河南省省轄市應(yīng)注重發(fā)揮科技作用，優(yōu)化要素配置，增加投資力度，特別應(yīng)注重第一產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力向其他產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移，強(qiáng)化第二產(chǎn)業(yè)的投資力度，促進(jìn)河南工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

總之，在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下，河南應(yīng)立足供給側(cè)改革，加快要素由低級(jí)產(chǎn)業(yè)向高級(jí)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)移和流動(dòng)；增強(qiáng)區(qū)域吸引力和要素競(jìng)爭(zhēng)力，不斷增加要素投入規(guī)模；大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，提高第三產(chǎn)業(yè)質(zhì)量和水平，進(jìn)而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級(jí)，實(shí)現(xiàn)河南經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)。

著眼于未來(lái)河南省工業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，加快河南工業(yè)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)戰(zhàn)略性調(diào)整，提升河南省工業(yè)化水平，將是河南省經(jīng)濟(jì)發(fā)展面對(duì)經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下的長(zhǎng)期任務(wù)和迫切要求。在工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，河南省應(yīng)加快科技進(jìn)步，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)間勞動(dòng)力合理轉(zhuǎn)移，加大投資特別是對(duì)工業(yè)的投資力度，注重發(fā)揮區(qū)域產(chǎn)業(yè)間要素的整體配置，推動(dòng)河南省工業(yè)經(jīng)濟(jì)的健康、持續(xù)、快速發(fā)展。

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AnalysisofresourcesallocationimpactingonregionalindustrialeconomicgrowthinHenan

SHEN Qiong

(College of Business, Zhengzhou University, Zhengzhou 450001, China)

Based on the panel data of intra and inter industry investment, labor force allocation, and regional industrial economic growth in Henan cities in 2004—2015, using Cobb-Douglas production function, this study was to analyze the influences of various factors on the industrial economic growth, and evaluate the productivity of the total factors. The results showed that scientific and technological improvement played an important role in Henan industrial economic growth. Labor force and investment stimulated the growth of industrial economy, but the efficacy of input of labor force was greater than those of utility of investment. But the factor allocation were still able to optimized in certain areas. Under “the new normal” economy, industrial economic growth is still facing downward pressure in the short term. Some suggestions for Henan regional industrial economic development were proposed.

factors allocation; industrial economy; panel data

2017-05-12

河南省社會(huì)科學(xué)規(guī)劃決策咨詢項(xiàng)目(2016JC22)；鄭州市軟科學(xué)項(xiàng)目(172PRKXF446)

沈 瓊(1975-)，女，河南信陽(yáng)人，副教授，博士，主要從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究。

1000-2340(2017)06-0878-06

F427

A

馬紅春)