经济增长的贡献率篇1
关键词：C-D函数；物质资本贡献率；人力资本贡献率；回归分析；经济增长
经济学研究表明，经济增长不仅依靠物质资本的投入，还依懒于人力资本，并受到技术进步以及政策、体制机制等多种外部因素的影响。伴随着知识经济的到来和经济全球一体化的竞争，世界经济体系发生了巨大变化，经济增长的动力机制转变、各国竞争战略重点转移、科学技术突飞猛进等。进入21世纪以后，经济全球化影响越来越显著，而人力特别是人才资本已成为知识经济时代经济增长的真正源泉，这一观念使人才的重要性上升到前所未有的高度，已成为越来越多人的共识。
本文试图以金华地区为例，通过经济增长理论和计量经济学模型来分析专业技术人员在经济发展中的现状，并在论述金华经济技术发展优势和存在的主要问题基础上，提出促进地方经济发展的若干对策，以期对金华助推赶超发展有一定的现实意义。
一、模型的设定
物质资本投入和人力资本投入一直是经济增长的两大要素。本文将在柯布—道格拉斯生产函数的基础上，借鉴丹尼森和麦迪逊的人力资本投资对经济增长贡献测算方法，构建人力资本投入的生产函数计算金华（1991～2011年）人力资本对经济增长的贡献率，并将结果与同省城市进行比较分析。在目前，估计人力资本对经济增长的贡献的一种主要方法是投资收益分析法。投资收益分析法通过测算教育投入的产出弹性来度量教育对经济增长的贡献，主要有以下三种回归分析：简单的回归分析、基于CD生产函数的分析、基于菲德模型的回归分析。本文采用教育投资收益方法进行基于CD生产函数的实证分析。
柯布-道格拉斯生产函数最初是美国数学家柯布（C.w.Cobb）和经济学家道格拉斯（p.H.Douglas）共同探讨投入和产出的关系时创造的生产函数，是在生产函数的一般形式上作了改进，引入了技术资源这一因素，认为在技术经济条件不变的情况下，产出与投入的劳动力及资本的关系可以表示为：
在柯布-道格拉斯生产函数中，我们把劳动力分为人才与基础人力，人才包括高，中，初级专门人员，其它的则归为基础人力的范畴。故相应的C-D生产函数应为：
式中Y是工业总产值，at是综合技术水平，L是投入的劳动力数（单位是万人或人），K是投入的物质资本，等于固定资产与流动资产的总和（单位是万元），是基础人力资本，H1是人才资本存量，α、β、γ分别是资本、基础人力和人才对产出的弹性。
为了能够利用样本数据对该生产函数进行回归分析，本模型采用Kementa的直接估计方法，得到线性回归方程，并推算出物质资本和人力资本对经济增长的贡献率（其中人力资本的贡献率包括人力资本数量的贡献率以及人力资本质量的贡献率）。具体步骤如下：（1）对上式两边取自然对数，得：LnY=Lna+αLnK+βLnH1+γLnH2。（2）利用样本数据，通过线性回归法，估算出相应的系数α、β、γ及常数项Lna。（3）根据以下公式计算出各要素贡献率及综合要素贡献率。要素贡献率=要素增长率×要素的产出弹性/GDp增长率。
综合要素生产率=100-ε各要素贡献率
二、变量及数据的选取
确定了研究模型及分析方法后，就涉及到指标的选择及数据处理问题。本研究主要涉及四项指标：产出、资本存量、人才资本存量，基础人力资本存量。
1）产出（经济增长）。对于产出的度量，本文使用按1991年可比价格指数计算的金华GDp进行计量。GDp数据不仅易于获得，并且可以反映地区的经济规模，因此国内相关研究通常都选取这一指标。金华1991-2011年的GDp数据可以通过2012年《金华统计年鉴》获得，其中2012年《金华统计年鉴》提供了2011年及之前的历史数据。物质资本存量。物质资本包括固定资本和流动资本。对于固定资本，用1991年不变价格表示的固定资本形成存量净额度量；对于流动资本，用以1991年不变价格计算的存货增加衡量；固定资本形成存量净额与存货增加的和即为物质资本存量。在我国，物质资本存量没有现成的时序数据，只能根据相关指标进行估算。最常用的估算方法是Goldsmith（1951）提出的永续盘存法。利用该方法，选取某一存量数据较为完整的年份为基础，根据各期的新增投资和各类资产的折旧率向前或者向后递推得到整个考察期的资本存量。本文通过估算用1991年前金华市资产原价作基期物质资本存量。固定资本投资采用1991-2011年金华市全社会固定资产投资数据。为剔除历年价格变动对投资数据的影响，使用以1991年为基期的定基价格指数对固定资产投资数据进行缩减处理，其计算公式为：当年价计固定资产投资÷以1991年为基期的定基价格指数=缩减后的固定资产投资。由于我国有关流动资本的来源和使用范围极不规范，统计口径也不一致，因此无法得到完整的统计资料，本文用存货增加来刻画流动资产。一般来说，存货增加值约为当年固定资产投资额的1/3（李京文、钟学义，1998），本模型则用当年固定资产投资净值的1/3作为当年存货的增加值。①1991—2011年各年固定资本存量总额的计算公式：KC（t）=KC（t-1）（1-R）+i（t）。其中，KC（t）和KC（t-1）为当年和上一年的固定资本存量，i（t）为当年的固定资产投资额，R为折旧率。②1991-2011年各年存货增加值的计算公式为：KV（t）=i
（t）/3。其中，KV（t）和i（t）为当年的存货增加值和固定资产投资额。③1978）2000年各年资本存量的计算公式为：K（t）=KC（t）+KV（t）。其中，K（t）、KC（t）和KV（t）为当年的资本存量、固定资本存量和存货增加值。④折旧率使用10%。⑤初始资本存量：本文采用Reinsdorf等人（2005）使用的方法，即利用若干年的数据，通过指标间的关系式来估算、推导得到公式K0=i0（1+g）/（g+d），i0是基期投资额，g是1991-2011当年价投资平均增长率，d为折旧率，由公式可得基期资本存量初值。⑥由于在金华统计年鉴中没有固定资产指数，我们采用全国固定资产价格指数（也有采用消费者价格指数代替的），各项数据来源于2012年《金华统计年鉴》。2）基础人力资本存量。本文人力资本存量的测度采用加权人均受教育年限法。测算人力资本指标通常采用中国1990年人口普查和1995年1%的人口抽样调查，可计算相应年的人均受教育年限，对于中间年份的人均受教育年限则根据已知年限做线性插值处理。关于受教育程度的分类：文盲，小学，初中，高中，大学专科及以上，各层次的受教育年限为零年、六年、九年、十二年、十六年。即人力资本存量H=小学文化就业人数×6+初中文化就业人数×9+高中文化人口×12+大学专科及以上文化人口×16。出于现有数据基础和数据可靠性的考虑，本文采用经济活动人员数减人才数作为计算金华的基础人力人数，用浙江的历年劳动力人均受教育年限作为权数，二者相乘得基础人力资本存量。劳动力人口用金华城乡经济活动人口替代。3）人才资本存量。“专门人才”一般是指“具有中专以上学历”的从业人员，即具有中专、高中、大学专科、大学本科及以上学历的从业人员。本文根据研究目的将人才定义为统计年鉴中的专业人员，包括高级专业人员，中级专业人员，初级专业人员，它们是实际意义上的人才，而把劳动力之外的其它人员划分到基础人力。并采用人才资本的“永续盘存法”。钱雪亚倾向于利用累计成本法从投资角度计量人才资本存量，认为从投资角度计量人力资本存量符合商品价值计量的一般原则，且与物质资本存量核算具有一致性。而本文中只选取教育和工作年限两个变量的双变量的受教育年限法（孙旭，《基于受教育年限和年龄的人力资本存量的估算》），用固定的人力资本折旧率来估算人力资本存量，考虑到人才资本存量可用基础人力资本存量进行估算，故也可转化。
三、实证分析
1.计算结果。公式已经线性化，可以使用线性回归方法计算α，β和γ。使用金华市1990-2011年的工业增加值、投资存量、人才和基础人力资本数据，计算出对数时间序列数据，并应用eviews6统计分析软件进行线性回归分析，得到回归检验结果（见下表）：
Variable
（变量）Coefficient
（参数估计值）Std.error
（标准误差）t-Statistic
（t统计值）prob
（.概率）
C-9.8738538.785590-1.1238690.2767
LnK0.4933710.1071264.6055320.0003
LnH10.4948790.5401702.9161550.0214
LnH20.6374960.2622982.4304300.0264
R-squared（R2）0.992793
F-statistic（F统计量）780.5993
prob（F-statistic）（概率）0.000000
根据上表的参数估计结果，并经t检验，可以看出，LnK、LnH1、LnH2回归系数的t统计量的p值较小，说明具有显著性，综合因素影响力不明显。方程整体通过了F检验，且有较好的拟合优度（R2=0.993）。
将上表中的系数代入方程得到线性函数：
可以将金华市的柯布—道格拉斯生产函数写成
根据上述数据和各阶段各要素增长率计算各生产要素对经济增长的贡献率，结果见表1和表2：
表11991—2011年金华GDp、固定资本、人才资本及其平均增长率和
贡献率%
时间区间GDp增长率物质资本存量增长率基础人力资本存量增长率人才资本存量增长率综合要素
1991—199620.3132.63.8493.006
1997--20018.53417.1753.9920.835
2002--200614.21117.793.3021.696
2007--201111.5027.3593.0141.435
20年总增长率1171.432828.40100.4541.19
20年均增长率13.55718.403.541.74
20年均贡献率10066.9412.918.1811.96
表2分阶段各要素贡献率%
年份物质资本基础人力资本人才资本高级中级初级综合要素
1991-199679.199.389.443.321.985.201.99
1997-200199.2923.156.245.323.53-2.61-28.68
2002-200661.7611.507.614.111.3262.1419.13
2007-201131.5712.977.955.050.82.1047.51
1991-201166.9412.918.184.441.9211.8311.96
2.回归结果分析。根据上表1.2显示的结果分析可以看出：
（1）从整个经济期来考察，1991—2011年间，金华物质资本对GDp的平均贡献率达66.94%，而人才和基础人力的贡献率较小，显然金华经济社会发展总体上以物质资本集中并持续投入为主，是物质资本主导型的发展。但在各时期，物质资本增长率呈现明显下降趋势，人力资本增长率基本平稳，人才资本增长率稳中有升，对GDp的贡献率亦基本如此，说明物质资本对GDp的贡献率相对于计量初期，作用在减弱，人才作用在逐步增强。一个有意思的现象是：1991—1996年间，人才资本对经济增长的贡献率9.44%明显高于以后历年，这与邓小平南巡讲话后大批人才走出机关，流向市场有关；而1997—2001年间是金华经济开发力度较大的几年，因此，物质资本和基础人力资本对经济增长的贡献率最高，分别达99.29%和23.15%。（2）从产出弹性分析：物质资本存量、基础人力资本存量、人才资本存量的产出弹性分别为0.493371、0.494879、0.637496，人才资本存量的产出弹性高于其它两项，说明人才对经济增长的的贡献潜力要优于其它要素。但人才资本贡献率仅8.18%，远低于发达地区的20%水平，其根本原因在于人才资本积累大大落后于物质资本的积累。因此，今后经济的增长，人才必将起到一个核心作用。（3）本文还以杭州为例，计算了近10年的物质资本、基础人力资本、人才资本对GDp的贡献率（见表3）。很明显，杭州的人力及人才贡献率要优于金华地区，这也吻合了一些学者对浙江省的研究结果。将金华和杭州近10年的两组数据进行比较发现，杭州的综合要素贡献率较为稳定，而金华的综合要素贡献率极不稳定，说明金华的经济发展受到物质资本、人力资本以外的更多因素影响，如技术、政策等综合因素，并且这种因素变数较大，使地方经济发展可持续性减弱。
表3杭州市2002——2011年各要素贡献率
时间区间物质资本基础人力资本人才资本综合要素
2002-200651.79%19.37%15.07%13.77%
2007-201150.07%20.07%17.33%12.54%
四、对策和建议
本文通过运用C-D函数模型对金华地区物质资本、基础人力资本及人才资本对GDp的贡献率分析，验证了经济增长理论的原理和观点。发现随着整体经济增长方式的转变，人才资本在经济增长中的直接贡献不断增强，而技术投入、政策制度性等因素，均对人力资本的发挥起着不可忽视的影响，这也为人才政策、投资政策以及制度设计提供了参考。（一）重视建立各要素投入之间相对稳定的匹配关系。建立起一种各要素匹配并稳定的构建体系需从多方面着手，做好并完善制度的系统性规划设计。从金华和杭州近10年的各要素贡献率对比中看出，稳定的政策体系有利于经济的可持续发展，需避免因政策同质化倾向和不连续性使其优惠功能减弱，甚至因与其它制度的不匹配而失效。由此可见，资本和人才的引进必须以市场为导向，以企业为主体，政府需要制订可持续发展政策和完善的配套服务体系，以合理的投入要素配比，实现最优生产要素配置，努力在更高层次的平台上建立起新的平衡。（二）进一步培育竞争性的市场机制。政府除制订积极的政策帮助企业凝聚人才吸纳人才以外，还应练好内功，营造更为开放有序的市场环境，以吸引更多的外部人才，同时也促使更多优秀的人才流向企业，并使这些人才在更为平等竞争、公正民主的政治环境中自主择业，自由流动和发展。（三）重视人才的资本积累。目前物质资本主导的高投入、高污染的增长方式，很大程度上是与人力资本增长不足有关。因此平衡两者关系，既重视招商引资，更重视人才资本的积累.如制定政策积极招才引智，鼓励地方外流人才回归、吸引外地及海外人才来创业投资，同时还要加强本土人才的培养，努力营造尊才重才的人文环境，增强吸引人才的城市软实力。（四）产业结构调整必须符合金华的发展实际。任何一个产业都是由一个长长的产业链构成的，能够真正占据产业链技术高端的才是技术升级的关键。因此，要用全球化眼光，制订政策，既重视高新技术的引进，也要重视原有企业的转型升级，促使企业内生性地追求技术领先地位。
参考文献：
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经济增长的贡献率篇2
关键词：人口控制；人口素质提高；经济增长；系统动力学；扩展生产函数模型
中图分类号：F224文献标识码：a文章编号：1008-2670（2014）03-0023-10
基金项目：国家人口计生委研究课题“提高人口素质对我国经济发展贡献率的定量研究”（201006）；济南市第六次人口普查研究课题“济南市人口与经济社会协调发展研究”（201203）；青岛市人口计生委研究课题“青岛市人口与经济社会发展关系研究”（201103）。
作者简介：李新运，男，山东菏泽人，山东财经大学管理科学与工程学院教授，博士生导师，研究方向：管理决策理论与方法；马俏俏，女，山东临沂人，山东财经大学管理科学与工程学院，研究方向：区域经济；吴学锰，男，山东滨州人，山东财经大学管理科学与工程学院，研究方向：产业经济；史纪慧，女，山东临沂人，山东财经大学管理科学与工程学院，研究方向：计量经济。
一、问题的提出
区域人口发展的主要任务包括人口数量的控制和人口素质的提高，这两个方面都会对区域经济发展产生明显的影响。改革开放30多年来，我国人口自然增长率从1978年的12‰下降到2012年的4.95‰，大专及以上文化人口比重由1982年的6.15‰增长到2010年的89.30‰，而同期国内生产总值增长了23倍。一方面，人口增长的有效控制缓解了人口过多对经济、社会、资源、环境等所造成的压力，促进了国民经济的快速发展；另一方面，人口素质的提高推动了科学技术的进步，提高了劳动生产效率，为经济的发展提供了智力支持。但是人口增长率的下降对经济增长究竟产生了多大的影响？人口素质的提高对经济发展的贡献率究竟有多大？目前对这两个问题少有深入的研究，还未引起足够的重视。因此定量测算区域人口控制和人口素质提高对经济增长的贡献率，具有重大的理论意义和现实意义。
人口发展与经济增长之间的关系一直是人口经济学家研究的焦点，本文根据所分析问题的特点，对相关研究进行归纳，总结为三个方面：①人口与经济发展之间互动关系的研究。Bloom等[1]研究了世界范围内人口变化与经济发展之间的关系，并讨论了年龄结构的变化对各项政策和经济增长的影响；张广海等[2]运用区域重心和地理集中指数等方法，对山东半岛蓝色经济区2000-2010年的人口和GDp数据进行分析，得出经济区人口与经济的耦合特征，并通过不一致指数对经济区发展类型进行划分；李新运等[3]通过构建经济社会发展人口承载力指标体系，对山东省经济社会发展的综合人口承载力进行估算，并对人口承载力的盈余情况进行分析；郑萌萌[4]突破人口老龄化负面影响的惯性思维，分析了我国未来劳动力变化趋势对经济转型的推动作用，合理预计了我国未来劳动力的发展趋势。②人口控制对经济增长的贡献率研究。李建民等[5]运用经济计量方法，建立了人口―经济运行动态模型，从人口作为消费者影响资本积累和作为劳动者影响生产两方面入手，研究了中国人口生育率下降对经济增长的贡献率；此后周德禄等[6]又运用类似的方法，模拟得出人口控制条件下山东省宏观经济可能的发展状况，然后将模拟结果与实际数据相比较，判定了人口控制对山东省经济增长的贡献率。③人口素质提高对经济增长的贡献率研究。蔡增正[7]将教育的全部作用与外溢作用模型化，然后分别估计它们对经济增长的贡献，研究表明教育对经济增长的贡献大而具实质性；刘林等[8]采用丹尼森和麦迪逊的算法，计算了中国1982-1990年间高等教育对经济增长率的贡献，发现中国的高等教育贡献率非常低；蔡p[9]从人口红利的角度讨论了人口因素对经济社会发展的贡献。
从已有研究看出：①有关人口与经济发展之间互动关系的研究起步较早，近年来不少学者对二者的关联关系、因果关系、数量关系等进行了各种实证分析，而有关人口控制和人口素质提高对经济增长贡献率的研究则相对较少；②通过建立联立方程组模型来研究人口控制对经济增长的贡献率可以表示出互动关系，但主要分析的是变量之间的结构关系，在动态模拟方面明显不足；③对人口素质和经济发展水平的测度往往集中在人力资本对经济增长的贡献率测度，关于人口素质综合指数对经济发展贡献率的研究则相对较少。
为了定量测算区域人口控制和人口素质提高对经济增长的贡献率，在已有研究的基础上，本文分别提出了基于系统动力学模型的人口控制对经济增长的贡献率测算模型和采用扩展生产函数模型测算人口素质提高对经济增长的贡献率测算模型，并以济南市为例进行实证研究，分别测算1978-1990，1978-2000、1978-2011三个时间段内，济南市人口控制和人口素质提高对经济增长的贡献率，验证测算方法的可行性。
二、研究方法
系统动力学作为主要进行仿真预测的分析方法可以很好的模拟不实行人口控制政策时的人口和经济发展状况，通过把模拟结果与实际的区域经济增长状况相比较，推导出区域人口控制对经济增长的贡献率；生产函数模型往往被用来定量分析和解释经济发展过程中各种生产要素的投入对经济增长的作用，本研究通过对各项人口素质指标加权求和求出人口素质综合指数，进而将其作为一个单独的因子带入生产函数模型，直观的测度人口素质提高对经济增长的贡献率。
（一）人口控制对经济增长的贡献率测算方法
1.人口―经济发展因果关系图
人口―经济发展系统动力学模型主要涉及到人口发展和经济发展两个子系统，虽然它们是不同领域的概念，各有其自身变化的客观规律，但是作为一个完整系统的组成部分，各子系统及其内部众多变量之间连锁互动，具有复杂的因果关系。系统动力学认为系统可以抽象成具有多重反馈回路的机制，因果关系图正是表示系统反馈结构的重要工具。
建立系统的因果关系图，关键在于分析系统中的要素，以及要素之间的关系。因为本课题主要是模拟在不实行计划生育政策下，即不控制人口数量时的经济发展情况，所以人口发展子系统中，主要选取了能够影响并反映人口数量变化的相关指标，如人口总量、出生率、死亡率以及机械增长率等。经济发展子系统中，人口数量控制的目的就是促进社会进步、经济又好又快的发展，目前大多以GDp来作为描述国家或地区经济发展综合水平的通用指标，同时在经济增长中，资本也是重要的经济要素，资本投入和积累决定着经济规模，因此在经济发展模块中主要选取GDp、人均消费支出、总消费、总投资、固定资产投资、固定资产存量以及GDp增长率等能够反映一个地区经济实力和经济发展潜力的变量。
人口―经济发展系统具有比较复杂的因果关系：首先，人口数量本身同时受人口机械增长率、出生率和死亡率的影响，人口控制主要通过控制总和生育率来降低出生率，从而达到控制人口数量的目的。其次，人口可以分别从两方面影响经济增长。一方面从人是消费者入手，人口数量增加会消耗更多的资源，从而使得消费增加，在地区生产总值一定的条件下，消费增加，投资就会减少，通过固定资产存量又会受到投资的制约，因此固定资产存量与人口数量呈反方向变化；另一方面从人是生产者入手，假设从业人员占总人口数量的比例不变，则从业人员数量随着人口数量的增加呈增长趋势，从业人员的增加又会促进经济的增长，所以从这个角度讲，地区生产总值与人口数量呈同方向变化。最后，经济发展子系统内部固定资产存量与地区生产总值之间也相互影响，相互制约。地区生产总值通过影响投资而影响固定资产存量，固定资产存量的增加也会促进地区生产总值的提高。
四、结论及分析
本文分别提出了基于系统模拟的区域人口控制对经济增长的贡献率测算方法和采用扩展生产函数模型计算人口素质提高对经济增长的贡献率的测算方法，并以济南市为例进行了实证研究，总体来讲，本研究的主要结论可以概括为以下两点：
1.研究方法是科学合理的，本文所提贡献率测算模型均是在查阅大量文献和相关书籍的基础上，经反复讨论确定的；以济南市为例所进行的实证研究结果符合济南市的实际发展状况，是比较合理的，这也验证了研究方法的科学性和适用性。
2.从济南市的实证研究结果可知，人口数量的控制和人口素质的提高对经济增长的促进作用是非常显著的，且随着时间的延长，贡献率呈增长的趋势。在现阶段我国拥有13亿多人口，资源环境压力巨大的国情下，需继续坚持计划生育基本国策，在控制人口数量的同时，关注人口文化素质、身体素质和道德素质的全面发展，以应对未来时代的挑战。
另外，本文的研究也存在一些局限性：人口―经济发展系统动力学模型中考虑的因素仍然不够全面，例如人口发展子系统中，在以后的研究中我们将进一步加入人口结构与人口分布等因素，经济的增长也会相应受到环境、资源、科技和教育的影响；相关参数设置时的一些前提条件在实际中也不一定像我们假设的那样乐观，对于这个问题还有待开展进一步研究。
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经济增长的贡献率篇3
关键词:高等教育广东经济增长率贡献
高等教育不仅对经济社会的发展有着直接的贡献，而且可以通过提高劳动者素质达到对经济增长的贡献。因此，测算广东省高等教育对经济增长的贡献率，对于处理好广东省高等教育发展与经济增长的关系具有重要的意义。
一、计算高等教育对经济增长贡献率的模型选择
在定量分析中，柯布—道格拉斯（C-D）生产函数是国内外众多估算方法的基础，本文也主要在柯布—道格拉斯（C-D）生产函数的基础上进一步细分教育投入和经济产出之间的函数关系。
柯布—道格拉斯（C-D）生产函数是由美国数学家柯布和经济学家道格拉斯根据历史统计资料，研究二十世纪处在研究美国制造业劳动和资本对产出的作用时得出一个生产函数，即著名的柯布—道格拉斯（C-D）生产函数：
Y=aKαLβ（1）
这个生产函数可以表述为:假设土地数量没有变化，导致经济增长的因素抽象为资本K、劳动L和技术进步率a，K、L可以相互替代，且能以可变的比例组合，又假设经济发展处于完全竞争的市场经济条件下，生产要素都以其边际产品作为报酬，规模报酬保持不变，那么在时间t范围内变化的中性技术进步的产出增长模型可以被构造为:Yt=atKtαLtβ（2）
其中，Yt是第t期经济产出量，用GDp表示；at为第t期技术水平，一般作为常数；Kt为第t期的物质资本存量；Lt为第t期人力资本存量；α是资本的产出弹性系数，β是劳动的产出弹性系数，而且α﹥0，β﹥0，α﹢β=1。
人力资本理论认为教育能提高劳动力的质量，也就等于使初始劳动力投入量成倍增加，因此可以将劳动投入量细化为初始劳动力L0与教育投入e的乘积，于是公式（1）就可以转化为：Yt=atKαt（L0tet）β(3)
这同时和新经济增长理论的代表人物卢卡斯（RoberteLucas）于1988年提出的内生经济增长模型Y=Kα（Hl）1-α的思想基本一致（《经济增长导论》，2002）对公式（3）两边取自然对数后再求时间t的全导数，然后再用差分方程近似代替微分方程得到方程：y=a+αk+βl0+βe（4）
其中，y表示一定时期内经济的年均增长率，a为社会技术进步的水平增长率，α表示产出的资本投入弹性，K为资本投入的年均增长率，β表示产出的劳动投入弹性，l0代表初始劳动投入的年均增长率，e代表教育投入的年均增长率。因此，估算教育对经济增长率的贡献可表示为：
Re=（ye/y）×100%=（βe/y）×100%(5)
公式(5)是目前国际广泛采用的计算教育对经济增长贡献率的模型，它表示教育这个要素投入所带来的那部分国民产值的增长率占国民产值总增长率的比率。在实际计算过程中，教育投入的年均增长率e也可以表示教育综合指数的年均增长率。在此基础上进一步求出广东高等教育对经济增长的贡献。
二、劳动的产出弹性系数β的测算
在本文的模型中，β的系数值对模型的影响较大。本文主要根据广东省2000~2009年的统计数据，采用时间序列回归分析的方法，在柯布—道格拉斯生产函数Yt=atKtαLtβ的基础上，通过两边取自然对数构造线形回归模型:lnYt=lnat+αlnKt+βlnLt，设α+β=1。为避免出现序列自相关和多重共线形问题，在上述生产函数的基础上，构造一阶差分方程：lnYt-lnYt-1=C0+α（lnKt－lnKt-1）+β（lnLt－lnLt-1）+θ，设α+β=1。这里θ为随机误差项，假设其均值为0，且自变量的一阶差分与随机误差项无关。
2000年固定资产投资价格指数（1978=1），实际投资额（1978价格），实际资本存量（1978年价格）来自张军、吴桂英、张吉鹏，中国省际物质资本存量估算：1952-2000，经济研究，2004年第10期，p42-43
2001-2008年的固定资产投资价格指数（1978=1），实际投资额（1978年价格），实际资本存量（1978年价格）：根据张军等（2004）采用的方法计算得出。
运用SpSS软件求出β的值，其中，Y表示广东省2000-2009年实际GDp，参见表1；K表示广东2000-2008年折旧后的资本存量，参见表2；L表示广东省2000-2009年从业人数，参见表3。
将广东省历年GDp对数的一阶差分lnYt-lnYt-1、实际资本存量对数的一阶差分lnKt－lnKt-1、从业人数对数的一阶差分lnLt－lnLt-1，代入一阶差分方程：lnYt-lnYt-1=C0+α（lnKt－lnKt-1）+β（lnLt－lnLt-1），运用SpSS软件进行回归分析。得到以下分析结果：
由以上回归结果可以看出，建立的广东省劳动投入的柯布—道格拉斯生产函数的回归模型是成立的。从回归结果得到广东省的的劳动的投入弹性β为0.636。
三、计算广东教育投入的年均增长率e和高等教育的年均增长率eh
第1步，分别计算2000年、2008年广东从业人员的人均教育综合指数
(一)用教育综合指数代表由于教育程度的提高而带来的劳动投入量，需要确定劳动简化率
关于劳动简化率的确定是个复杂的问题，目前主要有三种方法：西方的丹尼森和麦迪逊的“工资收入法”（又称“丹尼森系数法”）、前苏联的“复杂劳动简化法”（又称“劳动质量修正法”）以及中国学者的“修正的劳动简化法”。各种方法测算的结果差距比较大，仅中国学者在采用修正的额劳动简化法时就计算出四种（分别根据工资法、教育年限法、工作年总课时数法和劳动生产率法）等不同结果。
丹尼森“工资收入法”在中国使用时，学者们一般是部分地考虑中国的实际情况，采用不同文化程度劳动者的平均工资收入差别确定不同文化程度的劳动者的劳动生产率，然后与经验值相结合做不同程度的折算，得到的结果虽然有差别，但波动范围不大，崔玉平（1999）按三级（初等、中等和高等）得到劳动简化系数为：1、1.4、2；李洪天（2001）按四级（小学、初中、高中和大学）计算得到劳动简化率分别为：1、1.2、1.4和2；杭永宝（2007）按五级（小学、初中、高中、大专、本科以上高等教育）得到劳动简化系数为1、1.28、1.38、1.81、2.2。由于目前广东的研究生所占比例还比较小，可以把他们归入本科学历，所以本文根据综合考虑采用杭永宝的劳动简化系数。
(二)计算2000年、2008年广东省人均受教育年限数据
根据模型Re=ye/y×100%=βe/y×100%的要求，需要用一定时间段内的数据来反映增长率，又依据“教育综合指数”的内涵，需要人均受各级教育年数来计算教育综合指数的年均增长率，考虑到数据的权威性和可获取性以及可比较性，本人选取《广东省2000年人口普查资料》和《中国劳动统计年鉴（2010）》中的数据。
资料来源:2000年数据:根据《广东省2000年人口普查资料》中《全省分年龄、性别、受教育程度的各行业人口》（p3046-3053）中的数据整理、计算得出2008年数据：国家统计局人口和社会科技统计司、劳动和社会保障部规划财务司编，《中国劳动统计年鉴-2010》，2009年，p77。
计算公式：pi=ni∑Xi，其中，Xi是各级文化程度分布比例，i={（小学，初中，高中，大学专科，大学本科以上）；（初中，高中，大学专科，大学本科以上）；（高中，大学专科，大学本科以上）；（大学专科，大学本科以上）；（大学本科以上）}；ni是各级教育规定年限（假设小学受教育年限为6年；假设初中受教育年限为3年，高中包括中专受教育年限为3年，并且把这3种教育统归为中等教育；假设大专受教育年限为3年，大本以上受教育年限为4年，且把这良两种教育统归为高等教育。前面介绍过由于受过研究生教育的从业人员相对较少，本文把这部分从业人员归为受过高等教育）。
2000年广东省15岁—64岁劳动力人口人均受各级教育年数计算如下：
人均受小学教育年数：S小=（25.9+49.9+16.8+3.6+1.5+0.15）*6/100=5.871
人均受初中教育年数：S初=（49.9+16.8+3.6+1.5+0.15）*3/100=2.159
人均受高中教育年数：S高=（16.8+3.6+1.5+0.15）*3/100=0.66
人均受大学专科教育年数：S专=3.6*3/100=0.108
人均受大学本科教育年数：S本=（1.5+0.15）*4/100=0.066
则2000年广东省就业人口人均受各级教育年数总数是5.871+2.159+0.66+0.108+0.066+=8.9135。同理可以计算出2008年广东省就业人员人均受各级教育年数依次为：5.923、2.37、0.8133、0.162、0.1364，人均受教育年数总数为9.4047。
(三)2000—2008年广东省就业人口的教育综合指数的年均增长率e
计算公式：e=∑piSi，其中，pi是各级劳动简化系数，Si是人均受各级教育年数，i=（小学、初中、高中、大学专科、大学本科以上）。
2000年广东省就业人员的教育综合指数为：
e0=5.871+2.159×1.28+0.66×1.38+0.108×1.81+0.066×2.2=9.881
2008年广东省就业人员的教育综合指数为：
e1=5.923+2.37×1.28+0.81×1.38+0.162×1.81+0.1364×2.2=10.668
2000年—2009年间广东省就业人口教育综合指数的年均增长率，采用几何平均法：e′={（e1/e0）1/n-1}×100%={（10.668÷9.881）1/8-1}×100%=0.97%
同理2000年-2009年间广东省就业人口高等教育综合指数的年均增长率为eh′={（0.162×1.81+0.1364×2.2）÷（0.108×1.81+0.066×2.2）}1/8-1=6.21%
由于工资的差别进而劳动生产率的差别，是众多因素共同作用的结果，如个人的禀赋素质、家庭背景、勤奋努力程度等都会导致工资收入的差别，只有一部分差别可以归因于所受正规教育的不同，而且，劳动力质量、素质、技能的提高也不能完全归因于正规教育，因此，按照丹尼森等西方学者通行的算法，对于依照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的增长率）用0.6做折算，于是得到广东省教育综合指数年平均增长率的修正值：e=0.97%×0.6=0.582%。广东省高等教育综合指数年平均增长率的修正值：eh=6.21%×0.6=3.726%
第2步，计算广东省2000-2009年间高等教育在全期年均教育综合指数增长率中的比率（eh）。排除高等教育后，2000-2009年间广东省高等教育综合指数的平均增长率为={（5.923+2.37×1.28+0.81×1.38）÷（5.87+2.159×1.28+0.66×1.38）}1/8-1=0.68%。由此可得，2000-2009年间广东省高等教育在教育综合指数平均增长率中的比率为：eh′=（0.97%-0.68%）÷0.97%=29.9%。
(四)计算2000-2009年广东省实际GDp的年均增长率y
我们用GDp的增长表示中国的经济增长，考虑到物价指数的上涨，所以要剔除物价因素，计算2000-2008年间GDp的实际增长率。以本国货币不变价格计算的增长率习惯上称之为实际增长率。为保持一致，这里依然以1978年为基期，那么，根据表1，我们知道2000年和2008年的GDp的实际值分别为3233.1966、8768.58885，2000-2008年间GDp实际年平均增长率为：y={（Y1/Y2）1/n-1}×100%={（8768.58885÷3233.1966）1/8-1}×100%=12.86%。
(五)计算2000-2008年广东省教育、高等教育对经济（GDp）增长率的贡献Re和Rh
根据上面推导的教育对经济增长率贡献的表达式Re=（βe/y）×100%，将β=0.636、e=0.582%、eh=3.726%、y=12.86%分别代入，则有教育对经济增长率的贡献为：Re=（βe/y）×100%=（0.636×0.00582÷0.1286）×100%=2.9%，同期高等教育对经济增长率的贡献为：Rh=2.9%×29.9%=0.87%。2000-2009年间广东教育对经济增长率贡献实际增加值为2.9%×12.86%＝0.373%，高等教育对经济增长率贡献实际增加值为0.87%×12.86%=0.112%。这表明：广东2000-2009年间国内生产总值年平均增长率12.86个百分点中的0.373个百分点是由教育带来的，0.112个百分点是由高等教育带来的。这表明广东省的教育以及高等教育对经济增长率的贡献是比较低的。
参考文献
[1]陈璋.西方经济理论与实证方法论[m].北京：北京大学出版社，1993
[2]李洪天.20世纪90年代我国教育发展对经济增长的贡献研究[J].南京政治学院学报，2001;6
[3]崔玉平.中国高等教育对经济增长率的贡献[J].北京师范大学学报（人文社会科学版），2000;1
经济增长的贡献率篇4
【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+αinK+βinL+ε（4）
inY=ina+αinK+βinL+δinm+ε（5）
inY=ina+αinK+βinm+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。
经济增长的贡献率篇5
关键词:中俄边境贸易;边境贸易增长率;经济增长贡献率
一、中俄边境贸易的发展现状
近年来,随着中俄两国战略协作伙伴关系的深入发展,两国经贸合作关系开始进入发展的快车道。中俄边境地区的经贸合作,尤其是边境贸易,在两国贸易中的比重基本稳定。2002年,中俄边境贸易额为31.7亿美元,占当年双边贸易额的20.1%;2003年为35.2亿美元,占当年双边贸易额的22.3%。2004年为42亿美元,占当年双边贸易额的将近20%。2005年中俄边境贸易额达55.7亿美元,同比增长32.7%,占同期中俄贸易额近20%。2006年中国与俄罗斯的边境贸易额达70亿美元,占当年两国贸易总额的两成左右。
目前,俄罗斯已是中国第七大贸易伙伴,而中国是俄罗斯第三大贸易伙伴。展望2008年的双边贸易,齐普拉科夫认为,中国对俄罗斯出口的良好趋势将会继续。他总结了4点原因:首先,俄罗斯经济生活日趋活跃,居民支付和消费能力的提高会给中国对俄出口注入新的活力。其次,中国商品竞争力明显提高,其中许多是俄罗斯需要的生产资料和消费品。再次,中国出口的方向逐渐由美国转向欧洲国家,这一转向将会促进中俄双边贸易的发展。最后,卢布对美元升值幅度比人民币对美元升值幅度大,从出口角度而言,这使得俄罗斯市场比中国市场更有吸引力。
本文基于现代国际贸易理论和经济增长理论,使用计量经济学方法,考察中俄边境贸易对两国经济增长的贡献程度,试图得出一些有数量依据的结论,并针对中俄边境贸易中的问题提出切实可行的建议。
二、中俄边境贸易对两国经济增长贡献率的模型分析
基于现代国际贸易理论和经济增长理论,本文需要的数据包括:中俄边境贸易总额及其增长率中、中俄两国国
内生产总值GDp及其增长率。数据来源于中俄经贸合作网、《中国对外经济统计年鉴》、国家统计局和国研网,通过计算选取2000-2008年的数据。
利用eviews软件的最小二乘法对边境贸易增长率与两国GDp增长率的相关程度进行回归分析和检验。
中国GDp增长率与边境贸易增长率的回归模型(1):ΔCGDp=0.084189+0.08899ΔBJmY,其中,t统计量的值分别为(7.386)、(1.566),判定系数R2=0.259,方程显著性检验值F=2.45,概率p=0.16。
俄罗斯GDp增长率与边境贸易增长率的回归模型(2):ΔRGDp=0.057733+0.068833ΔBJmY,其中,t统计量的值分别为(3.127)、(0.748),判定系数R2=0.074,方程显著性检验值F=0.559,概率p=0.479。
模型(1)的回归结果表明:边境贸易增长1%将导致中国GDp增长约0.09%;模型(2)的回归结果表明:边境贸易增长1%将导致俄罗斯GDp增长约0.07%。
以上分析结果可看出,中俄边境贸易对两国GDp都有促进作用,边境贸易额的增加也一定程度上带来了GDp的增加。但是中俄边境贸易对两国经济增长的贡献率存在一定的差异,从边境贸易增长率与两国GDp增长率的回归分析结果看,边境贸易增长1%将导致中国GDp增长约0.09%,边境贸易增长1%将导致俄罗斯GDp增长约0.07%,边境贸易对中国经济增长作用仍大于对俄罗斯的影响。
三、加强和完善中俄边境贸易发展的对策建议
结合上述结论给出启迪性的政策建议:宏观层面,政府应大力扶持边贸的发展,应做好各项工作,争取通过俄罗斯加入wto的谈判,实现互惠互利。中观层面,执法及服务机构应大力配合,加强与俄罗斯执法机构的交流和合作,从而为中俄双方边贸有序、正常的发展提供有力的保护,营造安全的经商氛围。微观层面,个人和企业必须调整意识,转变观念,扭转向俄罗斯大力推销低档库存的做法,企业要从开拓市场的战略出发,大力培养懂俄语、通业务的人力,以便及时了解动态,适时把握商机。从而使中俄边境贸易的发展步入快速、高效的发展轨道。
参考文献:
1、郭立.中俄区域贸易博弈分析[J].俄罗斯中亚东欧研究,2008(6).
2、王文举,查弦.中俄边境贸易发展研究[J].农村经济与科技,2008(8).
3、王金亮.影响中俄贸易主要因素的实证分析[J].俄罗斯中亚东欧研究,2008(3).
4、吕忠伟,李峻浩.R&D空间溢出对区域经济增长的作用研究[J].统计研究,2008(3).
经济增长的贡献率篇6
摘要：职业教育通过推进技术进步、促进就业和提升人力资本来促进经济增长。实证分析表明，职业教育对中山市经济增长具有较明显的促进作用，职业教育经费投入能够较大幅度带动GDp增长。因此，应加大公共财政支持力度，完善职业教育财政保障机制；拓宽办学经费筹集渠道，健全职业教育多元化筹资机制。同时，也需创新职业教育体制机制，增强职业教育的经济服务能力。
关键词：职业教育；区域经济；增长；贡献率；中山市
基金项目：2012年度中山市教育科研课题“中山市职业教育对区域经济增长贡献率的计量研究”（项目编号：D12141）
作者简介：万伟平，男，中山职业技术学院职业教育研究所副研究员，主要研究方向为职业技术教育发展与评价。
中图分类号：G710文献标识码：a文章编号：1674-7747（2015）04-0022-04
职业教育对区域经济发展具有重要的推动作用，但其推动经济增长的作用机理及对经济增长的贡献到底有多大，一般不为政府投资部门所洞悉。在多数情况下，政府对于职业教育投资的依据并不是职业教育对区域经济增长具体贡献的大小，而更多的是笼统地看有多少毕业生及其就业率等指标。近年来，由于政府部门对区域职业教育的经济贡献率没有明确的量化认识，似乎看不到职业教育明显的经济贡献，导致其投资意愿在不断下降，大有将职业教育逐步推向社会的趋势。这将不利于职业教育的持续健康发展。
到目前为止，已有研究对职业教育推动经济增长的作用机理及其对经济增长的贡献关注甚少，亦未见相关深入系统的研究成果。通过对此问题的深入量化研究，将可为政府的职业教育投资决策提供一定参考。
一、职业教育推动经济增长的作用机理
职业教育主要通过提升人力资本、促进就业、推进技术进步等方式来影响经济增长。［1-2］
（一）职业教育通过提升人力资本来促进经济增长
对经济增长发挥根本作用的是专业化的人力资本。学校教育是获取专业化人力资本的重要途径，而以实践性为主要特点的职业教育是获取专业化人力资本的最直接方式之一。职业教育通过技术知识学习，尤其是传授生产服务管理经验和实践技术能力来提升人力资本。
职业教育在向受教育者传授科学文化知识的同时，更加侧重培养其思想道德、职业素养和工作态度，训练技术应用能力，使受教育者成为适应社会经济发展需求的各类技能人才。国内外实践表明，受过职业教育（特别是高等职业教育）的劳动者，更容易理解生产过程要求，能更好地运用新技术、新工艺和新设备，并拥有更好的团队精神和协作意识。另外，职业教育还通过人才选拔和分配的功能将具有不同职业倾向、专业技能和综合素质的人引向更加合适的职业岗位，通过劳动力合理配置优化人力资本结构，使其个性特征、素质技能与社会需要有机结合，充分发挥人的潜能，提高人才配置效益，为劳动力市场提供相匹配的人力资本，从而促进经济增长。［3］
（二）职业教育通过促进就业来促进经济增长
职业教育在本质上就是将教育对象培养成拥有具体岗位所需职业技能的劳动者，具有明显的职业性。职业学校在教育培训过程中，让学员获得某种职业素质、技能，树立正确的职业道德观，并最终让学员能走向职业岗位。因此，职业教育的一项重要的经济功能即是促进就业。
职业教育面向生产、服务、管理第一线，培养具备综合素质和职业能力的技能型人才，不仅通过提升劳动者素质促进就业，而且可以改变人才类型结构和分布格局，使劳动力结构呈现不同岗位工种、不同技术水平、不同地域特征等差别，与经济增长速度及经济结构的变化相适应，从而有效缓解结构性失业；通过向下岗失业人员提供继续教育与培训，提高其知识与技能水平，提升劳动质量和效益，使其成为素质更高、实践能力更强、具有良好职业道德和综合素质的技能人才，尽早实现再就业；通过职业指导和就业教育转变受教育者的就业观念，避免或者减弱选择性就业问题的发生。职业教育通过教育培训，有效减少结构性失业，促进再就业，避免选择性就业发生，为产业结构的优化升级提供技能人才支撑，从而促进区域经济增长。［4］
（三）职业教育通过推进技术进步来促进经济增长
职业教育在技术进步各阶段（发明、创新、扩散和应用）都发挥着重要作用，在扩散和应用阶段尤为明显。它主要以三种方式来推进技术进步：（1）促进技术的推广应用。职业教育通过知识传授和技能培训，把科技知识内化到劳动者身上，培养出掌握专门技术的劳动者，并借由劳动者的工作过程将潜在的技术转化为现实的生产技术，将新技术、新工艺和新设备转化为现实生产力。（2）技术再生产。职业教育通过积累和传递科技来发挥技术再生产的功能。它通过教育培训使原来仅由少数人掌握的技术变为更多人所掌握，从而扩大技术传播和使用范围，实现技术再生产。（3）直接生产科技。职业教育（特别是高等职业教育）利用其自身的人才、资源、技术、信息等优势，开展技术创造和发明，从而发挥直接生产科技的功能。职业院校基于和企业特有的业务联系，可以将学校的人才智力资源直接输入产业系统，充分发挥合作双方的各自优势，加速科技成果推广和应用，促进区域经济增长。［4］
二、职业教育对经济增长贡献的实证分析
（一）模型构建
根据柯布—道格拉斯生产函数，经济增长取决于劳动力和资本的投入；根据人力资本理论，教育对经济增长的贡献在于教育促使社会人力资本的提升，从而成为经济增长的源泉之一。基于上述两方面考虑，本文采用王磊［5］（2011）所构建的模型，将柯布—道格拉斯生产函数表示为：Y=tpa（LH）b。
其中，Y为产出量，t为综合常数，p为资本投入量，L为劳动力投入，H是社会人力资本投入，a为资本产出弹性系数，b为劳动产出弹性系数，a＞0，b＞0且a+b=1。
假设，H是教育投入e的函数，即H=e，因此，生产函数可以表示为：Y=tpa（Leλ）b。考虑到时间因素，生产函数进一步表示为：Yt=ttpta（Ltetλ）b。
对其两边取自然对数，并对时间t求全导数，然后用差分方程近似地代替微分方程，可得到劳动力、职业教育对区域经济增长贡献的模型：
Ct=b1/y，Ce=bλe/y
其中，Y为一定时期内的区域经济年均增长率，L为劳动力投入平均增长率，C为劳动力投入对区域经济年均增长贡献率，Gt为职业教育的平均增长率，Ce为职业教育对区域经济年均增长贡献率。
职业教育是对区域经济各部门和社会发展所需要的各类劳动者所进行的专业知识、职业技能的教育培训。因此，根据职业教育这一内涵，职业教育对经济增长的贡献Yt=ttpta（Ltetλ）b可以分解为两部分：（1）职业教育为经济增长提供熟练的专业技能劳动者，即增加就业；（2）通过专业知识、职业技能的教育培训可以促使社会人力资本增加。因此职业教育对经济增长的贡献可以表示为：Cv=Cev+Chv，其中：职业教育通过促进就业对经济增长的贡献率可表示为Cev=blvl/y；职业教育通过促进人力资本的增加对经济增长的贡献率可表示为Chv=bevλe/y；lv表示职业教育对劳动力增长的贡献率，ev表示职业教育投入在整个教育投入中的占比。
（二）实证分析
1.数据来源与变量选择。为了分析中山市职业教育对区域经济增长的影响，并根据数据的可获得性，本文选取2008-2012年中山市职业教育和社会经济发展有关数据作为样本。根据计量分析的需要，分别选取了国内生产总值（GDp）作为经济增长Y的变量，社会固定资产投资作为资本投入量p的变量，区域社会就业人数作为劳动力投入L的变量，教育经费投入作为教育投入的变量，职业院校毕业生数占社会就业人数的比例作为劳动力增长的贡献的变量。本文所有数据均来源于《中山市统计年鉴（2009-2013）》和《中山市教育统计公报）》。
2.回归过程与结果分析。通过统计检验和比较，为更好地分析职业教育对经济增长的贡献率，本文采用变系数个体随机效应模型。为计算职业教育对经济增长的贡献，根据Cev=blvl/y；Chv=bevλe，/y应求出职业教育对劳动力增长的贡献（lv）和职业教育投入在教育投入中所占的比例（ev）。根据职业教育的内涵及数据的可得性，本文认为，职业院校毕业生可以作为成熟的劳动力直接投入生产，用职业教育对就业的年均增长代表教育对劳动力增长的贡献（lv），用职业教育经费投入占教育经费的比例代表职业教育投入在教育投入中所占的比例（ev）。依据前述推导和实证检验结果，计算出职业教育对经济增长的贡献（C=Cev+ChvG）。将有关数据引入eViewS6.0系统，可得如下回归结果和有关数据（见表1）。
从回归结果可以看出，本模型的拟合优度和显著性水平均达到较高水平，说明中山市2008-2012年职业教育与经济增长之间存在较为明显的关系，而得到的回归方程为：
lnY=–0.290259＋0.711126lnp＋0?135879lnL＋0.185327lnH
从回归方程可以看出，中山市职业教育经费投入对国内生产总值的影响是正的，且显著性水平较高，其产出弹性为18.53%,表明职业教育对经济增长具有积极的促进作用，职业教育经费投入增加对GDp增长能够产生较明显效果（见表2）。
从职业教育通过促进就业对经济增长的贡献及其通过人力资本提升对经济增长的贡献来看，前者的贡献要高于后者，分别为2.48%和0?53%。原因在于中山市经济增长的影响因素中，除了资本投入对经济增长的贡献最大外，由于中山市劳动密集型产业比重较大，初级劳动力对经济增长仍产生重要影响，职业教育通过促进人力资本提升来促进经济增长的作用相对有限。因此，职业教育通过促进就业对经济增长的贡献要高于通过促进人力资本积累对经济增长的贡献。
3.Granger检验。上述回归结果虽然表明职业教育对经济增长具有明显促进作用，但这并不能说明其中存在必然的因果关系，因此，还需要对职业教育与经济增长之间是否存在因果关系进行检验。本文选取2008-2012年的数据，对lnY与1nH进行了Granger果检验。检验结果见表3。
三、结论及政策建议
从以上分析可以看出，lnY与1nH之间存在因果关系，即职业教育经费投入与区域GDp之间存在因果关系。所以，职业教育经费投入是影响经济增长的显著变量。［6］基于此，本文建议如下。
（一）加大公共财政支持力度，完善职业教育财政保障机制
1.强化财政支持在职业教育经费投入中的主体地位。中山市正处在工业化中后期发展阶段，需要继续加强人力资本投资，提高其对经济增长的贡献率。而目前中山市产业结构现状也决定了需要大量技能型人才，因此，仍需要加快职业教育发展。职业教育是一种准公共产品，政府需要进一步明确其在职业教育经费投入中的主体地位，确保职业教育发展的基本经费需求。
2.改善职业教育财政拨款结构。需要妥善财政拨款中的专项经费、项目支出，适当增加一般性支出，减少政府在职业教育发展中不适当的干预，以提供给职业教育更大的自主发展空间。
3.加强公共财政经费支出监管。强化职业教育经费支出的财政监督制度，加强立法机关对政府贯彻职业教育政策情况的监督与审核，构建社会组织对职业教育发展的监督机制，确保职业教育财政预算得到切实执行。
（二）拓宽办学经费筹集渠道，健全职业教育多元化筹资机制
1.充分发挥社会组织的筹资融资功能，完善社会资金支持职业教育的税收优惠政策。建立多方筹资融资有效机制，放宽对有关社会组织的规制，引导鼓励其积极参与发展职业教育。同时，要改革现行的企业与个人捐赠税前扣除制度，拓宽准予税前扣除的范围，规范与放宽对社会性团体资格认证制度，简化资格认证程序，对直接向职业学校捐赠的企业和个人适度予以所得税前扣除。
2.进一步细化专业差异化学费制度。职业技能学习是一种重要的人力资本积累活动，且能够给学生带来预期收入，因此，职业教育收费具有其合理性。同时，不同专业学生毕业后从事的行业与职业不同，收入水平也会有所差异，因此，应完善职业学校分专业的差别化学费制度，合理分摊职业教育成本。［4］
（三）创新职业教育体制机制，增强职业教育的经济服务能力
1.着力推进职业院校办学体制创新，积极探索“公办民助”、“民办公助”等混合所有制办学模式，以参股、租赁、捐赠等多种方式参与发展职业教育，支持公办职业院校吸收民间资本合作办学。出台鼓励、支持民办职业教育发展的优惠政策措施，对民办职业院校与公办院校同等对待，对实力强、声誉好的民办职业院校予以重点扶持。推进职业教育集团化办学，建立职业教育合作办学长效机制，积极吸引重点行业企业参股职业教育集团，引导职业教育集团向紧密型、集约化方向发展，促进职业教育集团成员之间优势互补、资源共享，努力提高办学水平和效益。
2.适应产业转型升级需要，建立完善专业建设动态调整机制。职业院校可与用人单位、行业企业合作，共同建立专业建设指导委员会，聘请企业、行业高级管理、技术人员等担任成员，参与职业学校专业设置、教学计划制订与执行等人才培养过程。紧盯产业发展和行业发展趋势，根据企业对人才规格的新要求，不断充实新门类、新工艺、新技术，设置新的专业。从而将产业优势转变为专业优势，使学生及时高效地将知识和技能转化为现实生产力，推动区域经济增长。
3.积极配合中山市做强做优先进制造业、大力培育战略性新兴产业、加快发展现代服务业等产业发展战略的实施，加快生产、服务一线急需的技能型人才的培养，特别是先进制造业、现代服务业紧缺的高素质、高技能人才的培养。职业院校应主动与相关产业关联企业开展深度校企合作，深入参与产业发展全过程，及时了解行业发展动态，把握人才需求趋势，培养区域产业发展所需技能人才。
参考文献：
［1］职业教育对经济社会发展的贡献研究课题组.职业教育对经济社会发展的贡献研究（上）［J］.河南科技学院学报，2012（10）：32-33.
［2］于骁玥.高等职业教育对区域经济增长的影响研究［D］.湘潭：湘潭大学，2010：13-15.
［3］吕汝健.职业教育的经济功能浅析［J］.宁夏教育，2006（11）：14-15.
［4］蒋义.我国职业教育对经济增长和产业发展贡献研
究［D］.北京：财政部财政科学研究所,2010：32-37，33-38，129-136.
［5］王磊.职业教育对经济增长贡献研究——基于省际面板数据的实证研究［J］.中央财经大学大报,2011（8）：81-85.
经济增长的贡献率篇7
数据显示，当月中国经济指数与中国经济增长率之间呈现同步变化，二者之间的弹性系数为22.7941。其中，中国经济指数为0.7056，环比下降0.0093个指数点，下降1.3009%；同期，中国经济增长率为7.6022%，环比下降0.0408个百分点，下降0.5338%（见图1）。数据表明，中国经济指数继续下降同时，中国经济增长继续下滑，并且中国经济指数下降幅度大于经济增长下降幅度，中国经济不容乐观。
2013年6月《中国经济雷达月报》数据显示（见图2），当月美国经济增长率从上月1.8356%下降到1.8011%，下降0.0345个百分点，略有下降；欧元区经济增长率从上月的-0.9178%变为-1.1044%，下降0.1866个百分点，下滑明显；同期，世界经济增长率从上月1.9295%上升到1.9581%，上升0.0286个百分点，包括加拿大、英国。
数据显示，当月中国经济增长结构中，投资占GDp比重为63.8731%，相比上月的62.2068%环比上升1.6663个百分点。扣除20%的合理投资比例部分，当月中国经济增长中有43.8731%是通过超量投资和GDp转换实现的，中国经济实际增长率是4.2840%，比上月4.4171%下降0.1331个百分点，投资泡沫持续上升。
在经济增长方面，当月中国经济增长指数为0.7632，比中国经济指数0.7056高出0.0576个指数点，表明目前中国经济增长缺乏中国经济总体的支撑（见表）。
在国内市场方面，当月中国价格增长率从上月的2.3046%下降到2.1523%，环比下降0.1523个百分点，表明国内市场出现紧缩。
在生产供给方面，当月中国农业增长率3.3621%，环比下降0.0095个百分点；工业增长率为7.7131%，环比下降0.0199个百分点；服务产业增长率为8.2075%，环比下降0.0208个百分点，农业、工业和服务产业增长率下降，导致中国经济增长率下降。
在消费需求方面，当月中国社会商品零售额增长率12.7349%，环比上升0.0782个百分点；固定资产投资增长率20.2286%，环比下降0.3030个百分点；出口增长率为8.1576%，环比下降6.2360个百分点；进口增长率为9.3514%，环比上升0.6104个百分点，消费需求两升两降。
在货币政策方面，当月人民币利率保持不变；货币增长率仅为15.7035%，环比下降0.1697个百分点，远远低于18%的正常水平，一定程度上削弱了中国经济增长。
在财政政策方面，当月财政支出增长率为13.0682%，环比上升0.6261个百分点。尽管财政支出增长率继续上升，但是水平偏低，扩张作用有限。
在税收政策方面，当月财政收入增长率为6.0669%，环比下降0.7668个百分点。经济增长下滑减少了财政收入，财政收入增长率下降意味着中国财政政策能力减弱。
数据显示，农业、工业和服务产业出现不同变化。
当月中国农业增长率3.3621%，环比下降0.0095个百分点，农业对中国经济增长的贡献率为7.3885%，环比上升0.5118个百分点；贡献度为0.5617个百分点，环比上升0.0361个百分点，农业贡献率、贡献度双双上升。
当月中国工业增长率为7.7131%，环比下降0.0199个百分点，工业对中国经济增长的贡献率为48.9103%，环比下降1.1005个百分点；贡献度为3.7183个百分点，环比下降0.1040个百分点，工业贡献率、贡献度双双下降。
当月中国服务产业增长率为8.2075%，环比下降0.0208个百分点，服务产业对中国经济增长的贡献率为43.7012%，环比上升0.5887个百分点；贡献度为3.3223个百分点，环比上升0.0272个百分点，服务产业贡献率、贡献度双双上升（见图3）。
总的分析，6月份中国农业、工业和服务产业增长普遍下滑，中国经济指数和中国经济增长同步下滑。其中，农业增长率上升，农业比重和贡献双双上升，工业贡献率、贡献度双双下降，服务产业比重和贡献度双双上升，工业经济在下滑中衰退，农业和服务产业在衰退中比重上升。
消费是经济增长的最终目的。当月中国消费增长率12.7349%，环比上升0.0782个百分点，消费对经济增长贡献率为33.9807%，环比下降1.7870个百分点，贡献度为6.1948个百分点，环比下降0.5053个百分点，消费贡献率、贡献度双降（见图4）。
经济增长的贡献率篇8
［关键词］高等教育；经济增长；贡献率；实证研究
一、引言
经济要发展必须坚持“优先发展教育”，这是21世纪党和国家对教育发展的新要求。高等教育作为教育的重要组成部分，不仅能够培养大量科技创新人才,传播先进科技文化知识,而且为科学研究与技术开发的顺利进行打下了重要基础。四川省作为教育大省，高等教育不仅为本地区而且也为全国培养了大批的高素质科技人才。1998年国家实施高校扩招战略以后，大规模的投入教育经费和大幅度的增加招生计划，不仅加快了四川高等教育的发展，同时也助推了四川经济增长。从1999年到2009年，四川省每万人中受高等教育人数年均增长15%。1999年到2009年，四川省国内生产总值从3649亿元增长到14151亿元，年均增长率达到9.34%，［1］始终高于全国平均水平。但是，研究高等教育与四川经济增长的关系，测算高等教育对四川经济增长的贡献率的理论成果不多。笔者在亲身参与四川省教育厅重点课题“四川高等教育贡献率研究”中发现有必要对高等教育对四川经济增长的贡献率做出回答。为此，本文基于国内外高等教育对经济增长贡献率研究的成果，从数量分析的角度运用生产函数理论估算高等教育对四川经济增长贡献率分析影响高等教育对四川经济增长的原因并提出对策建议。
二、高等教育对经济增长贡献研究的一般性理论概述
高等教育通过提高劳动者综合素质及创新能力等途径促进经济的增长。同时高等教育的质量及其规模,已成为影响社会发展和经济增长的重要因素。国内外许多学者采用人力资本理论、教育产业理论、教育对经济增长的贡献测度等不同方法，通过实证分析估算过不同国家、不同时期的人力资本和教育对经济增长的贡献率，对教育对经济增长的贡献进行了理论探讨。
(一)国外有关理论研究
美国经济学家舒尔茨（Schultz）1961年在《教育和经济增长》一文中运用余数分析法就教育对经济增长的贡献作了定量分析。舒尔茨（Schultz）把资本的投入分解为物质资本投入和人力资本投入两部分，通过计算一定时期内因教育水平的提高而增加的教育资本存量、教育资本收益率、收益额，来确定教育程度的提高对国民收入增长的贡献。舒尔茨计算出1929-1957年美国教育投资增加额的收益额为495亿美元，它相当于国民收入增量1520亿元的33%，“余数”710亿元的70%。这种计量方法把工资差别作为计算教育收益率的依据。
美国学者丹尼森、麦迪逊(Dennison,a.maddision)的经济增长因素法，从历史统计分析中，度量增长的各种因素并采用权重比例法，寻求加快美国经济增长的途径，其中认为教育尤其是高等教育对经济增长贡献最为显著。前苏联学者斯特鲁米林（Registromillington）采用简单劳动分析法根据马克思关于复杂劳动等于多倍简单劳动的理论，确定劳动简化系数，并将复杂劳动简化为简单劳动量简称劳动简化系数，计算出简化后的劳动总量中有多少是因教育因素而增加的劳动量和系数，进而计算教育和高等教育对国民收入增长的贡献，其中运用1965-1970年的数据测算出高等教育对经济增长贡献率为18%。
国外有关高等教育对经济增长贡献率研究从来没有停止过。美国数学家柯布(C.w.Cobb)和经济学家道格拉斯(D.H.Douglas)在上世纪30年代研究1899—1922年美国制造业劳动和资本对产出的作用时利用生产函数法和增长速度方程方法描述因素投入量与结果产出量间相互关系的数学表达式，即Y=aKaLBeC，其中Y为产出，K为资本投入量，L为劳动投入量(实为劳动者人数)，e为教育投入量，a为资本的产出弹性，B为劳动的产出弹性，C为教育的产出弹性，同时对上式进行变换可以得到增长速度方程:y=a+aK十BL，其中y表示总产值的增长速度，a、K、L分别表示技术进步、资金和劳动的增长速度。用统计方法估计出资本和劳动的产出弹性系数a、B后，便可通过影响y的各要素增长速度，求出教育对国民收入增长速度的贡献。柯布(C.w.Cobb)和道格拉斯(p.H.Douglas)生产函数模型不管是在方法还是在成果上都可以称之为高等教育对经济增长贡献率的最规范的研究范式。
(二)国内有关理论研究
近年来尤其是改革开放以来教育经济学在国内广泛传播以后，国内众多学者和经济学家都就教育对经济增长贡献率（本文以下用Ce来表示教育对经济增长的贡献率）及高等教育对经济增长贡献率（本文以下用Ch来表示高等教育对经济增长的贡献率）做过深入研究。
经济增长的贡献率篇9
【关键词】居民消费经济增长贡献率
一、居民消费对经济增长测度的计算方法
居民消费对经济增长的拉动百分比=消费对经济增长的贡献率×经济增长率（1）
居民消费对经济增长的贡献率=消费增长额/GDp增长额
（2）
城镇居民消费对经济增长的贡献率=城镇居民消费增长额/GDp增长额（3）
农村居民消费对经济增长的贡献率=农村居民消费增长额/GDp增长额（4）
二、居民消费对我国经济增长贡献率分析
根据公式（1）（2）（3）（4）分别计算出居民消费对经济增长的拉动百分比居民消费对经济增长的贡献率、城镇居民消费对经济增长的贡献率、农村居民消费对经济增长的贡献率，计算结果如下：
2001-2010年GDp增长率分别为9.72%、9.00%、12.17%、17.02%、14.99%、16.32%、22.24%、17.55%、8.01%、17.12%。
2001-2010年城镇居民消费率分别为54.97%、53.87%、53.76%、59.53%、53.65%、57.32%、53.26%、60.36%、74.00%、30.02%。
2001-2010年农村居民消费率分别为14.27%、11.98%、3.58%、12.04%、14.06%、12.48%、11.58%、14.18%、11.89%、9.90%。
2001-2010年城镇居民消费率分别为40.71%、41.88%、50.17%、47.49%、39.59%、44.84%、41.67%、46.17%、62.11%、20.12%。
2001-2010年居民消费对经济增长的拉动百分比5.34%、4.85%、6.54%、10.13%、8.04%、9.35%、11.85%、10.59%、5.93%、5.14%。
由计算结果可以看出，2000-2010年居民消费对经济增长的拉动作用整体呈上升趋势，居民消费（城镇和农村）都在逐渐下降，居民消费对经济增长的贡献低于GDp的增长。就长期来看我国居民总消费对经济增长的作用虽然一直不断增强，但是消费贡献率偏低，不利于国民经济持续健康发展。虽然我国的最终消费率偏低，但是在经济增长的三大需求中，消费需求始终占据主导地主，是拉动经济增长的份额最大的需求。
从消费率的国际比较来看，我国2000-2010年的平均居民消费率为55.07%，世界低收入国家为80%，中等收入国家为71.9%，显然，我国目前消费率不仅大大低于世界平均水平，而且明显低于发展中国家的平均水平。2000–2010年居民消费对GDp增长的贡献率平均为55.07%，其中，城镇居民消费的贡献率为43.47%，占居民消费对GDp贡献率的78.94%，农村居民消费对GDp增长的贡献率平均为11.60%，占居民消费对GDp贡献率的21.06%，这10年间城镇居民消费对GDp贡献率都高于农村居民消费贡献率，即城镇居民消费对经济增长的拉动作用要高于农村居民，同时农村消费对经济增长的拉动作用在逐步提高，这说明近年来国家采取一系列刺激农村消费的政策在一定程度上刺激了农村消费的快速增长。
消费需求不仅是经济增长的主导力量，以上数据显示，目前我国消费需求的波动总是小于GDp的波动，从长期来看，消费支出和国内生产总值的增长率波动应该大致相同，我国目前消费相对平缓在很大程度上阻碍了我国经济增长，没有充分发挥贡献作用。
三、拓宽国内消费需求对策
（一）采取有效的收入分配调节措施，抑制收入分配差距的扩大，提高整体消费倾向
根据我国当前收入分配中的问题，可以从以下几个方面采取措施，第一：逐步打破垄断，尽可能让各行业公平竞争，并加强对垄断行业收入分配的调节力度。第二：强化税收对个人收入分配的调控功能，逐步确立以个人所得税为主体，以其他税种为补充的个人收入税收调控体系。第三：通过税收和转移支付手段，扶持和鼓励再就业，从而增加低收入者的收入水平。
（二）加快发展更加开放、流动性高的劳动力市场
数据标明，农村居民收入中越来愈多的本分来自于工字形收入，农业收入占比呈不断下降的趋势。从其他国家的经验来看，提高最有效的方法之一就是加快发展更加开放的、流动性高的劳动力市场，通过劳动力的自由流动来平抑区域之间的工资率差异。
（三）优惠财政支出结构
国家财政用于行政管理的支出过多，而在教育、社会保障等方面的支出过少，导致在很多年份挤出了居民消费，因而在财政政策方面，应关注以下二个方面。（1）调整优惠财政支出结构，加强资金保障，向明显偏低的农业支出、公共卫生服务、基础教育、社会保障等项目倾斜。（2）加税收征管，严格控制减免税，严厉打击各种偷骗税等违法活动，同时严格控制行政经费支出，避免行政管理支出上涨过快的局面。
（四）中长期优惠消费结构体系
增加居民收入是消费稳定增长的关键。只有居民收入稳定，才能从根本上增加消费，确保居民消费事实上成为拉动经济增长的主导力量。深化改革是消费稳定增长的必要条件，形成一种正常的消费实现机制，减少消费环境不好对消费的制约。对城市和农村实行不同的消费政策，消费方式多样化。大力扩展信贷消费、网络信息消费、租赁消费等方式，改变传统消费观念，促进消费便利化。
参考文献
经济增长的贡献率篇10
关键词：消费投资净出口国内生产总值
我国历年GDp中三大构成要素经济数据的描述
为了能从总体上对我国国内生产总值中消费、投资和净出口构成及其变化发展有一个直观的认识，本文根据1978-2012年国民经济统计资料中支出法GDp数据，首先进行描述性分析。图1用曲线来表示历年来三大要素在GDp中构成比重的变化情况，分析如下：
（一）投资需求情况
从投资即资本形成总额占国内生产总值总量的结构来看，1978年以来，总体呈现出提高的态势，投资率一直保持在较高的水平上。从1978年的38.2%提高到2012年的48.1%，年均资本形成率为38.78%。尤其是2009年全球经济危机爆发之后，我国资本形成总额占国内生产总值的比率一直高居47%以上，基本和最终消费率持平，这是世界上其他国家所少见的。投资与经济增长之间短期内存在着正向联系的特征，即高投资促进高增长，这是现代经济学中的一个重要理论，也为这些年来我国惊人增长所印证。2008年底，为了应对国际经济危机，我国实行积极的财政政策和宽松的货币政策，中央政府启动了4万亿的直接投资方案，短期内对抑制经济下滑，带动总需求促进经济增长发挥了重要作用。但是从长远来看，这种格局显然是不可持续的，会由于形成过剩的生产能力而影响投资回报率的水平，导致经济资源的浪费以及整个经济的停滞。
（二）消费需求情况
从消费占经济总量的比重来看，与投资率相比较，我国的消费率则一直处于一个较低的水平，并呈现下降趋势，尤其是消费支出率中居民消费支出率下滑趋势明显。1978年我国的消费率为62.1%，其中居民消费支出率为48.8%；然而到2012年，消费支出率下降到49.2，%，其中居民消费支出率仅为35.7%，世界上大多数国家居民消费率一般维持在70%，投资率一般为20%左右，结构构成差异惊人。由此可见，我国目前的突出问题是高投资、低消费的矛盾局面。消费增长速度，尤其是居民消费增长速度长期低于GDp增长率，容易导致的明显后果是高投资率所形成的产能与消费需求不足的矛盾局面，生产与消费严重脱节，消费结构与生产结构不一致，投资拉动的经济增长难以在长期持续下去，必然会造成将来经济的波动。
（三）出口需求情况
从净出口占经济总量的比重来看，尤其是2001年中国加入世贸组织以后，净出口率具有非常明显的波动性，容易受到国际经济环境的影响。从20世纪90年代中期至2008年，我国持续实现了进出口贸易的顺差，外需对中国经济的拉动作用较大，2006-2008年这三年净出口占GDp比率达到了历年水平的峰值，平均为8.0%。以出口为导向的发展方式使得我国国际收支中经常项目一直保持顺差，外汇储备规模逐年扩大，到2008年末，我国外汇储备规模达到了2万亿美元左右。但是在2008年进出口率达到峰值以后，逐年开始明显下滑，从2009年4.3%，到2012年仅为2.7%，相对波动幅度较大。说明我国经济与世界经济的相关度越来越高，在全球经济下滑的、增长减缓的情况下，想依靠出口拉动中国持续稳定增长不太实际，从长远来看，我国不宜走以出口为导向的经济发展模式。
综上分析可见，我国政府在2012年年底的十报告中指出的宏观战略目标是正确的，一国经济是一个完整体系，它的生产、交换、分配和消费是按照一定的比例运行的，生产是基础，交换是条件，分配是结果，消费是最终目的。投资的提高要求相应的消费提高或者出口的提高，经济才能顺畅的运转循环。消费、投资和净出口是推动经济增长的三大支柱，各有各自的作用，其中，消费是拉动经济增长最稳定、最长效、最可持续发展的手段。国际上大多数都主要是以消费带动经济循环，消费所占的贡献率最大，有的高达90%以上，走以消费为主导的发展道路是我国未来经济发展的必由之路。
三大要素拉动经济增长轨迹的分析
为了进一步说明各个要素在我国经济增长中的贡献程度，对宏观经济理论分析和宏观经济政策的制定提供有意义的参考，本文再计算各个要素对国内生产总值提高的贡献和拉动率指标，用以测量出GDp增长量和增长率中消费、投资和净出口三大要素各自的贡献和拉动程度。计算整理得出我国1978-2012年三大需求对国内生产总值增长的贡献率和拉动率统计数据，见图2。
对上述图2的统计资料进行分析，可见：1978年以来，消费需求对我国GDp的年均贡献率为54.78%，年均标准差为16.13%，平均拉动率为5.39个百分点；投资需求对我国GDp的年均贡献率为39.45%，年均标准差为20.84%，平均拉动率为4.22个百分点；净出口需求对我国GDp的年均贡献率为5.77%，年均标准差为22.72%，平均拉动率为0.31个百分点。
从图2上看，整个35年期间，三大要素的相对重要性时有交替。资本形成有时与最终消费对应互补，有时与最终消费合起来一起与净出口对应互补。应该说，消费是国民经济的重要支柱和最主要的组成部分，其贡献率和拉动率最大，同时数据和图形也显示，其对我国GDp增长的贡献程度多年来基本保持稳定，也是各要素中波动幅度最小的部分。如果分阶段来进行分析，2000年其贡献率基本一直低于投资的贡献率，反映我国投资驱动型的经济发展特征十分明显。尤其在2009年这个极端的年份，资本形成于净出口之间呈现非常显著的对应互补关系，国外市场需求疲软给国内经济增长带来的负面影响主要依赖国内加大投资弥补，资本形成对GDp增加的贡献率接近了90%，拉动程度为8.1个百分点。郑学工（2007）曾对中国和国际上多个其他国家的投资贡献率和消费贡献率进行了比较，文中指出“我国投资的贡献率比其它国家高，而消费的贡献率比其它国家低”，“1979-2005年，全球的投资贡献率为23.15%，消费贡献率为77.14%，几个发达国家中的美国、日本、德国和英国的投资贡献率分别为20%、18.16%、
10.19%和26%，消费贡献率分别为89.17%、73.16%、69.12%和91.18%；发展中国家的巴西、印度、印度尼西亚和埃及的投资贡献率分别为13.19%、24%、20.11%和27.15%，消费贡献率分别为82.16%、75%、70.13%和69.11%。形成对照的是，我国的投资贡献率为35%，消费贡献率为57%左右，投资的贡献显然高于其它国家，而消费的贡献则低于别国”。因此，如何转变增长模式，提高国内消费是我们将来发展的重要问题。
此外，关于货物和服务净出口（国外需求）对我国GDp增长的贡献情况，改革开放以来，对外贸易进出口一向被视为拉动我国经济高速增长而受到高度重视，然而经济运行指标显示，净出口贡献率和GDp的增长非强度相关。究其原因，我们知道净出口反映的是国外市场对本国产品的净需求，它是出口和进口两部分的差额，更重要的作用在于调节资源的合理配置，应综合分析对外贸易对经济增长的作用。
结论与政策启示
（一）结论
首先，高投资、低消费是长期以来我国经济中存在的突出问题，过度以投资推动的经济增长对经济长期持续发展会产生负面影响。以投资拉动经济增长的发展有限，并且可能会造成不良的恶果，尤其是在面临着挤占需求情况下，会产生产能过剩、产品积压、利润下降、失业增加局面。此外，投资激增可能会带来经济过热的问题，一般说来，投资源于储蓄，但我国实际是高投资与高储蓄并存。近年来居高不下的投资并非来自储蓄，而是源于央行货币的超额投放。需要补充的是，大量依靠投资拉动还会使目前已经很严重的环境问题进一步加剧。
其次，消费是拉动经济增长最有效果的手段，消费不足严重限制着我国经济的持续和协调。消费、投资和净出口是推动经济增长的三大支柱，它们之间的比例是否合理，直接影响着宏观经济效益和效率。国际上大多数国家都以消费为支柱，消费要素所占的贡献率远大于其它要素，2012年全球最终消费率平均接近85%，我国只有49%，相差巨大。在三大需求中消费需求波动幅度最小，是经济增长中最为稳定的因素，而我国消费率偏低则严重削弱了这一稳定器的作用。消费率太低也反映国民福利水平低下，容易引发一系列的经济问题，会加剧消费与投资比例进一步失调，增强对出口贸易的依赖，使经济易受外部因素的影响。
最后，净出口对中国经济增长的贡献率波动最大，出口导向的模式难以支撑中国经济高增长。出口受到外部的不可控因素较多，过度依赖出口，经常项目一直保持顺差容易导致我国外部经济严重失衡。2007-2008年，全球金融危机爆发后，作为经济增长主要因素的中国对外贸易产业受到严重冲击。出口产品受阻，出口数量金额急剧下滑，外向型中小企业大量破产，失业增加，就业形势严峻。在目前全球经济恢复形势尚不明朗的局面下，想要依靠出口拉动中国经济高增长已不太可能。
（二）政策启示
综上所述，我国当前宏观经济政策的理性选择应是：转变经济发展方式，从投资主导型、出口主导型向消费主导型转变，走以消费为主的发展道路，形成消费、投资、投资协调拉动经济增长的格局。首先，我国拥有13亿人口，国内市场非常广阔，而且正处于工业化、城镇化的阶段，消费潜力惊人，为坚持扩大内需尤其是扩大居民消费需求的战略方针提供了巨大的空间。我们应分析消费不足的主要原因，改变国民收入分配结构不合理的局面，提高中低层的收入水平；扩展农村消费能力和消费渠道；完善社会保障制度，解决消费者后顾之忧；健全金融体系，建立现代消费文化消费观点等等，形成围绕扩大消费需求发展经济的良性增长形式。第二，降低投资率，优化投资结构，提高投资效率，提高公共产品和服务的供给。长期的高投资必然造成严重的产能过剩，造成投资与消费关系的不平衡。从国际情况和我国国情来看，投资率应该控制在占国民生产总值的30%以下为宜，才能提高消费率，发挥消费对经济的拉动作用。还要注重对投资结构的优化，政府投资的重点应转向公共产品和服务的供给，健全社会保障制度，教育、卫生医疗制度，住房保障制度，从而既能拉动经济增长，又能增强居民消费信心，增加消费支出。第三，加快出口商品结构调整，推进出口市场多元化战略。过去我国建立在低成本优势尤其是廉价劳动力优势基础上的外贸格局将不复存在，当务之急是促进出口结构的升级，加强科技研发、技术创新、品牌建设的能力，推动出口市场多元化战略，开拓新兴市场，借助市场多元化来规避市场风险。
参考文献：
1.郑学工.改革开放以来我国三大需求走势分析[J].统计研究，2007（9）
2.张需松.三大需求要素对我国GDp的贡献[J].宏观经济研究，2003（3）