论实证中国经济增加方式转变进度实证评价

当前位置: 大雅查重 - 范文 更新时间:2024-01-07 版权:用户投稿原创标记本站原创
摘 要:加快经济增长方式转变是关乎我国经济能否实现可持续健康发展的关键。本文首先将衡量经济增长方式转变进度的评价指标界定为以下三个维度的变动:劳动生产率的提升、单位GDP能源消耗的降低和环境污染水平的下降。随后,在考虑了各地区间经济活动空间相关性的基础上,使用Matlab软件的空间面板模型(SAR和SEM)对各地区经济增长方式转变进度展开了实证研究。研究结果表明:中国各地区劳动生产率、实际产出、二氧化硫排放量和环境污染破坏次数均存在显著的空间正相关性,各地区以劳动生产率和能源利用效率衡量的经济增长方式转变均取得不同程度的进展,而以二氧化硫排放量和环境污染与破坏次数衡量的经济增长方式转变则存在改善或恶化的省际差异,表明控制环境污染是当前中国各地区在转变经济增长方式过程中需重点关注的问题。本研究的价值在于能够为我国各地区合理把握经济结构调整和制定加快转变经济增长方式进度目标提供重要的实证依据和决策参考。

关键词:经济增长方式转变;能源消耗;环境污染;劳动生产率
1000—176X(2012)10—0009—08

一、引 言

Krugman将一国经济增长过程中出现的产能过剩、资源的瓶颈式约束和日益严峻的环境恶化定义为“不可持续的增长方式”。我国目前的经济增长方式粗放、能源结构不合理、技术装备落后和环境污染等方面存在着较大的压力,加快推进经济结构调整和转变经济增长方式刻不容缓。党的十七大明确提出以转变经济发展方式取代转变经济增长方式,着力建立一个资源节约型、环境友好型的国家。资源环境约束下的中国能否顺利实现经济增长方式由粗放型向集约型的转换成为转型期关乎经济能否达到平稳持续健康发展的关键问题。与经济增长方式转变相关的节能减排、控制经济增长速度以确保增长方式顺利转变的政策正在实施当中。那么,中国经济增长方式转变进度到底如何,由于经济运行的参数具有高度的复杂性,如何对其建立一个简易且合理的定量评价体系以及对中国目前经济增长方式转变进度实施定量评价是本文着重研究的问题和主要工作。
在经济增长方式转变的研究领域,国内学者主要从增长方式转变的内涵、路径选择和如何实施经济增长方式转变的产业政策等角度展开了较为全面的分析和探讨。在经济增长方式转变的内涵界定和影响因素研究源于:标准论文格式http://www.328tibet.cn
领域,吕铁和徐寿波较早地明确界定了经济增长方式的内涵,认为对原有经济发展战略和经济体制的根本性变革是实现经济增长方式转变的基本思路,评价经济增长方式由粗放到集约的指标是经济效率增长率,经济效率是评价增长方式转变程度的衡量指标。他们对中国改革开放以来的增长方式转变效果进行了分析,结果认为经济的集约化水平很低,加快增长方式转变需做出长期坚持不懈的努力。刘伟将制度创新(生产效率的提高)作为技术创新的根本基础,技术创新是导致经济增长方式转变的首要影响因素[3]。薛白认为高级生产要素的流动使得生产函数从低级到高级的一系列动态化的演进是经济增长方式转变的微观内涵,而产业结构的优化和经济增长方式转变则具有协同效应,政府的结构变迁政策与市场的自发变迁(内生性)动力的兼容程度是中国经济增长方式能否顺利转变的重要决定因素[4]。
在经济增长方式转变的路径选择与政策研究领域,林毅夫等认为比较优势战略是中国经济增长模式转换的重要指导思想[5]。吴敬琏认为走新型工业化道路是中国经济增长的必由之路,中国的全要素生产率在改革开放之后出现了由负转正的提升,而20世纪90年代则表现为高污染、低效率和高消耗,继续强化增长方式转换刻不容缓[6]。卫兴华和侯为民认为资本驱动的增长不能够有效解决经济增长的效率问题,转变经济增长方式的难点在于协调投资、分配和消费的结构;产业结构调整与就业的平衡;政府管制与市场机制在资源配置上的有机结合问题;衔接政府职能的转变和科技体制的创新[7]。张其仔等研究了保增长与经济增长方式转变的关系,通过主导产业选择和产业振兴规划能够有效化解节能减排压力,解决经济增长与增长方式转变的矛盾和冲突[8]。欧阳峣等认为经济增长方式转变的内核是驱动要素的转变,而影响资源配置效率的关键变量是技术差距,中国应当根据与国际上发达的技术差距情况,在生产和研发投资选择、模仿与创新投资选择之间形成“分层”推进式的增长方式转变[9]。
在经济增长方式转变的效果评估研究领域,陈诗一认为,中国工业总体在改革开放以来基本实现以技术驱动的集约型增长方式转变,但一些能耗高和排放高的行业仍为粗放型增长,因此需要进一步提高节能减排技术[10]。王小鲁等考察了中国经济增长方式转换状况,发现TFP的来源发生了变化,技术进步和内源性效率改善因素上升,而外源性效率提高的因素在下降,人力资本质量的提高正代替劳动力数量扩张的作用,行政管理成本的膨胀和消费率的继续下跌是影响经济增长的内在原因[11]。吴锋从要素投入、要素贡献和市场力量等角度对国内经济增长方式的相关研究成果进行了述评,认为中国经济增长方式转变取得了一定进展,经济增长稳定性得到提高,工农业的需求供给结构呈现出量上的均衡趋势,资源配置效率得到提升[12]。杨立勋和刘岩构建了全面的增长方式转变效果的评价指标体系,采用了离散系数法和综合指数法进行了测算和评估,研究结果认为中国经济增长方式转变正处于快速上升的初期阶段,提高产品竞争力、经济效益和环境质量仍然是经济增长方式转变长期应坚持执行的任务和关键突破口,经济增长方式转变的永恒主题是战略性调整经济结构[13]。
通过对上述有关经济增长方式转变的文献梳理可以看出,目前多数文献在研究经济增长方式转变时,具有以下局限性:一是对经济增长方式转变的研究仅在理论上有模糊的界定和认识,通常研究经济增长方式转变与其影响因素之间的关系;二是提出的相关产业政策缺乏实证依据;三是现有文献针对中国经济增长方式转变到底达到什么程度的定量研究相对较少。本文试图通过建立三个维度的经济增长方式转变进度评价指标,利用实证方法定量评价目前中国经济增长方式转变的程度,为中国经济增长方式转变的动态政策制定提供参考标准。本文以下内容安排为:第二部分是经济增长方式转变进度评价的计量模型;第三部分是数据来源和描述统计;第四部分是经济增长方式转变进度的实证研究;最后一部分是本文的研究结论和相应的政策建议。

二、经济增长方式转变的评价方法

经济增长方式转变在理论上实质是由高投入、高污染、高消耗(“三高”)的粗放型增长方式向以高效率地从既定资源获得最大产出、且对环境污染最小的集约型增长方式转换的过程,主要体现在以下三个层面:①低投入高产出(劳动生产率的提高);②高产出低排放(治污技术的进步);③高产出低消耗(能源利用效率的改善)。我们沿用柯布—道格拉斯(Cobb—Douglas)生产函数对模型进行设定:

1.劳动生产率的提高

我们建立如式(1)所示的劳动生产率的决定方程:
其中,Y、L、K分别表示中国各地区实际国内生产总值、年末从业人员数和资本投入数量。edu表示人力资本(每万人在校高中、本专科人数),marketization表示各地区的市场化指数,ε表示随机扰动项。下标i表示中国30个省、自治区和直辖市(西藏由于数据缺失,故排除),t表示所考察的时间区间(1998—2010年)。我们采用人均实际产出代表劳动生产率(解释变量),人均资本表示要素投入,人力资本和市场化指数作为控制变量。若β1t呈现出变大的趋势,则表明以劳动生产率衡量的经济增长方式转变取得了较好的进展。

2.治污技术的进步

为保证结果的稳健性,在研究环境污染问题时,我们考察了两种检验方程:二氧化硫排放量的决定方程和环境污染破坏次数的决定方程。
式(2)和式(3)分别表示污染物排放量的决定方程和环境污染破坏次数的决定方程,由于我们采用的是省际面板数据,受到数据的限制,此处的污染物排放用各省区的二氧化硫(SO2)排放量表示,industry表示第二产业增加值占GDP的比重,regulation表示环境规制强度,accident表示环境污染破坏事故发生的次数,ν和τ分别表示式(2)和式(3)的随机扰动项。当γ1t和μ1t呈现出下降趋势时,则表明以单位实际产出环境污染程度为衡量指标的经济增长方式转变取得改善的效果。

3.能源利用效率的改善

单位GDP能耗能否降低直接关系着中国节能政策的效果。在研究能源利用效率问题时,我们的模型借鉴王火根和沈利生(2007)的做法,建立如式(4)所示的经济增长决定方程。
他们采用的是各地区电力消费量作为能源消费量的指标。原因在于电力消费一方面是能源消耗的主要方式,而且能够更加准确地反映出能源消费和经济增长之间的内在联系,所以,本文也采纳了这一做法。当θit呈现出增长趋势时,表明以单位实际产出电力消费量为衡量指标的经济增长方式转变取得新进展。

三、数据来源和描述统计

经济增长方式转变研究中的三个维度的计量模型中式(1)—(4)所涉及的变量包括:我国各地区实际国内生产总值、年末从业人员数、资本存量、人力资本、市场化指数、二氧化硫排放量、第二产业增加值占GDP比重、环境规制强度、环境污染和破坏次数、能源消费(电力消费量)。为保证数据的可获得性一致,我们研究的时间区间是1998—2010年,横截面是我国30个省、自治区和直辖市(西藏自治区除外)。

1.实际国内生产总值

由中经网统计数据库直接获得以现价计算的各地区国内生产总值,然后利用《新中国60年统计资料汇编》中的以1950年为基期的居民消费指数调整为1952年,能够得到CPI,再利用CPI数据对各地区各年的国内生产总值进行平减得到各地区实际国内生产总值。

2.年末从业人员数

从中经网统计数据库能够直接得到各地区各年年末从业人员数。

3.资本存量

大多数文献关于资本存量的获得一般采取的是1951年戈德史密斯(Goldith)开创的永续盘存法,本文使用的1998—2008年资本存量数据直接来源于孙辉等(2010)的研究成果,并使用一阶自回归方法将2009—2010年的缺失数据补齐。

4.人力资本

人力资本对全要素生产率的提高具有重要的作用,巍下海(2010)研究了人力资本、技术溢出和全要素生产率增长的关系,认为人力资本对提高生产率具有空间正溢出效应。有关人力资本的衡量,多数文献采用的是受教育程度作为其指标(沈坤荣和耿强,2001;巍下海,2010),本文采用各地区每万人在校高中、本专科学生的数量作为人力资本的衡量指标。在校高中、本专科学生的数量数据来源于中经网统计数据库的相关数据加总,然后除以各省区年末人口数,得到最终的各地区人力资本数据。

5.市场化指数

市场化改革对资源配置起到了优化作用,必然引起生产率的提升,因此,将市场化改革纳入到劳动生产率决定方程中。樊纲等(2011)出版的《中国市场化指数:各地区市场化相对进程2011年报告》为学者们衡量市场化改革进度提供了直接的帮助,本文市场化指数使用的便是该报告的结果。

6.二氧化硫排放量

由于数据的可得性限制,本文采用二氧化硫排放量作为衡量污染排放的指标,的二氧化硫排放量数据来源于1999—2011年《中国统计年鉴》。

7.第二产业增加值占GDP比重

考虑到环境污染主要来自于第二产业的生产过程,因此,我们选取第二产业增加值占GDP比重作为污染物排放决定方程的解释变量(实质上也有文献将其称作产业结构的指标),第二产业增加值占GDP比重的数据直接来源于中经网统计数据库。
8.环境规制强度
在环境规制强度指标的衡量上,可供选择的构造指标包括:环境规制政策法规的颁布数量、治污投资占企业成本或产值的比例、治理污染费用、人均收入和规制机构的监督检查次数等。由于受到数据可获得性限制,我们将治理源于:论文提纲格式范文http://www.328tibet.cn
工业污染项目投资额与工业增加值的比值作为环境规制强度的指标,中经网统计数据库直接提供了1998—2010年中国各地区治理工业污染项目投资额和工业增加值的相关数据。
9.环境污染和破坏次数
环境污染和破坏次数直接衡量了环境恶化水平,中经网统计数据库直接提供了该指标的数据。由于中经网统计数据库中的数据部分缺失(或环境污染破坏次数为0),为确保计量过程中取对数需要,我们将缺失数据或未发生环境污染破坏的情况取值为1,这一做法对计量结果的影响不大。10.能源消费(电力消费量)
各地区能源消费(电力消费量)数据来源于1999—2011年《中国统计年鉴》。取390个样本量,各变量的描述性统计如表1所示。

四、经济增长方式转变进度的实证研究

1.空间自相关的Moran—I 指数计算

由于经济活动普遍存在着空间的相关性,以至于单独使用面板模型将不能够有效解决变量之间存在的相关性问题,因此,本文采用了空间面板模型对各计量模型(1)—(4)进行估计。而空间面板模型又分为空间滞后模型(SAR)和空间误差模型(SEM),所以,在估计之前需要对模型进行空间自相关检验,最常用的方法是计算Moran—I指数。
Moran—I的计算公式为:
Moran—I=n∑ni=1∑nj=1ωij(xi—)(xj—)∑ni=1∑nj=1ωij∑ni=1(xi—)2
=∑ni=1∑nj=1ωij(xi—)(xj—)S2∑ni=1∑nj=1ωij(5)
在式(5)中,S2=1n∑ni=1(xi—)2,=1n∑ni=1xi,xi和n分别代表第i个省的观测值和空间单元数,ωij是空间权重矩阵。在空间权重矩阵的使用上,本文采用的是常用的0—1地理空间权重矩阵,当两省接壤时,矩阵值设定为1;否则为0(一共30个地区,从而形成30×30的方阵)。1998—2010年我国各地区人均实际产出、二氧化硫排放量、环境污染和破坏次数以及实际产出的Moran—I指数计算结果如表2所示。
资料来源:作者根据Matlab程序计算整理得到。
从表2的1998—2010年中国经济增长方式转变进程的各被解释变量的Moran—I指数变动情况来看,人均实际产出、二氧化硫排放量、环境污染和破坏次数以及实际产出均呈现出显著的空间正自相关,其中,人均实际产出和实际产出的空间正自相关最为显著,Moran—I指数分别在0.2—0.4之间。所以,采用传统的面板数据模型刻画中国经济增长方式转变进程不是很合理,需要采取空间面板模型进行估计和解释。

2.空间面板模型估计结果与解释

(1)劳动生产率的决定方程。
为便于选择合适的空间面板模型估计方法,我们首先针对劳动生产率决定方程进行传统的面板OLS回归,回归结果为(括号内为相应变量的t统计量):
lnYLit=—0.1775+0.7471lnKLit+0.0166ln
(—

1.6296) (54.1351) (0.7541)

eduit+0.3814ln(marketization)it
(1

5.6088)

其中,2=0.9641,DW=1.5418,因此,从DW值来看,该传统面板OLS模型的变量存在着自相关,进一步证实了建立空间面板的必要性。而且,经过空间自相关检验(如表3所示),发现空间滞后模型(SAR)的统计量4.3584>空间误差模型(SEM)的统计量1.8816,且在5%的显著性水平上显著,因此,选择空间滞后模型对劳动生产率决定方程进行估计(估计结果如表4所示)。从表4可以看出,应当选择双向固定效应来解释劳动生产率的决定方程,从中国总体来看,人均资本每增长1%,将引起劳动生产率提高0.6099%,表明中国资本深化将带来要素生产率的增长。表5给出了各地区劳动生产率空间固定效应影响值。
从表5可以看出,劳动生产率在各地区间的差异较大,北京、天津、辽宁、上海、福建和山东等地区的劳动生产率较高,中西部地区的劳动生产率较低。从图1的各地区劳动生产率衡量的各时期固定效应影响值变动情况来看,中国总体的劳动生产率大致呈现出递增的趋势,从2004年下半年开始,劳动生产率对人均资本的弹性系数由负转为正,是以劳动生产率提高为衡量标准的中国经济增长方式转变取得了较为明显的效果。
(2)治污技术水平的决定方程。
由于本文考虑了两种类型的治污技术水平决定方程(二氧化硫排放量的决定方程和环境污染破坏次数的决定方程),,因此,我们需要对其分别进行估计,以保证研究结果的稳健性。
①二氧化硫排放量的决定方程。
利用传统面板OLS估计得到的二氧化硫排放量决定方程结果为(小括号内为相应变量的t值):
ln(SO2)it=—

2.8188+0.5656lnYit+

(—8.6771) (1

3.8137)

3.8444industryit+5

1.8357regulationit

(7.5072) (

5.2123)

其中,2=0.5391,DW=1.7661(具有一定的相关性),因此,重新建立空间面板模型进行估计,经检验,空间滞后模型(SAR)的统计量109.3956<空间误差模源于:论文提纲格式范文http://www.328tibet.cn
型(SEM)的统计量181.8642,所以,我们选择空间误差模型(SEM)对二氧化硫排放量的决定方程估计(估计结果如表6所示)。
其中,2=0.0472,DW=1.3452,重新进行空间面板模型估计,经过检验,空间滞后模型(SAR)的统计量0.4619<空间误差模型(SEM)的统计量

4.3383,因此,需要建立空间误差模型,估计结果如表7所示。

从表6和表7的估计结果可以看出,在考虑空间相关性时,二氧化硫排放量决定方程应当选择地区固定效应,二氧化硫对实际产出的弹性为0.3323,亦即,从全国来看,当实际产出增长1%时,二氧化硫排放量增长0.3323%。环境污染与破坏次数决定方程应当选择时间固定效应,实际产出上涨1%将引起环境污染与破坏次数提高0.7608%。另外,在控制变量方面,第二产业比重的变动与二氧化硫排放量正相关,与环境污染与破坏次数负相关,目前我国的环境规制未能取得降低环境污染水平的效果。表8给出的各地区固定效应影响值。
从表8可以看出,二氧化硫排放量在各地区间的差异较大,北京、天津、吉林、黑龙江、上海和江西等地区的单位实际产出排放的二氧化硫量下降,山西、内蒙古、辽宁和江苏等地区的单位实际产出引起的二氧化硫排放量较高。中国论文中心http://www.328tibet.cn