数量经济技术经济范文

数量经济技术经济范文第1篇

英文名称：The Journal of Quantitative & Technical Economics

主管单位：中国社会科学院

主办单位：中国社会科学院

出版周期：月刊

出版地址：北京市

语

种：中文

开

本：大16开

国际刊号：1000-3894

国内刊号：11-1087/F

邮发代号：2-745

发行范围：国内外统一发行

创刊时间：1984

期刊收录：

中国科学引文数据库(CSCD―2008)

中国人文社会科学引文数据库(CHSSCD―2004)

核心期刊：

中文核心期刊(2008)

中文核心期刊(2004)

中文核心期刊(2000)

中文核心期刊(1996)

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数量经济技术经济范文第2篇

一、民营经济和统计数据质量的内涵

（一）民营经济的内涵

关于民营经济的定义，尚未形成一致的观点。一种较为认可的定义是，民营经济是指除了国有及国有控股、集体经济、外商和港澳台商独资及其控股的经济组织，其主要成分是私营企业、个体工商户和农民专业合作社。其中，私营企业和个体工商户在民营经济中占据了绝大部分。在当前有关民营经济的统计资料和研究文献中，基本上也是按照如上的构成成分加以统计和分析研究的。

（二）统计数据质量的内涵

关于统计数据质量的涵义，不同统计机构和学者对此有不同的定义。例如，加拿大统计局确定了衡量数据质量的6个方面标准：即实用性、准确性、及时性、可取得性、衔接性、可解释性；英国统计局提出的数据质量的标准是准确性、及时性、有效性和客观性。厦门大学博导曾五一教授在他的研究中认为，统计数据的质量并不限于通常人们理解的准确性，它的完整内涵应当包括：准确性、适用性、时效性、可比性与可获得性等五个方面的要求。本文就借用曾教授的观点，依照这五个标准来提高统计数据的质量。

二、民营经济统计数据质量的现状

政府对外公布的民营经济相关数据颇多，比如民营经济增加值、民营经济的营业收入、民营经济规模以上企业数、民营经济对GDP的贡献率等。民营经济数据的质量高低对以其为依据所做的有关决策和结论的科学性有重大影响，所以提高民营经济统计数据的质量具有重要意义。从总体上看，目前的统计数据可以反映我国经济发展的大体趋势。由于民营经济统计的对象复杂多变且分布广泛，使得民营经济统计数据的质量还存在诸多问题，不能满足使用者的需求。

（一）民营经济统计数据失真的现象很严重

统计数据失真的现象早已被社会公众所熟知，例如东北多个GDP造假县域经济规模超香港，地方GDP“增速高于全国、总量大于全国”等。统计数据失真主要是由统计制度不够完善造成的。通过对福建省某市统计局的走访，了解到目前民营经济统计没有专门的部门负责，而是将民营经济中的不同行业分给不同的部门负责统计，在统计人员中也分出了调查队和统计组两个队伍，数据的收集主要是由各级政府层层上报。有的政府上报的数据完全是虚假数据，这样的统计制度难免会出现数据失真的现象。统计数据虚假是最常见的统计数据质量问题，也是危害最为严重的统计数据质量问题。这些统计数据完全是虚构杜撰的，根本就没有事实依据。

（二）民营经济统计指标不统一造成各地统计数据难以衔接

目前，从国家层面看，全国没有统一的民营经济定义，也没有统一的民营经济统计口径和统计指标，也没有明确一个部门牵头负责民营经济工作。各省对民营经济统计工作没有参照的标准，只能自成一体。各级政府部门都是根据自身的统计需要来制定各自的统计指标和统计口径，这使得不同省份的民营经济统计数据不具有可比性，相互间难以衔接。以山东省为例，工商联、工商局、中小企业局三个部门都在抓民营经济，而市一级多数由中小企业主管部门负责。从统计口径上看，省工商局所统计的民营经济指标实际上只是个体工商户和私营企业，省中小企业局执行的是以前乡镇企业的指标体系，基本不用民营经济这个概念，但到了市一级，中小企业、民营经济用的都是这个数据，而概念和标准都十分清楚的中小企业从上到下都没有专门的统计。概念界定不清、统计口径不统一、统计体系不健全，给基层工作带来很大不便。对此，山东省宏观经济研究院经济研究所所长高福一认为，面对大数据时代，统计体系不完备，会对政府的科学决策造成一定影响。

（三）民营经济配合统计工作的积极性不高，申报的数据较随意

民营经济的统计工作，仅仅依靠统计部门及其他政府部门远远不够，需要各民营经济实体的积极配合。从当前情况来看，由于缺乏相应的法律约束，民营经济实体在这种“纯义务”的统计工作上，很少采取主动配合的态度，对统计部门需要的统计资料也是敷衍了事，甚至有时要统计人员再三催促，才随意地报上一组数据应付。这种不准确的数据严重影响统计报表的准确性，不利于我国民营经济的统计工作。同时，民营经济体对于涉及企业销售总额与营业利润等企业的敏感性数据，抵触心理严重，这主要是其“怕征税、怕露富、怕泄密”的心理造成的，如此一来，在对待民营经济统计工作的态度上，民营经济体本身就不愿意参与，也不会主动配合，大大降低了民营经济统计工作的效率。由此可见，缺乏相应的法律约束，使民营经济提供的数据与报表资料随意性很大，给我国民营经济的统计工作带来非常大的困扰，这也是我国民营经济统计数据质量不高的重要原因。

三、数据挖掘技术在提高民营经济统计数据质量中的应用

数据挖掘的正式研究开始于1989年举行的第十一届国际联合人工智能学术会议，从数据库中发现知识（KDD）一词首次在该会议中被提出。数据挖掘技术从一开始就是面向应用的，在国外很多领域，如金融、生物、电信、保险、交通、零售等领域，数据挖掘的应用都起到了明显的效果。世界上研究数据挖掘的组织、机构和大学有很多，比如卡内基梅隆大学、斯坦福大学和麻省理工学院等。与国外相比，国内对数据挖掘的研究稍晚，没有形成整体力量，直到1993年国家自然科学基金才首次支持该领域的研究项目，到上世纪90年代中后期，初步形成了知识发现和数据挖掘的基本框架。此后一批研究学术论文逐渐发表，但是基本上还是以学术研究为主，实际应用上处于起步阶段。在大数据时代，利用数据挖掘提升竞争力已成为各行各业都在追逐和挑战的目标，数据挖掘被认为是大数据中最关键和最有价值的工作。目前有研究者提出将数据挖掘技术应用于统计中，为相应的部门提供服务。比如，将数据挖掘应用在政府统计、人口普查、经济普查中。民营经济作为我国的一大经济支柱，其中包含了大量复杂的信息，数据质量高低不容忽视。因此，有必要对数据挖掘技术在民营经济统计数据质量控制方面进行研究。

（一）微观层面

我国民营经济包含的对象复杂多样，各单位的规模大小不一，其分布又十分广泛。面对如此庞大的群体，民营经济统计工作的难度可想而知。我国没有统一的民营经济统计，都是各省各部门根据自身的需要进行相关统计。据某统计局工作人员介绍，在收集民营经济统计数据时，按照企业规模的大小分为两种渠道，规模以上的企业通过网络直报提交数据，规模以下的通过调查队或者当地基层政府提交相关数据。在收集数据时，根据行业不同又分工为不同科室负责，比如有的科室负责钢铁行业，有点科室负责文化产业行业等，这样容易导致重复统计或者遗漏统计。目前我国对于民营经济申报的统计数据没有任何法律约束，导致上报的数据很随意，常常与实际值偏离巨大。在初始环节严把数据的质量，对后期的数据加工具有重要的意义。1.孤立点的识别。孤立点指的是在数据集合中与大多数数据的特征不一致的数据。孤立点挖掘可以描述为，给定一个n个数据点或对象的集合，以及预期的孤立点的数目k，发现与剩余的数据相比是显著不一致的头k个对象就是孤立点。目前挖掘孤立点的算法主要包括七类：基于统计的方法、基于距离的方法、基于密度的方法、基于偏离的方法、基于聚类的方法、基于粗糙集的方法和基于人工神经网络的方法。在民营经济统计数据采集过程中，由于采集的对象庞大，政府统计工作人员无法做到对每次收集的数据一一核实，只能对采集的数据进行一次筛选，将其中可能存在显著差异的数据找出来，然后对这些数据进行核实，剔除一些无效的数据，以保证原始数据的真实性。对于民营经济各个单位上报的统计数据，无论是故意的还是无意的都会出现一些孤立点，这些孤立点的存在无疑会影响数据的质量。我们可以通过基于聚类的方法来找到这些孤立点，首先将民营经济统计数据集利用已经成熟的模型进行聚类分析，使数据集形成簇，而那些不在簇中的数据即被视为异常点，然后对这些异常点进行一一核实，这样工作量就大大缩小了。2.缺失数据的替代。缺失数据是指数据集中某些记录的属性值丢失或空缺，一般缺失的属性值代表了缺失的信息。民营经济统计指标体系涵盖的内容广泛，而民营企业大部分规模较小，数据记录的制度不健全，面对政府部门收集数据的任务，有时是提交空白数据，有时是随便填报个数据敷衍了事。统计部门收集到的空白数据，最简单的办法是直接去掉，这样势必会影响到最终统计结果的真实性。为了提高数据的质量，必须要对这些缺失值找到一个合理的替代值。缺失数据的替代方法有单值替代、类均值替代和回归替代，这些方法都可以解决缺失数据的替代问题。单值替代是使用一个常量代替所有的缺失值，常量的选择由应用的目的而定，可选择平均值、最大值、最小值等统计指标。类均值替代是用缺失数据记录所在类别的属性平均值代替缺失数据。回归替代是应用回归分析技术，对包含有缺失属性值的属性和相关的其他属性建立预测模型，并用相应的预测值代替缺失属性值。3.虚假数据的修正。在民营经济统计中，会收集很多不可避免的虚假数据。造成统计数据虚假的因素多种多样，如一些经济主体受经济利益驱使，捏造虚假数据，在财务报表上大做文章。比如，一些效益好的企业为了偷税漏税故意少报利润和销售收入，而一些效益不好的企业少报亏损或者高账面盈利，以骗取银行贷款并树立企业形象。还有一些企业长期搞多本账，报给财税部门的是“苦账”，报给银行获得贷款的是“喜账”，报给上级主管部门的是应付账，留给自己的才是真实账。虚假数据俗称为含水分的数据，如果这些数据水分不大，可以不去理会，因为统计数据是反映一个大体概况和趋势的，不需要毫厘不差。如果这些数据水分较大，汇总在一起的高水分的数据容易放大或者缩小实际经济状况，这时就必须在初始数据采集时严控数据中的水分。这些数据一般不会像孤立点那样容易被发现，具有一定的隐蔽性，必须要借助于数据挖掘方法才能识别其中的水分，比如数据挖掘中的聚类分析。聚类分析是将一个数据集划分为若干聚类，并使得同一个聚类内的数据对象具有较高的相似度，而不同聚类中的数据对象的相似度尽可能低。在民营经济统计数据库中将具有相似属性的企业归为同一个聚类，对于同一个聚类中某个企业的某项属性明显存在巨大差异，则可以判断此属性数据可能存在严重虚假，然后再进一步调查核实和修正。

（二）宏观层面

大部分地方统计部门在处理和分析统计数据时还处于手工操作或半手工操作，计算机的使用仅限于做一些简单的汇总和指标计算，统计分析也主要是事后分析，没能利用发达的计算机技术通过信息共享等方式进行事前分析和预测。1.关联规则的应用。关联规则是近几年研究较多的数据挖掘方法，具有高度的灵活性和重要性，应用也是最为广泛的。关联规则挖掘的主要对象是事务数据库，在事务数据库中，事务1中出现了属性项甲，事务2中出现了属性项乙，事务3中则同时出现属性甲和乙。那么属性甲和乙在事务中的出现互相之间是否有规律可循就是关联规则要挖掘的隐含信息，以查找容易被忽略或与人们熟知相背离的事件。经济统计中运用关联规则能够挖掘出汇总数据中联系密切的行业，这些关系密切的行业有已知的，也有未知的。尤其在民营经济的统计数据中，有些内部信息汇报人不愿如实填写数据，导致汇总后的数据与实际数据相差甚远，此时可以通过已经建立的规则关系来识别和修正一些水分较大的数据。在实际运用当中，很多属性之间所存在的关系为人们所知晓，被称为平凡规则，如提升工业总产值能够带来生产总值的增加。通过平凡规则，我们能够对数据质量的高低进行判断，以此达到消除虚假数据的目的。2.决策树的应用。决策树是一种用于分类、聚类和预测的建模方法，在民营经济统计数据中可以用决策树进行分类和预测分析。我国民营经济统计没有统一的口径，很多数据是通过统计人员根据收集部分数据推断出来的，所以需要一种有效可行的预测方法。决策树算法十分直观，这一过程的关键是有效构建决策树，主要分为建树和剪枝阶段。通过决策树对数据分类主要由两个步骤组成：其一，决策树模型的构建，即通过训练集实现一颗决策树的构建及精化；其二，将输入的数据通过决策树进行分类处理。当将数据输入决策树时，会由根节点对属性值依次进行测试并记录，然后到达叶子节点，来实现寻找记录所在类。从整体来看，决策树算法属于递归过程，一直进行到满足终止条件为止。分割停止要满足两个条件：其一为某一个节点上数据都同属一类；其二是能够进行数据分割的点已经耗尽。这一过程主要用于解决数据挖掘的预测及分类方面问题。

四、提高民营经济统计数据质量的对策

民营经济统计是一项综合的统计工作，涵盖了民营经济的各行各业，必须着眼于整个统计工作，从政府和企业相结合的角度建立一套行之有效的机制，来切实规范企业的行为，夯实企业的统计基础，并调整部门间的信息共享。

（一）政府应做的工作

1.加大统计执法检查力度，做好统计基础工作。对民营企业中存在的虚报、瞒报、拒报等统计违法行为，要鼓励执法人员勇于执法、善于执法，在保护民营企业遵纪守法正常发展的同时加大对一些典型的统计违法案件的曝光力度，以案说法，扩大教育面，促进这些企业的统计工作正常开展。同时，各级统计部门要重视对民营企业特别是新建的民营企业统计基础工作的指导工作，要组织力量搞好培训工作，督促企业依法建立健全原始记录和统计台账，夯实基础工作，严把统计数字质量关，要优选专兼职统计工作人员，切实做到业务精、责任心强，保证统计数字上报的及时性和准确性。2.将数据挖掘技术嵌入到网上直报系统，增强统计数据的自动化处理能力。在信息技术飞速发展的今天，先进的信息技术已经成为进行统计工作必不可少的工具，利用数据挖掘技术辅助网上直报系统，从而使得原始数据采集、储存加工以及信息传递实现了现代化，这不仅提高了统计数据传递的及时性，而且也提高了统计数据的准确性。同时伴随着信息技术的发展，调查技术也在不断地改善，一些新的调查方法将会逐步代替旧的调查方法，例如计算机辅助调查、计算机输入数据搜集系统等等。与此同时，还要不断推进统计信息自动化建设，提高各级统计部门的配机率和数据信息的处理能力，集中力量做好统计数据处理的软件开发和综合数据库建设，进而提高统计数据的质量。

（二）民营企业应做的工作

1.民营企业的领导层要重视配合政府统计部门的工作。要搞好统计工作必须得到企业领导的支持和其他职能部门的通力配合。统计工作涉及企业的销和人财物各个方面，对一个企业的生产经营活动起到监督、检查和指导作用，因此没有领导的重视和支持，没有企业中各个部门的积极配合，就无法保障统计数据的准确，资料来源渠道的畅通。2.民营企业自身要加强规范化统计基础工作。企业必须要有健全的原始记录、统计台账及财务报表，且能同时满足相关部门的需要，财务报表能满足统计需要的不再布置统计报表，并且根据会计决算的实际期效，统一上报时间。以减轻企业的劳动负担，增强企业积极配合统计的意愿，这样也避免了在财务决算之前“瞎估乱报”的现象。根据企业的实际情况，可以将会计、统计合并为一个综合部门，共同承担会计、统计任务，解决基层企业力量配置及劳务成本的问题。但无论人员如何配置，必须保证提供准确可靠的原始数据，做到不迟报、不漏报，确保源头数据的真实性，以提高民营经济统计的数据质量。

作者:柯芳 单位:福建师范大学协和学院

参考文献

[1]曾五一.国家统计数据质量研究的基本问题[J].商业经济与管理,2010,(12).

[2]高敏雪.从外部监督入手解决统计数据质量问题的努力[J].统计研究,2009,(8).

数量经济技术经济范文第3篇

[关键词] 微观经济分析；非参数回归技术；经济计量模型；应用

[中图分类号] F064.1 [文献标识码] A

Abstract： In studies of microcosmic econometrics， empirical approaches are usually used to analyze the structure of resident income and consumption distribution with the help of parametric models. However， as there are often uncertain factors in the real economic environment， the results of parametric models are not always identical with the reality. In this study， nonparametric regression techniques are used in an econometric model. Although there are many data， the functional relationship between variables do not to be predefined and the variation trend and dependent relations between income and consumption are investigated from many aspects. It is found that results concluded from nonparametric methods are superior to those of parametric methods.

Key words： microcosmic economic analysis， nonparametric regression techniques， econometric model， application

一、引言

近年来，在计量经济学的研究中广泛应用非参数统计方法，这是现代统计学发展的一个重要方向，为未知分布的数据模型的处理以及不完全数据的处理等提供了一种新的统计方法。由于实际经济环境中存在不确定因素，而是微观计量经济学中大量的经济结构是无法预先确认的，有时不能提供可信赖的模型的参数形式，所构成的模型更可能对实际经济趋势产生误导，因此已有学者开始把非参数密度估计的方法引入计量经济学，并已取得了一定的成果。因为不需要曲线确定变量间的函数关系，所以对计量经济模型的估计和预测提供了多方面的灵活机动的表现形式。对实际曲线形式无定型（数据参数分布未知）的经济模型，有一些很积极的结果，展示出极大的优越性。

在经济结构发生巨大转变的当今，居民经济收入的变化，已经极大地影响了社会整体的消费需求结构。本文将微观经济层面的居民经济状况作为研究的主体，利用非参数回归估计技术，考查收入与消费的相依关系和变化趋势，并得到了一些可靠的推断性结论。在保证了对这些数据所做的假设同经验所得出的结论不会有太大的差距的基础上，不仅能增进对经济要素相互依存的理解，而且可以做出切实可行的预测服务，对制定更合理，更有效的宏观经济政策提供了积极的参考，也可以为经济学家做深入研究提供基础。

二、模型与主要方法

三、应用

本节将对上节中提出的方法进行模拟研究，对2012年全国230个城市家庭年收入与消费的经济调查数据，利用非参数回归技术，在不假设模型参数形式的较宽条件下，考查城市居民年总收入与总消费的相依变化趋势，同时与通常的参数模型分析的结果进行比较，数据来自中经专网。

由简单的描述统计可知：在这些城市中，家庭年最低收入为11428元，最高收入达40741.88元，最高收入是最低收入的3.57倍，且这些城市的平均家庭年收入为21969.97元，而收入的中位数仅为20516元，平均收入是中位数的1.07倍，收入呈现出偏态分布状况。图2是利用非参数局部多项式回归拟合所得出的结果，为了比较，同时也给出图1利用最小二乘回归技术拟合的结果，下面图中的散点均为实际调查数据点。图1可以观察到，随着收入的增加，消费支出有增高的现象。再由图3，残差点分布呈右喇叭形状，可能存在异方差，故最小二乘法回归估计结果不太可靠，不适合这里给出的调查数据，图4的残差分布显示出非参数局部多项式回归拟合的结果要优于最小二乘回归技术。观察图2中的右尾部，呈现出增幅下降的趋势。收入与消费的关系可以推断是上凸形状的曲线，表示消费随收入的增加而增加，而增加的趋势是逐渐减缓的。从微观计量的角度出发，消费最优化是指理性消费者在收入约束条件下去追求效用最大化，且在保证不降低生活水平的前提下去谋求支出最小化，这种趋势大致满足微观经济调查数据所得到的一般结论，即边际消费倾向随着收入的变化而反变化，这也是与实际散点图的趋势一致的。

图5给出了正态核估计的拟合结果，考查模型的误差分布。有关非参数回归模型误差密度的估计可参看Li and Chai（1997），施笋娟，张文扬（1995），李竹渝（2011）。可以证明在大样本条件下，非参数回归模型误差密度的非参数核估计是渐进无偏的，其收敛速度不仅受自身光滑参数的影响，还要受非参数回归函数光滑参数的影响。图中存在右拖尾现象，可以解释为调查数据中出现的“异常值”，可见在调查值中，高收入家庭对估计结果的影响比较明显，如果需要，还可以考察去掉那些收入“异常值”进一步讨论。

上述结果分析可以推断城市家庭的收入-消费基本趋势非线性相依关系，可以通过非参数回归估计得到一个大致上凸曲线的变化趋势。非参数回归估计方法可以帮助我们了解分布的近似形态，特别是在微观层面的居民经济状况的调查中，可以得到一些可靠的推断性结论。

[参 考 文 献]

[1]Fan J， Gijbels I， Local Polynomial Modelling and Its Application [M]. London： Chapman and Hall，1996

[2]Li Z Y，Chai G X， Note on Error Density Estimation in Nonparametric Regression and Application to Income Data[DP]. Discussion Paper No.A-567，SFB 303. Germany：University of Boom， 1997

数量经济技术经济范文第4篇

内容摘要:本文以六省市的大中型工业企业为例,根据现阶段我国企业技术创新的现状设计出合理的技术创新变量,并通过建立面板数据模型,研究了这些地区近年来大中型工业企业的技术创新对区域经济增长的影响,并在此基础上提出相应对策建议,以期对促进我国企业技术创新能力的相关理论研究提供借鉴。

关键词:工业企业 技术创新 区域经济发展

目前我国总体上处于工业化的中期发展阶段,大中型工业企业经济效益的持续增长对于国民经济的持续、稳定增长具有重要的现实意义,同时大中型工业企业是我国技术创新的重要主体,其技术创新活动不仅有利于改善企业自身的经济增长质量和效益,对促进整个国家的技术创新能力也具有重要意义。本文以近几年江苏、浙江、上海、福建、北京、天津等六省市的大中型工业企业技术创新现状为基础,实证分析了大中型工业企业技术创新对区域经济增长的影响,并在此基础上提出相关的政策建议。

研究背景

近年来,技术创新对经济发展的影响越来越受到学者的关注,许多学者已展开了理论研究,并对我国企业技术创新活动进行实证研究。李纪建通过回归分析对各地区经济增长与创新能力、市场化因素之间的关系进行了相关研究(李纪建,2001)。徐竹青则检验了世界主要国家R&D经费占GNP的比重与人均GNP之间的相关性,并对我国各省市2000年的R&D经费支出、专利授权量及GDP三个指标之间的相关关系进行了研究(徐竹青,2004)。朱学新等学者则利用广义的Cobb-Douglas生产函数,对我国科技投入的经济效果进行了实证分析(朱学新、方健雯、张斌,2007)。西南科技大学的黄智淋等学者以专利授权量数据作为技术创新活动的变量,对我国各省(市、区)技术创新活动与经济增长的关系进行实证检验(黄智淋、俞培果,2007)。

虽然现有的很多文献对技术创新和我国地区经济发展差距之间的关系进行了实证分析,但是专门针对大中型工业企业技术创新对区域经济增长的影响研究却较少见到。由于大中型工业企业在我国国民经济发展中具有重要地位,同时也是我国技术创新最重要的主体,因此研究近年来大中型工业企业的技术创新对区域经济增长的影响,并针对性的提出相应对策建议具有重要的现实及理论意义。

研究设计

(一)研究对象及选用方法

根据国家统计局的相关规定,大中型工业企业是指同时满足从业人员300人以上、主营业务收入在3000万元以上、资产总额则在4000万元以上的工业企业。本文考察了近几年大中型工业企业技术创新活动对区域经济增长的影响作用,由于时间跨度较短,数据量较少,故采用面板数据分析方法可以有效地克服样本数不足的问题(谢识予,朱弘鑫,2005)。面板数据是具有不同样本和不同时间段的数据,它在时间序列上取多个截面,同时在这些截面上选取不同样本观测值构成样本数据,既能反映某一时期各个个体数据的规律,又能描述每个个体随时间变化的规律,集合了时间序列和截面数据的共同优点。

本文首先选择多个能够在一定程度上代表技术创新投入与产出的指标,也就是技术创新的变量,以解决技术创新的量化问题。随后建立面板数据模型,针对六省市大中型工业企业的显示情况考察技术创新对经济发展的影响情况,从而验证大中型工业企业的技术创新是否有效地推动了区域经济发展,并进一步分析各因素的影响力度。

(二)指标选择与数据来源

对技术创新的质量和数量的度量,一般只能选择一些替代性的指标进行衡量。经过比较研究,本文选择各省、市大中型工业企业的科技人员数量、专利申请数以及R&D经费投入为技术创新的变量,并将上述三个变量作为解释变量,以GDP增长量度量区域经济的发展,并作为被解释变量。研究的时间跨度为1999年到2006年间,所有数据均来自各个省、市的统计年鉴。

实证研究

(一)技术创新与区域经济发展的关系

技术创新带动的技术进步是推动区域经济增长的主要动力之一,随着社会、经济的不断发展,技术进步对区域经济发展的带动作用越来越强,有研究成果表明,技术进步现已成为支持区域经济持续发展的重要因素,是区域经济持续增长的有力保障。技术创新能够促进区域经济发展,从而促进区域产业创新体系的建立,由此可知,技术创新已经成为区域经济持续发展的推动力。

技术创新可以提高资源的利用效率,从而在一定程度上缓解资源的稀缺性,这一点对于我国区域经济的发展尤为重要。我国工业化发展仍在进行中,经济增长过程中资源因素日益凸显,环境失衡的压力不断增大。通过技术创新,可提高资源的有效利用效率,从而可相对提高自然界的资源供给能力,增强资源的可持续利用程度,从而使区域经济发展能以最少的生产要素投入获取最大的产出效益。

总之,随着全球性科技革命的蓬勃发展,技术创新作为区域经济发展的核心竞争力正日益成为区域间经济竞争的焦点问题。技术对区域经济内各要素的渗透,不仅表现为不断改进着的生产工艺过程及生产组织方式,还表现在不断提高的各要素间的整体生产力,这已经成为区域经济可持续发展最直接的动力源。基于以上分析,本文认为,我国现阶段必须高度重视技术创新在区域可持续发展中的重要作用,以技术创新提升区域经济的综合竞争力,以技术创新实现区域经济的跨越式发展,以技术创新支撑和实现区域经济的可持续发展。

(二)面板数据模型的设定及建立

为了确定所使用的面板数据模型的类型和形式,本文使用EVIEWS对样本数据进行了Hausman检验和F检验。经过Hausman检验,在90%的置信水平下拒绝了随机效应的模型假设,因此适于采用固定效应模型。同时对数据进行了F检验,结果表明:样本数据存在个体影响而无结构变化,并且个体影响可以用模型中的截距项的差别来说明。限于篇幅,这里没有给出具体的检验过程。基于上述检验结果,采用固定效应的变截距模型对于本文的研究是合适的,模型的形式如式(1)所示,同时为了减少截面数据的异方差影响,在回归估计中本文进行了跨地区加权处理。

yit=αi+β1ix1it+β2ix2it+β3ix3it+μit(1)

(1)式中yi为各地区GDP的增量,x1、x2、x3分别表示企业科技人员数量、专利申请数以及R&D经费投入三个变量,并且有β1i=β1j,β2i=β2j,β3i=β3j。

(三)回归结果分析

随后笔者采用EVIEWS软件对模型式(1)进行估计,其结果如表1所示。

从表1回归的结果显示,科技人员数量和R&D经费投入对地区经济增长产生明显的正面影响,其中研发经费投入的影响非常突出,并从回归结果可以看出研发投入每增长1亿,GDP增长量能增加近6亿。然而专利申请数这一指标显示却并不显著,没有通过5%的显著性检验。去除专利申请数这一变量,重新进行模型的估计,其结果如表2所示。

以1999年为基准,通过将年度虚拟变量D2000-D2006引入到固定效应模型进行回归估计,并考察其显著性,回归结果如表3所示。

实证结果解析

本文从以下几个方面对上述回归结果进行进一步的解释和分析:

科技人员数量。从表2可以看出,工业企业的科技人员每增加1000人,地区经济就可以增加8亿元,表明科技人员数量对经济发展虽然具有一定影响,但影响的力度不大。这说明,六省市工业企业中的科技人员的创新活动数量或质量都有进一步提高的空间,企业需要进一步的释放科技人员的科技生产力。

专利申请数。对比表1和表2的回归结果可以发现,专利申请数对地区经济增长的影响并不显著。虽然近年来我国大中型工业企业申请的专利数逐年上升,但将专利成果转化为经济效益的过程一般需要经历较长的时间,专利技术的应用往往涉及到机器、生产线、厂房的更新,需要大量物理资本投入,其技术才能够得以体现,从而对经济增长发挥作用。专利申请数这一变量却不显著,这在一定程度上反映了我国物理资本投入不足、专利成果转化为现实生产力的比例不高的事实,只有创新成果的有效扩散和应用才能有效推动经济发展水平的提高。

R&D经费投入。R&D经费投入的影响明显大于科技人员数量,这说明研发投入对地区经济的发展具有显著的正向促进作用。R&D投入越大,区域创新能力越强,经济发展越快。企业技术创新,尤其是自主创新必须依赖R&D经费的大量投入。

技术创新对经济增长影响趋势分析。从表3可以看出,引入年度虚拟变量后模型的判定系数达到了0.97,而且所有的虚拟变量都通过了t检验,这表明:模型的年度影响不能忽略。从各个虚拟变量的回归系数中可以发现,时间影响呈逐年上升的趋势,这说明技术创新对区域经济增长的促进作用呈逐年加强的趋势,具体体现在高新技术产业产值的增速逐年增加,在区域经济总量中的比重逐年上升。以上海市为例,2007年全市规模以上工业总产值为21938.63亿元,较上年增长16.1%,其中高技术产业完成工业总产值5606.63亿元,比上年增长26.7%,占全市规模以上工业总产值的比重达到25.6%。

结论

从实证分析的结果可以看出,上述六省市的大中型工业企业的技术创新活动对区域经济增长有一定的促进作用。不同的创新活动投入资源对经济增长的影响程度不同,其中研发经费投入的影响力表现的最为明显,其次是科技人员数量。因此,保持企业研发经费投入的稳定增长,进一步解放和释放科技人员的创新能力,对于提高大中型工业企业的创新能力以及促进区域经济增长具有重要的现实意义。同时发现,作为创新活动的主要成果之一的专利数,则并未对经济增长起到明显的促进作用。地方政府和企业应该通过加大专利技术应用投入数量,进一步发挥技术市场的纽带作用,加快企业专利成果的转化和应用。

参考文献:

1.李纪建.地区经济增长差异:来自于创新能力和市场化程度的解释.投资研究,2001(2)

2.徐竹青.专利、技术创新与经济增长:理论与实证.科技管理研究,2004(5)

3.朱学新,方健雯,张斌.科技创新对我国经济发展的影响.苏州大学学报, 2007(4)

数量经济技术经济范文第5篇

关键词：技术进步 经济增长 门槛效应

问题的提出

改革开放以来，我国经济高速增长，据国家统计局资料显示，1990-2012年我国的GDP增长率为270%。如此快的经济增长速度不禁引发人们的思考，是何种因素导致了我国经济奇迹的出现。早期的理论和经验虽然已经意识到诸如劳动分工和劳动娴熟等技术进步因素对经济增长的作用，但是更多的将经济增长的主要原因归结于物质资本和劳动力等要素的投入（宋承先，2002）。然而从长期来看，随着资本边际收益的递减，仅依靠要素投入的增加，经济增长不可能具有持续性。由此，能够长期持久推动经济增长的技术进步引起了越来越多学者的关注，尤其是在20世纪80年代中期出现的内生增长理论，为人们分析技术进步如何影响经济增长提供了理论基础，它是在Solow为代表的新古典增长理论的基础上，进一步将技术进步内生化（朱勇，1999）。目前，国内大多数学者认为，技术进步为经济增长做出了很大贡献，已经成为经济增长的重要推动力。同时，也有少数学者提出了相反的观点，技术进步对经济增长的影响很小，对经济增长的贡献甚至呈现负效应。但是，这种观点并未得到后来学者们的认可。而后，部分学者开始思考，当地区经济发展水平出现差异时，技术进步与经济增长的关系可能呈现出不同的特点，通过将这种思想用于实证研究，发现在经济发展水平不高的改革开放初期，技术进步对经济增长的贡献不大，甚至出了反向作用，随着经济的不断发展，技术进步对经济增长才开始出现正效应，这一结论在我国经济发展水平不高的地区也得到验证。

通过上述分析可以发现，虽然已经有学者意识到当经济发展处于不同水平时，技术进步对经济增长的影响也不同。但是受制于研究方法，以往在研究技术进步与经济增长的关系时，大多忽略两者关系中的“门槛效应”，并没有对两者的非线性关系进行分析。基于此，本文以经济发展水平为门槛变量，结合1990-2011年我国省级面板数据构建面板门槛模型，考察技术进步对经济增长的门槛效应。

模型构建与数据说明

（一）模型构建与估计检验

1.模型的构建。柯布-道格拉斯生产函数得到大多数学者的认可，被广泛用于经济发展状况的研究中，本文亦借鉴其思想，将技术进步、资本、劳动及能源作为解释变量，总产出作为被解释变量构建柯布-道格拉斯生产函数：

Y=AθKαLβEγ （1）

其中，Y为总产出，A为综合技术进步水平，K为资本投入，L为劳动投入，E为能源投入，θ 、α 、β 、γ 分别表示技术进步、资本、劳动及能源的产出弹性。对式（1）两边取对数，可得：

LnY=θLnA+αLnK+βLnL+γ*LnE+μi+εi （2）

其中，μi 为个体效应，εi 为误差项。

模型（2）为不考虑“门槛效应”的模型，为全面考察技术进步与经济增长之间的门槛效应，根据Hansen（1999）的非动态面板门槛回归方法，在此假设存在“单门槛效应”，在模型（2）的基础上构建单门槛模型（3），多门槛模型可由单门槛模型扩展得到。

LnY=θ1LnAI（thr≤η）+θ2LnAI（thr>η）+αLnK+βLnL+γLnE+μi+εi（3）

其中，thr为门槛变量，本文中为经济发展水平（GDP）；η为待估门槛值；I（・）为指示函数。

2.模型的估计与检验。运用门槛模型进行分析，需要解决两个问题：一是门槛值η和斜率θ1、θ2的估计，二是门槛模型的相关检验。

任意赋一个初始值η0给η，用OLS对回归系数进行估计，可求得残差平方和S1（η）。在η取值范围内从小到大选择η0，使得残差平方和S1（η）最小的便是门槛值η*，即η*=argminS1（η） 。

估计完门槛值及斜率后，下面是对门槛模型的显著性进行检验。首先进行门槛效应的显著性检验，原假设为：H0：θ1=θ2，检验统计量为：F1=（S0-S1（η*））/σ2 。其中，S0为原假设下得到的残差平方和，σ2为门槛估计下的残差的方差。检验方法为通过“自抽样”模拟其渐进分布，并构造其P值。然后进行门槛效应的真实性检验，原假设为：H0：η*=η0 。相应的似然比统计量为：LR1（η）=（S1（η）-S1（η*））/σ2 。根据Hansen提供的公式，当时，即可拒绝原假设，α为显著性水平。

（二）数据选取与来源

由模型（3）可知，本文涉及的变量为总产出、资本存量、劳动力数量、能源消费量及综合技术进步水平。各变量的数据为1990-2011年间我国29个省、市及自治区的面板数据（不包括港澳台地区；因1996年以前重庆市没有统计数据，故将其并入四川；能源投入数据难以获取，故将其剔除）。数据来源于《新中国60年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》、《中国能源统计年鉴》及各地区的统计年鉴。数据处理原则是，2008年及以前的数据取自《新中国60年统计资料汇编》，缺失的数据参考其他统计年鉴补齐。

总产出（亿元）。本文以各地区国内生产总值（GDP）作为总产出的指标，2008年及以前的数据均可由《新中国60年统计资料汇编》获得，此后的数据来源于其他统计年鉴，所有数据均以1990年不变价格对名义GDP进行平减。

资本存量（亿元）。资本存量采用永续盘存法进行估算，具体为：Kt=It+（1-δ）*Kt-1。其中，Kt是第t年的资本存量，It是第t年的投资，δ是固定资产折旧率。基础数据参考单豪杰（2008）的研究数据，并按照其方法将资本存量扩展到2011年。

劳动投入（万人）。核算劳动投入的理想指标是劳动力素质和劳动时间，但由于该数据无法获取，故本文采用就业人员数量作为替代指标。2008年及以前的数据均可由《新中国60年统计资料汇编》获得，此后的数据取自其他统计年鉴。

能源投入（万吨标准煤）。本文使用能源消费总量作为能源投入指标，2008年及以前的数据均可由《新中国60年统计资料汇编》获得，此后的数据取自其他统计年鉴。

综合技术进步水平。通过对相关研究的归纳。本文采用Malmquist指数法，具体如下：

（4）

其中，（xt，yt） 和（xt+1，yt+1） 分别为第t期和t+1期的投入产出，Dt0和Dt+10分别为以第t期和t+1期的技术为参照的距离函数。对式（4）进行分解，可得：

（5）

其中，EHCH为技术效率变化指数，TECHCH为技术进步指数。需要指出的是，技术进步指数（TECHCH）只是描述了从t到t+1时刻技术边界的移动，即技术变化的相对程度，则第t期综合技术进步水平为第1到t期的技术进步指数的乘积，可以表示为 。

实证结果及分析

（一）实证结果

根据上文的模型及检验方法，本文使用stata12.0统计软件进行分析。首先进行门槛效应的检验，以确定门槛个数，结果如表1所示。从表1可以看出：在1%显著性水平下，单门槛效应和双门槛效应都是显著的，而三门槛效应在1%、5%及10%显著性水平下均不显著，故本文选择双门槛模型进行分析。

检验完门槛效应后，要进一步估计双门槛模型的门槛值，估计结果如表2所示。从表2可以看出：当门槛值1和门槛值2分别为803.255和2012.578时，似然比值接近于0，且此时门槛1估计值位于[660.517，984.68]区间内和门槛2估计值位于[1980.949，2358.64]区间内时，似然比值小于5%显著性水平下的临界值，接受原假设，即两个门槛值都与实际门槛值相等（η1=η2）；表2是双门槛模型的门槛估计值及门槛值的95%置信区间。估计完门槛值后，就可以对双门槛模型进行参数估计，结果如表3所示。

（二）结果分析

从表3中的双门槛模型参数估计结果可以看出：

1.三个控制变量对经济的增长都有显著的促进作用。从表3可以看出，无论是能源、资本还是劳动力，对经济的发展都有显著的正向影响，且影响程度都超过了技术进步。说明我国高速的经济增长主要得益于要素投入的高增长，20世纪90年代以后，我国加快了改革发展的步伐，在一系列优惠政策的背景下，大量外资涌入，为我国加工贸易的发展提供了坚实的资金基础。因此，我国居民收入急剧增加，而且随着资本市场的完善及融资方式的多样化，资金已经不再是稀缺资源；能源作为人类社会生存和发展的物质基础，其对经济的推动作用贯穿于经济发展的各个环节，据国家统计局资料显示，1990-2011年我国GDP增长了 6.89倍，能源消费相应的增长了2.53倍，我国的经济增长已经对能源产生了极大地依赖性；在三个控制变量中，劳动对产出的弹性最大，劳动投入每增加1%，产出就相应的增加0.318%，这与我国拥有庞大的劳动力市场及相对廉价的劳动力这一现实情况较为吻合（李建平、谢树玉，2007）。

2.技术进步对经济增长的影响存在显著的“双门槛效应”。从表3可以看出，当经济发展水平低于门槛803.255时，技术进步对经济增长的弹性为-0.907，即技术进步对经济增长的影响表现为负效应；随着经济发展水平的提高，处于门槛803.255和门槛2012.578之间时，技术进步对经济增长的弹性增大为-0.375，但对经济增长的影响仍表现为负效应；直到经济发展水平跨越门槛2012.578时，技术进步对经济增长才开始产生促进作用。很显然，技术进步不同于其他投入要素，其对经济增长的驱动效应不仅表现为一个渐变的过程，而且受到经济发展水平的影响。一方面，技术本身需要巨大的资源投入才能不断发展和完善，这无疑会给当地的经济发展增加巨大的负担；另一方面，将先进的技术运用到实际中，使其转变为生产力需要相对成熟的条件，如与之相匹配的设备、高科技人才和充足的资金储备。当经济发展水平较低时，地区虽然也在不断的投入资源来进行技术的引进及创新，但是由于其经济发展水平较为落后而无法为技术的应用创造成熟的条件，使得技术无法有效的转化为生产力，不能很好地为经济发展服务，这时技术进步对经济发展的效应表现为负的。只有当经济发展水平跨越第二个门槛（2012.578）后，较高的经济发展水平才能够为技术的应用创造成熟的条件和环境，比如高素质的劳动者、充足的资本以及相对齐全的基础设施等，这时技术进步对经济增长的推动作用才会逐渐显现出来。

3.我国技术进步对经济发展的正向影响首先在东部显现，然后不断向中西部扩散。由于只有经济发展水平跨越第二个门槛值（2012.578）时，技术进步才会对经济增长显示出正效应，因此，对本文研究期内跨越第二个门槛值的省份进行筛选，结果如表4所示。1992-2000年期间，共有11个省份的经济发展水平跨越了第二个门槛值，分别为广东、山东、江苏、浙江、河北、辽宁、上海、福建、四川、河南、湖北，除了四川、河南、湖北三个省份外，其余8个省份均来自东部；从2001年开始，新增了12个省份，除了北京和天津，其余10个省份来自中西部。之所以出现这种现象，原因在于我国的改革开放是从优先发展东部沿海地区开始的，得益于国家的宏观发展战略，东部省份的经济获得了快速发展，资本及人才不断涌入，各种高新设备不断被引进，为技术的发展和应用奠定了成熟的基础，技术进步对经济的正效应开始显现。而随着地区间的差距越来越大，国家开始调整发展战略，不断将发展重心向中西部转移，从2001年开始，以“西部大开发”为标志，国家制定了一系列方针来大力扶持中西部发展，如加强东部地区与中西部地区的经济合作，将东部地区的高新技术和人才不断引入中西部地区，更好地发挥东部地区对中西部地区的辐射作用，采取优惠政策吸引外资更多的投向西部地区。这些不但使中西部省份的经济得到了较快的发展，也为中西部地区的技术进步和应用提供了较为成熟的条件，中西部地区中经济发展水平跨越第二个门槛值的省份不断增多，技术进步对中西部地区经济发展的推动作用越来越大。值得注意的是，直到2011年，仍然有海南、贵州、甘肃、青海、宁夏、新疆6个省份的经济发展水平没有跨域第二个门槛值，说明在这几个地区，技术进步对经济增长仍然产生负面影响，因此应加大对这几个地区的扶持力度，为其技术与经济的协调发展创造成熟的条件。

结论与建议

本文运用门槛回归方法，结合我国29个省级单位的面板数据，以经济发展水平为门槛变量，系统研究了技术进步对经济增长的影响。研究结果表明，能源投入、资本及劳动投入对经济增长的拉动作用均超过了技术进步。而技术进步对经济增长的影响存在基于经济发展水平的“双门槛效应”，只有当经济发展水平跨越第二个门槛（2012.578）时，技术进步才会对经济增长产生积极影响。虽然不同省际之间存在较大差异，但是目前技术进步对我国大部分省份经济发展都产生了积极影响。

基于上述分析，要想实现我国技术进步与经济增长的协调发展，需要做到以下几点：继续深化经济体制改革，优化产业结构，加快经济增长方式的转变，取消资源流动限制，为经济的快速增长提供更好的条件和环境；促进产业转移，加强东部地区与中西部地区的经济合作，将东部地区的资金、人才、技术等优势引入中西部地区，促进中西部地区经济的快速发展；完善科技服务公共设施建设，加强科技人才培养力度，增强我国企业对先进技术的吸收能力，加快科技成果向现实生产力的转化速度。

参考文献：

1.宋承先.西方经济学名著提要[M].江西人民出版社，2002

2.朱勇.新增长理论[M].商务印书馆，1999

3.李建平，谢树玉.基于技术进步的经济增长因素分析[J].经济数学，2007（3）

4.何国民.技术进步对湖北经济增长贡献的测算与分析[J].统计与决策，2008（7）

5.刘媛媛，梁晓勇，郝晓燕.技术进步对内蒙古经济增长的作用分析[J].科技管理研究，2011（12）

6.李晓宁.经济增长的技术进步效率研究：1978-2010[J].科技进步与对策，2012（4）

7.陈岩，李兴绪.经济增长中技术进步贡献的测算[J].统计与决策，2010（2）

8.周绍森，胡德龙.科技进步对经济增长贡献率研究[J].中国软科学，2010（2）

9.范秋芳，孙旭杰.基于主成分回归的中国经济增长影响因素的实证研究[J].统计与决策，2012（17）

10.张雄辉，范爱军.基于全要素生产率的中国经济增长因素分析[J].科技管理研究，2009（10）

11.仇怡.技术进步对我国经济增长作用的实证分析[J].沈阳工业大学学报，2010（7）

12.牛永泽，孙茂辉.欠发达地区技术进步与经济增长的实证研究―以甘肃省为例[J].江西农业大学学报，2013（9）

13.Hansen B E. Threshold effects in non-dynamic panels： estimation，testing，and inference[J]. Journal of Econometrics，1999（ 2）

14.单豪杰.中国资本存量的再估算：1952-2006[J].数量经济技术经济研究，2008（10）

15.孙广生.全要素生产率、投入替代与地区间的能源效率[J].经济研究，2012（9）

数量经济技术经济范文第6篇

（一）低碳经济的内涵及发展

世界各国根据各自的实际国情推出了一系列发展低碳经济的措施。德、英、美三国政府倾向于调整产业结构、发展清洁煤技术、开发世界级能源技术等方法，如德国联邦教育与研究部于2007年在“高技术战略”（High-TechStrategy）框架下制定了气候保护战略，预计将在未来10年内投入10亿欧元用于研发气候保护技术；英国把发展低碳经济置于国家战略高度，于2008年颁布了“气候变化法案”；美国政府在《能源政策法》的基础上提出了清洁煤计划，充分利用技术进步进行清洁煤技术研发，并计划建成世界上第一个零排放煤炭发电厂等措施。可以看出，发达国家发展低碳经济大多把重点放在加强低碳技术创新、促进低碳产业发展方面。我国应积极借鉴西方发达国家的经验与政策，采取大力促进产业结构升级和发展低碳产业等措施，赶上全球低碳经济发展的步伐。

（二）高新技术企业的界定及发展现状

高新技术企业是以高新技术为基础，从事高新技术及其产品的研究、开发、生产和技术服务的企业，按照我国行业分类标准的界定，高新技术企业的集合就是知识密集、技术密集的高新技术产业。我国对高新技术产业的界定参考了经济合作与发展组织（OrganizationforEconomicCo-operationandDevelopment，简称OECD）对产业的分类标准，将医药制造业、电子及通信设备制造业、航空航天器制造业、电子计算机及办公设备制造业和医疗设备及仪器仪表制造业划分为高新技术产业，且国家科学技术部等部门在其编制的各类高新技术产业统计资料中也采用了这一分类标准。我国高新技术企业发展非常迅速。2000年，高新技术产业总产值占当年国内生产总值GDP的9.63%，到2011年，高新技术产业工业总产值达到88434亿元，占到了当年国内生产总值的18.75%。总的来看有两个主要特点：（1）高新技术企业发展水平呈现地域差异。根据科学技术发展部统计资料，我国高新技术产业分布呈现很高的地理集中度，多集中在东部沿海地区，如江苏、上海、广东、山东等省份，中西部所占比重较小。（2）高新技术产业内各行业的发展水平各不相同。从高新技术产业各行业产值分布看，2011年电子及通信设备制造业产值接近一半的比重，电子计算机及办公设备制造业规模位居第二，约占总体1/4的比重，航空航天器制造业比重最小，仅为2.2%。

（三）高新技术企业发展低碳经济的作用

高新技术企业对发展低碳经济具有显著作用，主要体现在促进节能减排和促进技术进步两方面（孟伟，2008）。以北京市高新技术企业发展情况为例，按照上文高新技术产业的分类标准，将北京市全部制造业划分为高新技术产业和传统制造业，计算各产业的碳排放强度和能源消耗效率。从图2和图3可以看出，北京市高新技术产业的碳排放强度和能源消耗效率表现出两个显著特征：一方面，高新技术产业与传统制造业相比碳排放强度非常低，而其能源消耗效率远远高于传统制造业。另一方面，高新技术产业的低碳排放强度使得制造业整体碳排放强度大大降低，其高能源消耗效率又使得制造业整体的能源消耗效率在传统制造业的基础上显著提高，充分体现了高新技术产业的低碳排、高能效的显著优势。

二、低碳经济发展水平的评价

（一）低碳经济发展水平评价指标体系

笔者在借鉴以往学者的研究成果，遵循全面性、可计量性、反映低碳主题等原则的基础上，构建了如下（表1）低碳经济指标评价体系。

（二）样本省市低碳经济的发展水平（低碳经济发展指数）

笔者使用“低碳经济发展指数”这一指标值来描述低碳经济的发展水平。选取能够收集到相关数据的各样本省市作为具体研究对象，数据来源于各样本省份连续五年（2008—2012）的统计年鉴及相关的统计信息网，部分能源数据来源于国家统计局《中国能源统计年鉴》（2008—2012）以及各地统计局官网。用SPSS统计分析软件将样本数据标准化处理之后，采用主成分分析法对上述评价指标体系进行综合评价（何晓群，2004），得到如下主成分分析表（表2）、碎石图（图4）和主成分矩阵表（表3）。

三、高新技术企业促进低碳经济发展的量化分析

（一）数据的来源和处理

以上文所选取的样本省市的低碳经济评价指标体系数据作为基础，把高新技术企业所能影响到的所有指标作替换处理，得到不含高新技术企业影响的指标数据。即将高新技术企业能够影响到的低碳经济发展指标（X6：煤炭消耗量占总能源消耗量比重、X7：技术研发人员占总从业人口比重、X8：研发经费占地区生产总值比重、X9：单位地区生产总值能耗、X10：碳排放强度）进行替换处理，按照相应指标传统产业的数据比率将高新技术产业数据替换成传统产业数据。各个指标的具体替换过程以煤炭消耗量占总能源消耗量比重指标为例。可以看出，将高新技术产业煤炭消耗量替换为传统产业煤炭消耗量后，煤炭消耗量占总能源消耗量比重指标由原始组的33.82%变成对照组的34.14%，其他指标替换方式同上。

（二）低碳经济发展指数对比分析

按照上述替换方法，将高新技术企业的相关影响指标数据替换为传统产业的相关指标数据，得到一组处理后的数据，将处理前后的数据分别代入公式（1）和公式（2），得到样本省市原始组数据和对照组数据的低碳经济发展指数对比表（见表6）。由表6可以看出，在剔除高新技术企业对低碳经济评价指标的影响之后，各个省市的低碳经济发展指数都不同程度地降低了，从前后指标数据的得分差额均为正数可以看出，高新技术企业对低碳经济的影响是正向的、积极的促进作用。

（三）高新技术企业的低碳经济贡献度分析

笔者使用“低碳经济贡献度”这一指标值量化表示高新技术企业对低碳经济发展的促进作用。以剔除高新技术企业的影响之后的传统产业指标体系数据为基础，用高新技术企业对低碳经济发展水平提高（正向促进）的程度作为高新技术企业的低碳经济贡献度指标值，用符号C表示，计算公式如下：C=D原始组-D对照组D对照组×100%（3）其中，C为高新技术企业的低碳经济贡献度；D原始组为原始组数据计算的我国低碳经济发展指数；D对照组为对照组数据计算的我国低碳经济发展指数。至此，笔者能够计算出各个样本省市不同年份的高新技术企业对低碳经济的贡献度。由表7可以看出，各样本省份的高新技术企业的低碳经济贡献度各不相同，这源于不同省份的高新技术企业发展水平各不相同。根据式（4）计算出各样本省市的权重及最终求得全国高新技术企业的低碳经济贡献度，如表8所示。综上所述，以各样本省市的低碳经济发展水平为观测值，计算得出全国高新技术企业的低碳经济贡献度为22.75%，与其2011年的国内生产总值产业占比18.75%相比，显示了高新技术企业在发展低碳经济中具有举足轻重的促进作用。

四、结语

数量经济技术经济范文第7篇

[关键词]索罗模型；内生增长模型；全要素生产率；实证分析

[中图分类号] F061.5 ［文献标识码］ A

[文章编号] 1673－0461（2008）12－0063－05

引 言

20世纪90年代以来，上海充分发挥区位优势，以金融市场开发、土地批租和吸引外资为三大投资动力推动了经济的高速增长，上海经济增长已连续十几年实现两位数增长，自1992年到2007年的16年中，平均增幅达到12.3％，已连续第15年保持两位数增长。2006年，在经济增长惯性推动和内生增长动力的驱动下，全年实现生产总值上海市生产总值（GDP）10,296.97亿元，按可比价格计算，比上年增长12%，2007年生产总值（GDP）12,001.16亿元，按可比价格计算，比上年增长13.3%。

顾国章等人研究了1952年到1998年技术进步对经济增长的作用得出：1992年到1998年上海市的技术进步对经济增长的贡献为39.50%，资本对经济增长的贡献仍是第一位的，但1992～1998年间的技术进步贡献率要远高于1978～1998年间的技术进步贡献率[1]。他主要运用的是索罗增长模型，不存在规模经济。陈诗一认为近十多年来上海经济的高速增长是由第二、第三产业轮流推动的[2]；石磊在“解读上海经济”系列报告找那个指出：产业结构的升级导致上海经济的高速增长[3]。周亿粟通过对上海经济增长与就业的相关分析得出：上海的经济增长已经走上了主要靠资本和技术投人带动，而不是靠劳动投人，甚至可以减少劳动投人的阶段[4]。

一个国家或地区在经历了主要依靠有形要素（资本和劳动力）的投入、结构的优化配置以及制度上的创新所实现的经济增长之后，都面临着如何能够保持经济持续稳定增长的问题。原则上讲，要实现经济的持续增长，则需要实现从外延式增长方式向内涵式增长方式的转变，即从主要依靠要素数量的扩充转向主要依靠技术进步（全要素生产率）的提高[5][6][7]。那么，上海的经济在现有的技术条件下，要素投入是否对经济增长还有拉动作用？出在何种发展阶段？上海的全要素生产率主要是由什么因素导致的？上海的研究和开发对全要素生产率贡献有多大？虽然一些学者研究了技术进步对上海经济增长的贡献，但并没有揭示出影响技术进步的要素是什么，经济处于何种发展阶段也是出于经济的直观判断。本文拟用传统的增长理论来确定上海的发展阶段和投入要素的弹性系数，用内生增长理论来研究全要素生产率的组成部分，从而回答上述问题。

本文的结构安排如下：第一部分索罗模型和内生增长模型，得出要素和研发在不同发展阶段对经济增长起不同作用的命题；第二部分为上海的实证分析；第三部分是结论。

一、经济增长模型

经济增长原因的研究，古典经济学家非常重视。亚当•斯密将经济增长的原因归于三个方面：自由市场、劳动分工和新机器形式的技术进步。随后李嘉图（DavidRicardo）、马克思(KarlMarx)、恩格斯(FriedrichEngels)等经济学家也研究了经济增长的原因。然而，在19世纪下半叶，新古典经济学派出现以后，该学派就不再把经济增长的三个方面视为重要问题，而转而去描绘亚当•斯密的第一个思想（竞争市场的作用），并选择了效用函数、无规模报酬的生产函数来得到经济增长的均衡结果。

对于斯密的第二个思想，最早作出贡献的是美国经济学家扬格，其核心思想为经济组织结构的演进和规模报酬，而新古典经济理论核心是资源配置和比较利益。舒尔茨也与扬格的思想一致（Schultz，1986），认为经济增长应源自劳动分工和递增规模报酬。卢卡斯（(Lucas)建立了一个动态模型来解释劳动分工对经济增长的影响 (Lucas，1986)，施蒂格利茨（Stiglitz）也建立了一个动态模型，解释为什么生产中的专业化和学习的专业化（教育）能促进经济的增长（Stiglitz，1986）[8]。

新古典经济学派及制度经济学派分别经济增长的原因，一为市场竞争，一为劳动分工与经济组织结构与制度的演进，却未将技术创新作为其直接推动经济增长的原因，新古典经济学派将技术进步作为外生的，制度经济学派将其掩盖在劳动分工之内，而真正将技术创新直接作为推进经济增长的原因除斯密外，最早要算马克思（马克思，1887），往后要算美籍奥地利经济学家约瑟夫•熊彼特（Joseph Schumpeter，1883－1950），他认为，技术创新就是企业家抓住市场机会重新组合生产要素的过程，一种创新通过扩散，会刺激大规模的投资，引起经济高涨；一旦投资机会消灭，便会转入经济衰退，由于创新的引进不是连续的、平稳的，而是时高时低的这就形成了经济波动周期[9]。

新古典经济学派、制度经济学派、技术创新学派分别从三个不同角度研究了经济增长的原因，但是每一个学派解释经济增长的原因不够全面。罗默于1986年提出了内生经济增长理论：经济增长不是外部力量（如外生技术变化、人口增长），而是经济体系的内部力量（如内生技术变化）的产物。先后设计了两个增长模型，第一个模型是对阿罗的“边干边学”模型的修正与扩展，第二个模型将知识赋予一个完全内生化的解释，认为，知识是经济主体利润极大化的投资决策行为的产物，资本增长和技术进步是同步的[10]。经济增长理论开始出现相互吸收、相互融合的趋势。

1.新古典模型――索洛－斯旺模型

索洛－斯旺模型包括四个变量：产量（Y），资本（K），劳动（L）和知识或劳动的有效性（A）。在任一时间里，经济中有一定量的资本、劳动和知识，而这些被结合起来生产产品。生产函数为：Y（t）=F(K(t),A(t),L(t))其中t表示时间，而且生产函数满足稻田条件 。资本、劳动和知识的初始水平被看作是既定的。劳动和知识以不变的速度增长：L(t)=L(0)ent，A(t)=A(0)ent，其中n和g为外生参数，分别表示劳动和知识的增长率。

由此变化图可得到，在0

由此模型可以得出如下这个命题：当一个国家或地区距离自己稳定状态越远时，经济增长越快，要素投入存在规模收益递增，这是表现为要素投入对经济增长的作用很大；随着接近稳定状态，要素投入递增的程度会越来越小，要素投入对经济增长率作用会逐渐下降；从长期看，经济增长会等于外生的技术进步增长率，这时实际资本存量等于长期资本存量；当实际资本存量大于长期均衡的资本存量时，经济增长率会小于技术技术进步增长率，这时就应该减少资本存量。

2.内生增长模型

本论文使用的内生模型是在罗默、格罗斯曼、赫尔普曼、阿吉翁和豪伊特提出的研究和开发模型和宇泽弘文与卢卡斯人力资本模型的整合，并且借用学者韩廷春所构造的增长模型，以消除 “阿罗―罗默”模型中当时的知识水平直接将技术进步内生化却忽视了人力资本所体现的技术进步，和沿着“宇泽―卢卡斯”模型中强调人力资本要素对技术进步的作用却忽视了知识的增加 所体现的技术进步。本模型经济分成三个部门，即最终产品部门、人力资本部门及R&D部门。最终产品部门生产出用于消费的消费品（C）及用于生产的投资品（I）；人力资本部门生产出用于人力资本部门、R&D 部门及最终产品部门所使用的人力资本（H）；R&D 部门生产出用于最终产品部门及R&D 部门所使用的新技术、新发明和新设计，即R&D资本（R）[11]。最终的模型可用以下方程描述：

此式表明，经济的均衡增长率依赖于人力资本部门的生产效率(θ1)与R&D 部门的生产效率(θ2)的大小以及时间贴现率(ρ)的大小，与人力资本部门的生产效率及R&D 部门的生产效率成同方向变化，与时间贴现率成反方向变化。因此人力资本部门的生产效率及R&D 部门的生产效率越高，则经济增长率越高；现时的储蓄率越高（即人们推迟消费的耐心程度越大），则经济增长率越高。这里，尽管均衡增长率与人口或劳动力的增长率有关，但即使人口增长率(n)等于零或小于零，经济的持续增长仍是可能的。

通过内生增长理论的动态分析可得出这个命题：技术进步使生产曲线外移，长期均衡所需的资本存量就增大，这时实际资本存量要达到均衡所需的资本存量，就必须增大要素投入，那么在一段时间内要素投入对经济增长还会有一定的作用；即使实际资本存量达到均衡所需的资本存量，由于人力资本与R&D资本水平的不断提高，一个国家或地区也能够实现持续的经济增长。

二、上海经济增长的实证分析

1.数据来源及指标的选定

计算全要素生产率即对其进行分解所需要的数据是产出、资本投入、劳动投入、人力资本、技术交易额和R&D支出的时间序列数据，但上海人力资本的数据无法获得。所选用的数据为1990年到2007年，均来源于历年《上海统计年鉴统计年鉴》和《中国科技统计年鉴》，并且按1990年不变价格进行换算。

资本投入量应为直接或间接构成生产能力的资本总存量(或简称资本存量)，它既包括直接生产和提供各种物质产品和劳务的各种固定资产和流动资产，也包括为生活过程服务的各种服务及福利设施的资产，如住房等。在众多估算中国资本存量的研究中，贺菊煌(1992)的成果比较具有代表性，但由于资料的缺乏，本文拟从折旧总额中反推资产总额。一般说来，资产越多，折旧额与大，如为正比例关系，只要选定折旧率就可以推出资产总额。由于研究中最关心的是资本的弹性系数，只要折旧额和资产满足正比例关系，在作回归分析中，不同的折旧率对弹性系数是没有影响的。所以，在此不仿取折旧率为5％。就劳动投入指标而言，是指生产过程中实际投入的劳动量，用标准劳动强度的劳动时间来衡量。而在中国，由于正处于由计划经济体制向市场经济体制的过渡时期，收入分配体制不尽合理和市场调节机制不够完善，而且我国目前尚缺乏必要的统计资料。因此，本文采用上海历年社会劳动者人数作为历年劳动投入量指标。其余的指标按对应统计年鉴指标的数据按1990年不变价格进行换算得到。

2.用索罗模型对上海经济增长的实证分析

采用的基本模型为对数线性生产函数（即Cobb―Douglas生产函数）：

Ln(Yt)=γt+αLn(Kt)+βLn(Lt)+ut

其中，α,β分别是资本和劳动力的产出弹性，γ为外生的技术进步率，ut为随机变量。 在此基础上，做了四个回归，其中回归（1）包含资本、劳动和时间三个变量，回归（2）包含资本和时间两个变量，回归（3）包含劳动和时间两个变量，这三个模型均采用普通最小二乘法；回归（4）为广义最小二乘法。所的结果如表1所示。

注：表中第一括号里的数字是对应系数的标准差，第二括号里的数字是对应系数t统计量的值。

由模型（1）可得出，资本不能通过t检验，而劳动通过了t检验，说明有可能资本和劳动存在着共线性。在模型（2）去掉劳动这个变量所的分析结果都通过了t检验，模型（3）去掉资本这个变量所的结果也通过了t检验，并且拟合优度都不错，从而说明资本和劳动确实存在着非常强的共线性。在运用索罗模型分析上海经济增长中，资本和劳动两个变量只能选择其一。由于在此分析中，劳动指标所用的数据是上海历年劳动力人数，而应该选用的是实际劳动的投入量，所以劳动这个指标含有较大的主观取舍，而资本的数据相对要客观得多，因此选用资本作为模型的变量。在前三个模型中，D-W没有通过统计检验，说明存在着序列相关。为消除序列相关，模型（4）采用广义最小二乘法。

从模型（4）得出，资本弹性系数为0.8891，说明要素投入的弹性系数没有大于1也没有等于1，考虑模型（1）将资本和劳动力系数相加所得为0.97，接近1。运用传统的增长理论可知，此时的实际资本存量略大于长期均衡的资本存量，如果资源属于有效配置，经济是不会处于这个阶段，因为如果经济短期处于这个阶段，要素投入会停止甚至减少，使要素的投入的弹性系数达到1。说明上海的资源配置比较合理，市场比较完善。

在模型（4）中，全要素生产率为0.0111，对上海经济增长的贡献不到10％，就是用模型（2）所得的全要素生产率，对上海经济增长的贡献也只有15％，和一些学者所得出的近40％，有非常大的差异。考察所运用的模型的差异可发现，这些学者都假定要素投入的弹性系数和为1，实际上这是一个很严格的假定，现实中一般不会是这种情况。而本文所作实证分析中没有这个假定，所以可认为本文的结果相对可靠些。当然所选用的数据年限、数据处理不同，也会导致的结果的不同，但这些不是主要因素。从分析结果可看出，上海的经济增长主要是靠要素投入带动的。

3.用内生增长理论对上海经济增长的实证分析

在内生增长理论中，将技术进步内生化。技术进步来源有两种：一是人力资本的提高，二是知识存量的增加。知识存量的增加是通过技术交易从外部获得和自身的研发而得到的。本文模型主要研究知识存量的增加所导致技术进步的相关因素，所运用的回归方程的基本模式如下：

Ln(Yt)=γt+αLn(Kt)+βLn(Lt)+ηLnR&Dt+ξLnTTt

+θLnR&Dt*LnTTt+ut

式中、α、β、η、ξ分别对应表示资本、劳动、技术交易额、研究和开发的弹性系数，γ反映制度等外部因素随时间变化对GDP的影响，θ反映了技术交易额与研究和开发的交互作用对GDP的影响，ut为随机变量[12]。在实际分析中，上述模型中的有些变量或存在共线性或不能通过t检验等一些问题，所以首先要做的是对上述模型变量的筛选。为此，作了（5）、（6）、（7）和（8）模型，如表2所示。

注：表中第一括号里的数字是对应系数的标准差，第二括号里的数字是对应系数t统计量的值。

模型（5）包含了所有的变量，可看出R&D和技术交易额的交互作用项系数非常小，t检验值也非常小。消去这个变量，就得到模型（6）的回归。从这个回归可看出，资本和劳动存在着共线性，两个变量只能选择其一。在这里选择资本变量，理由如前所述。在模型（7）就是消去资本这个变量所作的回归，时间变量的系数很小，t检验也很小。在本文的内生增长模型中，时间变量t 的系数所反映的是制度变化的等因素的量，不包含技术进步，也就是说此项系数是索罗模型中全要素生产率除去技术进步的剩余项。从回归结果可得出，上个世纪90年代以后，上海的制度等因素的变化很小，靠制度变迁对经济增长的拉动作用不大。除去时间和劳动变量，就得到回归（8）。模型（8）共包含四个变量：资本、R&D、技术交易额和研发与技术交易额的交互项，这些变量都能通过t检验。

为了更深入地研究研发与技术引进的关系，作了回归模型（9）和（10）。模型（9）中研发是滞后项，而模型（10）技术引进是滞后项。模型（11）是为了消除回归（9）中的自相关性，而采用的广义最小二乘法。所的结果如表3。

从（8）、（9）、（10）的模型可看出，无论研发和技术引进是否采取了滞后，还是谁先采取了滞后，研发和技术引进的交互相都为负值。这说明上海的研发和技术引进相互之间有挤出效应，也就是说自主研发就不会引进，同时技术引进就不再研发，没有形成良性互动关系。我们知道，相对全国来说虽然上海的经济技术水平属较高层次，但相对发达国家，经济技术水平属于落后的，所以对于落后的国家和地区，企业技术能力发展战略为：技术引进到消化吸收，再改进和创新。上海毫无疑问也应该采取如此战略，这个发展战略被日本和韩国等一些国家所采用，取得了非常好的经济效果。从这个发展战略来看，技术引进和研发是相辅相成，先技术引进，然后在此基础上进行研发，是提高当地技术水平，从而促进经济增长的捷径。而从上海的实证分析中，却没有体现这种发展战略。

通过（11）式可得出，上海的技术进步对经济增长的贡献为21.3%，要素投入对经济增长的贡献为78.7%。在技术进步中，研发对技术进步的贡献率为72.7%，技术引进的贡献率为52.5%，两者的交互项为－25.2%。上海的经济增长主要是靠要素的投入带动的，技术进步对经济增长的贡献不大，这和用索罗模型所作的结果是一致的。有前面的理论分析可知，一个国家或地区在经过要素投入的增长阶段之后，必须靠技术进步来维持长期的经济增长。上海已经持续20多年的高速经济增长，必须提高技术进步在经济增长的作用，才能避免重捣东南亚国家的覆辙。不少专家考察后发现，美国这些年来经济快速发展，是与美国从80年代开始的以发展高新技术为主的创新战略密切相关的；而东南亚金融危机的爆发，其根源之一也在于其经济发展依靠生产要素的大量投入而非依靠技术创新来实现。最为关键的是技术进步的来源模式。有理论分析可知，技术进步主要来源于技术引进和研究开发，对于后进国家和地区来说，缩短差距的捷径就是先引进再研发，形成技术引进和研发互相促进的关系。[13]但对上海的经济增长的实证分析，所得的结果却是背道而驰的。所以，无论对政府和企业来说，都必须找到相应的措施来解决这个问题。

三、结 论

从运用传统增长理论和内生经济增长量理论对上海经济增长的分析可得出如下结论：一是上海的经济增长是外延式的经济增长，是靠要素的投入得到的，技术进步对上海的经济增长的贡献较低，在现阶段还没有出现内涵式经济增长的拐点。二是在现阶段制度变迁对上海的经济增长的作用已微乎其微，也就是说在上海市场对要素资源配置比较完善。三是技术进步来源中的技术引进和研究开发相互脱节，没有达到相互促进的良性循环。

[参考文献]

[1]顾国章，高正迎.加快技术进步促进上海经济增长 上海综合经济[J].2000,(1):9-10.

[2]陈诗一.上海经济增长的变动轨迹及其影响因素的比较分析：1978－2001年[J].上海综合经济 ，2002,(1):12-14.

[3]石 磊 .上海经济增长的源泉―－“解读上海经济”系列报告之一[J].复旦学报（社科版）2003,(3):11-15.

[4]周亿粟.上海经济增长与就业相关趋势分析[J].上海经济研究，2003,(7):60-64.

[5]沈坤荣.1978一1997年中国经济增长因素的实证分析[J].经济科学 ，1999,(4):14-22.

[6]易 刚，林 明. 理解中国经济增长[ J ].中国社会科学, 2003,(3):45-60.

[7]张军.改革以来中国的资本形成与经济增长：一些发现及其解释[J].世界经济文汇 ，2002,(1):18-31.

[8]P.M.Romer. Endogenous Technological Change.[J].Journal of Political Economy,1998,(5) :71-102.

[9]史清琪，秦宝庭.评价技术进步对经济增长作用的研究 [M].北京:中国计划出版社，1998.

[10]胡永远，杨胜刚.经济增长理论的最新进展[J].经济评论，2003,(3):74-76.

[11]Young.A. The Razor’ edge: Distortions and incremental Reform in the People Republic of China[J]. Quarterly Journal of Economics, 2000, 115，(4):1091-1 136.

[12]Jones, Charles.I. Time Series Tests of Endogenous Growth Models [J]. Quarterly Journal of Economics, 1995 . May, 110(2) :495-525.

[13]张仲礼，王泠一.上海经济增长、结构调整与政策导向[J].社会科学,2002,(5):12-16.

Factors, Technological Advancing and Resource of Shanghai′s Economic Growth

Ruan Min

(Center for Regulation & Competition, Jiangxi University of Finance & Economics, Nanchang 330013,China)

数量经济技术经济范文第8篇

一、电力技术经济学实验教学目的及意义

技术经济学属于交叉渗透、综合应用学科，电力技术经济学原则上属于技术经济学，是技术经济学的一个分支。因此，电力技术经济学从经济学角度属于应用经济学。如果技术经济学属于一级应用经济学，那么电力技术经济学作为技术经济学的一个分支便属于二级应用经济学科，从学科角度它属于交叉学科。[2]

“电力技术经济学”课程具有理论性和实践应用性强、理论知识创新速度快、多学科交叉等特点，相应地对教学方法和手段提出了更高的要求。为了适应本科教育的需要，更好地把理论教育与教学实践结合起来，培养学生综合运用理论分析、解决实际问题的能力，进行合理的实验教学是非常有意义和必要的。实践环节要求学生全面、系统地掌握电力技术经济学经济评价指标、评价方法和方案比较等基本理论知识，并能综合运用知识分析和解决实际案例。使学生在学习了电力技术经济学基础理论的基础上，能利用项目投资决策数据分析软件，熟练掌握对项目投资决策数据分析的实用技术，独立完成对电力建设项目投资决策数据的分析。本文选择CPDAV1.1为实验教学工具，从电力技术经济学基础理论出发，对相应的电力技术经济实验教学内容进行探讨。

二、电力技术经济学实验教学内容

1.基础知识

（1）资金时间价值。用来投资的一笔资金，即使不考虑通货膨胀，也比将来可获得的同样数额的资金更有价值。因为当前可用的资金能够立即用来投资并带来收益，而将来才可取得的资金则无法用于当前的投资，也无法获取相应的收益。不同时间发生的等额资金在价值上的差别称为资金的时间价值。[3]

（2）技术经济评价指标。工程技术方案经济性评价的核心内容就是经济效果的评价。经济评价的指标是多种多样的，它们从不同角度反映工程技术方案的经济性，总体来说，经济性评价基本指标有如表1所示的类型。

（3）编制现金流量表。现金流量是指工程技术方案在计算期内各年可能发生的收入与支出的货币量。[4]整个计算期的现金流量可以勾画出投资活动的情况。根据这些现金流量可以计算投资的经济性评价指标，从而为投资决策提供依据。投资项目的现金流量按照其在投资项目所处的不同阶段,可分为期初现金流量、经营期现金流量和终结现金流量三部分。

1)期初现金流量。指投资项目开始时在建设期内发生的现金流入和流出量。主要包括：建设投资、净营运资金投资和其他投资费用等。

2)经营期现金流量。指项目建设完成后在生产经营过程中发生的现金流入和流出量。主要包括：营业收入、经营成本、营业税金和所得税等。

3)终结现金流量。指项目终止时发生的现金流入和流出量。主要包括：回收固定资产残值、回收净营运资金等。根据期初现金流量、经营期现金流量和终结现金流量可以编制出电力建设项目从开始投资建设到运营终结整个生命周期的现金流量表，由此可以进行相应的经济评价指标计算和分析，从而判断项目是否具有可行性。

（4）不确定性分析、风险分析和敏感性分析。不确定性和风险是指由于对项目将来面临的运营条件、技术发展和各种环境缺乏准确的知识而产生的决策的没有把握性。当这些不确定性的结果可以用发生的概率加以表述和分析时，称为风险分析；反之，不能用概率表述的，称为不确定性分析。[4]当决策者面临的不确定性因素不止一个，就要借助敏感性分析。敏感性分析可以帮助决策人了解项目的最后结果对于现金流量中估计值变化的敏感程度。

2.实验内容

通过对电力市场的调查，结合我国经济发展的大背景，分析电力工程项目投资、筹资主要过程，预测其经营业绩和财务状况，计算分析投资和经营各阶段的净现金流量和财务评价指标，编制相关的财务报表并结合CPDA（Certifiedprojectdataanalyst）项目投资决策数据实验室应用软件进行系列模拟实习，进一步掌握和提高综合运用“技术经济学”课程专业知识的能力。

（1）根据已知资料，分别计算电力建设项目的建设投资和净营运资金投资额、建设期贷款利息、折旧和摊销费用等。根据计算数据编制借款本金及利息还款计划表、利润与所得税计算表、全部投资及自有资金现金流量表、资金来源与运用表和资产负债表等。在编制以上表格的基础上计算全部资金和自有资金的静态投资回收期、动态投资回收期和内部收益率，并评价其经济性；最后对燃煤价格和运行效率和运营收入的变化作敏感性分析。

（2）在人工计算和数据整理的基础上，运用CPDA项目投资决策数据实验室应用软件进行数据分析。第一，输入项目基本内容：投资项目名称、投资方案代号、项目单位、项目金额、项目周期和数据分析方式等。第二，计算和输入技术经济数据：将投资方案的全部投资现金流量表数据输入到软件中。第三，建立现金流量表：生成税前、税后现金流，与自己已完成的分析结果对比。第四，项目决策综合指标分析：生成税前与税后指标。具体包括：投资回收期、净现值、获利指数、内部收益率、效益成本比率和净效益投资率等（如图1所示）。第五，敏感性分析：选择营业收入作为不确定影响因素，分析其在±5%的范围内变化给净现值和内部收益率指标带来的影响（如图2所示），并生成相应的敏感性分析报告。

3.实验教学中应注意的问题

为了便于学生更好地掌握技术经济分析的基本原理和方法，力求在保证理论体系完整性的前提下，尽可能减少和避免因为理论知识理解失误造成的实际数据处理错误。此外，尽可能地与课堂理论教学内容相结合,注重实例分析,突出投资决策综合设计的实务操作性。

数量经济技术经济范文第9篇

[关键词]技术创新 区域经济发展 动力 因素

所谓经济增长，是指一个国家或一个地区在一定时期内的国民产出(包括商品和劳务)的增加或人均生产水平的提高。我们一般用国民生产总值(GDP)的发展水平来衡量地区经济的发展。技术创新推动经济发展这一理论，在国内外已经多位经济学者证实。在区域性经济的实证分析方面，李红松、田益祥（2003）对我国东、中、西部地区的科技对经济增长的贡献率进行了测算比较。冯敏（2006），郑杰（2006）等人也分别对省市的科技进步与经济增长关系进行了实证分析。

一、生产函数模型

生产函数是用数学函数表达式的形式来体现劳动生产过程中，各生产要素与经济效益可能的最大产出量之间关系的，目前常用的是（柯布—道格拉斯模型）；即：Y=f（A,K,L, , ,）C—D生产函数模型表示为：

式中：Y为经济效益产量(GDP)；A为效率参数，具体反映了广义技术进步的全要素生产率(外生变量)。K表示资本投入量，体现为固定资产投资总额；L表示劳动力投入量，体现为从业人员数量。其中全要素生产率A是可变的，它是由科研机构数量、科技技术投入、技术产出等各变量所确定的外生变量函数。对C—D(柯布—道格拉斯)生产函数两边取对数，得到：

（1）

全要素A可以表示成各技术、科研要素的函数。

（2）

将（2）式代入（1）式可得：

（3）

在实际社会经济中X1、X2、X3……我们通过以下几个这要因素来描述：X1高新技术引进支出，反映高新技术投入对区域经济增长的影响；X2内部科技活动的支出，反映区域内部科研投入对经济发展的影响；X3从事科技劳动的人员数量，表示科研中的劳动投入；X4科研机构的数量，反映了该地区从事高新技术产业研究的专业机构数量；X5专利产出数量，它一定程度上反映了科研成果的产出量。上诉模型中的全要素A通过删选主要因素，被简化成：

（4）

二、我国东、中、西部区域经济分析结果

根据我国各年的《中国高技术产业年鉴》、《中国统计年鉴》和《中国科技年鉴》等文献资料。分别运用该模型计算我国东、中、西部的技术进步促进经济发展函数的各系数。将我国东、中西、部的数据分别按模型(4)进行统计回归分析， 得到的r1……r5的值，结果显示东、中、西部，各种科技进步的分量在经济增长中的作用存在差异。

由计算结果可见我国东、中、西部地区所建立的3个生产函数方程的R-squared值都接近1，表示这个方程能很好的解释三个区域经济增长的变化。模型拟和度较好，上述各变量因素的变化能够较明显的影响本区域相应的GDP增长。

由上表各系数可以看出，引进技术支出（X1）在东部地区出现负相关，在中、西部地区出现正相关。而西部的正相关系数相对较大，原因是西部科研技术相对落后，引进的新的生产力发挥了很好的作用，西部依靠技术引进对经济增长的贡献较大。中部地区先进技术的引进对经济的发展起到了一定程度的促进作用。而东部地区本身科研水平相对较高，新技术的引进所产生的经济效益增长相对与针对新技术的费用支出，不能够抵消成本费用，所以产生了负相关性。

科研经费内部（X2）支出西部地区呈现负相关，东部、中部地区呈现正相关，并且东部地区正相关性显著。说明了东部与中部地区内部科研费用的支出，给区域经济的发展带来了很好的促进作用，科研投入产生了新的生产力。尤其是东部地区，区域经济发展依靠自主研发的比例较高。而西部地区自身科研水平相对较低，科研成果又缺乏良好的转化环境，使得科研经费的支出得不到预期的回报，因而呈现负相关性，不过随着西部经济的发展，科研水平的不断上升，西部地区的这种现状会有所转变。

从事科技劳动的人员数量（X3）从上述计算结果可以得出，我国东、中部地区，科技从业人员数量的增加会相应地促进本区域经济的增长，而西部地区的科技人员数量增加，反而会降低它的经济增长效率。这是由于西部地区较差的科技转换环境以及相对落后的科研水平所引起的，是影响我国西部地区科研从业人员劳动效率的重要原因。根本原因是西部地区科研人员的投入以及科研人员的的工资、研究经费等，必然会反作用于经济的增长。

r4全为负值，表示科研机构数量（X4）的增长会负相关于区域经济的增长，科研机构数量的增加并不能够预期地促进区域经济效益的增长。这可能是由现阶段我国建立科研机构的政策决定的，目前我国科研机构并没有走市场化的道路，因而科研机构的成果大都不能够顺利地转化为新的生产力。因此科研机构的数量增加并没有明显促进经济的增长，反而由于在科研方面科研投入了大量资金，使其对区域经济的增长产生了反向的影响。

专利数量（X5），在不同的地域表现出了截然相反的结果，东、西部表现为负的相关关系，而中部的专利成果对经济增长有明显的促进作用。由此可见中部的专利产出能够比较好地转化为生产力。西部经济相对落后，科研产出缺乏好的转化条件。东部出现负相关性的原因，可能是能是东部的科研强度高，专利数量大，转化为生产力的比率较低，相应的专利费用，使得正的因素被不同程度的抵消，出现了负的相关性。

综上可见，我国中、西部区域在新技术产业的投入促进区域经济效益的贡献方面表现不是很明显。中部区域的科技转化为生产力的能力相对较高，因此对经济的贡献明显，但中部区域的高新技术产业数量有限，因此也不可能对中部区域的经济增长起主导作用。东部的科研产业分布最多但是对经济增长的贡献也比较有限，原因是科研的生产转化程度低，基数大，比率小，投入不能完全地转化为生产力。而西部地区资本相对匮乏，且科研水平相对落后，因此科研的投入增加势必会减少其他产业投入，所以其并不能促进西部地区的经济增长，反之，还会在一定程度上阻碍西部的经济发展。

三、结论

通过本文的计算分析可以得出：高新技术产业在各区域经济发展中发挥了明显的促进作用，但是在地区之间的作用不尽相同。目前，在我国东部地区明显领先于中、西部地区，而中部地区具有三者之中最高的利用率。我国西部地区则无论从高新技术产业的数量到对经济效益的贡献程度来看都相对较弱。高新技术产业的投入相应地促进区域经济的增长，东部技术经费的内部支出收益率最高，而中、西部地区对于技术引进的资金利用效率比东部地区要高；除了西部地区之外，高新技术产业从业人员的投入，都会对本区域经济的增长具有一定程度的推动作用。科研成果的产出和科研机构的数量的增加并没有对经济效益增长起到明显的促进作用。科研成果数量较少或科研成果转化为新生产力的比例太小，都在一定程度上降低了技术创新对经济增长的促进作用。

四、建议

加快科技与经济的一体化发展，因为科研成果只有在转化为可用生产力后，才能够发挥对经济发展的促进作用，而研究、转化、生产的一体化形成才可以使科研成果更加顺利、方便、快速地转移到经济发展中来。在加快研究、转化、生产一体化模式中，既要对高等学校、重要科研院所等研究机构紧抓，集中人力、财力、物力，又要对大批高新技术创新开发型和服务型机构适当地放开、放活。通过经济结构调整、高新技术人才交流，将它们投向市场，通过各种形式转化为先进的生产力。通过市场调节机制，努力寻求理想的开发技术创新合作伙伴。加强技术创新的主体企业间的交流协作，通过技术改革创新，动力机制的调整，不断提高自身的技术开发、创新能力，增强企业自身对高新科技成果的吸收和转化能力。

参考文献：

[1]李建平等.《科技进步与经济增长》[M].北京：中国经济出版社，2006

[2]郑晓齐，叶茂林.《高校科技创新与区域经济发展》[M].社会科学文献出版社，北京：中国经济出版社，2006

[3]王荣，杨晓明.科技进步对我国经济增长贡献的实证研究[J].价格月刊，2007，(2)

[4]岑远恒.技术进步与经济增长的相关性[J].集团经济研究，2005年，(11)

[5]王敏晰.我国高新技术产业对经济增长的贡献及启示忉.技术经济与管理研究，20lO(4)

数量经济技术经济范文第10篇

【关键词】技术进步 经济增长 索洛增长方程

1、绪论

在经济的增长中,技术的投入和进步的作用日益突出。技术进步与经济增长之间的关系:技术进步促进经济增长,是提高劳动生产率、推动经济增长最重要的手段和物质基础,而经济增长则是技术进步的起因、归宿和基础。

对技术的贡献率进行定量分析,由于不光可以指定有效的政策,还可以更好的促进经济的发展,因而越来越受到一些决策部门的重视。贵州省在近些年的发展中,国民经济持续增长,经济总量稳步增加,贵州整体实力明显增强。在近些年中,贵州省的一些地区也把经济工作的重点放在了由粗放型经济向集约型经济的转变。

2、测算技术进步的模型

2.1模型选择

经济增长技术因素的分析一般采用索洛增长方程。它的基本原理是从生产函数出发,建立经济增长与各综合因素增长之间的数量关系。总量的柯布-道格拉斯生产函数可以用来描述一个经济社会的生产,因此可以通过该函数来进行经济增长的综合因素分析。生产函数基本公式为:

(1)

式中:Y,K,L分别表示生产总值、资本要素投入量、劳动要素投入量;At表示初始技术水平;α为资本产出弹性;β为劳动产出弹性;α和β为待估参数。

2.2 模型的处理

为估算 和 ,必须将改进的C-D生产函数线性化,对上式取对数得

假定α+β=1[5],即规模报酬不变,上式可以变形为

根据历年的产值Y,资本K和劳动L的时间序列数据,应用最小二乘法可以估计出α和β的值。α和β可以分别是为劳动收入和资本收入在国民收入中所占的比重。

对(1)式进行变换,可以得:

式中的y,k,l分别为产出、资本和劳动数量的增长速度;α、β为资本和劳动的产出弹性;γ为技术进步增长率。

2.3各个投入要素对经济增长贡献率的计算公式

技术进步、资本投入、劳动投入对经济增长的贡献率按下列公式计算:

(5)其中EAEKEL分别表示技术进步、资本投入和劳动投入对经济增长的贡献率。

2.4 数据的采用与处理

本文选择贵州省国内生产总值(GDP)作为产出,采用年末从业人数来代替劳动投入量,资本K的数据选用全社会固定资产额来进行表示。

本文产出 Y用国内生产总值(GDP)表示,资本K用全社会固定资产投资额表示,劳动力L 用年末劳动力从业人数表示。样本区间为1995―2008年,为了消除价格因素的影响,以1994年为基期,将生产总值和资本投入转换为可比价格,换算公式如下:

换算的结果见表1:

2.5测算结果及处理

首先对上述数据进行对数计算处理,然后使用E-views 5.0对处理后的数据使用最小二乘法(OLS)对3式进行回归。得出输出结果(见附录表3)

从模型的回归结果来看模型的可决系数和修正的可决系数,说明方程对样本数据拟合得很好,并且通过了T检验和F检验。

由模型可以看到,D.W.的值明显偏小,说明存在自相关性。

考虑到一阶自回归的方程,在E-views得到残差的一阶自回归方程

经过修正D.W.值已经不存在自相关,T检验和F检验也均已通过,可决系数和修正可决系数也在可接受的范围。

从上述方程可以得出原生产函数的模型如下:

(8)经过WHITE检验[8],通过E-VIEWS得到检验结果,可以得出nR2 =1.207,在显著性水平为0.05下,查χ2分布表,得临界值χ20.05(2)=5.9915,因为

nR2=1.207< χ20.05(2)=5.9915,则说明模型不存在异方差。

由(7)式得出α=0.558,由α+β=1,得出β=0.442,则可以得出索洛的增长方程为

由5式和9式可以得出1995―2008年技术进步、资本投入和劳动投入对经济增长的贡献率,结果如下:

3 、技术进步对经济增长贡献的分析

从测算结果可知,1995-2008年,贵州省资本投入每增长1% ,可使经济平均增长5.58%,对经济增长的贡献率为101.66% ;劳动投入每增长1%,可使经济平均增长4.42%,对经济增长的贡献率为7.59%,这段时期技术进步对经济增长的贡献率为-9.25%。由此可见, 1995-2008年以来,推动贵州经济增长的主要动力是资本投入,其次是劳动的作用,技术进步的作用很小。

观察表2中技术进步对经济增长的贡献率的动态变化,1995-2008期间,技术进步对贵州省经济增长的影响总体来说比较小,甚至出现了负的贡献率,且贡献率没有呈现出规律性的增长态势。

一般而言,与经济发展密切相关的技术进步对经济增长的高贡献率一般只有进入经济增长减速的成熟期才会发生,这说明贵州省目前的根本动力就在于将目前这种主要依靠大量要素投入支撑的粗放型经济增长方式转变为主要依靠技术进步支撑的集约型经济增长方式。

4 、相关建议

4.1在宏观上构建有利于技术进步的大环境, 制定和实施有利于促进技术进步的产业政策,并要积极的完善政府的引导和服务作用根据经济发展的形势,制定符合贵州当地经济发展的科技政策。

4.2建立以企业为主体、市场为导向、产学研相结合的技术创新体系,促进科技成果向现实生产力转化发展高效益高科技、低污染低能耗产业。

4.3由于科技对人类经济社会发展所起的巨大作用。这里着重提出主要通过科技进步来促进经济的增长。只有技术进步才是推进贵州省经济增长的根本源泉 要实现经济持续、稳定、高效发展,就必须依靠技术进步的力量,进一步提高技术进步在经济增长中的贡献率。

参考文献:

[1] 郭秀兰.科技进步对我国经济增长的贡献[J].湘潮,2009(5):92-93.

[2] 贵州省统计局,国家统计局贵州调查总队.贵州六十年

(1949-2009)[M].中国统计出版社.

数量经济技术经济范文第11篇

关键词：技术进步；经济增长；贡献率

中图分类号：F224.12 文献标识码：A 文章编码：1003-2738（2012）06-0163-01

前言：狭义上的技术进步具体表现为对旧设备的改造和采用新设备改进旧工艺，采用新工艺使用新的原材料和能源，对原有产品进行改进研究开发新产品，提高工人的劳动技能等。从广义上讲，技术进步是指技术所涵盖的各种形式知识的积累与改进。经济增长是指一国经济总量与能力的增加和扩张，是生产力发展的结果。近些年来，新疆在西部大开发战略等国家宏观政策的调控下，充分利用自然、劳动等资源优势，较快实现了经济起步和增长。本文从定量角度对资本、劳动、技术进步对新疆经济增长的贡献率进行分析。

一、理论结构

（一）柯布-道格拉斯生产函数由美国数学家Charles Cobb和经济学家Paul Douglas提出，假定技术进步为Hicks中性，并以一个固定指数比率增长，那么在两种投入要素下，用于估算的C-D生产函数形式为:Yt=A0eλtKtaLtβeu，其中A0表示初始技术水平，λ表示技术进步比率，K为资本要素投入量，L为劳动要素投入量，α为资本产出弹性，β为劳动产出弹性，α，β均为待估参数。假定规模报酬不变，即α+β=1，则有0≤α≤1，0≤β≤1。对上式进行转换得:Ln(Yt/Lt)=LnA0+λt+aLn(Kt/Lt)+u根据表1的数据，应用最小二乘方法估计出上式中α、β值。

（二）技术进步对经济增长的贡献。

目前经济增长要素分析中最常用的仍然是索罗模型以及在此基础上发展起来的其他模型。1957年由Solow提出用总量生产函数度量技术进步的总量增长方程，认为产出量的增长是由资本、劳动和技术进步增长的共同贡献的结果。

技术进步所带来的经济增长率，反映在一定时期内技术进步对经济增长的影响程度。用下式定义:λ=y-αk-βl (1) 其中:α为资本产出弹性，β为劳动产出弹性；y为产出增长率，k为资本投入增长率，l为劳动投入增长率；λ为技术进步所带来的经济增长率，是指剔除由于增加资本投入、增加劳动投入因素之外的其余因素部分对经济增长的影响程度。

二、技术进步对新疆经济增长贡献率的测算

（一）数据的收集与整理。

本文涉及的数据主要有总产出、资本存量和劳动力数量。本文使用国内生产总值(Y)代表总产出；资本(K)投入是指当年资本的总存量，本文用历年固定资本形成总额来代替；劳动(L)投入是指在生产过程中实际投入的劳动量，要考虑劳动人数、劳动时间、劳动质量等因素，但由于数据缺乏，本文采用历年年末从业人员数量来代替。

（二）参数估计和检验。

将上表数据进行整理，运行Eviews6.0软件包，输入C-D生产函数线性转化模型，运用普通最小二乘法(OLS)估计结果为: Ln(Y/L) = 1.355 + 0.224 + 0.653Ln(K/L)

从而可得：K/L较高，R2 =0.98，呈高度正相关，模型的拟合效果很好；F值和DW值较大，在5%的置信区间内，模型的各项检验均获通过，参数估计是显著的；资本产出弹性α=0.653，劳动产出弹性β=1-0.653=0.347，在其他要素不变的情况下，资本存量、劳动投入每增长1个百分之一，将分别带来新疆经济增长0.653、0.347个百分点。资本的产出弹性要比劳动的产出弹性高，说明新疆经济增长对资本投入增长的敏感度要远高于对劳动增长的敏感度。

（三）技术进步贡献率计算。

由表1数据可计算出2001-2010年间新疆国内生产总值、年投资完成额、年末从业人员平均增长速度为:y=15.02%，k=19.2%，l=2.79%。将α和β的值带入(1)式得新疆经济平均技术进步率为:γ=1.51%，技术进步对经济增长的贡献率为: EA=γ/y×100%=10.03%，资本增长率对经济增长的贡献率: EK=aK/y×100%=83.49%，劳动增长率对经济增长的贡献率:El=βl/y×100%=6.48%。

三、结论分析

(1)α值较高，达到0.653，这说明资本投入是该区经济增长的主要推动因素。

(2)β值为0.347低于资本的产出弹性，这是由于新疆劳动力资源较丰富，但劳动力素质普遍不高，影响经济的增长。

(3)GDP的增长速度为15.02%，平均技术进步率(γ值)为1.51%，而资本投入平均年增长率为19.2%，劳动投入平均年增长率为2.79%，说明该区技术发展水平较低。

(4)技术进步对经济增长的贡献率为10.03%，而资本投入和劳动力投入对经济增长的贡献率分别为83.49%和6.48%，说明近些年来新疆经济增长主要是依靠大量资本投入实现的。

四、政策建议

一方面，要提倡以创新为核心的技术进步，继续加大研究与开发的投入。2010年新疆GDP为5437.47亿元，R&D经费投入总额约为26.7亿元，R&D经费投入强度为0.49%，远低于内地等经济发达地区。新疆不仅需要引入先进技术，投入大量资金和劳动力，还需要通过创新培育核心竞争力，提高劳动生产率，促进经济的增长。另一方面，新疆应加大对教育的投入力度，提高人力资本的素质。近年来新疆在科技人员的投入方面还是有所进步的，但仍然远远落后于发达地区，为加快新疆经济的增长必须加强对科教的投入，提高全区人民的科学文化素质，有助于新疆地区经济的快速发展。

参考文献:

[1]杜江.计量经济学及其应用[M].北京:机械工业出版社，2010.3.

[2]张明祥，郭民生.技术进步对河南省经济增长贡献率的实证分析[J].经济理论研究.

[3]李晓宁. 经济增长的技术进步效率研究：1978-2010[J].科技进步与对策，2012年4月第29卷第7期.

[4]蔡玲玲，罗燕婷.技术进步对安徽省经济增长贡献率的实证分析[J].安徽科技交流与探讨.2006，(1).

数量经济技术经济范文第12篇

关键词：大数据；现代经济管理；应用

一、大数据技术的实际意义

(一)什么是大数据大数据，又称之为海量数据，主要涉及到大量的数据信息处理，人们无法使用大脑或一些普通的软件无法实现，同时需要在科学合理的时间当中获取的信息。大数据数据处理，其主体不同，数据量处理也是不同的，其所谓比较大，主要就是有一定的全面性。大数据是由现代化的媒体记录以及收集和开发的一种数据集或者数据流等。大数据的生成基于现代化的数据感知以及收集和记录、处理等方面，同时加上互联网技术对其的加持，使得其产生了很大的作用，大数据技术针对对模型的处理需求方面有着很高的决策力，并且其自身的洞察力和流程优化能力也是非常高，是一项多样化的以及丰富性的信息资产。

(二)大数据技术是什么大数据技术主要就是能够从庞大的信息数据当中收集有使用价值信息的能力，其中主要就是有信息数据的收集和存储以及管理等技术的一种集成。对于这种技术的应用，在实际的大数据处理中有着很大的优点。

二、大数据与经济管理变革

(一)大数据促使经济管理的思维方式进行变革针对每一个时期，在实际的经济管理当中，其中的决策制定和政策有效落实，以及对于数据信息在收集和处理方面都有着很大的联系性，对于少量的数据发展时期，由于数据所产生的数据往往不是很大，在实际的经济管理当中在对于数据信息处理过程中，相应的工作量也是很大，采用人工记录和操作可以对基本的经济管理工作可以满足；而对于大数据技术的产生，由于数据是成倍增加以及信息量呈几何式的增长，只依赖于人工的管理方式就和时代的发展脚步很难同步，这样，在信息技术的基础上落实经济管理就因此而产生，决策人员和其他的相关工作人员，在对于数据认识和处理以及分析当中的能力也在不断的提高，从传统的依靠数据抽取样本的思维转换到对数据总量进行成批处理方向发展，以此来对经济管理实际的落实效果提升。例如，在传统经济管理当中，针对某个企业的产品质量往往只是采用抽检的方法，送检样品通常对产品质量实际情况不能全面化的检测出来；因此，在产品质量检测中，对大数据技术的应用，管理人员就可以对所有产品的质量状况以及技术参数和材料来源、材料质量等相关数据信息可以做到实时的监控和检查，以此对不合格的产品全面的排查出来，确保产品的质量符合要求，对于人们相对于高品质物质需求可以很好的满足，这样就需要在一定意义上，确保企业产品质量管理意识能够获得提升，这对于我国经济管理中产品质量的提升，以及创造很多的优质产品有着非常重要的作用。

(二)大数据促使经济管理的管理手段进行变革按照物理学常识可以知道，误差是一种不可避免的行为，只能对误差控制在相应的许可范围之内就可以；但是在大数据时期，因为数据量通常非常的庞大，并且其增速也是成倍的增加，在管理当中，在针对数据误差的处理方式方面就显得较为合理，因为数据基础是非常的庞大，对于原始数据也允许其存在相应的偏差问题，然而其中所存在的偏差数据基数比较小，在一定意义上对于数据结论的定性不会有太大的影响，几乎对数据概念其中所存在的内在规律性有着很小的影响，同时，采用大数据处理及时，能够为经济管理行为决策方面制定更多有价值以及准确率较高的数据，从而对社会经济生活更好的服务。

(三)大数据促使经济管理的管理理念进行变革大数据处理技术的产生，对于我国经济管理理念创新和发展非常有利。在传统少量数据发展时期，管理人员主要重视对数据的挖掘和数据间的因果关系当中，重点在对这些数据挖掘当中所产生的内在的原因，理念意识着重表现在探究性方面；然而随着大数据信息技术的发展，经济管理理念主要体现在数据间的关联性进行分析，采用对大量数据信息进行处理和分析，以此来对同一个表象当中的相关行做好探寻。例如，对汇率的数据和有效处理，大数据的理念不仅仅局限在某一个时期，其思维在一定程度上体现的较为宽广，使用国际思维理念来对我国的经济管理行为提供现相应的决策和数据支撑，大数据可以对全球所有区域的利率数据变化情况进行统计和预测，这样就可以为我国的经济和金融管理提供相应的数据支持。

三、现代经济管理中大数据技术的具体使用策略

(一)运用大数据技术，加强对数据信息分析的过程控制大数据技术的关键点就是对于数据信息进行处理的过程的分析，并且数据信息处理和经济管理决策制定之间有着相应的关联性，在经济管理的实际落实和决策制定，首先就是对于相关数据信息进行收集，应用大数据技术对所收集的信息进行整理，将其传输到相应的分析平台，然后在完成分析后，针对于此进行经济管理决策方案的制定，并且在方案的落实中对其不断改进和完善。在对数据分析当中，需要做好数据的监测和预测工作，对其中所存在的问题及时发现，从而使得可以为新决策提供相应的数据支撑。

(二)使用大数据技术，建立起分门别类的经济管理数据库当前，随着新时代的发展，各个行业都获得了很大的进步和发展，朝阳产业不断涌现，成为经济管理中体现出的新的一个增长点。因此，在现阶段，就需要对经济管理数据库进行分类建设，这对于新兴产业的发展以及新兴产业的经济效益增加非常有意义。对于这些采用大数据进行分类的数据库，就可以从多个资源要素实现积累，对我国的经济发展运行规律可以掌控，采用产业化转型升级以及提质增效，确保我国社会经济朝向又好又快的方向发展。目前，针对经济管理决策部门，可以结合多个产业融合以及协调发展的基础上，为相关的行业经济管理决策的制定方面提供准确的数据。

数量经济技术经济范文第13篇

关键词：技术进步；经济发展；贡献率；经济模型；实证研究

中图分类号：F224.9 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2014）23-0052-04

引言

新中国成立之后，黑龙江省拥有耕地、石油、森林和粮食等4个第一大省的地位，曾创造过经济位次全国前5名（到1978年仍位居全国第8名）的辉煌成绩；从改革开放至2008年，黑龙江省几乎每4年后退一步，已滑到第16位；2008―2012年情况有所好转，黑龙江省GDP增幅年均达到12 %以上，高于全国同期的平均增幅（约为9.8%），排在全国中游水平（约第16位）。经济的持续增长是一个国家或地区综合实力提高的重要保障，而技术进步是使经济得以持续增长的内在动力，也是影响和决定经济效率的最关键和核心的因素。黑龙江省近几年经济迅速增长，综合实力得到较大提高，这与技术进步是密不可分的。本文旨在对黑龙江省经济增长中的技术进步贡献率进行测定，思考经济发展过程中存在的问题，寻找实现产业结构优化、经济持续健康发展的技术手段和方法，对促进技术进步、全面推动黑龙江省经济发展具有重要的现实意义。

一、经济模型的选择及设定

劳动、资本和技术进步被称为经济增长的三要素。1921年，美籍著名经济学家熊彼特最早提出了技术创新的理论。近百年来，随着科技与经济的深度融合，技术进步逐渐成为刺激经济增长的第一位要素。为了测度技术进步对经济增长的作用，1928年道格拉斯提出总量生产函数；1957年索洛提出一个可以用来把技术进步对经济增长的贡献进行定量估计的经济计量模型，被称之为索洛余值法的研究方法，即把总产出看做是资本、劳动两种投入要素的函数，从总产出增长中扣除资本、劳动力带来的产出增长，所得到的余值作为技术进步对产出的贡献。

（一）基于柯布―道格拉斯生产函数的经济增长模型

柯布-道格拉斯生产函数（C―D生产函数）最初是美国数学家柯布和经济学家保罗・道格拉斯共同探讨投入和产出的关系时创造的生产函数。此函数在一般函数的基础上作出了改进，引入了技术资源这一因素，是经济学中使用最广泛的一种生产函数形式。其表达式为：

上式中，Y、A、K、L分别代表产出、技术进步、资本投入和劳动投入，其中A表示综合技术水平，包括经营管理水平、劳动力素质、引进先进技术等；K为资本投入，包括对机器、工具、设备和工人建筑的投资；L为劳动投入，这一要素的度量选用的是制造业的雇佣工人数；α、β分别为资本和劳动的产出弹性系数。从这一模型中可以看出，决定经济发展水平的主要因素是投入的劳动力数、固定资本和综合技术水平。根据α和β的组合情况，有3种类型，即：α+β>1表示规模报酬递增；α+β

利用历年的总产出量、劳动投入量和资本投入量，通过eviews6.0采用最小二乘法进行估算，进而得到lnA、α和β值。

（二）基于索洛余值法计算的贡献率模型

1957年，索洛认为，经济增长中扣除劳动力、资本投入数量增长因素之后，所有产生作用的其他因素的总和就都应该是由技术进步带来的。基于这样的思路，他提出了可以定量地揭示广义科技进步对经济增长作用的模型。

其中EA表示技术进步对经济增长的贡献份额；EK表示资本投入对经济增长的贡献份额；EL表示劳动投入对经济增长的贡献份额。

根据上面建立的模型，利用数据就可以测算技术进步对经济增长的影响。

二、数据处理和结果分析

（一）数据处理与计算

根据现有统计年鉴查询的结果，本文选取黑龙江省1992―2011年的国内生产总值（GDP）作为衡量产出量Y的基本指标，选取每一年度当年固定资产投资额作为衡量资本投入量K的基本指标，选取当年就业人员数作为衡量劳动投入量L的基本指标。在应用数据进行具体测算之前，首先对产出量、资本量和劳动量等经济指标做统一规定是非常有必要的，否则会得出不同的结果。为消除价格变化的影响，保证统计数据口径的一致性和结果的可比性，笔者对直接查得的以当年价格计算的各年度GDP和固定资产投资额用价格指数进行处理，换算成以1992年为基期不变价的指标数据。

根据软件输出结果，该回归方程的判定系数R2=0.975338，调整后的判定系数R2=0.973968，说明回归方程对样本数据拟合得较好，各自变量与应变量之间是高度线性相关；经过F检验该回归方程显著成立；但是DW值为0.412，对样本为20、一个解释变量的模型、5%显著水平，查DW统计表可知，dL=1.20，dU=1.41，明显的，DW=0.412

为解决自相关问题，选用科克伦―奥克特迭代法。在Eviews6.0中得到残差序列e，对e进行滞后一期的自回归分析，由此对原方程进行广义差分方程进行回归，得到回归结果：

由于使用了广义差分数据，样本容量减少了 1 个，为 19 个。查 5%显著水平的 DW 统计表可知dL= 1.18，dU= 1.40，模型中 DW = 1.404432> dU，说明广义分模型中已无自相关，不必再进行迭代。同时可见，可决系数 R2、t、F统计也均达到理想水平。

由回归结果可知，ln的系数即α取值为0.5465，表示资本产出弹性，说明黑龙江省资本投入每增加1%，能够带动地区国内生产总值增长0.5465%。根据α+β=1，则β=0.4544，表示劳动产出弹性，说明劳动投入每增加1%，能够带来地区国内生产总值增长0.4544%。根据公式，计算出黑龙江省1993―2011年 GDP增长率y、固定资产投资额增长率k以及就业人数增长率l的数据，将α=0.5465、β=0.4544代入，得到黑龙江省技术进步对经济增长的贡献率。

将资本、劳动与技术对经济增长的贡献率EK、EL、EA用柱状图表示，如图1所示。

（二）数据结果分析

由图表可知，在1993―2011年期间，黑龙江省生产总值的年平均增长为10.2%；资本年平均增长率为15.1%，资本投入每增长1%，可使经济增长0.5465%，对经济增长的贡献率为77.5%；劳动投入每增长1%，可使经济增长0.4544%，但期间劳动年平均增长只有 1.5%，对经济增长的贡献率也只有6.2%；技术进步对经济增长的贡献率为16.3%。综上分析可知，1993―2011年期间，资本投入对黑龙江省经济增长贡献率最大，远远高于技术进步对经济增长的贡献，更高于劳动投入的贡献率。

1.表格数据显示，在1993―2011年的19个年份中，有16年资本投入对经济增长的贡献率超过50%，只要投入增长较多，对经济增长的贡献率就越高，资本要素仍然是推动黑龙江省经济增长的首位要素。事实也印证了这一点。2008年，黑龙江省实施建设“经济区”、“十大工程”的总体战略，之后的连续四年黑龙江省固定资产投资总额增幅均高于全国平均水平，不仅增长幅度跃居全国第4位，而且投资总额在全国的位次也由2007年的第22位，提前到了第17位。

2.黑龙江省劳动投入增长一直非常缓慢，甚至在1999―2001的连续3年中出现了不同程度的负增长，之后也一度几乎停滞浮动。这反映了从1998年之后黑龙江省在保持经济高增长的同时，还伴随着大量的工人下岗、失业的现象。这一问题在经济数据表现为，就算劳动力变动对经济增长的影响较大（弹性系数为0.4544），但是劳动力资源的稀缺致使这种资源对经济增长的贡献显得很微薄（年均贡献率为6.2%）。

3.从数据与图表均可以看出，技术进步对经济增长的贡献率数值忽高忽低，甚至有6个年头呈现负作用，可以推知技术进步对黑龙江省经济增长的影响还比较有限，没有呈现出规律性的增长态势。就一般经济规律而言，在经济增长的初期，由于资本边际生产率相对于劳动生产率较高，因此，经济增长可以主要依靠大量资本的投入。但是随着资本边际生产率逐步下降，资本对经济增长的拉动力量也将下降，技术进步的作用将越来越突出，逐渐成为经济增长的主导因素。黑龙江省目前的经济增长还处在经济发展的初期阶段，推动经济发展方式转变为主要依靠技术进步支撑的集约型经济增长方式势在必行。

需要说明的是，本文只是在一般性假设条件下将技术因素的影响从资本投入和劳动力投入的影响中分离出来，观测技术进步对经济增长的效果有多大；而现实经济环境中技术进步的作用在某一段时间内应该是具有确定性的，但从长时间看可能并不存在着某种确定性。另外，所选用的模型对于现实经济发展的解释能力也是一个重要的因素，包括模型中数据的选择和处理都会对最终结果有重要的影响。总之，诸多因素可能造成分析结果与实际存在着一定的误差。

三、结论与建议

本文基于样本数据的处理分析得出，黑龙江省经济发展中资本的作用最大，且近年来其作用有加强的趋势。为保持经济的持续健康发展，必须改变目前的资本驱动模式，提高技术进步在经济增长中的作用，转变粗放型经济增长为集约型经济增长。技术进步对经济增长的贡献集中体现在结构变动、人力资本效率和制度变迁等因素的共同作用，要实现科技进步，必须加大教育投入力度，不断提高劳动者素质，人力资本积累效应不断加强；必须调整产业结构，使生产要素从效率低的部门流向效率高的部门，降低第一产业从业人员的比例，提高第二产业和第三产业的产值和从业人员的比例；必须加强制度创新和技术创新，提升技术效率，从而促进经济增长方式转变，提高效率型经济增长。

今后黑龙江省经济发展需注意以下几个问题。（1）农村劳动力资源过剩与城镇劳动力结构性短缺同时并存。黑龙江省产业结构优势在于资本密集型的重工业而非劳动密集型的轻工业，农村劳动力不能在农业内部解决就业，乡镇企业也没有太大的消化吸收能力，在这种情况下想要拥有一个高质量的人才资源结构，规范的人才运行机制和宽松的人才成长环境是必要也是必须的。针对区域发展的现状，改变对人才评价的标准，并非只有高学历、高职称的人才叫人才，一部分拥有很好的潜质和才能的人，只要经过相关的培训就可以发挥他们的作用。同时，要给人才培养创造有意的环境，不仅要留住本地人才防止外流，还要吸引外地的优秀人才来到黑龙江，尊重他们的劳动，挖掘其内在价值，给予劳动力相应的报酬，充分的把劳动者和生产要素结合起来。（2）黑龙江省的产业结构中第一产业发展对国家、对全省都有着战略性地位，但从结构上来看，产业并没有向好的方向发展，产品倾向于以资源开发型与低附加值型产品为主，且相对于第二、第三产业的飞速发展来看，第一产业的发展仍旧缓慢。黑龙江第二产业在绝对值上发展非常快，但产业内部结构没有发生变化，工业一直以石油化工、石油机械制造等资源开发型与低附加值型产品为主。黑龙江省第三产业呈不断增长趋势，所占产业比例不断扩大，这种情况是符合产业结构调整需求，有利于我国经济的发展，但产业内部结构不合理的状况与从业人员素质有待提高。（3）黑龙江省经济发展运行在很大程度上还是依靠行政规划，强有力的政府推动是实现经济发展最有效的方式。这种经济发展方式即便可以实现短时期的增长与技术进步，但是也不利于形成长期的技术进步机制与科学技术在全社会的扩展。在经济社会发展过程中如何处理好政府与市场的关系问题也是实现可持续发展的共性问题。因此，充分发挥市场规律的作用，必将进一步推动技术进步与创新。

参考文献：

[1] 张军.资本形成、投资效率与中国的经济增长――实证研究[M].北京：清华大学出版社，2005.

[2] 刘伟，张辉.中国经济增长中的产业结构变迁和技术进步[J].经济研究，2008，（11）.

[3] 孙辉，支大林，李宏瑾.对中国各省资本存量的估计及典型性事实：1978―2008[J].广东金融学院学报，2010，（3）.

[4] 夏青.技术创新对城市经济增长贡献的实证研究[J].湛江师范学院学报，2012，（6）.

数量经济技术经济范文第14篇

经济增长是一个国家经济实力的体现，而经济实力表现在产品与劳务的产量上，产量增长收人也就增加。因此产量的增长是经济增长的体现。在经济学中使用“国内生产总值”概念表示一个国家的国内总产值，所以，经济增长往往指国内生产总值的增长。在步人现代社会以后，世界各国的经济就像在赛跑一样，停滞不前自然不行，跑得比别人慢也不行，追求经济的高而稳的增长率已成为各国共同追求的目标。

(一)经济发展新阶段需要经济增长方式的转变

我国进入经济发展新阶段所面临的主要问题，就是转变经济增长方式。究其原因有两方面：其一，由于中国长期以来资源高消耗，使以资源为基础的原材料价格明显上升，给经济发展造成了成本上升的压力。此外，中国的经济发展一直存在着产业结构不合理问题，由于数量型增长使结构失衡状态进一步加深，农业、基础工业和基础设施的“瓶颈”制约因素更为突出，从而形成对经济发展的障碍。高投人、高消耗所导致的高增长、高通胀等问题很多，迫切需要从经济增长方式的转变中寻找出路。其二，随着中国对外开放政策的继续扩大，国内市场与国际市场接轨，中国经济国际化的特点越来越明显，中国加入世界贸易组织后，迫切需要从经济增长方式的转变中寻求出路，予以解决。要使中国产品在国际市场上有更大的竞争力，也只有转变经济增长方式，提高经济整体素质。转变经济增长方式，就是要改变主要依靠增加投人、铺新摊子、追求产量等做法，转向主要依靠高新技术，增加知识投人并以经济效益为中心。因此，需要建立和完善新的企业经营机制，调整产业结构，进一步发展以信息技术为核心的信息产业，用信息技术改造传统工业，革新传统工业，从而使工业走上主要依靠提髙效益和效率进行发展的新路，加快国民经济信息化进程，逐步实现整个经济由粗放经营向集约经营转变。

目前，信息产业已经成为发达国家经济发展的新增长点和强劲引擎，中国经济增长点的支柱也将依赖于中国的信息产业发展。

(二)信息产业发展与经济增长关联的理论

传统的新古典经济增长理论强调人力资源的数量和企业的固定资产，新经济增长理论更关注的是人力资源的质量和科技的进步程度；而政府加大对信息产业的投资对经济增长的作用也已引起经济学家们的广泛关注，并被进一步引进到新古典的模型之中。

纵观目前一些发达国家和新兴工业化国家发展经济的经验，可以发现，这些国家的经济增长走的是一条高科技推进、高强度投人、高效益产出的现代经济增长道路。以美国为例，美国的信息产业从1993年到1999年在国民经济中的比重由6%升至8%。其中，信息服务和计算机软件每年增长10.7%,硬件业每年增长9.9%,通信服务业增长4.6%。1993~1998年，美国工业中用于IT产业的资金，从1420亿美元猛增至2330亿美元，占资金总量的1/3,美国的高科技风险投资促成了信息产业高速增长。信息产业虽然仅占其国内生产总值的8%,但对整个美国经济增长的贡献份额却高达35%。

2002年，中国的信息产业全面贯彻“以信息化带动工业化”的发展方针，加大产业结构调整力度，不断扩大产业规模，对国民经济增长的贡献继续保持在各行业首位。信息产业全年实现工业总产值（不变价）17800亿元，比上年增长20.9%;实现销售收人达到14000亿元，比上年增长17.8%，完成工业增加值（当年价格)2980亿元，比上年增长14.4%,比全国工业整体增幅高4.2个百分点。对国民经济贡献的作用越来越大。2002年信息产业对全国工业增长的贡献率达到10.4,拉动全国工业增长1.1个百分点，位于国民经济各行业之首。

从各个国家经济增长的轨迹分析，信息产业对经济增长的促进主要有两个方面：

1.信息产业的发展是经济增长的动力

从20世纪70年代后期起到80年代，受到以信息化为特征的新技术革命的重大影响，世界产业结构进入了新一轮的重组。利用信息技术对传统产业进行改造，加速了产业结构的调整和向信息产业的转移。

根据非均衡经济增长理论，经济增长与产业结构的变动有着密切的相关关系，产业结构的演进过程就是经济发展的过程。经济发展水平的提高在相当大的程度上又取决于产业结构的优化，而信息技术是产业结构优化的基础。在进行工业化的过程中，传统产业受到市场容量和科学技术的制约，经济增长必须转向依靠髙于平均增长率的新兴产业——信息产业来支持；通过结构性转换来实现技术创新和产品创新。各国经济发展表明，任何一个国家经济的持续、稳定、协调、长远的发展，都依赖于该国产业结构的优化。当今各国产业结构的优化主要通过发展信息化，促进信息技术产业化——信息产业来实现。通过引入信息技术促进产业结构的变革，加快信息产业的发展，为新经济增长创造良好条件。

2.信息化促进内生技术进步是经济增长的源

经济增长理论研究表明，当今经济增长的最主要动力之一是信息，越来越多的人们担心因信息不灵而处于与世隔绝的孤立状态，担心因信息系统失灵而造成巨大损失。

传统的经济增长理论认为，经济增长取决于可利用物质、资本与劳动力等要素。随着科技进步的影响日益增大，这种理论已经无法解释许多经济活动现象。传统增长理论将技术进步假定为由某种外生力量所决定，并按某种外生的速度发展，技术进步不在资本产品中。内生经济增长理论与传统经济增长理论相反，它认为：技术进步是内生的，并且原有意义上的劳动力概念也应为人力资本。这样，支撑经济增长的主要因素有：人力资源、可供利用的物质资源、管理效能和技术水平，其中人力资源（掌握科学技术的人力资源）和技术水平(能转化为实现生产力的科技成果）实质上就是科学技术。科学技术在发达国家经济增长的作用目前已达72%，而投资增加的作用不到30%。

内生经济增长理论还将技术进步具体化为专业化的知识，认为专业知识和人力增加积累是现代经济增长的主要推动力。罗默在其内生增长模型中假定有4种投人：资本、劳动、人力资本和技术。这样，生产函数可写成：

最终产出y是劳动力（l)、物质资本（z)和用于最终产品（//,)以及人力资本h的函数。模型假定每种特定的资本对产出具有单独作用。研究部门的投人是人力资本//和已有的知识存量，产出是新设计、新技术。假设第y种技术的产出为其中s为生产率系数。若考虑知识是共享的，则技术y的产出为8HA。所有研究的总和则为

选取代表性的最终产品生产企业，对于所有资本品XU)和对应的价格P(i)，选择利润最大化。

由此可推出对资本品的总需求：

    

   该模型引人了知识的外在性，进一步将知识视为除资本、劳动之外的第三个生产要素。在现代经济中，知识作为生产函数的投入要素产生知识效应，和其他要素相比，知识要素的投人更为重要，其投资收益也更为明显。作为知识产品的软件来看，发达国家的软件信息化的发展对人力资本提出了新要求，即具有更高的知识与信息应用能力。当今世界发达国家的劳动力结构已经由产业型转向服务型和智力型，发达国家信息部门劳动力占全社会劳动力的比例迅速上升。美国信息技术人才结构显示，在以信息技术为代表的信息产业中，具有学位和高中毕业后经两年以上培训的人员占40%-.60%。

(三）信息产业与经济增长之间的关联信息产业形成于20世纪60~70年代,目前正步人髙速发展阶段。随着社会信息化进程的加快，信息产业已成为跨世纪的支柱产业，其兴衰决定着整个经济的走向，信息产业作为经济的一部分与经济增长有着密切的联系。

信息产业是高渗透型、知识智力密集型、更新快、受科技进步影响大、要求有大量智力和高智能投人、产出效益髙、增长快、需求广、就业面广、对劳动者文化层次要求高、综合性强、省资源、无公害的产业。我国电子信息市场一直保持快速增长，在国民经济中的作用不断提升。1998年信息产业工业增加值占GDP比重约为1.0%;2001年这一比重为1.8%。2002年信息产业仍然是拉动全国工业增长的主要力量，2003年以来，信息产业的产业规模仍然名列全国工业各行业之首。

信息产业对经济增长的影响表现在两个方面：一是信息产业对经济增长产生直接的影响。信息产业作为经济活动的组成部分，其就业规模和产值规模的不断扩大，意味着经济活动规模的扩大，信息产业自身的发展直接促进了经济的增长。二是信息产业对经济增长产生间接影响。主要表现为信息产业与其他产业之间存在着很强的关联性。第一，信息产业与其他产业存在着前向关联性。信息产业的发展要依赖于其他产业对信息产业产品的需求，其他产业部门对信息产业最终产品的需求越大，信息产业的发展就越能有效地促进其他产业的扩张，从而推动其他产业的发展。第二，信息产业与其他产业存在后向关联性。信息产业的发展也依赖于其他产业的最终产品，信息产业对其他产业部门最终产品的需求越强烈，就越能有效地促进其他产业的发展。如，金融保险业和房地产业是信息产业的组成部分，它们与其他产业和信息产业内部行业有着较强的前向联系和后@联系。房地产业可以带动建材业的发展，金融保险业能带动信息设备制造业、信息基础设施、房地产业的发展，居民收人水平提高对金融保险业和房地产业的需求增长等等。科学文化教育事业也是如此。一方面，社会各行各业对它们的需求日趋增大，使其对社会发展产生较大的推动作用；另一方面，科学文化教育事业对信息设备、信息基础设施的需求增大，带动着这些行业的发展，从而信息产业通过对经济产生直接和间接影响，使产业结构得到调整，朝着优化方向提升，最终提高经济增长率水平。

同时，经济发展水平又是信息产业发展的基本要素之一，它决定着信息产业发展的规模和水平，经济发展的水平越高，信息产业发展所需的技术、人才、资金、设备、基础设施等条件就越好，能够极大地促进信息产业的发展。

二、信息产业促进中国经济増长的实证分析

我们以对发展信息产业与经济增长联系的规范性分析为思路，再从实证角度对信息产业对中国经济增长的贡献进行了定量分析。

(一）信息技术对经济增长的贡献分析

信息技术正在极大的改变当代的社会经济生活，信息产业在极大程度上转化为经济增长和生产率增长，在过去10年里信息产业对经济增长的推动效应在提升。根据世界经合组织（OECD)的研究报告，1990〜1996年期间，世界主要工业国家生产力的增长有17%归功于IT产业的投资。

1.模型分析

目前，用于计算信息产业对经济增长贡献的计量模型不尽相同，但对于驱动信息技术对经济生产力增长之贡献的因素，可通过以下模型分析。

中固A业发表论坛技术进步的定量研究始于索洛1957年发表的《技术进步与总量生产函数》，自此，各国经济学家创造和发展了多种技术进步的测量模型，归纳起来主要有生产函数模型、指标体系模型、投人产出模型等。根据我们的研究，为了准确地度量、评价技术进步的作用，有必要在生产函数中引进时间因素，即动态生产函数。因此，本文将对生产函数模型进行一些必要的修正，并以此测算信息技术对中国经济增长的作用。其形式为：

其中尤2，…，为/I种投人要素；《表7K时间。

这种生产函数最早是由卡多儿（N.Kaldor)提出的。我们只考虑劳动力和资本两种生产要素，此时的动态生产函数为：

这种生产函数又分为3类：（1)中立的技术进步，又称希克斯（Hicks)中性的技术进步，生产函数形式为⑴F(L,X);(2)劳动节约型的技术进步，又称为哈罗德（R.F.Harod)中性的技术进步，生产函数的形式为J=F04(t)M：，）；（3)资本节约型的技术进步，又称为索洛（R.Solow)中性的技术进步，生产函数的形式为⑴。

在实证研究中使用得较多的是希克斯中性技术进步的假定，我们在本文中关于信息技术对经济增长的研究中也采用希克斯中性技术进步的假定，并且生产函数采用柯布一道格拉斯生产函数，在中性技术进步的假定下柯布一道格拉斯动态生产函数形式为：

则⑴该式的左边表示产出的增长率，右边第一项是劳动力的增长使产出增长的部分(a为产出的劳动力弹性），第二项为资本的增长使产出增长的部分OS为产出的资本弹性）#表示由于技术进步而使产出增长的部分，称为技术进步率。

估计技术进步率的方法一般有两种：

(1)将（1)式两边取对数得：

然后用时间序列数据来估计其中的参数。

(2)将（1)式的各项用年增长率代替（Ai=l年)得：

然后，用各变量的年增长率数据来估计上述各参数。

由于分别称之为技术进步、劳动力增长、资本增长对产出增长的贡献度。

2.模型求解

(1) 根据1991~2002年《中国统计年鉴》的数据加以整理，得到中国农业、工业、服务业以及整个国民经济的生产总值、资本和从业人员的数据如表1所示。用表1的数据计算出1990~2001年间，我国国内生产总值年平均增长率为16.53%(见图1)。同时，利用模型(3)和(4)计算出技术进步、劳动力投人、资本投人对国民经济增长以及农业、工业、服务业的贡献度分别为：

(2) 我们从1992~2002年《中国统计年鉴》和有关资料中划分出电子及通信设备制造业和邮电通信业的相关数据来近似代替信息产业的相关数据，如表2所示（由于中国统计年鉴的统计口径还是按传统三产业的划分来统计的，因此没有信息产业的相关统计数据）。依表2的数据可以计算出1991~2001年间，中国信息产业年平均增长29.07%(见图2)。

根据表2中的数据计算出信息技术、劳动力投入、资本投人对中国信息产业增长的贡献度分别为：

3. 结论分析

上述计算结果表明，中国国民经济增长的份额中，资本投人的贡献度最大占了60.87%,其次是技术进步占了36.26%,而劳动力投人只占了2.87%。这充分说明中国现阶段还处在粗放型经济时代，即主要是由于生产要素的投人使得经济增长。根据中国“九五”规划和2010年远景目标的规定，“九五”期间经济增长率年均要达到8%左右。过去十几年来支撑经济高速增长的一些因素将会逐步减弱。因此，加快实现经济增长方式从粗放型向集约型的转变成为我们面临的十分迫切的紧要任务。实现增长方式从粗放型向集约型的转变，就意味着要提高经济增长的信息含量、技术含量，而减少粗放成分，即扩大再生产成分。

传统的3个产业中，农业的信息化程度很低，它们的经济增长几乎是靠大量投人而得到的。服务业的信息化程度也很低，其增长主要靠资金和劳动力的投人来实现。而中国工业的增长主要是靠技术进步来实现，其技术进步的贡献度达到64%,反映出现阶段中国对工业产业结构的改造和优化取得了一定的成果，使得中国工业在劳动力基本不变，资金投人年均增长12.53%的情形下，产值达到年平均20.84%的高速增长。

中国信息产业增长中，信息技术进步的贡献度为48.54%，资金投人的贡献度为52.13%。从上面计算中可以看到，中国信息产业的增长速度保持在29.07%，与传统的3个产业相比较增长速度是最快的。但同时我们也应清晰地看到其资金投人的增长速度为28.92%,積息,此对轻沐增长的貢故分科中闼声此发展论珐，这表明中国信息产业的产业结构还有待调整和优化。

信息产业对经济增长贡献的实证分根据1990~2002年《中国统计年鉴》的数据加以整理，并提取1989~2001年的各年数据为样本数据，进行如下分析。

1.模型与数据分析

为了测度信息产业对经济增长的拉动作用，这里采用信息资源丰裕系数指数/、GDP指数F、固定资产指数K和就业指数I,运用模型F=a/Ha进行回归分析。

(1) R/?,表示基本信息资源生产能力：■«,=(尸,+P2+P3)/Mo其中，P1:3种专利申请授权量（发明、实用新型和外观设计）;朽：图书、杂志和报纸出版数量；P3:录像和录音制品出版数量;M:测度期测度范围内的人口总数。

(2) /?2表示基本信息资源的发展潜力

其中，&:信息资源的储备潜力；信息资源的处理能力。

其中，仏:计算机拥有量（计算机拥有量文化设施拥有量（图书馆、博物馆和文化馆新闻设施拥有量（广播电台、电视台、电视机拥有量）；<?4:娱乐设施拥有量（影剧院、剧场、体育场）；込：邮电设施拥有量（邮政局所、邮电业务总量）；q6：通信设施拥有量（交换机容量、电话机拥有量）。

其中，:测度范围内识字人数；r2:中小学、高等教育在校人数；r3:科学研究和综合技术服务人员数；r4:国家机关、政党机关和社会团体人员数；信息咨询服务人员数。

对上述模型进行转化得：

该结果表明：1989~2001年期间，中国实际GDP与信息要素之间的相关关系显著；进而表明，该时期内中国信息丰裕系数的对数每增长1个单位能够引发GDP指数的对数增长0.2527个单位，说明信息要素对经济增长具有强影响度。

数量经济技术经济范文第15篇

关键词： 服务业全要素生产率；人力资本；技术进步；技术效率

中图分类号：F719 文献标识码： A文章编号：1003-7217（2016）02-0123-05

一、引 言

2013年9月7日，国家主席在哈萨克斯坦纳扎尔巴耶夫大学作重要演讲，提出共同建设“丝绸之路经济带”，并指出要通过加强“五通”（政策沟通、道路联通、贸易畅通、货币流通、民心相通）建设来全面打造丝绸之路经济带，丝绸之路经济带建设上升为国家战略。丝绸之路经济带是在“古丝绸之路”概念基础上形成的一个新的经济发展区域，被认为是“世界上最长、最具有发展潜力的经济大走廊”。丝绸之路经济带作为一条集交通、物流、贸易、投资与金融的大通道，对沿线各国以及中国沿线各省市的经济发展具有积极意义。建设丝绸之路经济带是实现全球经济一体化的重要战略平台，有利于推动全球经济的持续发展；建设丝绸之路经济带可以形成区域高度开放型经济合作网络，有利于沿线国家、地区实施多种形式并举、灵活务实的经济合作安排；建设丝绸之路经济带是中国发挥国内比较优势的重要途径，有利于沿线各省市利用自身资源，提升经济发展质量。中国西部地区大部分省市处于丝绸之路经济带上，因此抓住构建丝绸之路这一战略机遇，努力推动“五通”建设，对于加快西部地区经济发展速度，提升技术水平具有重要意义。为此，本文将在测算丝绸之路经济带沿线上中国西部九省市（区）的服务业全要素生产率基础上①，分析其生产技术水平，并通过面板计量研究道路相通、贸易畅通和货币流通对服务业生产率的具体影响，以期为沿线各省制定区域发展政策，提升服务业生产率提供参考。

近年来，国内学者在中国服务业全要素生产率研究方面已做出许多有益的探索。一些学者从国家层面和地域层面来研究服务业全要素生产率，例如：杨向阳、徐翔（2006）利用非参数Malmquist指数方法对中国服务业全要素生产率的增长状况进行测算，并将其分解为技术效率和技术进步，结果表明，1990～2003年中国服务业全要素生产率的平均增长率的提升主要得益于技术进步水平的提高[1]。刘兴凯、张诚（2010）使用非参数的Malmquist指数方法测算了中国28个省区市1978～2007年服务业全要素生产率（TFP）变动情况，测算表明，在TFP的变化中，技术进步的“增长效应”明显，但技术效率的“水平效应”相对有限[2]。杨向阳（2012）采用HicksMoorsteen指数方法估算了1978～2002年中国东部九省服务业全要素生产率（TFP）的增长情况，结果发现，东部九省服务业TFP的增长率为主要原因是技术进步水平的提高，技术效率的贡献率明显偏低[3]。另外，部分学者对服务业中的生产业的全要素生产率进行分析，例如：原毅军等（2009）考察了中国生产业全要素生产率的变化及地区差异，研究表明，中国生产业全要素生产率呈现负增长，且东部地区全要素生产率下降的速度要远低于中西部地区[4]。张自然（2009）利用中国29省市生产业面板数据，测算了中国东、中、西部地区的全要素生产率，并将其分解为技术进步和技术效率。研究表明，技术进步对TFP增长起主要作用，技术效率则起补充作用[5]。最后，从国内学者研究服务业全要素生产率的方法上看，大部分学者采用的是非参数方法中的数据包络分析方法（DEA），另有少量学者采用的是参数方法中的生产函数法和随机前沿模型，例如：徐宏毅（2004）基于超越对数前沿生产函数模型，对1992～2002年全要素生产率（TFP）对服务业增长的贡献进行估算，结果表明，TFP的贡献多达30.8%[6]。顾乃华（2005）借助随机前沿生产函数模型，使用面板数据，分析了1992～2002年间我国服务业的增长效率特征，研究表明：中国服务业的发展未能挖掘出现有资源和技术的潜力，技术效率比较低下[7]。

随着建设丝绸之路经济带的提出，测算丝绸之路经济带沿线相关省域近年来的服务业全要素生产率，并在此基础上分析道路相通、贸易畅通和货币流通对生产率的影响具有现实意义。目前，国内外学者对丝绸之路经济带服务业全要素生产率的研究尚处空白，本文尝试利用数据包络分析法（DEA）和面板数据计量分析技术，基于2003～2012年面板数据，对中国丝路沿线西部九省市的服务业全要素生产率及其影响因素进行研究。

二、模型与方法

本文基于Malmquist指数模型测度丝绸之路经济带沿线九省市服务业全要素生产率。Malmquist指数最早由瑞典经济学家Sten Malmquist在进行消费分析时提出，后来Caves，Fare等运用该指数测算生产率的变化。Malmquist指数的实质是通过两个不同时刻距离函数的比值来刻画生产率的变化，然后借助于数据包络分析法来对距离函数求解。Malmquist指数的计算公式为：

三、变量与数据来源

本文在测算丝绸之路经济带服务业全要素生产率时，除了采用资本和劳动作为投入变量以外，还纳入了人力资本变量，这是由于随着知识与科技的进步，人力资本在服务业的发展过程中发挥着越来越大的作用。本文基于2003～2012年丝绸之路经济带九省市面板数据进行实证分析，全要素生产率TFP的测算主要包含四个数据变量：服务业产出、劳动投入、资本投入、人力资本投入，这四个数据变量的详细介绍如下：

1.服务业产出。选取丝绸之路经济带9省市历年服务业增加值作为衡量指标。其中，2005～2012年服务业增加值数据来自《中国第三产业统计年鉴》，2003～2004年服务业增加值数据来自丝绸之路经济带9省市地方统计年鉴。为保证数据的有效性，所有增加值数据都以2002年为基准进行了换算。

2.劳动投入。选取丝绸之路经济带9省市服务业历年年底就业人数作为衡量指标。所有数据来自于历年各省市地方统计年鉴。

3.资本投入。选取丝绸之路经济带9省市历年服务业资本存量作为衡量指标。由于我国并没4.人力资本投入。在本文中，人力资本没有作为直接的要素投入，而是将其反映到纳入人力资本的扩展型劳动力变量概念上。如果一个省的服务业劳动力平均受教育年限为E，那么扩展型的劳动力H可写为：H=e（E）L=hL。其中，e（E）是一个线性分段函数，衡量一个平均受教育年限为E的劳动力的劳动效率[10]。由于我国统计资料中并没有各省服务业从业人员的平均受教育年限，本文以各省从业人员的平均受教育年限作近似替代，相关数据来自《中国人口和就业统计年鉴》。在测算劳动效率时，还需要教育收益率数据，本文采用Hall和Jones对中国教育收益率的研究数据，即中国的教育收益率在小学阶段为0.18，中学为0.134，高等教育阶段为0.151。将受教育年限在0～6年之间的收益率系数确定为0.18，6～12年为0.134，12年以上为0.151。例如，假设一个省的服务业从业人员平均受教育年限为13年，那么该省的劳均人力资本存量为：

四、实证结果分析

基于上述四个投入与产出变量，以丝绸之路经济带九省市2003～2012年面板数据为基础，利用DEAP 2.1软件，对丝绸之路经济带服务业全要素生产率及其分解的测算情况如表1所示。由表1可见，2003～2012年间，丝绸之路经济带九省市服务业全要素TFP平均增长率为4.1%，其中，技术进步年均增长率为4.8%，技术效率年均增长率则为-0.6%。由此可以看出，服务业TFP的增长是技术进步推动的结果，而技术效率的恶化（进一步看是规模效率的恶化）则拉低了服务业TFP的增长水平。这表明在2003～2012年的十年间，随着中国加入世界贸易组织，丝绸之路经济带九省市的对外开放程度进一步加深，外资企业的涌入促进了市场经济的发展，为了在剧烈的市场竞争中占有一席之地，国内企业积极引进先进技术，购置先进设备，加大科研开发力度，推动了服务业的技术进步。但是丝绸之路经济带九省市服务业内部的行业分工不合理，没有形成规模经济，导致了规模效率的降低。

以上是从宏观上对整个丝绸之路经济带九省市服务业TFP及其分解进行了分析。2003～2012年间测算的分省区服务业TFP及其分解如表2所示。从表中可以看到，2003～2012年，除四川省之外的其他八省市的服务业TFP均为正向增长，其中重庆市年均增长率最快，高达11.5%。平均增长率高于5%的省市为：重庆，宁夏，新疆；平均增长率在2%～5%之间的包括甘肃、陕西、云南；而广西、青海的平均增长率低于2%，这八省市的服务业TFP的增长主要来自于技术进步，而技术效率的贡献不大甚至为负。四川省的服务业TFP为负增长（-0.9%），虽然技术进步为正，但是不足以抵消技术效率的恶化，从而使得其全要素生产率降低。

总体来看，在2003～2012年间，丝绸之路经济带各省区之间，TFP增长差异较大。从TFP增长的源泉看，与上文分析整个丝绸之路经济带的情况一致，即服务业TFP的增长主要是技术进步推动的，技术效率贡献不大。

本文将人力资本作为投入要素对服务业TFP进行了测算，为了与没有考虑人力资本时的服务业TFP对比，表3给出了比较结果。从中可以发现，考虑人力资本时，2003～2012年期间丝绸之路经济带的平均TFP增长率（4.1%），低于不考虑人力资本时的服务业TFP平均增长率（4.6%）。而技术进步TEC增长率为4.8%，低于不考虑人力资本时的5.1%；同时技术效率增长率（0.2%）比不考虑人力资本时的（0.5%）要低，说明不考虑人力资本变量，会高估技术进步指数与技术效率指数。这也间接说明人力资本对技术进步和技术效率均具有正向的促进作用。

在将人力资本与劳动、资本一起作为投入要素测算服务业TFP时，之所以出现TFP增长率的降低是因为人力资本作为扩展型劳动力的一部分，提高了劳动力的效率与质量，将人力资本对于全要素增长率的贡献剔除，那么全要素生产率的增长就会下降。

五、丝绸之路经济带服务业TFP的影响因素分析

近年来对服务业全要素生产率影响因素的研究，国内学者已经做出了一些有益的较深入的研究。顾乃华（2008）从市场化程度、就业人员教育水平、起点因素和资本密集度等方面对服务业TFP的变化进行研究[11]。张先锋等（2010）研究了研发资本、人力资本、公共基础设施资本对服务业全要素生产率的影响[12]。周文博等（2013）着重分析了FDI与服务业全要素增长率的关系[13]。前文指出，加强“五通”建设，对于全面打造丝绸之路经济带具有关键作用，为此本文分别选取交通基础设施、对外开放和财政金融支持三大因素考察道路联通、贸易畅通和货币流通对丝绸之路沿线九省市服务业全要素生产率的具体影响，实证分析中采取的一组控制变量包括产业结构、城镇化水平、劳动力素质和经济发展水平。

（一）指标选取与数据说明

本文选取的交通基础设施衡量指标包含货运总量和铁路营业线路里程，对外开放的衡量指标包括进出口贸易总额和外商直接投资，财政金融支持的衡量指标为公共财政收入和贷款余额，并依次选取第三产业增加值占比、城镇化率、人均受教育年限和人均GDP作为产业结构，城镇化水平、劳动力素质和经济发展水平的衡量指标。相关数据来自于历年《中国统计年鉴》、丝绸之路经济带九省市地方统计年鉴以及中经网统计数据库，时间跨度为2003～2012年。

（二）模型构建

首先对面板数据进行平稳性检验，发现所有变量都是零阶平稳的。因此，建立的计量模型如下：

六、结论与政策启示

本文运用非参数估计的Malmquist指数法，并考虑人力资本要素的作用，对2003～2012年丝绸之路经济带九省市服务业TFP的增长进行测算和分解。发现丝绸之路经济带沿线九省市TFP的增长呈现出了明显的省际差异，但是服务业TFP的增长主要来自于技术进步的贡献，技术效率却在恶化。同时本文比较了是否考虑人力资本要素对服务业TFP增长的作用，发现若忽视人力资本因素，会高估技术进步指数与技术效率指数，表明人力资本间接促进了技术进步和技术效率。最后本文从道路联通、贸易畅通和货币流通的视角，实证分析它们对丝绸之路经济带服务业TFP的具体影响，结果表明：交通基础设施、对外开放和财政金融支持均对服务业TFP的增长产生正向促进作用。

基于上述结论，本文提出如下政策建议：（1）人力资本水平的提高对服务业技术进步和技术效率的提升均具有显著的促进作用，丝绸之路经济带各省应加大教育投入力度，不断提高教育发展水平，增强劳动力素质，提升人力资本积累水平以加强技术创新和吸收能力。（2）强化基础设施建设，实现道路互通。沿线各省一方面应积极优化自身交通基础设施网络，提高运输效率，促进交通运输服务业的发展，另一方面要加强同丝绸之路经济带沿线国家的公路、铁路等交通基础设施建设合作，为服务贸易往来提供便利。（3）深化对外开放，推动贸易畅通。沿线各省一方面应提高对外开放水平，尤其加强同中亚等国家服务经贸往来，通过贸易促进生产率的提高，另一方面应充分利用外资，优先引进对技术进步具有重要促进作用的外商投资。（4）增强财政金融支持，推进货币流通。沿线各省一方面应加大对从事服务业的中小型企业的扶持力度，对科技含量高的企业实施财政补贴和税收减免，另一方面，积极推动区域金融合作，优化金融资源配置，使其重点流向技术效率较高的企业。

注释：

①本文中西部九省市（区）包括陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆等西北五省以及重庆、四川、云南、广西等西南四省市（区）。

参考文献：

[1]杨向阳，徐翔.中国服务业全要素生产率增长的实证分析[J].经济学家，2006，（3）：68-76.

[2]刘兴凯，张诚.中国服务业全要素生产率增长及其收敛分析[J].数量经济技术经济研究，2010，（3）：55-67.

[3]杨向阳.基于HicksMoorsteen指数法的中国服务业TFP分解――以东部九省为例[J].财贸研究，2012，（1）：62-69.

[4]原毅军，刘浩，白楠.中国生产业全要素生产率测度――基于非参数Malmquist指数方法的研究[J].中国软科学，2009，（1）：159-167.

[5]张自然.考虑人力资本的中国生产业TFP分解[J].经济前沿，2009，（8）：12-18.

[6]徐弘毅，欧阳明德.中国服务业生产率的实证研究[J].工业与工程管理，2004，（5）：73-76.

[7]顾乃华.1992―2002年我国服务业增长效率的实证分析[J].财贸经济，2005，（4）：85-91.

[8]宋海岩，刘淄楠，蒋萍等.改革时期中国总投资决定因素的分析[J].世界经济文汇，2003，（1）：44-56.

[9]徐现祥，周吉梅，舒元.中国省区三次产业资本存量估计[J].统计研究，2007，（3）：6-13.

[10]彭国华.中国地区收入差距、全要素生产率及其收敛分析[J].经济研究，2005，（9）：19-29.

[11]顾乃华.我国服务业发展的效率特征及其影响因素[J].财贸研究，2008，（4）：60-67.