经济增长贡献率精品(七篇)

序论：写作是一种深度的自我表达。它要求我们深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隐藏在内心深处的真相，好投稿为您带来了七篇经济增长贡献率范文，愿它们成为您写作过程中的灵感催化剂，助力您的创作。

篇(1)

关键词：经济增长;科技进步;贡献率

中图分类号：F127 文献标识码：A

收录日期：2014年11月5日

一、理论模型

（一）C-D生产函数。本文采用C-D生产函数模型Y=AKαLβ。其中，Y代表总产值，A代表综合技术水平;K代表资本投入，一般指固定资产投资;L代表劳动投入，一般用就业人员数表示;？琢和？茁分别表示资本和劳动的投入弹性系数。该函数模型表示在既定的科技水平下，一定时期内资本和劳动生产要素组合的最大产值。在此假定辽宁省的规模报酬不变，即α+β=1。

（二）索洛余值法。美国经济学家R.M.索洛提出的增长速度方程：y=a+αk+βl，其中，y，a，k，l分别表示地区生产总值、科技进步、资本投入、劳动投入的增长率，即y=Y/Y，a=A/A，k=K/K，l=L/L，故科技进步增长率a=y-αk-βl。这是增长核算的关键方程，它确定并且让我们可以衡量增长的三个源泉：资本量的变动、劳动量的变动和全要素生产率的变动。A/A是不能用投入变动来解释的产出变动，全要素生产率的增长是作为一个余量计算出来的，即通常所说的索洛余量。

（三）科技进步贡献率测算方法和步骤。通过对C-D生产函数模型两边取对数和等式α+β=1得到ln=lnA+αln，对等式两边进行微分就得到索洛的增长速度方程y=a+αk+βl，再对等式两边同时除以y，则有+α+β=1。Ea=×100%;Ek=α×100%;El=β×100%分别表示科技进步、资本、劳动对经济增长的贡献率，显然Ea+Ek+El=1。

二、辽宁省科技进步贡献率的测算

（一）变量的选择与数据来源。本文选取辽宁省地区生产总值Y为被解释变量，辽宁省全社会固定资产投资K和年底从业人员L为解释变量，利用GDP指数和固定投资额指数将所有年份的GDP和固定资产投资额换算为1993年为基期的真实GDP和真实固定资产投资额。增长速度：y=（-1）×100%，k=（-1）×100%，l=（-1）×100%，其中，Yt、Kt、Lt分别是产出量、资本投入量和劳动力投入量的期末值，Y0、K0、L0分别是相应指标计算期的期初值。表1是已消除价格指数的相关数据，其原始数据来自1993～2012年《辽宁省统计年鉴》。（表1）

（二）模型的参数估计。通过Eviews软件对表1数据进行回归计算得到模型（1）：

ln=0.93+0.62ln

t值：（25.45734）（19.30916）

R2=0.953946，Adjusted-R2=0.951387，F=372.8438，S.E.=0.159331，D.W.=0.223707。可以看出，模型（1）在α=0.05的显著性水平下通过了t检验和F检验。通过查杜宾-沃森检验临界值表（5%的上下界），0<D.W.=0.223707<dL=1.20，存在正的序列相关性。现通过Eviews来消除此序列相关性，加入AR（1）、AR（2）得到模型（2）：

ln=1.03+0.54ln

t值：（20.74695）（16.02663）

R2=0.9963，Adjusted-R2=0.995507，F=1256.453，S.E.=0.042601，D.W.=2.141711。此时，dU=1.41<D.W.=2.141711<4-dU=2.59，这说明加入AR（1），AR（2）后模型不存在序列相关性，而且通过了t检验和F检验。

由模型（2）可知，α=0.54，β=1-α=0.46，即资本投入每增加1%，辽宁省地区生产总值增长0.54%;劳动投入每增加1%，地区生产总值增长0.46%。可以看出，辽宁省资本投入对GDP的影响很大，该省是资本密集型的产业结构。

综上所述，辽宁省的C-D生产函数是：Y=e1.03K0.54L0.46。

（三）辽宁省科技进步贡献率测算结果。（表2）

三、结论

表2中显示辽宁省的个别年份的科技进步贡献率呈现负值或数据较相近年份出现较大波动，这并不是说科技进步对经济增长产生了负面影响，可能存在以下几个原因：第一，这些异常数据可能是由于测算出的科技进步贡献率受到其他相关因素的影响，还有宏观经济政策的调整以及生产要素投入周期性的影响，从而导致个别年份出现大起大落的波动情况。第二，国家统计局的原始数据统计口径不一致。

此外，从分析测算结果可以看出：

第一，1994～2002年辽宁省经济增长主要依靠资本投入和科技进步来驱动，2005～2012年的经济增长主要依靠资本投入。而劳动力在所有调查年份中对辽宁省经济增长的贡献是最小的。

第二，1994～2012年间劳动对辽宁省经济增长的贡献率最低，除了个别年份因为上述原因为负值外，其他年份均在0～20%间波动。1994～1996年保持在0.98%的平均水平，在1997年骤然下降。1997～2000年逐渐攀升至12.69%，2000～2002年急剧回落至低点。2005～2012年，资本贡献率维持在5%的平均水平。劳动投入的增长不仅要包括劳动数量，还要包括劳动质量，两者综合才是对劳动投入最准确的测定。这说明劳动力对辽宁省的经济增长止步不前正处于一个瓶颈期，如果不能提高劳动力质量，劳动对经济增长的贡献不会很大。

第三，辽宁经济增长对资本投入增长的依赖很大，1994～2012年资本平均增长率为20.97%，可见经济增长的资本推动型特征十分明显。从表2可以看出资本增长率与GDP增长率存在正相关关系，尤其是1998～2010年，两者波动趋势基本相同。在一段时期内，资本因素必然是促进辽宁省经济增长的重要动力。资本增长率在2003年以前的平均值为12.72%，2003以后为30.13%，这直接使得劳动投入对经济增长的贡献率由2003年以前的0.92%增加到2003年以后的6.6%。因此，保持资本投入的增长对辽宁经济增长具有重要意义，也是今后推动该地区经济增长的重要途径。

第四，辽宁的科技进步贡献率有逐渐下降的趋势，科技进步和资本对经济增长的贡献率呈现此消彼长的关系，这是由政府的宏观经济政策所致，比如为了刺激某些年份的经济过热，地方政府为缓解经济过热和限制经济增长而进行宏观调控，减少资本投入，而这一“抵消”作用很可能就反映在科技进步这一测算指标上。

实证结果表明：辽宁省的科技进步贡献率存在较大波动，同时充分肯定了辽宁省利用现代科技促进经济增长方式转变的成果。值得注意的是，科技进步贡献率是一个相对指标，取决于科技进步速度和经济增长速度之间的关系，并非越大越好。对于同样的科技进步速度，科技进步贡献率和经济增长速度呈负相关关系，即经济增长速度越慢，科技进步贡献率越大，而当经济增长速度越快，科技进步的贡献率就会变小。

主要参考文献：

[1]Riddel M P.K Schwe Regional innovation capacity with endogenous employment：Empirical evidence from the U.S.[J].The Review of Regional Studies，2003.33.1.4.

[2]N.格里高利.曼昆.卢远瞩译.宏观经济学[M].北京：中国人民大学出版社，2011.

[3]Robert M.Solow.“Technical Change and the Aggregate Production Function，”Review of Economics and Statistics，39.1957.

篇(2)

[关键词] 人力资本 人力资本存量 经济增长

我国的人力资本十分短缺,开发水平也较低,“人口数量多,质量差”的根本特点仍然没有改变。研究我国人力资本现状及其对我国经济增长的贡献,找出人力资本对经济增长贡献率低下的原因,对于我国经济持续快速增长具有重要的理论和现实意义。

一、应用模型说明

1.模型介绍

卢卡斯认为新古典经济增长有缺陷的原因是没有考虑人力资本的作用,他把人力资本因素纳入模型,提出如下的生产函数:

其中,ha(t)r为人力资本的外部效应,K(t)为物质资本的增长率,技术水平A目前假设不变,N(t)为在时间t上的劳动力人数或投入生产的人数,c(t)为实际人均消费,u(t)是有效劳动,h(t)为当时的个人人力资本存量。

中国学者王金营改进了这个模型,如下:

式中,Y代表产出;K代表资本投入;L代表劳动投入;A代表技术进步;H是用受教育年限表示的人力资本投入;α代表资本的产出弹性系数;β代表劳动的产出弹性系数;γ表示人力资本的产出弹性。

为了便于计算及应用线性回归,将上式两边取对数得:

利用增长速度方程(即索洛函数)进行因素分析,是从各经济变量相对变化的角度来观察经济增长速度与技术进步,资本及劳动增长速度之间的关系,我们把人力资本也加入到增长速度方程中,得到变形以后的增长速度方程,其具体形式为:

式中,是1990年～2006年间GDP的平均增长速度;是1990年～2006年间资本的平均增长速度;是1990年～2006年间人力资本的平均增长速度;是1990年～2006年间劳动力水平的平均增长速度;是技术进步速度。通过上式推算获得:

(1)各要素对GDP增长的影响率

资本对产出的影响率:;劳动对产出的影响率:β;人力资本对产出的影响率:;技术进步对产出的影响率:

(2)各要素对GDP增长速度的贡献率

资本的贡献率: ;劳动的贡献率: ;人力资本的贡献率: ;技术进步的贡献率:

2.经济增长及影响因素指标的选择与度量

(1)产出总量指标的度量

本文选择GDP作为衡量产出的指标,所采用数据来自2007年中国统计年鉴,然后换算出按1990年不变价的各年国内生产总值,单位为亿元。具体公式如下:

式中:Et表示t年的商品零售价格指数(1990年的商品零售价格指数为100),Yt为第t年不变价国内生产总值,Ynt表示t年的现价国内生产总值。

(2)资本投入指标的度量

A.物质资本投入指标

物质资本投入指标本文采用固定资产投资额表示,具体公式为:

式中:Et表示t年的固定资产投资价格指数(1990年的固定资产投资价格指数为100),Kt表示第t年不变价固定资产投资额,Knt表示t年的现价固定资产投资额。

B.劳动力投入指标

劳动力投入指标是指历年的在业人口数,由统计年鉴查得,单位为亿人。

C.人力资本投入指标

人力资本投入指标是用各年在业人口的平均受教育年限表示,单位为年。

资料来源:现价及价格指数来源于《中国统计年鉴2007》,不变价为计算获得,在业人口来源于《中国统计年鉴2007》,平均受教育年限为利用《中国人口统计年鉴》1994年、1995年、1998年《中国劳动统计年鉴》1999年、2000年、2001年、2002年、2003年、2004年、2005年、2006年及《2007年中国人口和就业统计年鉴》相关数据计算获得

二、国内生产总值GDP与各投入要素的回归分析

采用固定资产投资额、在业人口和在业人口的平均受教育年限分别作为资本、劳动和人力资本的投入,样本区间为1992年～2006年,代入回归函数拟合结果如下:

式中第一行括号中的数是各弹性系数的t统计量值,第二行括号中的数是各系数检验的显著性水平。

R=1;调整后的 R2=0.999;F=11307.511;Sig=0.000.

R是相关系数;R2是判别系数;F是F统计量;Sig是回归方程检验的显著性水平。

回归结果表明:复相关系数R,调整后的判别系数R2和F统计量值都很高,Sig1说明规模报酬递增。

三、影响经济增长的因素分析

在没有生产规模约束下,1992年～2006年间我国的资本、劳动、人力资本及技术进步等各因素对经济增长的贡献及贡献率如表2所示。

注:α=0.414 β=4.834 γ=0.225

资料来源:根据公式计算获得

由以上分析可以看出,我国资本对GDP的贡献率最高,人力资本对GDP的贡献率远远低于资本对GDP的贡献率,这说明我国人力资本积累的不足,这与我国通过扩大资本投资来使经济规模扩张的现实是相符的。我们在劳动力资源上具有丰富的优势,但是劳动者素质的低水平投入及其对经济增长的低水平贡献,是我国粗放型经济增长方式的致命弱点。同时,我们也能看到,我国在人力资本开发方面存在着较大的潜力,开发并利用好人力资本无疑会对中国的经济发展和工业化进程有较大的促进作用。

参考文献:

[1]王金营:人力资本与经济增长――理论与实证[M].北京:中国财政经济出版社,2001

[2]李玉江:区域人力资本研究[M].北京:科学出版社,2005

[3]中国劳动统计年鉴[R].北京:中国统计出版,2007

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关键词：教育；经济增长；贡献率

作者简介：梁传杰（1970-），男，湖北天门人，武汉理工大学高等教育研究所，研究员。（湖北　武汉　430070）

基金项目：本文系贵州省教育改革发展研究十大招标课题“服务工业强省战略的贵州高等学校布局结构和学科专业调整研究”的研究成果。

中图分类号：G640?????文献标识码：A?????文章编号：1007-0079（2012）34-0001-02

自改革开放以来，我国高等教育事业得到了快速发展，为社会输送了大批合格人才，为我国经济建设和社会发展提供了智力支撑和人才支撑，对国民经济建设和社会发展起到了十分重要的推动作用。如何定量分析中国教育对经济增长的贡献，虽然近几年不少学者做过此类研究，但从模型的构建到相关系数的重新测算及模型的信度分析或缺失，或有缺憾。本文拟在此方面进行分析与研究，在重新构建模型的基础上计算我国教育对经济增长率的贡献率。

一、计算模型的选择与构建

美国数学家柯布（C.W.Cobb）和经济学家道格拉斯（D.H.Douglas）于20世纪30年代在研究美国制造业劳动与资本对产业的作用时得出了一个生产函数，即著名的柯布—道格拉斯生产函数：

其中，Y为产出量，A为技术水平常数，K为资本投入量，L为劳动投入量，α为资本的产出弹性系数，β为劳动的产出弹性系数，并且有：

α>0，β>0，α+β=1

考虑到教育可以提高劳动力的质量，也就相当于可以使初始劳动力的投入量成一定比例地增加，崔玉平先生于2000年在他发表的《中国高等教育对经济增长率的贡献》一文中创造性地将劳动力L分解为初始劳动力L0与教育投入E的乘积。这样，柯布—道格拉斯生产函数可以表示为：

（t为时间变量）

由于教育有其培养周期，比如一名小学毕业生从入学到毕业参加社会劳动，其对社会经济的作用滞后期至少为6年，一名大学毕业生的滞后期则为16年。因此，应该将这一因素予以考虑，可将上面的生产函数修订为：

，其中n为教育培养滞后期。对教育培养滞后期可以作如下的分析与估算：

其中ni为不同学历的学习时间，hi为不同学历人员占接受教育总人数的比例。

以2000年的数据为基础可以估算一下教育培养滞后期。按上面的公式可以计算得：

n=6×34.4%+9×49.99%+12×8.44%+16×5.45%=8.4488

考虑到近几年国家对教育的重视及高教扩招等因素，国民受教育的程度越来越高，因此，当前的培养滞后期一定高于8.4488。为方便计算，可估算并取当前的教育培养滞后期为9年。

因此，上面的柯布—道格拉斯函数为：

对上面两边取自然对数后，再求时间t的全导数，然后用差分方程近似地代替微分方程，可得如下方程：

yt+9=at+9+αkt+9+βlt+βet

这里，yt+9代表t+9年时的经济增长率，at+9、kt+9代表t+9年时的技术进步、资本增长率，lt为教育培养规模增长率，et为教育投资增长率。通过这一公式，可以看出教育对国民经济增长率的贡献即为βlt+βet占经济年均增长率yt+9的比重，亦即估算教育对国民经济增长贡献率的模型为：

其中ce表示教育对国民经济年均增长率的贡献份额。

二、对建模公式的回归分析与参数测算

yt+9=at+9+αkt+9+βlt+βet这一公式是对柯布—道格拉斯公式的一个推导。为方便计算，假设技术进步为一常数，即at+9为一常数，以上公式即为一个三元回归线性方程。下面考察1980～2005年的相关数据，对这一线性方程进行回归分析。初始数据表见表1，处理完后的数据统计表见表2。

其中固定资产总投入增长率=[（当年固定资产总投入-上年固定资产总投入）/上年固定资产总投入]/当年固定资产投资价格指数-1；教育投入增长率=[（当年教育投入-上年教育投入）/上年教育投入]/当年商品零售价格指数-1；教育投入培养规模增长率=[（当年教育培养规模-上年教育培养规模）/上年教育培养规模]；教育培养规模=小学培养规模×1+（初中培养规模+高中培养规模）×1.277+大专及以上培养规模×1.603（此系数考虑不同学历毕业劳动生产率的差异性。数据来源于闵维方教授的中国明瑟收益率计算法）。用SPSS统计软件对以上数据分析，得如下结果：（见表3）

由表3可以看出，教育投资增长率与国民经济增长率没有相关性，故将此变量从回归方程中剔除掉。剔除这一变量后，继续进行线性回归分析，得如下结果：（见表4）

通过以上的回归分析可以得出我国教育对经济贡献率的数学模式，即：yt+9=3.003+0.215kt+9+0.773lt。

三、结论与分析

1.结论

通过以上的建模与回归分析可以得出这样的结论：我国经济增长率受资本增长率和教育培养规模增长率的影响，且呈正相关；我国经济增长率不受教育投资增长率的影响，两者没有相关性。通过量化研究，我国1980-2005年资本的产出弹性系数为0.215，即资本投入对经济增长的贡献率为0.215，由教育发展而形成劳动力的产出弹性系数为0.773，即教育发展对经济增长的贡献率为0.773。

2.分析

（1）近些年我国国民经济保持的高增长得益于大力发展教育事业。我国经济建设自改革开放以来取得了举世瞩目的成就，尤其是近些年，国民经济增长水平一直保持在10%以上，已经成为世界第二大经济体。从以上的建模及分析可以看出，主要得益于国家对教育事业的高度重视，得益于教育事业的科学发展。教育事业为国民经济建设提供了足够的、有一定水平的劳动力，促进了我国经济建设的发展。在当下全球经济发展受到影响、我国国家经济增长速度放缓的情形下，我国政府提出了稳中求进、保增长的总体发展思路。国家要高度重视教育事业的发展，进一步加大对教育事业的投入，尤其是要切实落实提出的、保证对教育事业投入达到GDP的4%，从而保证实现国家提出的预期经济建设目标。

（2）在资本投入与教育发展对经济的贡献上，教育发展贡献率远高于资本投入贡献率。从以上的建模与量化研究可以看出，资本投入对于经济发展的贡献率仅为0.215，而教育发展对于经济发展的贡献率达到0.773。教育发展对于经济发展的贡献是资本投入对经济发展贡献率的3.6倍，远高于资本投入对经济发展的贡献率。日本在战后高度重视教育事业的发展，对日本战后经济恢复和快速发展提供了重要的支撑和影响，促进了日本在战后迅速发展成为经济大国和经济强国。这种成功的经验需要我国在国家层面上进一步提升对教育事业的认识，提升教育事业对经济发展重要支撑与促进作用的认识。通过大力发展教育事业，为国民经济建设和社会整体发展提供源源不断的动力。

（3）其他国家教育对国民经济增长的贡献率也保持在较高水平。美国学者麦迪逊（A.Maddison）通过美国近20年教育对国民经济增长率贡献的定量研究，得出美国的教育发展对国民经济贡献率为0.7。这一水平与我国教育发展而形成劳动力的产出弹性系数（0.773）基本相当，反映出其他国家也存在类似的现象，具有一定的普遍性，即教育对国民经济增长率的贡献处于较高水平，对于经济增长发挥着重要的作用。

参考文献：

[1]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）.

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[关键词]生产函数模型；高等教育；贡献率

[中图分类号]G718.5[文献标识码]A[文章编号]1005-6432（2014）5-0088-02

1引言

随着经济的发展和科学技术的进步，高等教育在经济增长中的拉动作用日趋明显。高等教育培养了大量的人才，直接作用于经济建设，同时，高等教育产生大量的科研成果，为经济建设创造大量的经济效益，促进了GDP的增长和经济质量的提高。因此，高等教育对经济的发展有着显著的正向拉动作用。

高等教育对经济的拉动作用，也称作高等教育对经济的贡献。关于贡献的大小度量，在国外研究起步较早。自20世纪60年代以来，美国经济学家舒尔茨（T.W.Schultz），创立了教育投资收益率估算法，美国经济学家丹尼森（E.F.Denison）创立了教育量简化指数法等。他们对经济的贡献率的估算作了细致的研究。我国学者在这方面的研究起步较晚，20世纪90年代，以杭永宝、杨亚军、李洪天为代表的经济学家，研究了中国教育对经济增长贡献的测算方法及其相关分析，教育对经济增长影响等一系列问题。

检测高等教育对经济增长的贡献率是一件十分困难的事情。笔者根据舒尔茨、丹尼森等人估算教育对经济的贡献，依据柯布—道格拉斯生产函数构造浙江省高等教育投入的经济增长模型，估算2006—2012年高等教育对浙江经济增长的贡献率。

考虑到浙江和美国当年经济相当，具有较大的相似性和可比性，本文也采用此数值。

2数据的来源

根据《中国人口统计年鉴》资料查询结果，2006年和2012年浙江省从业人员各自受教育程度的数据，算出这两年各种文化教育程度所占的人口比例（如表1所示）：

3数据的处理

3.1浙江省从业人员人均教育年数

根据浙江省2006年和2012年从业人员受教育程度，可计算人均教育年数。

首先计算2006年人均受教育年数。

从业人员人均小学教育年数为：（35.84+34.87+12.14+5.42）×6/100=5.296年；

从业人员人均初中教育年数为：（34.87+12.14+5.42）×3/100=1.573年；

从业人员人均高中教育年数为：（12.14+5.42）×3/100=0.527年；

从业人员人均大学中教育年数为：5.42×3.5/100=0.190年。（大专以上教育有4年的本科和3年的专科，根据本专科的招生比大约为1∶1，从而采用大专以上教育时长确定为3.5年）

然后计算2012年人均受教育年数。

从业人员人均小学教育年数为：（28.71+38.93+13.21+12.56）×6/100=5.605年；

从业人员人均初中教育年数为：（38.93+13.21+12.56）×3/100=1.941年；

从业人员人均高中教育年数为：（13.21+12.56）×3/100=0.773年；

从业人员人均大学教育年数为：12.56×3.5/100=0.440年。

3.2从业人员人均教育指数

教育综合指数等于各级受教育年限乘以劳动简化率之和。丹尼森是以劳动者所得工资作为劳动简化率，他只把工资差别的60%当教育程度对劳动生产率的影响。国内关于劳动简化率的研究也有不少，其中李洪天在丹尼森劳动简化率的基础上得出我国小学、初中、高中、大学文化程度劳动力的劳动简化率分别为1∶1.2∶1.4∶2，笔者认为李洪天的结论比较符合浙江劳动人口的特点，在计算时采用这个结论。

那么，2006年浙江省平均教育综合指数为：E0=5.296+1.573×1.2+0.527×1.4+0.190×2=8.3014

2012年浙江省平均教育综合指数为：

E1=5.605+1.941×1.2+0.773×1.4+0.440×2=9.8964

根据几何平均法公式e=（E11E0）11n-1（n为增长时长，单位为年）

于是2006—2012年教育综合指数年平均增长率为：

e=（（9.896418.3014）-1）×100%=2.97%

2006—2012年去除高等教育后的教育综合指数年平均增长率为：

e，=（（9.016417.9264）-1）×100%=2.18%

3.3浙江省高等教育在教育综合指数年均增长率中所占比重Eh=（2.97-2.1812.97）×100%=26.60%

3.42006—2012年浙江省GDP的年均增长率

根据表2的数据，可以计算出2006—2012年浙江省GDP的年均增长率。

r=7171i=1Gi=10.49%

3.5教育对浙江省GDP年均增长率的贡献

Re=βe1r×100%=0.73×2.97%110.49%=20.67%

3.6高等教育对浙江省GDP年均增长率的贡献

Rh=Eh×Re=26.60%×20.67%=5.5%

上述结果表明：浙江省2006—2012年GDP年平均增长率为10.49个百分点，由教育带来的增长率所占份额为20.67%，即这期间教育对人均GDP年平均增长速度的贡献率为20.67%，其中高等教育的贡献率为5.5%。

4结论

从2006年到2012年的几年时间里，浙江省从业人员的所受教育程度有明显提高。文盲和半文盲及小学受教育程度都有所下降，其中文盲和半文盲率从11.73%下降到6.59%；初中、高中及大学以上所受教育程度比率都有所上升，其中大专以上的比率从5.42%上升到12.56%，其增长幅度在翻一番以上。这得益于1999年教育部出台的《面向21世纪教育振兴行动计划》，浙江高等教育的发展进入快车道。但是，教育综合指数的年增长率仅有2.97%，远低于经济的年增长率。根据人力资本理论，同年消费对中国经济增长贡献率为51.8%。可见，作为有潜力的高等教育对经济的贡献还未达到应有的水平，说明浙江的经济发展仍以粗放型为主。

浙江地处中国东南沿海，经济起步较早，发展较快，经济总量保持全国较为领先的地位，但近年来，由于国际金融危机的持续发酵，以出口为导向的浙江经济遇到了严峻的考验，以粗放型的发展模式陷入困境，截至2012年年底浙江经济增长排名放缓，位列全国倒数第二（如下图所示）。同时，浙江经济乡镇企业等民营经济的成分较多，在整个国民经济中及时结构层次较低，高等教育对经济的贡献不大。2012年，浙江省政府正式颁发《浙江工业强省建设“十二五”规划》，提出了切实推动浙江从工业大省向工业强省、制造大省向“智造强省”迈进的总体目标，以及培育跨省跨国企业集团、增强企业自主创新能力和推进工业强市强县强镇强区建设等10大重点任务。为了配合这一目标，加快高等教育的发展，提高高等教育对经济增长的贡献，为此，实现经济由粗放型向集约型增长方式的转变刻不容缓。为实现这一转变所需人才的培养任务由教育尤其是高等教育所承担，同时高等教育的研究成果对经济具有长期的促进作用。

2012年各省区市GDP增长率

与西方发达国家相比，我国高等教育对经济增长的贡献率还处在较低的水平。研究高等教育对经济发展的联系，从高等教育的外部和内部共同努力，坚持高等教育的新发展观，优化高等教育的布局结构，提高高等教育的质量，推进产学研合作，使高等教育的国际化水平得到有效的提高。

参考文献：

[1]陈薇.安徽省高等教育对经济增长贡献率估算及相关分析[J].皖西学院学报，2011（8）.

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[7]中华人民共和国统计局.中国统计年鉴2012[M].北京：中国统计出版社，2013.

篇(5)

本文在分析Denison和AMaddison的教育对经济增长贡献测算方法的基础上，依据Cobb- Douglas生产函数构建了基于教育投入的劳动增长型生产函数，计算1992年-2010年间黑龙江省高等教育对经济增长贡献率，并对计算结果进行详细分析。

按照丹尼森等西方学者通行的算法，对于依据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增长率）用0.6做折算：e=1.91%×0.6=1.15%

1992年排除高教后的教育指数值为： 4.98+1.4×2.13= 7.96

2010年排除高教后的教育指数值为：5.90+1.4×3.56=10.88

排除高教后的年均教育指数增长率为：

根据上述计算，黑龙江省高等教育对国民生产总值年平均增长速度的贡献率为8.48%，其中高等教育的贡献率为0.71%。通过数据可知黑龙江省高等教育对经济增长速度的贡献还是比较低的。主要原因如下：

篇(6)

［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（Registro Millington）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。

篇(7)

    现代物流是经济发展的加速器。现代物流业具有带动产业优化升级，促进经济结构调整的重要作用，成为推动经济增长的重要力量。近年来，我国经济实现了持续的快速增长，但我国的经济发展一直存在着产业结构不合理的问题。由于粗放型经济增长使产业结构失衡状态进一步加深，形成对经济发展的障碍。“十二五”时期，我国经济发展面临的主要问题就是转变经济增长方式，形成新的经济增长点。物流产业如何发挥其转变我国经济增长方式，促进经济增长的重要作用，具有重要的现实意义。

    本文首先通过相关性分析来验证物流产业对经济增长的带动作用，接着运用经济增长模型，从不同时期和不同地区两个层面定量测算物流产业对我国经济增长的贡献程度，从而对现阶段我国物流产业在经济增长中的带动作用做出客观评价，为发展我国物流产业，带动经济增长，提供科学认识和决策参考。

    二、文献回顾

    关于现代物流与经济增长关系的研究，近年来受到学者的广泛青睐。李全喜、金凤花等(2010)基于2003-2008年中国31个省市的面板数据，利用典型相关分析法，对区域物流能力与区域经济发展关系进行了实证分析，结果表明区域物流能力与区域经济发展高度相关。鞠颂东等(2003)对我国西部物流与西部区域经济发展的关联度进行研究，并分析了影响西部物流乃至通过物流影响经济发展的因素。王会宗(2011)、刘秉镰、赵金涛(2005)，刘生龙、胡鞍钢(2010)分析了交通基础设施对中国区域经济增长的影响，结果表明交通基础设施对中国的经济增长有着显著的正向促进作用。其他还有刘南、李燕(2007)，李绩才、吴坚(2011)，李松庆(2010)等学者的研究，得出区域物流与区域经济正向相关的结论。物流业对经济增长的作用机理体现在：(1)现代物流的发展促进了社会分工的深化(谷永芬、何记东，2003)。(2)随着物流外包的发展和物流联盟的出现，产业关联极高的制造业与物流业实现联动发展，使制造企业提高了核心竞争力，降低交易成本(吴群，2011)。(3)现代物流的发展能够促进第三产业优化升级，带动第一、第二产业发展，促进产业结构的调整(孙浩杰、吴群琪、汪蕴慧、2011)。(4)区域物流的发展有利于地区资源的合理配置，优化生产力布局，使区域间合理分工和协作，充分利用各地区的资源优势，提升区域经济竞争力(邵扬，2009)。

    分析现代物流对经济增长促进程度的文献也不少，张炜熙、胡玉莹(2010)对1995-2007年京津冀和长三角地区的物流产业与区域经济进行回归分析，得出京津冀地区货运量每增加一个百分点，GDP相应上涨2.57个百分点，高出长三角地区0.58个百分点。朱文涛(2011)采用边际分析和弹性分析法测定出江苏省物流业每增长1%，GDP将增长1.87%。徐茜、黄祖庆(2011)通过弹性分析测算了1978-2008年浙江省物流对区域经济的推动作用。

    以往文献对物流产业对经济发展的贡献的研究成果为本文提供了参考，但以往文献主要从某一地区的角度考察物流产业对经济增长的贡献，从不同时期和不同地区的角度考察物流业对经济发展影响程度的研究较少。鉴于此，本文基于不同时期和不同地区比较分析的视角，探究1995-2009年现代物流对经济增长的贡献程度，对我国物流产业对经济增长的带动作用进行科学评价。

    三、研究方法、变量和数据

    (一)研究方法

    本文运用相关性分析和经济增长模型，从我国物流产业总体以及省级区域物流产业发展这两个角度，分析物流业在不同时期和不同地区对我国经济增长的影响。首先，对物流产业与经济发展进行相关性分析，目的是验证物流业对经济发展是否有影响。然后，利用贡献率计算模型，测算物流业发展对经济增长的贡献程度。

    (二)变量和数据说明

    研究物流与经济发展的关系，一般选取国内生产总值(GDP)作为衡量经济增长的指标。而衡量物流发展发展水平的指标，不同学者选择的指标没有统一的标准，已有研究大多以货运量、货物周转量、物流业产值、物流业增加值等某一指标来描述物流业发展水平。本文用物流业增加值来衡量物流业发展水平，鉴于我国物流业目前还处于初级阶段，物流业务主要以运输和仓储为主，因此本文用交通运输、仓储和邮政业增加值来近似代替物流业增加值。

    长三角和珠三角地区是我国经济较为发达的区域，物流产业发展基础良好。因此，本文所使用的样本为全国以及上海市、浙江省、广东省三个省级区域，其中，上海和浙江属于长三角地区，广东属于珠三角地区。数据范围为1995-2009年的年度数据，数据来源于《中国统计年鉴》(2010年)、《上海统计年鉴》(2003-2010年)、《浙江统计年鉴》(2010年)以及《广东统计年鉴》(2010年)。为了使计算结果具有可比性，将GDP、物流业增加值，分别利用当年当地的GDP指数、物流业增加值指数对原始数据进行处理，将其价格因素予以剔除，全部转化为1995年不变价格进行分析。

    四、物流产业发展与经济增长的相关性分析

    (一)我国物流产业总体规模与经济增长的相关性

    根据《中国统计年鉴》(2010年)的数据，按1995年不变价计算出我国GDP与物流业增加值(见表1)数据显示GDP与物流业增加值总体变动方向相同。

    

    为分析我国物流业对经济增长是否具有促进作用，下面进行相关性分析。以GDP作为被解释变量，以物流业增加值作为解释变量，利用SPSS统计软件对1995-2009年我国GDP与物流业增加值数据计算相关系数(见表2)，两个变量的相关系数为0.995，可见，我国物流产业总体规模与经济增长之间存在很强的相关性，物流产业对经济增长起着促进作用。

    

    为了说明物流业发展对经济增长的显著影响，进一步进行回归分析。以GDP为因变量，设为Y，物流业增加值为自变量，设为X，α、β为回归系数，μ为随机误差项。根据样本值可以发现样本成线性变化，所以建立线性回归方程Y=α+βX+μ。根据表1数据，利用SPSS软件进行回归分析得到方程，见式(1)：

    

    对回归方程进行检验，调整后=0.989，与1极为接近，表明方程解释能力强。回归系数β的显著性检验sig.=0.000＜0.01，通过t检验。回归方程经过检验，F=1295.159，P=0.000＜0.01，方程通过F检验，回归方程显著有效。就全国而言，物流业增加值每增加1亿元，GDP相应地增加19.211亿元。表明我国物流业对经济的增长具有积极的促进作用。因此， 要大力发展物流业，促进国民经济又快又好发展。

    (二)不同地区物流产业发展与经济增长相关性的比较

    在物流产业带动我国经济增长的过程中，各地区物流业发展水平有所差异，对经济的带动作用是不同的。在物流产业带动我国经济增长的过程中，各地区物流业发展水平有所差异，对经济的带动作用是不同的。下面以上海、浙江、广东为研究对象，分析不同地区物流对经济增长的影响。按1995年不变价计算出两省一市GDP与物流业增加值，见表3。

    

    

    对两省一市的GDP与物流业增加值分别做相关性分析，根据表3数据，运用SPSS软件计算各地GDP与物流业增加值的相关系数，结果如表4(见下页)所示，上海、浙江、广东的GDP与物流业增加值的相关系数分别为0.970、0.999和0.998，T统计量的显著概率均小于0.01，说明在0.01的显著性水平上，拒绝零假设，即三个地区的物流业与GDP之间存在着显著的正相关关系。

    为了考察物流业对三个地区经济发展的作用是否显著，下面进行线性回归分析，结果见表5，三个方程的回归系数通过T检验显著有效。通过F检验，回归方程显著有效。上海、浙江和广东物流业增加值每增加1亿元，将分别带动GDP增加19.808亿元、17.677亿元、17.747亿元，表明不同省份物流业对经济的带动作用有所差异。

    

    五、物流产业发展速度对经济增长的贡献度测算

    (一)测算模型

    下面运用经济增长理论，从我国物流产业总体和不同地区物流产业发展两方面，分析物流业对经济增长的贡献率。主要指标包括：物流产业对经济增长的贡献率、物流产业增加值对GDP的贡献率，以及物流产业对GDP年增长率的贡献。各指标计算公式如下：

    

    (二)物流产业对我国GDP增长的贡献分析

    根据表1数据，利用贡献率模型，得到我国物流产业总体发展速度对经济增长的贡献率，见表6，我国物流产业对经济增长的贡献率年均在5.45%左右，但每年的具体数值差异较大；物流产业增加值对GDP的贡献率年均为5.54%，每年的数值较为平稳，都在5%到6%之间；物流产业对GDP年增长率的贡献年均为0.52%。

    (三)不同地区物流产业对GDP增长贡献的比较分析

    按照上述方法，分别计算出上海、浙江、广东物流产业增加值增长对经济增长的贡献，见表7。利用表6、表7的数据，绘制各指标的变动趋势图(见第14页图1、图2、图3)，对上海、浙江、广东等地区物流产业对经济增长的贡献率、对GDP的贡献率以及对GDP年增长率的贡献的走势进行了比较。

    

    1.物流产业对经济增长贡献率的比较。由表7可知，1995-2009年间，物流产业对经济增长的年平均贡献率从大到小排序依次为：广东5.62%、浙江5.54%、上海4.65%。广东和浙江的物流产业对经济增长的贡献率高于全国总体水平的5.45%，而上海这一数字则低于全国总体水平。从四条曲线的整体变动趋势看(见图1)，代表浙江省物流产业对经济增长贡献率的曲线波动较小，广东和上海的曲线波动相对较大，说明浙江省物流业对经济增长的贡献较为平稳。从四条曲线的整体变动趋势看，物流对经济增长的贡献呈现一定的周期性。2005-2009年间，四条曲线变化趋势基本同步，总体呈现下降趋势，说明近5年我国物流对经济增长的贡献率降低，表明我国物流业应进行产业调整和转型升级，转变增长方式，以促进经济增长。

    

    图1　物流产业对经济增长的贡献率

    2.物流产业增加值对GDP贡献率的比较。由表7可知，各地区物流业增加值对GDP的贡献率从大到小依次为：广东6.50%，上海6.19%，浙江5.59%。三个地区物流业增加值对GDP的贡献率均高于同期全国总体水平的5.54%。从物流业对GDP贡献率的趋势图上看(见图2)，四条曲线变化趋势基本同步，2003-2009年间，上海、浙江、广东三条曲线之间的差距有逐渐减小的趋势，说明这三个地区物流业对GDP的贡献率逐渐拉近。

    

    图2　物流产业增加值对GDP的贡献率

    

    图3　物流产业对GDP年增长率的贡献

    3.物流产业对GDP年增长率贡献的比较。从物流业对GDP年增长率贡献的趋势图看(见图3)，物流对GDP年增长率贡献的四条曲线波动都较大，说明我国物流业对GDP增长率的贡献还不稳定。从具体数值上来看，物流业对GDP年增长率的贡献从大到小依次为：广东0.69%，浙江0.67%，上海0.57%，都高于全国总体水平的0.52%。但是，无论从全国总体水平还是从省级区域来看，物流业对GDP年增长率的贡献程度都小于1%，表明我国物流业发展尚处于初级阶段，物流产业对GDP增长率的贡献还比较低，但伴随着我国物流产业调整和产业转型升级，其发展潜力巨大。

    六、结语

    从以上分析结果来看，可以得到以下几点结论：

    第一，我国物流产业的发展对经济增长具有积极的带动作用。就全国而言，物流业增加值每增加1亿元，可以使GDP增加19.211亿元。省级区域层面的分析得出相似结论，但不同地区物流业对经济的带动作用的程度有所差异。现代物流在促进国民经济增长、转变经济增长方式等方面起着重要的作用。因此大力发展物流业是推动我国经济增长的迫切需要。这也和2009年国务院颁发的《物流业调整和振兴规划》(国发8号)提出的现代物流业发展战略相符合，以此依托物流产业全面发展，来推动国家经济发展。

    第二，从物流业对经济增长的贡献来看，我国物流业对经济增长的贡献还比较低。近年来，虽然我国物流产业发展速度快，但当前物流产业仍然面临部门分割、地区分割的管理体制约束，专业化物流服务需求不足、物流人才供给不足、专业化物流服务供给约束等众多制约因素(刘秉镰，余泳泽，2010)，无论在产业规模、技术水平、物流信息化和标准化等方面和发达国家相比，都处于相对落后的状况，对国民经济增长的贡献率不是很大。从具体数值来看，就全国整体而言，1995-2009年，我国物流产业对经济增长的贡献率年均在5.45%左右，远低于国外发达国家的10%以上。由此可见，我国物流业的总体水平仍然偏低。所以，加大物流基础设施建设的投入力度，合理布局物流产业，防止地区条块分割，促使物流业由粗放型投资向集约型投资转变；提升物流技术投入和应用效率；提高物流信息化和标准化水平，是促进物流业平稳发展和产业转型升级的需要，对于促进我国产业结构调整、带动国民经济发展具有重要意义。