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    二元結構對中國經濟增長的影響測定—基于中國1978—2008年的實證

    • 2019-05-28 15:22:32
    • 來源:黑板報
    • 編輯:黑板報
    • 己被圍觀544次

    論文導讀::本文采用二元對比系數和城鄉收入差距作為二元結構的兩個變量,利用中國1978——2008年的數據測量二元結構對中國經濟增長的直接和間接影響。結果表明二元對比系數對中國經濟的直接促進作用不明顯,也不能促進勞動力的優化配置,但卻有利于資本配置效率的提高;城鄉收入差距對中國經濟增長有直接促進作用,也有助于勞動力的優化配置,但不利于資本配置效率的提高。
    論文關鍵詞:二元結構,二元對比系數,城鄉收入差距

      一、引言
       改革開放以來,中國經濟的增長世界矚目,但與此同時其特有的二元結構也產生了諸如收入差距擴大等嚴重問題。學術界分別對中國經濟的增長及其二元結構進行了深入的研究,取得了豐富的成果經濟論文,但較少將二元結構與中國經濟增長相聯系進行分析。與之相關的研究主要集中于結構主義學派,他們認為發展中國家與發達國家增長過程的根本區別就在于產業結構,Peneder(2002)認為投入要素從低生產率水平或者低生產率增長部門向高生產率水平或高生產率增長部門流動產生的“結構紅利”保證了經濟的高速增長。鄭若谷等(2010)測量了轉型期中國經濟增長中的產業結構和制度效應,但該學派并未實證測量二元結構對中國經濟增長的影響中國期刊全文數據庫。而且大多數研究認為二元結構對經濟增長只會起消極作用,如肖衛等(2009)認為城鄉分割導致城市化長期滯后于工業化。但事實上,二元結構卻為中國經濟增長的影響相當復雜,有直接影響和間接影響,也有積極影響和消極影響。本文采用改進后的C-D模型,引入二元結構變量經濟論文,利用中國1978——2008年的數據進行分析,測度二元經濟結構對我國經濟增長的直接影響以及間接影響。
      二、模型設定
     ?。ㄒ唬┖瘮敌问皆O定
      對于我國的經濟增長的分析,按照Chow and Lin(2002)以及Wu(2003)年的研究表明,C-D形式的生產函數則能較好描述中國的經濟增長,因此本文借助于該思路進行了分析。
     ?。?)
      其中,表示經濟產出,表示物資資本存量,表示勞動投入,表示全要素
      生產率(TFP)經濟論文,下標i表示地區,t表示時間。表示資本和勞動的產出彈性。
       (二) 解釋變量的引入
       二元結構的存在改變了要素在部門之間的流動,從而導致了資源配置效率的變化,而資源配置效率的變化則會直接和間接作用于產出。則二元結構的存在會導致要素的產出彈性發生變化,此表明生產要素產出彈性可以用二元經濟結構作為解釋變量中國期刊全文數據庫。
     ?。?)
     ?。?)
      其中表示衡量二元結構的解釋變量。同時依據Denison(1967)年定義將全要素增長率TFP定義為產出增長率減去要素增長率之后的差額,因此實際可以表示為除資本和勞動要素之后的所有外在經濟環境因素(沈坤榮,耿強,2001),因此在分析時可以將作為二元結構解釋變量的函數形式經濟論文,假定其函數形式為:
     ?。?)
      將方程(3)—(5)帶入到生產函數(2)中,對于兩邊取對數,從而可以得到:
     ?。?)
       該方程則表明二元結構從兩個方面直接和間接對經濟產出發生作用。
      1.為二元結構變量對經濟增長的直接效應,表示在投入的資本和勞動要素不變的情況下,剔除資本和勞動的產出影響后,二元結構變量對經濟生產規模的直接影響。>0則表明為正向直接影響,<0則表明為負向的直接影響。
      2.為二元結構對經濟增長的間接作用,表明二元結構對投入要素生產率發生作用進而對要素的產出彈性產生影響,為二元結構對要素配置資源的影響的體現。表明二元結構有利于資本(或者勞動)的生產率的提高經濟論文,促進了資源配置效率的改善,反之則相反。
     ?。ㄈ┣疤峒僭O
      結合已有的文獻,對于我國二元經濟結構作為一個外生變量引入本文的分析之中,因此
      本文模型中包含的前提假設條件有:
      1.假定基于城鄉差別的勞動力市場的二元結構已經形成,在二元結構中,存在城市和農村兩類區域。
       2.農村地區主要是傳統農業部門;城市地區由制造業和研究開發(R&D)兩部門組成,
      在制造業和研發部門都有與之相關的現代服務業統稱為現代產業中國期刊全文數據庫。
      3.假定技術進步具有??怂怪行?,即技術進步不會帶來要素的相對價格的變化,從而發生要素在產出中的替代。
      三、變量選擇與數據說明
      本文分析的樣本為我國大陸地區1978—2008年的統計數據。其中增加值按照不變價計算經濟論文,以1978年為基期,對各地名義GDP進行按照GDP平減指數折算。資本存量K,地區資本存量K根據永續盤存法計算,初始資本存量、2006年以前的價格指數和資本形成指數來自單豪杰(2008)年的結果,2007和2008資本形成總額和價格指數來源于《中國統計年鑒》并以1978年為基期進行折算。勞動力L。勞動力采取全社會從業人員指標,數據來源于《中國統計年鑒》。
      參考現有的文獻,本文以二元對比系數和城鄉收入差距作為二元結構的兩個變量,即二元結構變量,其中二元結構對比系數為現代產業的比較勞動生產率與農業比較勞動生產率之比;城鄉收入差距以城鎮居民家庭人均可支配收入與農村家庭人均純收入之比度量。在計量模型中分別以x1和x2 予以度量中國期刊全文數據庫。
      四、模型結果分析
      按照方程(6)設立一個計量模型經濟論文,其中表示殘差項,
     ?。?)
       我們利用中國1978-2008年數據對模型進行估計,運用STATA 11.0軟件進行回歸,結果如表1所示:
      表1:模型回歸結果
      

    因變量:lnY

    自變量

    回歸系數值

    t統計量

    常數項

    -4.910862*

    -1.97

    lnK

    0.9038068***

    7.59

    lnL

    0.485258**

    1.73

    x1

    0.283337

    0.78

    x2

    1.047471**

    2.15

    x1lnK

    0.09566***

    2.58

    x2lnK

    -0.18894***

    -4.04

    x1lnL

    -0.11475**

    -1.97

    x2lnL

    0.081419

    1.45

    注:*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平下顯著,采用雙尾檢驗。
      對于整個估計而言,F( 8, 22) = 977.95,其中R-squared = 0.9972;修正的R2為0.9962,該回歸模型具有較好的擬合線性。
      基于回歸模型的擬合優度極高,因此在對該計量模型進行檢驗時經濟論文,多重共線性的影響極小,同時異方差和自相關的影響也極小,可以認為該模型較好地解釋了我國經濟的增長。
      在模型中,對應的的值為0.2833366,在80%的置信度水平下依舊不顯著,但是在50%的置信水平下顯著,該結果表明兩部門之間的比較勞動生產率的差異對我國經濟增長有著促進作用,但對經濟增長的直接正效應不顯著。
      的值為1.047471,對應的t檢驗值為2.15經濟論文,在90%置信度水平下顯著不為0,表明城鄉收入的差距在我國經濟增長的實踐中對經濟的增長具有正的直接效應,且由于=1.047471,表明城鄉收入的差距具有極強的正向直接效應。
      的值為0.0956604,對應的t 檢驗值為2.58,在90%置信度水平下顯著不為0,表明兩部門之間的比較勞動生產率之比有利于資本生產率的提高,促進了資本配置效率的改善。
      的值為-0.1889431,對應t檢驗值為-4.04經濟論文,在90%置信度水平下顯著不為0,表明城鄉收入的差距不利于資本生產率的提高,并不能促進資本配置效率的改善。
      的值為-0.1147463,對應t檢驗值為-1.97,在90%置信度水平下顯著不為0,表明兩部門間的比較勞動生產率之比不利于于勞動生產率的提高,并不能促進勞動配置效率的改善中國期刊全文數據庫。
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