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    財務會計論文

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    技術進步和地方政策對湖南經濟發展的作用分析

    時間:2014-06-21 來源:未知 作者:傻傻地魚 本文字數:5055字
    論文摘要

      一、理論綜述

      1、技術創新與經濟增長

      新古典經濟增長理論的觀點認為物質資本和人力資本是驅動經濟增長的主要因素。然而,隨著 Romer、Lucas 等人研究的深入,技術創新在經濟增長中的重要作用逐步受到西方學術界的關注。國內外眾多學者大量的理論和實證研究證明,隨著時間的推移,技術創新在促進經濟增長中的作用不斷突出,并逐步取代了資本、勞動力等傳統要素投入在經濟增長中的主導地位。熊彼特 (1991) 認為經濟增長和經濟發展的主要動力是創新,他認為創新實現的過程就是經濟增長的過程,技術創新不是一個孤立的現象,而是解釋經濟周期的關鍵因素。傅家驥 (1998) 認為技術創新是影響產業升級和結構轉換的核心因素,沒有技術創新,就沒有產業的發展,從而也就不會有經濟的持續增長。朱勇、張宗益 (2005) 研究了我國地區間經濟發展水平差異化的原因,發現各區域技術創新能力的差異導致了區域經濟發展水平存在差異,技術創新能力可以解釋地區經濟發展水平差異的 80%。

      目前的研究中,一般將研發投入和專利產出作為衡量技術創新的近似指標。將專利作為衡量創新水平的指標存在著諸多爭議,但仍有很多學者將專利數據作為技術進步的替代指標,來分析技術進步和經濟發展的關系,Arundel (2001) 也認為專利數據在創新分析過程中具有重要作用。當前我國的學者在測度和評價技術創新能力時,經常采用的指標包括技術開發經費投入、科研人員、科研成果、技術轉讓、新產品銷售、新產品出口等。姜慶華、米傳民 (2006) 采用研究與試驗發展經費支出(R&D 經費支出) 、科技活動人員數和 GDP 數據,實證分析了科技投入與經濟增長之間的相關關系。郭炬 (2011) 從 R&D 人員、R&D經費投入及專利申請的角度對技術創新進行研究,運用理論模型闡述勞動力、資本、技術創新之間的相互關系。王麗娟、劉世達(2011) 的研究表明,R&D 經費支出、科技人員投入與經濟增長均有正相關關系。

      2、制度與經濟增長

      諾思認為,技術創新、規模經濟、教育和資本積累等各種因素都不是經濟增長的決定因素,這些因素只不過是由制度創新決定的經濟增長本身的表現而已,由于制度的創新,才有了技術的創新、教育的發展和資本的積累,從而才會有經濟的增長。新制度經濟學派以大量的現實研究為依據,提出有利于創新的制度安排,才是推動社會進步和經濟發展的主要力量。

      在對制度的計量研究中,鄒薇、莊子銀(1996) 把分工作為基本制度安排,探索了其對長期經濟增長的影響。黃少安等 (2005) 實證發現相對較好的制度是所有權農民私有、合作或適度統一經營,這種制度安排可以使得土地和勞動等要素的利用率提高,從而促進農業總產值的增長。樊綱等 (2011) 從政府與市場的關系、非國有經濟的發展、產品市場的發育程度、要素市場的發育程度、市場中介組織發育和法律制度環境等方面衡量市場化的進展,進而研究市場化制度因素對中國經濟增長的影響。董曉宇、郝靈艷 (2010) 用企業的多元所有制和主體自由化、政府的合理規模和行為規范化、市場的完備體系和交易公平化三個一級指標來構造中國市場化指數,并研究發現市場化和工業化高度相關,中國市場化是工業化發展的主要推動因素,對工業化的推動作用非常顯著。

      二、變量選取及數據處理

      1、變量選取

      鑒于市州數據的可得性,采用人均 GDP(lnGDP) 衡量經濟增長,采用科技活動經費內部支出占 GDP 的比重 (INO) 衡量技術創新水平,采用財政收入占 GDP 的比重 (REV) 衡量制度因素,同時采用國有經濟固定資產投資(lnK) 及從業人員 (lnL) 衡量投入要素。

      其中人均 GDP 采用 GDP 平減指數進行平減后統一調整為以 2002 年為基年的不變價格,對調整后的數據取對數。

      固定資產采用張軍 (2004)的方法進行計算,計算公式為 Kt= Kt - 1× (1 - δ) +ΔK/Pl,資產存量采用 2002 的新增投資除以 10% 得到,此后年份折舊率 δ 采用 9. 6%,ΔKt為當年新增固定資產投資,Pt采用當年 GDP 平減指數。對調整后的數據取對數。

      從業人員采用上年年末數和今年年末數的平均值,并取對數。

      選取湖南 14 個市州 2002 - 2011 年的相關數據進行分析,所有數據來自歷年 《湖南統計年鑒》和 《湖南科技年鑒》。

      2、描述性統計

      表 1 報告了變量的描述性統計特征。可以看出各市州 REV 和 INO 的區別較大,REV 均值為 4. 6507%,最大值達到了 7. 9706%,但是最小值只有 2. 8897%; INO 均值為 1. 1756%,最大值達到了 4. 559%,最小值只有 0. 0555%。表明各市州的財政收入和科技投入存在著很大區別。

      論文摘要

      3、面板模型選擇

      常用的面板模型包括固定效應和隨機效應兩種形式,因此首先需要對模型形式進行選擇,常用 Hausman 檢驗進行判斷。表2 報告了 Haus-man 檢驗的判斷結果。

      論文摘要

      從表 2 可以看出,在 5% 的顯著性水平下,拒絕原假設,即拒絕個體影響與解釋變量不相干的原假設,只能對樣本本身進行研究,因此選用的模型為固定效應模型。

      4、多元回歸分析結果

      考慮到投資對技術創新因素和制度因素的中介作用,因此建立 4 個模型考察自變量對因變量的作用及自變量之間的相互傳導作用。lnGDP = α + β1lnL + β2lnK + μ (1)lnGDP = α + β1lnL + β2lnK + β3REV + μ (2)lnGDP = α + β1lnL + β2lnK + β4INO + μ (3)lnGDP = α + β1lnL + β2lnK + β3REV + β4INO+ μ (4)如果模型 (2) 和模型 (3) 中的 β2比模型 (1) 中的 β2變得更為不顯著,則證明投資具有中介作用; 如果模型 (4) 中的 β3和 β4比模型 (2) 中的 β3和模型 (3) 中的 β4變得更為不顯著,則證明其相互之間具有中介作用,如果變得更為顯著,則相互之間具有促進作用。

      采用固定效應模型,得到回歸結果如表 3所示。

      論文摘要

      從表 3 可以看出,模型 (2) 中添加了REV 之后,lnK 的顯著性有所降低 (從 0. 0000變 成 了 0. 0006) ,系 數 從 0. 292896 變 成 了0. 200511,因此 lnK 對 REV 有部分中介作用;模型 (3) 中添加了 INO 后,沒有顯著性變化;模型 (4) 相對于模型 (2) 和模型 (3) 可以看出,REV 和 INO 的顯著性都得到了增強(REV 從0. 0170 變為0. 0095,INO 從0. 0953 變為 0. 0591) ,系數都增加了 (REV 從 2. 886214變 為 3. 150054, INO 從 2. 860645 變 為3. 221528) ,因此兩者具有相互促進的作用。

      同時由模型 (4) 可以看出,當財政收入占 GDP 的比重和科技經費投入占 GDP 比重提高時,都能夠顯著促進經濟增長。財政收入占比每提高 1 個百分點,能夠導致 lnGDP 增加3. 13% ; 科技投入占比每提高 1 個百分點,能夠導致 lnGDP 增加 3. 22%。

      5、各市州回歸數據分析

      為了分析各市州的情況,分別對數據進行個體分析,得到如表 4 所示結果。

      論文摘要

      從表 4 可以看出,各市州的自變量對人均GDP 的影響程度不同,而且影響方向也不一定一致。從業人員數量對 GDP 的影響一般都是正的,其中長沙、株洲、衡陽、常德、張家界、郴州、自治州具有顯著的正向影響; 國有經濟固定資產投資對 GDP 的影響方向不一致,其中湘潭、懷化具有顯著的正向影響,長沙、常德、自治州具有顯著的負向影響,湘西自治州國有經濟固定資產投資每增加 1 個百分點,會導致人均 GDP 下降 2 個百分點; 財政收入占比對GDP 的影響方向也不一致,其中株洲、張家界、郴州、自治州具有顯著的正向影響,湘潭具有顯著的負向影響; 科技投入占比對 GDP 的影響方向不一致,其中常德和婁底具有顯著的正向影響,長沙具有顯著的負向影響。

      三、研究結論與政策建議

      1、研究結論

      由全省的面板數據回歸模型可以看出,從業人員、固定資產投資、財政收入占比和科技投入占比對經濟增長都具有正向影響。其中從業人員數量每提高 1 個百分點,會導致人均GDP 增加 1. 48% ; 國有經濟固定資產投資每增加 1 個百分點,會導致人均 GDP 增加 0. 197%;財政收入占比每提高 1 個百分點,能夠導致lnGDP 增加 3. 13% ; 科技投入占比每提高 1 個百分點,能夠導致 lnGDP 增加 3. 22%。同時可以看到,lnK 對 REV 有部分中介作用,REV 和INO 具有相互促進的作用。

      從各市州的數據可以看出,各自變量對人均 GDP 的影響程度并不一致。從業人員數量對GDP 的影響一般都是正的; 國有經濟固定資產投資、財政收入占比和科技投入占比對人均GDP 的影響方向有正有負。

      2、政策建議

      (1) 增加技術創新投入是提高湖南經濟發展數量和質量的關鍵途徑

      國內外的大量研究表明,技術創新對經濟增長有著極為明顯的促進作用。我國經濟自改革開放后一直保持著高速發展,但是主要是建立在巨大的人口紅利、對資源環境的極度破壞基礎上的,現在這種粗放型的發展方式已經越來越不適應我國的經濟現狀,走集約化的發展道路是黨和政府對經濟轉型提出的要求。而技術創新正是集約化發展的重要手段和途徑,因此湖南應大力培養研發人員,增加研發投入,同時鼓勵企業對研發成果進行專利申請。

      (2) 適當提高財政收入占比,可以促進我省經濟發展

      十八屆三中全會提出,市場應在經濟發展過程中起到決定性作用。但是對于不同的經濟發展階段,政府所起的作用應該是不同的。在現階段,湖南的經濟發展仍然需要政府發揮重要作用。因此適當提高財政收入占比,不僅可以提高固定資產投資數量,而且可以有效帶動技術創新投入,進而實現對經濟發展的促進作用。但是不論實證結果多么強烈的支持稅收對經濟增長的正向影響,在長期來看,提高市場化程度、簡政放權、結構性減稅、提高民營經濟的活力和科技投入力度,才是經濟可持續增長的根本保障。因此,在湖南經濟發展過程中,短期內可以適當提高財政收入占比,但是從長期來看,應該研究好如何更好的發揮市場在資源配置過程中的決定性作用。

      (3) 應該因地制宜,針對各市州的具體情況,制定不同的經濟政策

      各市州的情況不僅不同,而且差別巨大,如增加財政收入占比能夠顯著提高株洲的經濟發展,卻嚴重阻礙了湘潭的經濟增長。因此,應該因地制宜,針對各市州的具體情況,制定不同的經濟政策。如長沙和湘潭,應該簡政放權,減少政府對經濟活動的干預,發揮好市場在資源配置過程中的決定性作用; 對于株洲、常德、郴州、婁底和湘西自治州,則應該適當加強財政政策的作用,通過支持科技創新、基礎設施投資或者民生投資,來提高自身的經濟發展水平。

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