适度经济增长率下的投资问题研究（通用6篇）
文章分析了中国经济的增长路径和经济发展中的投资率问题,提出了我国经济长远发展的政策建议.
作 者：李毅 刘寒波 文军 Li Yi Liu Hanbo Wen Jun 作者单位：李毅,文军,Li Yi,Wen Jun(湖南大学数学与计量经济学院,湖南 长沙 410079)
刘寒波,Liu Hanbo(湖南财经高等专科学校,湖南 长沙 410205)
关键词：政府规模,包容性增长,适度
20世纪中期以来, 人们关于经济增长的认识在不断的深化, 增长理念经历了从单纯强调增长, 到“对穷人友善的增长”以及“包容性增长”的演进。2007年8月, 亚洲开发银行首次提出了“包容性增长”这一概念, 一时间成为人们关注的焦点。“包容性增长”的基本内涵就是公平性的增长。这一理念的实现, 离不开政府的努力。政府作为经济当中一个重要的行为主体, 其规模是否适度, 不仅关系到行政管理体制改革目标的设定, 也影响到市场经济的发展乃至社会的稳定。近年来, 国内许多学者也对政府规模对经济增长的影响进行了研究。这些研究从不同角度试图解释政府规模对经济的影响, 但结论各异。总的来说, 适度政府规模不仅是经济增长的必要条件, 而且能促进服务型政府的建立。所以, 要实现包容性经济增长, 使经济真正达到公正合理地增长, 必须构建适度的政府规模。
一、适度政府规模与包容性经济增长的内涵
政府规模指以职能和权力配置为基础, 按一定组织原则建构的政府各个组成部分的总和。政府规模包括内在规模和外在规模两个方面。而适度政府规模就是由政府职能规模和机构规模为主要决定因素, 以政府合法性为底线, 以经济、效率、效益为原则, 实现帕累托最优, 达到政府与公民权利均衡, 政府资源最优配置以及政治、经济、社会领域良性互动的政府规模状态。
对于“包容性经济增长”一词, 大家对其的理解各有不同。中山大学岭南学院金融系副教授张荣鑫认为, “包容性增长”战略所期望实现的平等是多维的, 具体表现为获得机会的平等、获得公共产品以及服务的平等以及社会安全保障等方面的平等。中国发展研究基金会副秘书长的汤敏认为其包括环保、和谐社会等诸多方面的改变, 其中最核心的含义, 就是经济增长让低收入人群受益, 最好是让其多受点益。总之, 所谓包容性增长, 寻求的应是社会和经济协调发展、可持续发展, 与单纯追求经济增长相对立。包容性增长最基本的含义是公平合理地分享经济增长。其关键词是希望和参与, 使社会上尽可能广泛的人群有共同的愿望。
二、适度政府规模与包容性经济增长的相关性分析
从前面包容性经济增长的基本内涵我们可以看出, 其倡导的理念不是单纯地追求经济增长的速度, 而是公平合理地分享经济增长, 这一理念的实现就要求要有适度的政府规模与之相适应。那么, 速度政府规模与包容性经济增长之间究竟有怎样的相关性呢?下面我们从政府职能、行政机构的规模、公务员人数和政府支出占GDP的比重四个方面来分析二者的相关性, 我们会发现, 二者存在正相关的关系。
1. 从政府职能的方面来分析。
近几年来, 中国政府职能发生了重大的转变, 各级政府强化了社会管理和公共服务职能, 积极从全能型、管制型向管理型、服务型、法制型转变。从“想做什么就做什么”到以人为本、依法行政。加快推进了政企分开、政资分开、政事分开、政府与市场中介组织分开, 形成了政府、企业和三者之间的良性循环机制。为了给企业、市场和公民自由从事经济活动提供更大的空间, 政府大幅度地削减了行政审批事项。以南京市政府为例, 自2002年来, 南京市政府两次清理了行政审批967项, 市级审批精简了2/3。2004年以来加大了行政审批制度的改革, 对全市现行行政许可事项进行综合清理, 保留行政许可事项256项, 与改革前相比减少了1 000多项。由此可以看出, 适度政府规模有助于促进包容性经济增长。
2. 从行政机构规模的方面来分析。
行政机构规模包括横向管理幅度和纵向层级厚度两种结构型模型。政府横向管理幅度越宽, 所属政府个数、工作部门数量及其内设机构相对较多, 则政府规模越大;政府纵向层级越多, 虽然相对控制幅度较小, 但上下机构的设置多, 则政府规模也越大。近年来, 中国进行了机构改革, 缩减了机构规模。1949年, 当时的政务院有35个部门, 1956年上升为81个, 1981年达到顶峰, 有100个部门。1982年开始经过三年的改革, 国务院总数减为61个, 1998年进行的改革, 使其减为29个, 目前是28个。行政机构改革大大减少了行政成本。由此可以看出, 适度政府规模有助于促进包容性经济增长。
3. 从公务员人数的方面来分析。
公务员人数占就业人口的比重被认为是一个衡量政府规模的更为直观的指标, 原因在于人员多, 机构就多, 相对地所需费用就越大。据国家行政学院经济学部副主任王健介绍, 判定公务员适度规模的经济指标应该是:公务员人数与本国GDP的比例。公务员在经济发展中发挥了多大的作用, 需要以单位GDP的公务员人数来衡量。虽然中国财政供养人员占总人口的“官民比例”只有1∶26, 低于世界平均水平;但是从经济视角考察, 财政供养人员与GDP之比看, 中国为39人/百万美元, 大大高于发达国家, 目前美国为2.31人/百万美元, 日本为1.38人/百万美元。中国公务员“超标”近20倍。由此可以看出, 适度政府规模有助于促进包容性经济增长。
4. 从政府支出占GDP比重的方面来分析。
政府支出是政府对经济资源的支配和控制, 包括资本性支出和消费性支出。在衡量政府规模时, 各种研究都表明政府公共投资或公共资本对经济增长具有重要贡献, 因此, 政府规模对经济增长的影响关键在于政府消费支出。另外, 由于公共投资所占比例较小, 国内外大多数研究都以政府消费占GDP的比例表示政府规模。曾经就有学者研究后得出结论, 认为中国政府的最优规模是政府消费支出占GDP的比重为0.175。由确定的最优政府规模, 可知政府规模不能无限增长, 当超过最优规模时, 政府消费支出的增长不仅不会具有增长性, 反过来会造成经济的萎缩。由此可以看出, 若政府支出中用于公共服务方面的支出适当的增加将有利于促进包容性经济增长。
三、建构适度政府规模, 促进包容性经济增长的对策建议
从上面的分析中可以看出, 包容性经济增长和适度政府规模有很大的相关性, 二者存在正相关的关系。因此, 政府应从以下几个方面努力, 将经济发展的成果真正“包给”老百姓, 使老百姓的幸福感得到提高, 从而建设真正的和谐社会。
1. 调整政府职能规模, 构建和谐社会视野中的公民参与。
要保证政府的适度规模, 促进包容性经济增长, 首先要从职能上明确限定政府的活动边界, 减少政府微观管理职能, 避免职能重复、交叉。要建设服务型政府, 政府要转变观念, 将职能社会化, 将那些可以由社会承担的“划桨”职能统统转移出去, 全身心地“掌舵”。政府必须明确自己的服务职能, 为社会提供公共物品, 并实行公共物品供给主体的多元化以提高公共物品供给效率, 并调节社会分配, 完善社会保障, 保证社会公平。由于包容性增长强调公平合理地分享经济增长, 因此, 我们要重视公民社会的发展, 政府要进一步简政放权, 积极引导、培育、扶持和发展社会中介组织, 培养公众参政意识, 拓宽参政渠道, 为公众创造一个良好的参政平台, 促进社会、公众与政府组织的联系与合作, 共同营造、维护公共权威和公共秩序。
2. 调整行政机构规模, 节约行政成本, 提高行政效率。
政府应依据科学的原则来设定政府机构, 精减人员。建立扁平化、弹性化、高效化的组织结构。在中央层级上, 将那些职能相近、业务范围趋同的事项相对集中, 由一个部门统一管理, 最大限度地避免政府职能交叉、政出多门、多头管理, 从而提高行政效率, 降低行政成本;在地方政府组织机构上, 应减少层级, 主张乡级职能虚化, 恢复农村自治, 主要是进一步推动农业社会化服务体系的发展与完善, 只设置方便农民生活、工作和维护权利等公共服务方面的部门, 目的就是要减少管理层级, 缩小管理规模, 统一设置规范, 提高管理效率, 降低管理成本。
3. 优化政府支出结构, 增加对公共服务方面的投入。
“包容性增长”跟“科学发展观”和“和谐社会”相比, 有更多的量化指标。包容性增长要惠及更多的贫困人口, 惠及更多的劳动者, 惠及社会的大多数, 让他们的收入增长要比一般人更多一些, 这些将变得更加明确。因此, 中国要达到包容性增长, 必须要有政府价值导向的引导。政府出台的包括财政体制改革等各项措施都要往这方面倾斜。政府的价值导向要改变, 在收入分配等方面都要往弱势群体方面倾斜, 这样才能使贫富差距缩小。所以, 我们要优化政府支出结构, 政府下一步应该在公共服务、基础设施建设方面增加投入, 尤其是应该加快在贫困地区、农村地区的投入, 提供更多的公共服务。具体地说, 首先, 政府应降低行政管理费, 并应考虑适当增加对社会保障支出、三农以及教育和科技投入。其次, 要提高公共资金的使用效益, 要形成合理的财政支出规模和结构, 而且要通过预算监督来塑造廉洁政府, 保证公共资金真正用在公共事业上。
参考文献
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根据劳务经济与农民收入的关系，我们将改革开放以来农村劳务经济划分为三个阶段。
(一)1978―1982年间的农村劳务经济的解放时期家庭经营以后，农业劳动生产率大大提高，农村剩余劳动力由隐形变为显性，劳动力剩余率高达30%―50%，这部分劳动力边际生产率为零，如何充分利用剩余劳动力创造财富，是发展农村经济的关键。1982年全国农民人均从乡村企业得到的收入为8.97元，集体外单位职工工资收入4.56元，生产性劳务收入12.57元，三项合计工资性收入为26.1元;从集体经营和家庭经营中获得的农业收入为203.65元，占纯收入的85.87%。可见当时劳务经济才刚刚起步，农业收入是主要来源。
(二)1983―1993年间的农村劳务经济的波浪发展阶段我国国民经济总供需矛盾从短缺走向过剩时期给予了农民难得的发展机遇。国民经济分配格局开始向居民倾斜，被长期抑制的消费欲望开始变成有效需求，农产品和轻工业品旺销，刺激了家庭经营从单一粮食种植向农林牧副渔多种经营发展，乡镇企业更是异军突起。进入了一个以家庭经营为基础、以乡镇企业为主导的劳务经济发展阶段。
此间全国农民人均工资性收入从57.53元增加到194.51元，增长2.4倍;占纯收入比重从18.57%略微提高到21.11%。家庭经营纯收入从227.68元增加到678.48元，增长2.0倍，占纯收入比重在73.5%左右波动。可以说劳务经济和家庭经营并驾齐驱。这一时期我国农民人均在乡村集体企业劳动得到的工资性收入从11.92元增加到67.62元，占工资性收入的比重从19.93%提高到34.76%，是乡镇集体企业稳步发展的时期;在集体以外组织或外出劳动得到的收入从22.87元增加到96.51元，其比重则从38.24%提高到49.62%;农民在乡村集体组织中劳动得到的报酬从25元增加到30.38元，比重从41.83%降到15.62%。可见在此期间农民工资性收入主要来源于乡镇集体企业和外出从其他企业和单位劳动得到的报酬。
(三)1994年以来的农村劳务经济的结构转型时期目前是改革开放以来农民收入增长幅度最为低迷的时期。1994―间，我国农民人均纯收入从1220.98元增加到2253元，增长84.5%，增长速度却从32.48%下降到1.9%。家庭经营纯收入占纯收入的比重从72.23%降低到的65.53%。特别是家庭经营纯收入、19分别减少0.46%和1.2%，出现绝对减少的局面。而在此同时，工资性收入从262.98元增加到701元，占纯收入比重则从21.11%提高到31.11%，工资性收入对纯收入增加额的贡献率从22.87%提高到165.8%。家庭经营地位的下降和劳务经济地位的提升，说明农村居民劳动力价值的实现方式正在从通过自营产品的间接交换向通过契约雇佣的直接交换的转变。
二、从乡镇企业到劳务输出
(一)乡镇企业乡镇企业的出现标志着农民分享工业化利益成为制度性安排。20世纪80年代中期开始乡镇企业成为吸纳农村剩余劳动力的主渠道。然而，乡镇企业在与国有企业产业结构上的同构及其竞争中，虽然具有灵活的市场机制的优势，但往往成为被规制的对象，三年治理整顿时期许多乡镇企业职工又被迫返回土地。而在此时外向型经济的发展带动了东部发达地区“三来一补”劳动密集型产业，一个内地农村劳动力向发达地区跨地区大流动的民工潮开始引人注目。1992年以后我国乡镇企业迎来了第二个高潮。全国各地创造了“五个轮子一起转”的模式，大量吸纳了农村剩余劳动力。
改革开放以来我国农业劳动力转移掀起了两个高潮。一是1984―1988年期间，农村非农产业就业劳动力增加5565万人，以1985年为峰值，当年转移2430万人，劳动力转移速度6.56%。这种超常规的转移是体制转型以后积聚20多年的非农就业需求的突然释放。第二高潮是在1992―1995年间，其间转移农业劳动力3800万人，两个转移高潮9年间合计转移农业剩余劳动力9365万人，占1978―20累计转移人数1.3亿人的72%。
过剩经济的出现说明，乡镇企业和农民家庭经营非农产业粗放经营的空间逐步缩小，在激烈的市场竞争面前，农民在整体经营能力上开始不能适应市场格局的变化，将有更多的农民加入雇工行列。年我国乡镇企业增加值占全国GDP的30.3%，占农村社会增加值的64%，吸纳职工1.27亿人，是转移剩余劳动力、增加农民收入的重要渠道。然而，每当国民经济出现紧缩的时候，首当其冲往往是乡镇企业。由于乡镇企业存在污染环境、浪费资源、甚至个别还存在假冒伪劣等外部性，无论是三年治理整顿时期，还是目前的经济紧缩时期，都是政策规制的主要对象。―1999年间，我国乡镇企业个数减少265万，职工人数减少804万人。随着市场化改革的深入，乡镇企业在激烈的市场竞争中两极分化，部分集体企业破产倒闭;乡村政府也逐渐失去了组织经济资源的优势，经过产权改革以后，开始被迫放弃集体企业所有权，造成了集体企业发展滑坡的局面。
(二)劳务输出实行联产承包责任制以后，隐藏在农村集体经营中的剩余劳动力开始显现，直接劳动交换逐步明晰化，并且内容和区域逐步扩大，形成了多层次的劳务市场。起初农民主要进行临时性、季节性的劳务商品交换，如今劳务经济的范围和规模已经越来越大。劳务产品在家庭经营与劳务市场间的取舍，决定于彼此的经济预期。劳务经济对农民的吸引力，一是较高的经济收入，二是技术和经验的获得，三是充分利用闲置的劳动时间，四是不必直接承担经营风险，五是优越的社会地位。农村劳动力向城镇转移，主要取决于在城市里获得较高收入的概率和对相当长时间内成为失业者风险的权衡。
全国农民人均从集体以外组织或外出劳动得到的报酬从1993年96.51元增加到1999年的347.27元，占工资性收入比重从49.62%提高到55.1%;从乡村集体组织中劳动得到的报酬从30.38元增加到138.88元，比重从15.62%提高到22.04%。由于国家实施积极的财政政策和西部大开发战略，东部沿海地区经济复苏，基础设施建设大量增加，以及农业经济长期低迷，外出打工现象逐渐突出。年我国农民人均从本地企业得到的收入是240元，增长了15.6%;其他劳动报酬113元，增长4.6%;从非企业组织得到的收入是140元，略增0.8%;外出打工或从业得到的收入为240元，增长了18.2%。外出打工收入对工资性收入增量的贡献为52%;而工资性收入又占纯收入增长额的187%。可以说，农民外出打工或从业得到的收入增长支持了工资性收入增长，工资性收入增长又支撑了纯收入增长(盛来运，)。
在二元经济结构中，城乡居民收入差距显著，农村劳动力有着完全的供给弹性，农村剩余劳动力转移是个长期的过程。近年来我国城镇居民收入有较大幅度提高，就业概率略有下降，但农村劳动力向城镇转移具有特定的行业结构，城乡劳动力在城镇就业市场相互替代的概率较低。农业劳动力转移速度虽然有所降低，但是绝对人数
保持增加趋势。农民工只要找到短期的工作，就能获得高于务农的收入水平。另外，由于农产品收购价格的大幅度下降，农民从农业得到的收入急剧减少，而农业税费的刚性增加加大了经营农业的风险，说明家庭经营也有较高的制度成本。加以农业现代化水平的提高，资本替代劳动，使得劳动力转移几乎不会影响农业生产，劳动力转移的机会成本十分低下，从而促进了农村劳务经济的发展。
劳务经济的实质是雇佣制度，“雇佣制度”之所以在计划经济的农业领域最终失败，而在市场经济条件下工业领域赢得成功，一是市场经济自发引导劳动力资源配置到需求弹性较大的行业，二是工业领域比农业领域具有更高的专业化和规模化经济效益。农村经济从种植业―养殖业―加工业―劳务经济的发展，大大提高了农村劳动力的使用效率，增加了社会财富，也相应提高了农民收入。
三、从地区差距到阶层分化
(一)地区差距1980―2000年间，我国东部、中部、西部三个地带农民收入增长速度分别为13.1倍、10.5倍和8.3倍，全国平均为10.8倍。三个地带农民收入受宏观经济影响的趋势基本一致，但是产业结构不同所受影响也略有不同。由于农产品收购价格大幅度提高以及亚洲金融危机的影响，1994―间东部地区农民收入增长速度明显低于中西部地带;受经济紧缩的影响，19以来中西部地带农民收入的跌幅最大;以西部为参照物，我国东部、中部、西部农民收入比例从1980年1.27：1.05：1.00扩大到1995年的2.01：1.32：1.00，又缩小到2000年的1.92：1.30：1.00，1995―1999年间，按西部大开发口径划分的我国西部12省农民平均工资性收入从149.37元增加到332.89元，占纯收入比重从13.4%提高到19.2%，工资性收入占纯收入增加额的30%;东部10省农民工资性收入从713.34元增加到1240.59元，比重则从31.9%提高到46.5%，工资性收入占纯收入增加额的123%。可见，近年来农村劳务经济的发展速度依然是以东部地带为高。
工资性收入差异是农民收入差异的最主要来源。2000年东部地带农民工资性收入水平223.04元，占纯收入比重39.93%，比中部、西部高13.22和15.52个百分点;中部和西部与东部工资性收入的差距占纯收入差距的67.8%和56.7%。据农调总队(阎芳，2000)测算：1999年我国农民收入差异的锡尔系数中，三个地带之间的差异占总体差异的17.1%，三个地带各自内部差异对总体差异的贡献为东部36.06%、中部24.9%、西部21.94%，省内差异是造成全国总体差异的主要原因。而工资性收入对农民收入差异(基尼系数)的贡献率高达39.33%，家庭经营第一产业的贡献率为33.59%，家庭经营二三产业的贡献率为18.77%，工资性收入是农民收入差异的主要来源。中部和西部的农民收入结构基本一致，2000年两者家庭经营第一产业收入占57.7%，而东部家庭经营第一产业收入比重仅占37.4%。东部地带常住人口外出从业得到的收入、财产性收入的比重也与中西部差别不大，主要是东部地带在本地企业劳动得到、在非企业组织中得到、以及家庭经营二三产业收入、转移性收入水平和比重明显高于中西部。东部转移性收入较高主要是退休金及其他收入引起。外出打工收入是近期农民收入的一个增长点，但从绝对额来说，东部地带最高;从比重来说，中部地带略高，至少中西部农民打工收入仍然没有成为其提高收入水平的主要渠道。
如果我们考察农民收入最高的.省份上海市与最低的省份(除西藏外)贵州省，则会发现东西部之间不仅仅是量的差异，更是生产方式质的差别。2000年上海农民人均纯收入为5597.37元，其中工资性收入是4309.89元，比重是77%;家庭经营纯收入933.74元，比重仅占16.7%，第一产业纯收入仅有789.09元。而贵州省农民人均纯收入1374.16元，其中工资性收入仅274.9元，比重是20%;家庭经营纯收入1029.46元，比重高达74.9%，第一产业纯收入884.68元，比上海略高，但比重却高达64.4%。劳务收入已经成为上海、北京、浙江等发达地区农民的主要收入来源，2000年上海农民家庭规模3.3人，劳动力负担系数1.3，62.9%的劳动力从事非农产业，工业劳动力比例高达37.1%;所在村平均有乡镇企业3.8个，25.8%的劳动力在乡镇企业工作;初中文化程度的劳动力占到48.7%;85.5%的劳动力在乡内就业;劳动力年内从业时间的59.1%从事非农产业;家庭人均耕地面积0.92亩，第一产业从业人员占37.1%。贵州农民家庭规模是4.5人;劳动力负担系数为1.6;84.7%的劳动力从事第一产业，从事工业的仅占5.9%;所在村乡镇企业仅仅0.4个，在乡镇企业从业人员仅占0.34%;从事农业劳动的时间占71.6%;劳动力文化程度初中以下的占61%。上海农民以不到四成的劳动力和劳动时间创造了与贵州省85%的劳动力大致相同的农业收入，而以六成的劳动力和劳动时间创造的非农收入是贵州农民非农收入的10.6倍。可见发展劳务经济是增加农民收入的必由之路。
(二)阶层分化我国农村劳务经济主要以兼业化方式发展。我们根据纯收入来源占纯收入总额大于或等于50%为标志，将我国农村居民划分为六种类型，分析表明，2000年我国农村家庭经营第一产业纯收入为主的农业户占全国农户总数的53.5%，以工资性收入为主的劳务户占25.73%，各种类型收入来源均低于50%的狭义兼业户占11.42%，家庭经营第三产业的服务业户占5.61%，第二产业户占2%;以财产性收入和转移性收入为主的食利户占1.74%。即目前我国农村以农业收入为主的户与以非农收入为主的户大约各占一半，工资性收入为主的劳务户占1/4。一般来说，经济越发达的地区劳务户比例越高，这可以从工资性收入的比重来间接考察。2000年上海、北京工资性收入占纯收入比重分别为77%、61%，而经济落后地区西藏、贵州分别为17%、12%。部分农业主产区由于农业经济发达，收入相对稳定，规模经营效率较高，劳动力相对短缺，反而抑制了劳务经济的发展。如新疆、黑龙江农民工资性收入占纯收入比重分别为7.7%、15.7%。宁夏经济发达的川区农业户比重高达70%，比贫困山区高5个百分点;川区劳务户仅占8.8%，比山区低9.3个百分点。贫困地区由于解决不了生存问题，劳务输出的概率高于非贫困区，特别是农业主产区。
农民主营行业对收入影响较大。在各类农民家庭中，人均收入水平最高的是食利户，其次是工业户，然后是服务业户，劳务户和兼业户比全国平均数略高，低于平均数的只有农业户众数阶层。非农产业的专业化有利于提高农民收入。我们将农村六类农户化分为两大类，一类是食利户、工业户和服务业户，他们往往已经在当地占有地利、人和以及优越的资源，其发展的方向是本地工业化。另一类是农业户、兼业户和劳务户，其中农业户正在两极分化，少部分农业专业户收入不断提高，另一部分农户在当地处于劣势，逐步经过兼业向外地发展。2000年全国劳务户人均收入2693.21元，其中工资性收入水平
.85元，占74.18%;农业纯收入512.97元，仅占19.05%。劳务户户主一般以青年为主，联产承包时他们还没有成家，成家以后一个人的土地养活全家。人均占有耕地面积1.27亩，比全国平均低35.9%。人均生产性固定资产原值在各类农户中最低，仅837.63元，而且68.8%是农业固定资产。有一半的劳动力文化程度是初中，相对较高。农业收入较少迫使他们外出打工。户均劳动力2.79人，在本地乡镇企业从业人员0.22人，主要从业地区在乡以外累计六个月的劳动力为0.66人，分别比全国高63.6%和35%。在省外、省内县外、县内乡外就业人数占8.6%、5.7%和6.4%，分别比全国高3.5、2.1和1.3个百分点。外出打工时间占劳动时间的15.5%，比平均高出5.5个百分点。劳务户收入水平低于就地转移的农户。
表12000年全国三个地带农民收入构成
项目 东部 中部 西部
收入 收入 收入
(元/人)构成(%) (元/人)构成(%)(元/人)构成(%)
纯收入 3063.04 100.00 2077.07 100.00 1592.66 100.00
一、工资性 1223.04 39.93 554.75 26.71 388.77 24.41
收入
1、在非企业 256.27 8.37 94.77 4.56 80.04 5.03
组织中得到
2、在本地企 483.53 15.79 97.84 4.71 67.60 4.24
业中得到
其中：在本 315.37 10.30 53.08 2.56 41.39 2.60
地乡镇得到
3、常住人口 323.91 10.57 265.72 12.79 168.83 10.60
外出从业得到
二、家庭经营 1652.68 53.95 1439.61 69.31 1113.22 69.90
纯收入
1、第一产业 1145.59 37.40 1198.55 57.70 918.18 57.65
2、第二产业 158.64 5.18 72.52 3.94 49.56 3.11
3、第三产业 348.45 11.38 168.56 8.12 145.48 9.13
三、财产性 70.19 2.29 27.49 1.32 34.15 2.14
收入
四、转移性 185.67 6.06 55.22 2.66 56.52 3.55
收入
资料来源：根据国家统计局农调总队分组资料整理
我国家庭经营非农产业增长速度近期虽然也有所下降，但仍然保持了两位数的增长，1999年第二、三产业纯收入占家庭经营纯收入的6.3%和15.1%，家庭经营在技术、资金、规模等方面的缺陷，造成了家庭经营非农产业特别是工业始终是小摊、小点、小作坊，难以对农民收入整体起到主要作用。
四、迎接更加开放更加广阔的劳务经济发展新阶段
我国近期农民收入的减少主要是农业收入减少特别是农产品价格下降引起的，农业收入可能会随国民经济周期复苏而有所好转;我国加入WTO，农产品市场的供需格局将长期保持过剩局面，家庭经营风险会逐步加剧;新一代青年农民许多人从来就没有从事过农业劳动，那种兼业化的生存方式会逐渐被放弃;随着城镇化与工业化步伐加快，农村逐步会分离出非农家庭，形成家庭大农场。劳动力转移和劳务经济更加发展。虽然这是一个漫长的过程，但新的劳务经济高潮即将来临。应该注意以下几个方面对农村劳动力转移和劳务经济发展的影响。
(一)家庭经营土地是农民未来生活的保障与增加收入的重要来源，土地的福利性均分使农民具有比城市下岗职工更为有利的保障机制，农民不会轻易放弃土地这个最后的生活保障。然而，承包土地具有一定的成本，家庭经营制度赋予国家和集体收取税费的权利，而且由于“三提五统”费用的膨胀，农民负担过重，农业生产已无多大效益可言。农民一方面通过撂荒边缘地、减少活劳动和物质投入来避免亏损，一方面扩大劳务输出力度来增加额外收入。农民普遍有“既不愿意种地，也不想轻易放弃土地”的心态，土地使用权的“转包”现象也日益增多，农民最希望以土地入股分红和换取社会保障等形式转让所承包的土地。兼业化已经不能适应新阶段特别是加入WTO以后农业现代化的发展要求，家庭经营面临分化的局面。中央应该尽快出台促进土地流转的政策与措施，在兼顾公平与效率的前提下，鼓励企业和大户参与农业开发，通过置换、兼并、收购、转让、入股等多种形式加快土地集中经营步伐，逐步发展规模经营，依靠提高劳动生产率增加收入。
(二)县城经济改革开放以来我国县域经济的地位有所下降，主要原因是放权让利的改革改变了宏观经济分配格局，使得国家通过计划经济对城镇各项建设的投资相对减少，县级工业和商业在改革中首当其冲，县城国有经济比重较小且日益凋弊，部分县级财政长期出现赤字，而新生的市场经济还根本不能承担起维持庞大的上层建筑运行成本的重任。我国绝大多数县域经济以农村经济为基础，对农村经济资源的控制是其特权的重要部分，无疑加重了农民负担。虽然东部沿海发达地区农村经济发展迅速，但为了避免与城镇居民的利益冲突，被迫在县城之外兴建小城镇等“农民城”。由于以“离土不离乡”为特征的农村工业化模式缺乏城市应有的集聚效应，制约了基础设施和第三产业的发展。我国目前城市化水
——基于产业发展视角的分析
中文摘要
经济增长是实现就业的基本前提，面对中国巨大的就业岗位缺口，仍需要依托经济的快速发展。也即解决就业问题的根本出路在于增加就业机会，而扩大就业的原动力在于经济增长。正如十七大报告指出的：加快转变经济发展方式，推动产业结构优化升级，是关系国民经济全局紧迫而重大的战略任务。
本论文正是以马克思主义经济理论为指导，以经济全球化和构建和谐社会为大背景，以产业发展为主线，对中国经济增长的劳动就业效应进行思考，研究产业发展与经济增长和就业发展的关系，在此基础上，探索以产业为支撑实现中国经济较快增长和创造尽可能多的就业机会的路径。
第一部分是文献综述。包括西方就业与经济理论中对就业与经济增长关系的理论综述，以及国内理论界对我国经济增长中的就业问题的研究综述。这既是对前人研究的总结，又是本论文的思想渊源和理论指导。
第二部分探讨就业问题产生的经济学原因及世界经济发展对劳动就业发展趋势的影响。从世界史发展的角度进行
探寻，认为劳动就业如同资源配置一样受市场经济规律支配，是市场经济条件下不可避免的现象。从对世界90年代以来的劳动就业状况及其发展趋势进行考察，发现它与快速发展的世界经济间的关系变得多样和复杂——经济增长既有促进就业增长的机制，也有排斥就业增长的机制：服务业的迅速发展带来了就业增长的新机遇；高新技术的发展给就业增长带来了不确定性；经济全球化使就业问题变得更加复杂。这就为本文后面研究如何扩大中国经济增长的就业效应提供了思路和方向。
视角分析中国经济增长中的劳动就业问题的合理性和必要性。对90年代以来中国经济增长的劳动就业效应进行分析，发现中国经济增长对就业的带动效应在逐渐减弱，快速的经济增长实际上是低就业的增长，而奥肯定律的失效表明中国经济增长与失业之间不存在明显的负相关关系，中国的失业在很大程度上不是周期性失业，主要表现为摩擦性失业和结构性失业。进一步对影响我国经济增长吸纳就业能力发挥的各因素进行具体分析，认为正是产业发展引起经济总量和结构的波动，进而影响到劳动就业的发展，论证了本论文以产业发展为主线，分析经济增长对就业的带动效应，更具有中长期的解释力和说服力。
第四部分探讨了产业发展与促进经济增长和劳动就业发展间的互动关系。首先从理论角度分析，认为现代经济增
长的本质是产业发展，产业发展又决定着劳动就业发展，表明经济增长中的劳动就业问题实质是产业发展对劳动就业的影响；然后从实证角度出发，运用格兰杰因果检验法，考察中国经济增长、产业发展与劳动就业三者间的关联性，结果表明中国产业结构的优化对增加就业没有明显效果，制约了经济增长通过产业的产出结构、就业结构变化这一途径扩大就业效应的发挥，进一步验证了第三部分的结论：正是产业发展的非均衡既制约了就业的扩大，又限制了经济更快增长。因此有必要从产业发展的角度深刻探讨经济增长对劳动就业的吸纳力，这就把宏观经济增长中的劳动就业问题顺利转化为中观产业发展与促进劳动就业的问题，为后文从产业视角分析经济增长中的劳动就业问题做好铺垫。
第五部分围绕着产业发展的内涵，提出并分析与就业和经济增长相关的一系列矛盾。这些矛盾可分为三个方面：
第一，产业结构不断走向合理化过程中产生的问题，主要是从实证角度分析了中国三次产业发展状况及其就业效应。比较分析了三次产业的产值及就业的变化态势，并与“标准”产业结构和其他国家结构相比，以及具体测算产出结构与就业结构的偏离度，都清楚地显示出我国三次产业的产值结构与就业结构的内在联系被割裂，就业结构转变严重滞后于产出结构，制约了经济增长对就业的吸纳能力。进一步对非农产业发展分析表明，第二产业过度资本深化的粗放式经
济发展方式降低资本积累对劳动力的吸纳度，迫使第一产业转移的劳动力大部分直接流向第三产业中技术水平含量较低的传统服滞后及内部结构的不合理；而二、三次产业内部及两者之间发展的协同性较差，导致了产业结构系统的自组织能力较弱，所有这些产业结构的不合理都阻碍着经济增长对就业吸纳力的提高。因此提出需要实施有利于扩大就业的产业结构合理化战略：以农业发展为基础，实施强农惠农战略，优化农村经济结构，延伸农业产业链条，防止农业发展中的劳动力“空心化”；以第二产业发展为主导，推进工业结构调整，拓展就业渠道；加快发展服务业，以服务业的结构升级作为调整三次产业结构和扩张就业的突破口。
第二，产业技术推动的产业高级化过程中产生的问题。首先从理论上分析技术进步对产业结构演变与影响劳动就业的机制，认为产业结构高级化实质是由产业技术进步推动的，并因此对劳动就业产业“排斥”和“补偿”效应；其次探讨了中国产业结构高级化途径：用高新适用技术改造传统产业和高新技术产业化，并根据它们对劳动就业效应的不同，提出构筑有效机制，充分发挥中国产业结构高级化中产业技术进步对劳动就业的“补偿效应”，以减少其对就业的冲击，尽可能地发挥其扩大就业的正面作用，这些机制包括：正确处理技术引进与自主开发的关系，提高产业技术自主创新能力；大力发展教育，提高劳动供给质量水平；深化改革，形成有利于资源和要素高效利用的长效激励机制；加速高新技术的运用，开辟新的经济与就业增长点。
第三，经济全球化背景下中国产业如何发挥比较优势，更好地运用国际资源来缓解国内就业压力问题。首先从理论角度分析了经济全球化通过不同国家间展开的国际贸易、国际资本流动和产业转移影响一国产业发展，并最终影响到国际劳动分工的变化、就业机会的转移及就业质量的改变等多个方面。其次从实证角度对中国在经济全球化中的产业竞争力进行分析，认为我国产业的比较优势由资源密集型到劳动密集型产业的转化，而资本和技术密集型产业比较劣势的转弱，体现出我国产业结构的升级，国际竞争力的增强。表明我们在积极融入经济全球化中，仍需继续利用我国劳动力成本低的比较优势发展劳动密集型产业；同时，在单一的劳动力低成本比较优势基础上培育更多的要素优势，发展资本和技术密集型产业，推动整个产业结构的优化。在如何发展劳动密集型产业时，用马克思的国际价值理论对劳动密集型产业进行重新定位，并提出要积极构筑有利于其发展的制度环境。业的角度探讨提高经济增长对劳动就业带动效应的路径，政府要树立“充分就业”为其执政的首要目标，从增加公共供给角度入手，直接或间接的创造就业机会，并且构建以增加就业为核心的公共政策体系，在经济发展中创造尽可能多的就业岗位，提供更好的就业环境，以保持经济增长与
扩大就业的协调互促。体现了本论文在对中国经济增长中的就业效应进行实证分析后，所得出的基本结论和政策建议。
本文的主要贡献及可能的创新：（1）造成中国经济增长与就业非一致性的原因很复杂，但本论文认为，产业发展失衡是制约经济增长对就业吸纳能力减弱的主要原因，并由此从产业发展的视角出发展开论述，探讨了产业结构优化过程中对劳动就业的影响，给出相应的政策建议；（2）面对激烈的国际产业竞争和严峻的国内就业压力，如何走一条既比较充分利用国内劳动力资源，又能适应国际竞争的产业发展道路，对于劳动力过剩、经济发展中的中国来讲，是个两难抉择，本论文试图运用马克思的国际价值劳动决定理论提出看法，并对如何构筑有利于劳动密集型产业发展的制度环境提出建议。
无论是改革开放以来的高增长,还是目前新常态下的结构性减速,经济增长的重要性一直吸引着越来越多的学者探寻其影响因素。越来越多的实证研究表明,现代经济增长主要依靠技术进步,或称全要素生产率,而全要素生产率又主要来自教育投入和研发投入。目前,我国的教育投资与研发投资主要来自政府层面,企业层面相对较小。因此,研究公共教育投资以及财政R&D投资与经济增长的关系具有重要意义,它关乎到一国经济是否能够实现可持续增长。保罗(1986)以及卢卡斯(1988)认为,教育以及R&D投资是促进技术进步的两种方式,将这两者放在一起研究也能够得出对经济增长贡献最大的因素,从而为政府投资决策提供指导。
目前,国内学者从不同的角度,利用不同的研究方法,对教育、R&D投资以及经济增长之间的关系进行了实证研究。已有的研究主要是基于两个角度:一是(王琼,2015;李敏,2014;刘幼昕,2013;王琴梅,2011;王维国,等,2009)将教育、R&D投资分开,单方向地、分别研究其与经济增长之间的关系;二是(陈红玲、罗炳彦,2013;李雪峰,2006)将教育以及R&D投资结合起来,单方向地研究其对经济增长的作用,而没有考虑到经济增长、教育以及R&D投资三者之间的双向互动关系,更没有考虑到这三者之间可能存在的长期动态关系。鉴于此,本文选取我国1980—2013 年财政研发投资、公共教育投资以及经济增长的相关数据,利用向量自回归法检验这三者之间的协整关系以及格兰杰因果关系,并通过脉冲响应函数以及方差分解分析这三者之间的动态关系,从而为政府的投资决策提供建议。
一、实证分析
(一)数据说明及模型设定
本文以我国1980—2013 年国内生产总值、公共教育投资以及财政研发投资数据作为研究样本。由于我国自1988 年以后才有关于中国研究开发活动的统计数据,而且自2007 年开始国家统计年鉴统计口径发生变化,所以,1980—2006 年财政研发投资以财政科技拨款数据近似替代,2007—2013 年财政研发投资以公共财政支出中用于科学技术的支出近似替代,而我国的公共教育投资则以教育经费中的国家财政性教育经费支出代表。本文所有变量都采取对数形式,以LNGDP代表国内生产总值,以LNJY代表公共教育投资,以LNKJ代表财政研发投资。为了研究公共教育投资、财政研发投资以及经济增长这三者之间的关系,本文构建以下VAR模型:
本文所有数据均用GDP平减指数进行了处理,所有数据处理采用Eviews5.0 软件,数据来源于历年《中国统计年鉴》。
(二)1980—2013 年我国财政R&D投资、公共教育投资以及经济增长概况
以1978 年不变价格来衡量,我国GDP从1978 年的3645.2亿元人民币上升到2013 年的95 087.9 亿元人民币,增长了26.09 倍,每年大约以9.77%的速度增长;人均GDP从381 元人民币上升到7 000.875 元人民币,增长了18.375 倍,每年大约以21.35%的速度增长。与此同时,我国公共教育投资与财政研发投资分别从1980 年的108.2 亿元、64.59 亿元增加到2013 年的22 001.76 亿元、5 084.3 亿元。公共教育投资在GDP中所占的比重远大于财政研发投资,而财政研发投资在GDP中所占比率具有阶段性,在1998 年之前呈逐渐下降态势,之后逐渐上升。尽管如此,这一比率仍非常小,公共教育投资还不足4%,而美国在1980 年就已经达到了6.7%;财政研发投资不足1%,而一些工业化国家在2010 年就已经超过了3%。
(三)计量检验
1.平稳性检验
为了使回归结果更能真实反映各变量之间的关系,本文首先采用ADF检验方法对LNGDP、LNJY和LNKJ及其差分形式进行单位根检验,滞后期由AIC准则确定。检验结果显示,原序列LNGDP、LNJY以及LNKJ是不平稳的,但它们的一阶差分是平稳的。因此,序列LNGDP、LNJY以及LNKJ是一阶单整的,即LNGDP~I(1)、LNJY~I(1)以及LNKJ~I(1)。
注:(c,t,k)分别表示在ADF检验中的常数项、时间趋势项和滞后期期数,D(LNGDP)、D(LNJY)和D(LNKJ)分别表示LNGDP、LNJY和LNKJ的一阶差分值。
2.协整检验
由于我国的财政研发投资、公共教育投资以及经济增长满足一阶单整,因此,可以进一步检验变量之间是否存在协整关系,我们采用基于VAR模型的Johanson协整检验方法。结果显示,LNGDP、LNJY以及LNKJ之间至少存在一个协整关系,这说明我国财政研发投资、公共教育投资与经济增长之间存在长期均衡关系,但这三者之间究竟存在何种形式的关系仍不能确定。
注:** 表示在5%置信水平下拒绝原假设。
上述检验表明,虽然我国经济增幅自2010 年以来呈下降态势,但这种下降态势并未改变其与公共教育投资、财政研发投资的长期均衡关系。为了进一步探寻这三者之间的关系,本文运用格兰杰因果关系检验、VAR模型、脉冲响应函数以及方差分解方法进行研究。
3.格兰杰因果关系检验
为了进一步考察各变量之间的这种均衡关系是否构成因果关系,我们采用格兰杰因果关系检验方法。
检验结果显示,在10%的显著性水平下,LNJY不是LNGDP的Granger原因、LNKJ不是LNGDP的Granger原因以及LNKJ不是LNJY的Granger原因皆被拒绝,而LNGDP不是LNJY的Granger原因、LNGDP不是LNKJ的Granger原因以及LNJY不是LNKJ的Granger原因皆被接受。从理论上来说,财政研发投资、公共教育投资与经济增长之间应该是一种双向因果关系。为了进一步深入分析,同时,考虑到我国财政政策、科教兴国战略等因素的影响,我们将数据划分为1980—1997年和1998—2013年两个区间,分别进行检验。结果显示,在10%的显著性水平下,LNJY不是LNGDP的格兰杰原因的P值从0.059 5变为0.401 0,由之前的显著变得不显著了。这可能是因为,在1998年之前,我国的基础教育状况比较差,教育投资弹性比较大,此时,公共教育投资增加对经济增长的促进作用就会比较明显;而之后,在科教兴国战略、金融危机的影响下,国家实行扩张性的财政政策,教育投资增加,我国的基础教育逐渐提高,教育投资弹性在逐渐减小。LNGDP不是LNJY的格兰杰原因的P值从0.158 0降到0.095 1,这说明LNGDP对LNJY的促进作用在增强。这与理论相符,只有经济增长了,国家才有充足的资金用于教育投资。LNKJ不是LNGDP的格兰杰原因是被拒绝的,而LNGDP不是LNKJ的格兰杰原因的P值从0.016变为0.191 5,这可能与我国研发投资不足有关,研发投入的不足导致其对经济增长的推动作用较弱。LNKJ不是LNJY的格兰杰原因的P值从0.841 2降到0.373 6,这说明研发投资是教育投资的格兰杰原因是可以接受的。而LNJY不是LNKJ的格兰杰原因的P值由0.054 1变为0.283 1,由之前的显著而变得不显著了。
4.VAR模型的参数估计与检验
在进行参数估计前,我们根据LR、FPE、AIC、SC和HQ准则对滞后期进行选择,检验结果显示,最佳滞后期为2,由此进行VAR模型的参数估计和检验。由于参数是否显著不为零不是VAR模型最关注的,所以,在建立VAR模型时可以保留各个滞后变量而不考虑其是否显著。VAR模型可以表示为:
三个模型的拟合优度分别为R1=0.999 705,R2=0.997 825,R3=0.992 158。从拟合优度可以看出,模型的拟合效果比较好,AIC以及SC值也比较小,分别为-10.48、-9.51。
通过参数估计,可以发现如下现象:经济增长具有一定的自我拉动性。在滞后两期的时候,教育投入以及研发投入的增加才开始对GDP的增长产生正的效益。GDP的滞后项对公共教育投资的影响不显著,可能是因为教育投入是由长期规划决定的,不受上年度GDP的影响。研发投资除受到自身滞后期的影响外,还受到GDP滞后一期的负向影响、滞后两期的正向影响,可能是因为当上年度增加值增长较快时,经济增长的粗放型特征较强,这时研发主体的研发意愿下降,表现为经济增长对其影响为负向的,当增加值连续增长较快时,此时产业竞争加剧,研发主体的研发意愿增强,表现为经济增长对其影响为正。
5.脉冲响应函数
为了进一步考察财政研发投资、公共教育投资与经济增长之间的动态关系,我们对其进行脉冲分析,将脉冲响应函数的追踪期设定为十期。
图2 表明,LNGDP对自身新息的一个标准差扰动的脉冲响应在第二期达到最大(0.027 8)后开始逐渐减小;对LNJY新息的一个标准差扰动的脉冲响应在第一期为0,在第二期甚至为负数(-0.000 1),之后开始正向增强,且在第三期取得正值0.004 6 之后继续正向增强;对LNKJ新息的一个标准差扰动的脉冲响应在第一期为0,随后开始正向增强,在第三期达到0.015 6 后,正向缓慢减弱,在第六期后才又开始继续正向增强。这说明,经济增长在最初受自身影响显著,具有较强的自身带动效应,而研发投资和公共教育投资对经济增长都有一个较显著、较持续的正向影响,相比较而言,研发投资对经济增长的冲击更显著,教育投资对经济增长的带动作用没有充分显示出来,但两者都存在时滞。
图3 表明,LNJY对自身新息的一个标准差扰动的脉冲响应由第一期的0.045 9 逐渐减小到第十期的0.011 0;对LNKJ新息的一个标准差扰动的脉冲响应从第一期的0 逐渐增强到第十期的0.045 1,而对LNGDP新息的一个标准差扰动的脉冲响应在第三期取得正值0.002 6 后开始逐渐正向增强。GDP变化对教育的影响在前两期显示为负向的,这可能是由于我国各地区教育支出水平存在差异,再加上我国体制的不完善,使得GDP变化对教育的影响不能立刻显示出来。这说明,公共教育投资在最初受自身影响显著,研发投资对公共教育投资支出的冲击最为显著,持续影响效应较长,而GDP对公共教育投资的促进作用存在两期滞后。
图4 表明,LNKJ对自身新息的一个标准差扰动的脉冲响应比较平稳,一直保持在0.07 左右;对LNGDP新息的一个标准差扰动的脉冲响应在第一期为0.013 6,随后正向逐渐减小,在第三期冲破负值(-0.008 2)以后,负向慢慢减弱,正向慢慢增强,在第五期取得正值(0.006 9)以后,正向继续增强;对LNJY新息的一个标准差扰动的脉冲响应在第一期的0.023 0 以后,正向逐渐减弱,在第六期取得负值(-0.000 6)以后,负向逐渐增强。这说明,研发投资受自身影响显著,GDP以及教育投资一个百分点的变化虽然会对研发投资产生同向的带动作用,但作用不强。
6.方差分解
本文利用方差分解进一步分析财政研发投资、公共教育投资与经济增长的动态特征。
在LNGDP的变动中,第一期仅受其自身波动的影响,但其贡献率呈逐渐下降趋势。LNKJ以及LNJY对LNGDP波动的贡献都是在第二期才开始显现出来,但LNJY对LNGDP波动的贡献具有阶段性,在前十二期逐渐增强,随后就慢慢减弱。从长期来看,经济增长主要受研发投资的影响,公共教育投资对经济增长的贡献相较于研发投资来说较小。
在LNJY的变动中,在第一期主要受自身波动的影响,但其贡献逐渐减小。LNKJ对LNJY波动的贡献虽然在第二期才开始显现,但其对LNJY波动的贡献率增长比较快,在第八期突破50%后继续增强,在第三十期达到75%。LNGDP对LNJY波动的贡献率;而LNGDP对LNJY波动的贡献率相对较小。可见,公共教育投资在短期内受经济增长的影响,影响较弱;在长期中主要受研发投资的影响,影响较强。
在LNKJ的变动中,在第一期就受到自身以及LNGDP、LNJY波动的影响,其中受自身波动的影响最大(88.3%),虽然之后呈逐渐减小的趋势,但始终保持在87%以上;而LNGDP以及LNJY对LNKJ波动的贡献相对较小。可见,研发投资主要受自身影响比较显著,GDP以及公共教育投资对其影响相对比较小。GDP与公共教育投资相比,研发投资在短期内受公共教育投资影响比较大,在长期内受GDP影响比较大。
二、主要结论与政策建议
以上通过应用协整检验、脉冲响应函数、VAR模型、方差分解以及格兰杰因果检验等计量经济方法,对我国财政研发投资、公共教育投资以及经济增长之间的关系进行了实证研究,得出如下结论及建议。
1.我国财政研发投资、公共教育投资与经济增长之间存在长期均衡关系。
2.我国公共教育投资与经济增长之间存在双向因果关系。财政研发投资是公共教育投资和经济增长的格兰杰原因;而公共教育投资和经济增长与财政研发投资之间的格兰杰因果关系存在阶段性,在1998 年之前经济增长和公共教育投资是研发投资的格兰杰原因,之后这些格兰杰因果关系不再显著。
3.我国经济增长具有一定的自我拉动性。公共教育投入和财政研发投入的增加在滞后两期的时候才开始对GDP的增长产生正的效益。经济增长在长期中主要受研发投资影响。公共教育投资在短期内受经济增长的影响,在长期中主要受研发投资的影响。研发投资主要受自身影响比较显著,GDP以及公共教育投资对其影响相对比较小。
当前,我国经济发展正在进入新常态时期。为适应和引导新常态,应根据我国财政研发投资、公共教育投资以及经济增长之间的关系,除了加大对教育、研发的投资外,还要根据当前的基础教育的发展状况,制定合适的投资规模和投资领域;除了注重义务教育外,还要加强对高等教育、民工教育的关注,提高教育质量。同时,政府在制定教育投资政策时应考虑到教育投资对经济增长的时滞效应,采取长期政策而非短期政策,这样才能促进实际经济增长。
摘要：以我国1980—2013年的相关数据为研究样本,运用协整检验、VAR模型、格兰杰因果关系检验、脉冲函数以及方差分解等方法,对我国财政研发投资、公共教育投资以及经济增长之间的动态关系进行实证研究。结果表明,公共教育投资与经济增长之间存在双向因果关系。财政研发投资是公共教育投资和经济增长的格兰杰原因;而公共教育投资和经济增长与财政研发投资之间的格兰杰因果关系存在阶段性,在1998年之前,经济增长和公共教育投资是研发投资的格兰杰原因,之后这些格兰杰因果关系不再显著。教育投资、研发投资对经济增长的拉动作用存在一定的滞后期,而且作用较弱。最后,针对我国教育、研发投资不足、教育投资结构不合理等问题,提出了相应的对策建议。
关键词：财政研发投资,公共教育投资,经济增长
参考文献
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在知识经济时代, 经济增长不单纯依靠物质资本和有形资产, 科技和人力资本已经成为当今世界经济竞争的核心要素, 而教育作为一种无形资产, 是促进人力资本积累和发展, 提高技术进步的重要途径。从教育经济学的角度来看, 教育投资与经济增长的内在关系分别从短期和长期得到体现。短期内教育对经济增长具有通过教育消费, 扩大内需, 直接“拉动”的作用;长期内通过提高劳动者素质, 积累人力资本, 间接“推动”的作用。
正因为如此, 教育投资对经济增长的影响一直受到国内外学者们的关注, 许多学者就教育投资对经济增长的贡献、人力资本在经济增长中的作用做了深入的探讨。舒尔茨 (1961) [1]对美国1929—1957年教育投资增量的收益率作了测算, 发现美国教育对国民经济增长的贡献率为33%, 认为教育可以通过提高劳动生产率, 进而促进经济的增长。Lucas (1988) [2]和Mankiw、Romer andWeil (1992) [3]等内生经济增长理论代表者将人力资本引入经济增长模型, 这些模型认为人力资本是经济增长的驱动力。Blankenau和Simpson (2004) [4]建立了人力资本驱动经济增长的内生模型, 认为私人和公共投资是影响人力资本积累的关键投入, 而公共教育支出对贡献于经济增长的其他因素具有挤出效应。大量的经验研究也验证了人力资本投资与经济增长的相关性 (如Barro, 1991[5];Benhabib&Spiegel, 1994[6];Dinopoulos和 Thompson, 2000[7]) 。国内方面, 崔玉平 (2004) [8]假定教育投资通过提高劳动力质量即人力资本存量而创造社会经济效益, 研究表明 1992-2001年间中国公共教育资本存量的产出弹性显著为正。祝树金 (2008) [9]论述了教育支出影响经济增长的机理与渠道, 经验研究表明在1987-2004年间中国教育支出对地区经济增长有显著的正向作用, 其生产弹性要大于物质资本的生产弹性;并且存在教育部门的技术溢出效应。
上述研究利用内生增长理论模型、计量模型、弹性分析法等, 从不同角度研究了教育投资、人力资本积累对经济增长的贡献和作用, 为学者们进行相关的研究提供了丰富的参考。然而, 教育投资促进经济增长是通过何种方式实现, 教育投资对经济增长的作用机理是什么?王静 (2006) [10]对教育通过提高人力资本促进经济增长进行了定性的阐述, 但未对三者间的作用机理进行定量的分析。鉴于此, 本文尝试通过分析教育投资影响经济增长的作用机理, 借鉴广泛应用于管理学、心理学研究的“中介效应模型”研究方法, 以人力资本作为中介变量, 构建中介效应模型, 利用中国1997-2005年的省际面板数据实证分析教育投资对经济增长的影响机理, 并对其中介效应进行相关的实证检验。
2 中介效应模型设定
在研究自变量X对因变量Y的影响时, 若X不仅直接影响Y, 还通过影响变量M再影响Y, 则称M为中介变量 (mediator) 。利用路径分析方法研究三变量间中介效应关系的模型就是中介效应模型。教育对经济发展的作用, 一方面通过教育消费, 扩大内需, 直接“拉动”地区经济增长, 称其为教育投资对经济增长影响的直接效应 (direct effect) 。另一方面, 教育作为一种特殊的投资, 还通过培养人才、开发劳动者智力、传播知识科技文化, 提高劳动者技术能力和配置能力, 影响人力资本积累, 从而影响长期经济增长。故教育投资还会通过影响人力资本而间接影响经济增长, 称其为教育投资对经济增长影响的间接效应或中介效应 (mediating effect) 。为了实证分析教育投资对中国经济增长的具体影响机制, 本文根据路径分析法的基本原理, 对上述有关变量构建起了路径图模型, 如图1所示:
根据路径分析图, 构建起了中介效应模型:
lngdpit=a0+a1lnkeit+a2lnkfeit+ε1it (1)
lnhit=b0+b1lnkeit+b2lnkfeit+ε2it (2)
lngdpit=c0+c1lnkeit+c2lnkfeit+c3lnhit+ε3it (3)
其中:t表示时间, i表示地区, ε1、ε2和ε3为随机干扰项。假设其服从均值为零, 方差有限的正态分布。
方程 (1) 计算教育投资存量对经济总量影响的总效应, 其中, gdpit、keit、kfeit分别为第t年地区i的国内生产总值, 教育投资, 非教育投资;系数a1为教育投资对经济总量影响的总效应 (total effect) 。
方程 (2) 计算教育投资对人力资本的影响效应, 其中, hit为第t年地区i的人力资本, 系数b1为正表示教育资本存量对人力资本有着正的促进作用, 系数b1为负表示教育投入对人力资本有着负的促进作用。
方程 (3) 中, c1度量教育资本存量对经济总量影响的直接效应 (direct effect) 。
将方程 (2) 代入方程 (3) , 则有以下方程:
lngdpit=c0+ (c1+c3b1) lnkeit+ (c2+c3b2) lnkfeit+ε4it (4)
方程 (4) 中系数c3b1度量的是教育资本存量通过中介变量人力资本而影响经济总量的中介效应 (mediated effects) 。
3 变量选择与数据描述
3.1 变量选择
本文选取变量gdpit衡量地区的经济总量, 其值为第t年地区i的国内生产总值。其影响因素包括教育投资存量keit、非教育投资存量kfeit和人力资本存量hit。这里的投资存量概念基本采用张军等 (2004) [11]的永续盘存法计算:
其中, Kt和Kt-1分别为第t期和t-1期投资存量;It为第期的投资流量;δt为第t期的经济折旧率, 与张军等 (2004) 估计省际物质资本存量相同, 本文也采用固定经济折旧率9.6%;基期1997年存量采用估计方法和杨格 (Young, 2000[12]) 相同, 即投资流量除以10%作为基期存量数据。
keit为第t年地区i的教育投资存量, 其值为第t年地区i的教育总经费。
kfeit为第t年地区i的非教育投资存量, 其值为第t年地区i的总投资存量K与教育投资存量的差值。
hit为第t年地区i的人力资本存量, 其值为第t年地区i的劳动者报酬, 即人均工资与从业人员数的乘积。需要特别说明的是, 本文讨论的人力资本存量采用工资水平而未采用中学入学率、教育年限和教育经费等指标反映人力资本水平。其原因在于:1986年中国开始推行9年制义务教育, 目前中学入学率普遍较高, 该数据已无法体现人力资本的边际变化;此外, 由于本文采用面板数据进行实证分析, 需要收集全国分地区受教育年限及教育经费困难相当大;而且在完全竞争市场, 工资水平是人力资本水平的市场价格, 正如用一种资本品的市场价格来衡量其包含的资本量一样, 也应用工资水平来衡量其具有的人力资本 (Oliver Blanchard, 2001[13]) 。
3.2 样本选择与数据描述
本文选取了中国大陆30个省、自治区和直辖市1997-2005年的面板数据进行实证分析 (西藏地区因数据缺失而未能纳入样本范围) 。本文所有数据都来源于《中国统计年鉴》、各地区统计年鉴、《中国教育经费年鉴》和中宏数据库, 并根据各地区物价指数调整为1997年不变价格的计算值。样本的部分描述性统计量如表1所示。
4 计量方法
在研究地区经济增长问题时, 使用Panel Data方法估计模型可以控制无法直接观察到的地区资源禀赋等因素对经济发展的影响。如果简单的使用截面回归而忽略这些因素往往会造成估计结果的不可靠, 因此, 本文采用Panel Data方法估计模型解决遗漏重要变量的问题, 从而可得到较好的估计结果。面板数据模型的估计, 通常可以采用固定效应模型 (fixed effects) 和随机效应模型 (random effects) 两种方法。固定效应估计法假设截面扰动项?i与自变量相关, 并通过给每个截面设置一个虚拟变量来对模型进行估计;随机效应估计法假设截面扰动项?i随机分布且与自变量严格不相关, 并使用广义最小二乘法 (generalized least squares, GLS) 对模型进行估计。固定效应模型和随机效应模型的选择取决于Hausman检验, 若通过显著性检验, 则拒绝原假设, 认为固定效应模型与随机效应模型存在系统差异, 选择固定效应模型进行估计;否则接受原假设, 认为固定效应模型与随机效应模型不存在系统差异, 选择随机效应模型进行估计。另一方面, 观察变量gdp、ke、kfe及h的数据, 发现上述四个变量在时间上存在一定的同趋势性, 考虑到对变量取对数后不会改变其时序性质, 且对数化后的数据容易得到平稳序列, 因此对数据进行对数处理。本文利用STATA9.0软件对模型 (1) - (3) 分别进行固定效应估计和随机效应估计, 其回归结果如表2所示。
注:1.表中变量全部采用自然对数形式;2. ***、**、*分别表示在1%、5%、10%的显著性水平下显著; 3.回归系数下方为固定效应模型的t值或随机效应模型的z值; 4.F值为多元回归总体显著性检验。
就模型 (1) 而言, Hausman检验卡方值在1%显著性水平下不显著, 接受原假设, 故固定效应模型与随机效应模型不存在系统差异, 选择随机效应模型;模型 (2) 的Hausman检验卡方值在1%显著性水平下显著, 拒绝原假设, 故固定效应模型与随机效应模型存在系统差异, 选择固定效应模型;模型 (3) 的Hausman检验卡方值在1%显著性水平下不显著, 接受原假设, 故固定效应模型与随机效应模型不存在系统差异, 选择随机效应模型。模型参数估计后, 便可以对h人力资本存量的中介效应进行检验。
5 中介效应验证与回归结果分析
5.1 中介效应验证
目前涉及中介变量统计分析的文献不多, 其中较好的两篇 (Shen J.等, 2003[14];Fang P.等, 2003[15]) 分析中介效应都使用了结构方程, 但最大的不足是没有对中介效应进行必要的检验。因此, 本文就教育投入通过人力资本对经济总量产生影响的中介效应进行检验。
与参数的估计相比, 中介效应的检验相对要复杂些。根据检验的原假设来分, 一般对中介效应的检验有三种方法:
(1) 依次检验回归系数, 即依次检验H0:b1=0和H0:c3=0, 若二者都被拒绝, 则中介效应显著, 否则不显著。此方法的优点在于检验结果一目了然, 且犯第一类错误的概率很小;弱点在于当中介效应较弱时, 检验的功效很低, 即犯第二类错误的概率很大。
(2) 检验H0:c3b1=0, 若该原假设被拒绝, 则中介效应显著, 否则不显著。此方法的优点在于检验的功效较高, 即犯第二类错误的概率较小;但弱点在于检验结果不易观察, 且当b1=0和c3=0只有一者成立时, 犯第一类错误的概率很大。
(3) 检验H0:a1-c1=0, 若该原假设被拒绝, 则中介效应显著, 否则不显著。此方法的优点也在于检验的功效较高;但弱点在于检验结果不易观察, 即使中介效应不存在 (c3b1=0) , 只要c3显著, 中介效应必然显著, 此时犯第一类错误的概率很大。
由于三种检验方法各有利弊, 以下分别利用三种方法对人力资本的中介效应进行检验, 以期能实现三种方法的优势互补, 对中介效应进行更加科学和客观地检验。
由模型回归结果 (表2) 可知:利用方法 (1) 检验时, 中介效应显著, 本文不必再对其详细说明。以下详细描述利用方法 (2) 和方法 (3) 进行检验的情况。
检验H0:c3b1=0的关键在于求出
其中, sb1、sc3分别为
检验H0:a1-c1=0的关键也在于求出
其中, sa1、sc1分别为
综合三种检验方法的结果可知:人力资本存量的中介效应显著, 即教育确实通过促进人力资本的提高从而促进了经济总量的提高。
5.2 回归结果分析
模型 (1) 的随机效应模型回归结果显示:两个变量的回归系数都为正且显著。说明中国的教育投资存量、非教育投资存量对地区经济总量都有正且显著的总效应。也就是说, 若教育投资存量和非教育投资存量扩大, 地区的经济总量也会随之扩大。其中教育投资存量对地区经济总量的总效应a1为0.268, 这表明在控制其它因素不变的情况下, 某地区教育投资存量每增加1%, 地区经济总量就会增加0.268%, 验证了教育投资对地区经济发展有一定促进作用。
模型 (2) 的固定效应模型回归结果显示, 当两个变量的回归系数皆为正时, 只有变量ke的回归系数显著。这说明教育投资存量对人力资本存量有显著的正效应, 但非教育投资存量对人力资本存量并没有显著的影响。这也进一步说明了教育是提高人力资本的一个有效且重要的途径。变量ke的系数为0.513, 说明在控制其它因素不变的情况下, 某地区教育投资存量每增加1%, 地区人力资本存量提升0.513%。
从模型 (3) 的随机效应模型回归结果不难看出:各变量的回归系数为正且都显著, 这说明三种影响因素对中国的地区经济增长都有正且显著的直接效应。在教育投资和人力资本对地区经济增长的直接影响中, 人力资本对经济增长的促进作用更为明显。根据中介效应检验的结果可知:教育投资不仅对经济增长有直接影响, ke还通过人力资本存量h为中介对经济增长有间接影响。人力资本存量的中介效应c3b1为0.143, 即控制其它因素不变的情况下, 某地区教育投资存量每增加1%, 通过促进中介变量h的提升而间接促进经济总量增长0.143%。
6 结论
本文利用中国大陆30个省、自治区和直辖市1997-2005年的面板数据, 以人力资本作为中介变量构建中介模型实证分析中国的教育投资对经济增长的影响机理, 并分别利用三种不同方法对人力资本的中介效应进行验证, 实证结果表明:教育投资作为一种特殊的投资, 它不仅直接促进地区经济增长, 还通过影响人力资本水平间接地促进了经济的增长, 即教育投资对经济增长的影响不仅存在直接效应, 而且存在显著的中介效应。因此, 要让教育更好的服务于我国的经济建设和发展, 一方面要充分利用教育投资对经济增长的直接效应, 这需要各地方政府重视教育, 多渠道筹措资金, 加大对教育的投资力度, 同时优化和调整教育支出结构, 实现教育经费的合理配置, 以提高教育资源的使用效率;另一方面还需要充分利用教育投资对经济增长的间接效应, 各地区应重视人才的培养, 不仅要重视学校教育对人才培养的作用, 也要重视各种正式或非正式的培训机构或社会团体对人才培养的作用, 通过学校以及社会等各方面力量共同提升我国人力资本水平, 只有这样才能使有限的教育投资以更高人力资本水平为中介更好的促进中国经济的增长。
摘要：采用我国大陆30个省、自治区和直辖市1997-2005年的面板数据, 构建以人力资本为中介变量的中介效应模型, 分析教育投资对中国经济增长的具体影响机理, 并分别采用三种方法对该机理中人力资本的中介效应进行实证检验。研究表明:教育投资在直接影响经济增长的同时, 还以人力资本作为“中介”间接地影响经济增长, 这种“中介效应”统计显著, 是促进中国经济增长的重要因素之一。
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