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      二元结构对中国经济增长的影响测定—基于中国1978—2008年的实证

      • 2019-05-28 15:22:32
      • 来源:黑板报
      • 编辑:黑板报
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      论文导读::本文采用二元对比系数和城乡收入差距作为二元结构的两个变量,利用中国1978——2008年的数据测量二元结构对中国经济增长的直接和间接影响。结果表明二元对比系数对中国经济的直接促进作用不明显,也不能促进劳动力的优化配置,但却有利于资本配置效率的提高;城乡收入差距对中国经济增长有直接促进作用,也有助于劳动力的优化配置,但不利于资本配置效率的提高。
      论文关键词:二元结构,二元对比系数,城乡收入差距

        一、引言
         改革开放以来,中国经济的增长世界瞩目,但与此同时其特有的二元结构也产生了诸如收入差距扩大等严重问题。学术界分别对中国经济的增长及其二元结构进行了深入的研究,取得了丰富的成果经济论文,但较少将二元结构与中国经济增长相联系进行分析。与之相关的研究主要集中于结构主义学派,他们认为发展中国家与发达国家增长过程的根本区别就在于产业结构,Peneder(2002)认为投入要素从低生产率水平或者低生产率增长部门向高生产率水平或高生产率增长部门流动产生的“结构红利”保证了经济的高速增长。郑若谷等(2010)测量了转型期中国经济增长中的产业结构和制度效应,但该学派并未实证测量二元结构对中国经济增长的影响中国期刊全文数据库。而且大多数研究认为二元结构对经济增长只会起消极作用,如肖卫等(2009)认为城乡分割导致城市化长期滞后于工业化。但事实上,二元结构却为中国经济增长的影响相当复杂,有直接影响和间接影响,也有积极影响和消极影响。本文采用改进后的C-D模型,引入二元结构变量经济论文,利用中国1978——2008年的数据进行分析,测度二元经济结构对我国经济增长的直接影响以及间接影响。
        二、模型设定
       ?。ㄒ唬┖问缴瓒?br />  对于我国的经济增长的分析,按照Chow and Lin(2002)以及Wu(2003)年的研究表明,C-D形式的生产函数则能较好描述中国的经济增长,因此本文借助于该思路进行了分析。
       ?。?)
        其中,表示经济产出,表示物资资本存量,表示劳动投入,表示全要素
        生产率(TFP)经济论文,下标i表示地区,t表示时间。表示资本和劳动的产出弹性。
         (二) 解释变量的引入
         二元结构的存在改变了要素在部门之间的流动,从而导致了资源配置效率的变化,而资源配置效率的变化则会直接和间接作用于产出。则二元结构的存在会导致要素的产出弹性发生变化,此表明生产要素产出弹性可以用二元经济结构作为解释变量中国期刊全文数据库。
       ?。?)
       ?。?)
        其中表示衡量二元结构的解释变量。同时依据Denison(1967)年定义将全要素增长率TFP定义为产出增长率减去要素增长率之后的差额,因此实际可以表示为除资本和劳动要素之后的所有外在经济环境因素(沈坤荣,耿强,2001),因此在分析时可以将作为二元结构解释变量的函数形式经济论文,假定其函数形式为:
       ?。?)
        将方程(3)—(5)带入到生产函数(2)中,对于两边取对数,从而可以得到:
       ?。?)
         该方程则表明二元结构从两个方面直接和间接对经济产出发生作用。
        1.为二元结构变量对经济增长的直接效应,表示在投入的资本和劳动要素不变的情况下,剔除资本和劳动的产出影响后,二元结构变量对经济生产规模的直接影响。>0则表明为正向直接影响,<0则表明为负向的直接影响。
        2.为二元结构对经济增长的间接作用,表明二元结构对投入要素生产率发生作用进而对要素的产出弹性产生影响,为二元结构对要素配置资源的影响的体现。表明二元结构有利于资本(或者劳动)的生产率的提高经济论文,促进了资源配置效率的改善,反之则相反。
       ?。ㄈ┣疤峒偕?br />  结合已有的文献,对于我国二元经济结构作为一个外生变量引入本文的分析之中,因此
        本文模型中包含的前提假设条件有:
        1.假定基于城乡差别的劳动力市场的二元结构已经形成,在二元结构中,存在城市和农村两类区域。
         2.农村地区主要是传统农业部门;城市地区由制造业和研究开发(R&D)两部门组成,
        在制造业和研发部门都有与之相关的现代服务业统称为现代产业中国期刊全文数据库。
        3.假定技术进步具有??怂怪行?,即技术进步不会带来要素的相对价格的变化,从而发生要素在产出中的替代。
        三、变量选择与数据说明
        本文分析的样本为我国大陆地区1978—2008年的统计数据。其中增加值按照不变价计算经济论文,以1978年为基期,对各地名义GDP进行按照GDP平减指数折算。资本存量K,地区资本存量K根据永续盘存法计算,初始资本存量、2006年以前的价格指数和资本形成指数来自单豪杰(2008)年的结果,2007和2008资本形成总额和价格指数来源于《中国统计年鉴》并以1978年为基期进行折算。劳动力L。劳动力采取全社会从业人员指标,数据来源于《中国统计年鉴》。
        参考现有的文献,本文以二元对比系数和城乡收入差距作为二元结构的两个变量,即二元结构变量,其中二元结构对比系数为现代产业的比较劳动生产率与农业比较劳动生产率之比;城乡收入差距以城镇居民家庭人均可支配收入与农村家庭人均纯收入之比度量。在计量模型中分别以x1和x2 予以度量中国期刊全文数据库。
        四、模型结果分析
        按照方程(6)设立一个计量模型经济论文,其中表示残差项,
       ?。?)
         我们利用中国1978-2008年数据对模型进行估计,运用STATA 11.0软件进行回归,结果如表1所示:
        表1:模型回归结果
        

      因变量:lnY

      自变量

      回归系数值

      t统计量

      常数项

      -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:*、**、***分别表示在10%、5%和1%的水平下显著,采用双尾检验。
        对于整个估计而言,F( 8, 22) = 977.95,其中R-squared = 0.9972;修正的R2为0.9962,该回归模型具有较好的拟合线性。
        基于回归模型的拟合优度极高,因此在对该计量模型进行检验时经济论文,多重共线性的影响极小,同时异方差和自相关的影响也极小,可以认为该模型较好地解释了我国经济的增长。
        在模型中,对应的的值为0.2833366,在80%的置信度水平下依旧不显著,但是在50%的置信水平下显著,该结果表明两部门之间的比较劳动生产率的差异对我国经济增长有着促进作用,但对经济增长的直接正效应不显著。
        的值为1.047471,对应的t检验值为2.15经济论文,在90%置信度水平下显著不为0,表明城乡收入的差距在我国经济增长的实践中对经济的增长具有正的直接效应,且由于=1.047471,表明城乡收入的差距具有极强的正向直接效应。
        的值为0.0956604,对应的t 检验值为2.58,在90%置信度水平下显著不为0,表明两部门之间的比较劳动生产率之比有利于资本生产率的提高,促进了资本配置效率的改善。
        的值为-0.1889431,对应t检验值为-4.04经济论文,在90%置信度水平下显著不为0,表明城乡收入的差距不利于资本生产率的提高,并不能促进资本配置效率的改善。
        的值为-0.1147463,对应t检验值为-1.97,在90%置信度水平下显著不为0,表明两部门间的比较劳动生产率之比不利于于劳动生产率的提高,并不能促进劳动配置效率的改善中国期刊全文数据库。
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