安全经济贡献率（精选12篇）
安全经济贡献率 篇1
一、前言
安全问题对于金属矿山企业的重要性不言而喻, 在过去的工作中, 很多人只是关注到矿山事故对整个工程造成的利益损失和负面作用, 但是研究内容很少聚集到安全生产对整个矿山经济的增值作用, 文章主要根据矿山企业的经营特征对的矿山的安全问题进行研究, 分析安全生产对矿山经济增长的重要贡献。
二、分析矿山安全增值效益的相关理论
安全效益主要是通过安全条件的实现来提升国家、企业甚至个人的利益, 通过少量的安全投资来为社会和人民提供最大化的安全保障。矿山安全增值效益主要是矿山安全问题对其整个生产过程的一种技术和功能保障, 对生产过程的有效维护, 不管矿山发生事故或者不发生事故, 该种对国民生产的保障和维护保障功能都是存在的, 且该种状况和矿山经济的运行状况有关, 贯穿整个过程。在一定层次的技术水平上, 矿山的安全效益可以表示成, 矿山安全效益=矿山减损效益+矿山增值效益+矿山的安全社会效益+矿山安全的心理效益。其中的减损和增值效益属于安全经济效益的范围, 其他部分是安全非经济效益的范围。整个矿山企业在减少事故损失的过程中相应的会产生一部分经济效益, 强化整个工程的安全管理、提升整体员工的安全防范意识, 能够保障安全贯穿整个生产过程, 为整个工程的安全运行提供良好的维护和保障, 相应的降低安全事故发生率, 提升安全效益。
分析矿山的安全增值产出可知, 其主要包含矿山安全管理水品提升程度、矿山职工的安全素养, 矿山良好的工作环境和安全信誉的价值等, 首先是矿山安全管理水平、矿山职工的安全素质等有关软指标的综合评定, 评定过程中需要将综合评价指标分成以下几部分, 即员工的文化水平、员工工作的技术素养, 矿山管理人员的文化认知水平, 矿山工作者安全教育开展状况等。矿山的安全软指标综合评判该公式中, Wi是以上指标的权重, xi是以上各指标的分值和等级体现, 按照以下公式来获取分值, 即平均学龄=∑ (某级别组人员等级系数×该组人数) /∑各学龄组总人数 (年/人) , 学龄的计算年限根据上学的时间来定, 例如, 小学学龄6年, 初中9年等, 以此类推。
其次来分析职工技术素质的计算方式, 可将其使用公式表现成, 科技人员平均技术等级=∑某级别组人员等级系数×该组人数/∑各技术等级总人数, 针对技术等级的设定, 按照高级职称3年, 中级职称2年和初级职称1年的标准来计算;其中矿山安全管理人员的素质可以根据安全管理人员的文化程度来确定, 例如, 研究生文化程度5级, 大学生毕业是4级等, 以此类推。分析矿山安全教育的开展情况主要根据工人接受培训的时间来定, 例如, 工人每周进行安全教育的的时间超过半小时的时候, 将其作为四分来计, 两周一次的安全教育确定为3分, 一月一次计2分, 两个月一次只能计1分, 超过两个月都没进行安全教育的不计分。针对新设备的工艺状况, 需要根据其使用率来计算。
分析矿山的环境价值, 首先需要明确环境污染的情况对人类社会生活造成了很大的负面影响, 在矿山开采的过程中, 人们不可避免的会面对很多污染物的影响, 污染物会流向社会环境中, 对人们的生活环境造成负面影响。如果及时阻止或者提前预防污染的产生, 便能够将污染控制在可治理的范围内, 从另一个角度来看, 便是创造了安全的增值。因此针对处理I种污染物的矿山治理过程中, 可以采用公式分析, 将其表示成, C=f{W, Ei/Ii, X}, 其中C代表矿山污染的治理费用, W代表矿山整体的污染物排放量, Ii是矿山咋离开菜的过程中i种污染物的进口浓度, Ei是矿山在开采过程中第i种污染物的出口浓度, 矿山的特性使用X来表示, 展示出矿山的所有制和整体规模面积。最后来分析矿山安全信誉的价值估算模型, 矿山是我国发生工伤事故的密集地, 对其生产效益造成很大影响, 同时还会损失一大笔的经济费用, 事故会给其他员工带来不安定因素, 造成巨大的精神和心理压力, 影响员工的工作情绪。如果矿山的安全事故发生很少, 员工的工作氛围安全, 心理稳定, 必定对整个矿山的开采起到良好的推动, 能够提升矿山的经济效益, 提升企业生产竞争力。如果将P比做成矿山安全信誉的价值, 将D作为矿山预期的经济收益, 将r作为矿山行业的平均收益率, 将c作为矿山各个资产之间的评估数值总和, 将j作为适用本金化率, 因此得出以下公式, P= (D-rc) /j。
二、分析矿山安全生产创造的经济增长贡献率计算
矿山安全生产创造的经济增长贡献率主要指矿山的安全性对经济产出的贡献增加, 将其定义为贡献率, 利用Dauglas生产函数来计算矿山技术进步对整体经济增长的贡献率可以表示成, Y=Af (K, L) , 经过整理得出再次深入整理得出其中a是代表技术进步的速度, y是产出的增长速度, k代表企业资金的增长速度。如果将E看作是技术进步带来的产值贡献, 可将其表示成其中产出资金和劳动增长率根据水平发进行计算, 因此将产出y表示成其中的Yt代表整个计算期t年的产出;Y0为基期的经济产出。
其次来分析矿山安全生产中经济增长贡献率的计算方式, 人们将矿山的技术进步对整个矿山的贡献主要分成五个部分, 即对矿山新技术的贡献、对矿山新工艺的贡献、对矿山心开采方式的贡献、对矿山新设备的贡献、对矿山整体管理水平的贡献还有对矿山整体资源有效配置的贡献。根据可知, 第三层因素可以通过一致性的检验, 因此第三层因素中的矿山安全对于目标层的整体组合权向量可以表示成, 由此可见, 该项组合权向量能够通过一致性的检验, 该组的组合权向量指的是对矿山整体技术进步的权重体现, 由此我们能够得出矿山安全生产经济的增长贡献率, 即贡献率=39.037%×0.054=2.108%。
三、结语
文章主要根据矿山经营的有关安全效益理论来分析其贡献价值, 利用量化的视角来帮助人们从另一个角度来理解安全生产的重要性和价值, 针对于安全生产的经济增长来看, 经济增长的贡献率探讨具有现实意义, 有助于提升矿山企业和国家对于安全生产的关注度, 帮助矿山企业和国家制定切实可行的制度和政策, 保证矿山开采的安全性, 提升安全增值效益。
摘要：金属矿山企业在运行过程中, 存在很多安全隐患, 因此事故发生是常见现象, 很多企业管理者缺少安全意识, 忽视了安全增值效益, 认为安全事故只要不造成经济损失便无大碍, 忽略了矿山安全增值效益对企业发展的经济价值和对经济增长的贡献。文章立足于以上视角, 从多方面对矿山安全效益理论进行构建, 其中重点阐述了矿山安全生产增值产出和经济贡献率, 希望通过文章的撰写能够的对我国矿山企业和政府制定有关政策提供借鉴, 为国家经济发展贡献力量。
关键词：金属矿山企业,安全增值效益,经济贡献
参考文献
[1]陈林, 谭海霞, 王宏图, 吴军, 任唤林.采矿业安全经济贡献率实证研究[J].金属矿山, 2011, 02:141-145.
[2]粟文辉, 梁伟, 李向阳, 蒋复量, 王淑云.基于DEA模型的铀矿山安全管理效率评价研究[J].湖南科技学院学报, 2015, 05:86-90.
[3]吴宝.当前矿山的安全现状分析与安全管理[J].中国科技信息, 2013, 04:109.
[4]卞娜, 苗泽华.基于利益相关者视角的矿山企业社会责任研究[J].生态经济, 2014, 08:111-117.
安全经济贡献率 篇2
据英国高等教育统计署(Higher Education Statistics Agency)近日公布的统计数字，，来自非欧盟成员国、在英国高等教育学府留学的外国学生已经达到了174575名，较增长了22.94%(其中：中国、印度的留学生增加最多，均较增长了80%，总数分别达到3及11000名)，提前两年实现了布莱尔政府上台伊始提出的“至-前增收5万名外国留学生”的目标。至此，外国留学生在英国高等教育学生中的比例由的6%升至8%。
外国留学生的快速增多，主要受以下三个因素的推动：一是英国政府将录取留学生作为与其它国家之间建立长期性、可持续性关系的一种方式;二是英国经济可从中获益;三是英国高等学府希望通过征收外国学生的全额学费来缓解财政困难的愿望日益迫切。
据英国文化委员会(British Council)估算，外国留学生在英国高等学府就学的学费及生活费每年高达38.4亿英镑，增收学生意味着留学生每年可额外为英国经济做出5亿英镑的贡献。
安全经济贡献率 篇3
关键词：科技进步贡献率；生产函数；经济增长
中图分类号：F2 文献标识码：A doi：10.19311/j.cnki.1672-3198.2016.07.005
1 引言
科技进步贡献率是反映一个国家或地区相对发展水平的重要指标。测算不同时期科技进步对经济增长的贡献率大小，通过其变化趋势能够反映出国家或地区发展的状况和存在的问题。因此，科学合理地测算科技进步贡献率，有助于从总体上把握科技进步水平和科技进步潜力，对政府决策具有重要的参考价值。本文运用C-D生产函数法对福建省1978-2013年科技进步贡献率进行估算和分析。
2 模型构建
本文采用詹恩.丁伯根改进后的柯布一道格拉斯生产函数，具体形式为：
Y=AeγtKαLβ（1）
式中，Y表示产出，A表示生产率，γ表示科技进步系数，t表示时间，K表示资本存量，L表示劳动力要素投入量，α和β表示资本和劳动力的产出弹性系数，其中α+β=1（规模报酬不变）。
对（1）式取对数并求导，得：dY/Y=γ+α*dK/K+β*dL/L，式中，dY/Y、dK/K、dL/L表示产出、资本和劳动力要素的增长速度，分别用y、k、1表示。设a为科技进步贡献率，则有：a=γ/y=1-α*k/y-β*l/y，此外，本文测算的科技进步贡献率为广义的科技进步贡献率。
3 数据处理
模型中需要用到的数据包括产出、资本存量和劳动要素投入量，其中产出和劳动要素投入量直接取自于《福建统计年鉴》，资本存量是经过相关计算得到。
3.1 产出量
经济产出量指一个国家或者地区给定时间内生产出的所有商品和服务。本文使用地区生产总值（GDP）来衡量，为了消除价格影响，以1978年不变价格进行处理，计算公式：
当年实际GDP=1978年GDP*当年GDP指数/1978年GDP指数
3.2 资本存量
资本存量指经济社会在某一时点各种资本的总和。它反映某一年度参与生产的所有资本投入。鉴于我国官方并未公布资本存量这个指标，本文采用永续盘存法按1978年不变价格对资本存量进行了核算，其计算公式为：Kt=Kt-1（1-δ）+It/Pt，式中Kt和Kt-1表示本期和上一期的资本存量，It为固定资本形成总额，Pt为固定资产投资价格指数。文中1978-2013年资本存量数据是根据张军等（2004）一文提供的方法测算得到。
3.3 劳动力要素
在西方国家，劳动力要素投入量一般用标准劳动强度的劳动时间来衡量。由于我国缺少这方面的统计数据，所以本文采用“全社会从业人员”指标作为劳动力要素投入量指标。
4 参数测算和科技进步贡献率估计
利用1978-2013年统计数据对生产函数进行回归，为了避免出现多重共线性问题，回归模型可调整变换为：In（Y/L）=lnA+γt+αln（K/L）+μ。其中t取1～36，利用Eviews8.0软件进行回归，经过序列相关性处理后，估计结果如下：
ln（Y/L）=-1.282840+0.039136t+0.430680ln（K/L）+[AR（1）+AR（2）]
（-2.014547）（1.728665）（2.209256）
R2=0.998901 F=6591.505 D.W.=1.525751
可以看出，各变量在10%显著水平下通过了检验，消除了一阶和二阶自相关影响，且拟合度很高，符合经济意义，说明方程结果可以反映福建省C-D生产函数，具体形式如下：
Y=0.277248795e0.039163tK0.43068L0.56932
利用C-D函数生产法，各要素对经济产出的贡献率如表1。
从表1可以看出：（1）福建经省济增长对资本投入的依赖程度很大。其资本投入平均增长率14.29%，总体呈现上升趋势，超过经济产出的平均增长速度12.75%，这说明福建省的经济增长主要靠资本投入推动，是明显的粗放型经济发展模式。（2）劳动投入的增长对经济增长的贡献14.46%，且劳动要素平均增长速度2.96%明显低于经济平均增长速度，这说明劳动对福建省经济增长的促进作用相对较低。（3）科技进步对福建省经济增长平均贡献率32.76%，贡献水平相对较低。贡献率由20世纪80年代、90年代初期的大幅度波动到现在的较低水平。（4）高技术高增长，20世纪80年代初期和90年代初期出现的高技术贡献率，主要是因为中国的对外开放政策和确定市场为导向的经济发展方向后，吸引了大量的外商来华投资，同时也给福建带来了先进的技术，促进了福建省经济的高速增长。（5）近年来，福建省科技进步贡献率明显呈现下降趋势，为了提高福建经济增长的质量，深化科技创新势在必行。
5 思考和建议
安全经济贡献率 篇4
出口工业产品质量安全示范区(以下简称“示范区”)是全国各地检验检疫部门在地方优势产业集聚的基础上,持续深化检验监管创新改革,充分发挥职能作用,全面建设成为“推进供给侧质量改革、促进外贸转型升级、创新区域质量治理、提升中国制造形象”的新平台,是贯彻落实国务院供给侧结构性改革和《质量发展纲要》,推动质量强国战略实施,提升产业集群的质量安全水平,稳外贸促发展应运而生的特殊产业集群。
出口工业产品质量安全示范区的建设,是实施“质量强国”战略的重要举措。截至2016年5月,江苏省已经建立了国家级、省级、市级三个层面的质量安全示范区,现有国家级出口质量技术促进委员会1个、国家级质量安全示范区7个、省级质量安全示范区16个,占全国的22%,区内27家示范区企业获得全国“中国出口质量安全示范企业”荣誉称号。截至2015年,全省示范区出口企业规模和出口额连年增长,现已达1500余家、出口300多亿美元,进口200多亿美元,从业人员超100万,产品质量安全水平稳定,区内出口产品国外通关合格率继续保持100%,未发生一起国外退货、销毁和产品被召回的质量事故。示范区也进一步优化了地方经济的软环境,成为招商引资的“金字招牌”和质量提升的典范,相关建设工作多次获得当地政府的肯定。本文以江苏省7个国家级出口工业产品质量安全示范区为例,分析出口质量安全示范区建设在投资环境、技术服务支撑、质量创新等方面对区域经济发展的促进作用。
一、出口质量安全示范区建设对区域经济发展的贡献
(一)优化地区投资环境
1. 构建了政府主导、多方协作的政策环境
地方政府通过针对相关产业实施空间布局优化工程、龙头企业培植工程、集群转型提升工程、科技创新驱动工程、品牌打造创建工程、产业国际化工程等,实现合理规划引导、充分整合资源、推动扶持政策、优化产业环境;地方部门为主导,为区内生产出口企业在技术研发、产品创新、出口认证、展会宣传、资质认定、品牌发展、信用保险等方面给予扶持,切实为企业减轻负担、增强市场竞争力;检验检疫机构通过认定绿色通道企业资质,设立示范区报检专窗、宣传推广原产地政策、实施预约检验、周期检测减免、推广运用信息化手段等措施,提升监管实效,助力企业发展;同时,检验检疫也在积极推动地方政府将示范区创建工作纳入政府质量考核目标,充分发挥地方政府的主导作用和各职能部门的政策叠加效应。
2. 形成了龙头引领、合作与竞争并存的发展环境
区内企业通过示范区这种特殊的组织在一起展开激烈的市场竞争,又进行多种形式的合作。这种集体行动的互动机制,可顺畅信息的流通,加快观念、知识和技术的传播及缓和经济利益的冲突,有助于企业建立战略联盟和伙伴关系。以无锡锡山出口质量安全示范区为例,近年来,无锡每年承办LEV-Talk国际轻型电动车创新技术大会,该会是行业内唯一的技术性大会,大会以“多元融合,高端突破”为主题,共同探讨轻型电动车产业的发展理念、发展模式和技术创新。2015年8月,无锡示范区成立了“质量促进联盟”,旨在通过联合发展,实现合作共赢,为保障质量安全,推动质量发展的良好环境提供了技术支持。
3. 营造了具有示范效果的招商引资软环境
示范区创建工作的推进,凝聚了企业及其上下游产业链企业、地方政府、行业协会、检验检疫、海关等机构,形成一种柔性生产综合体,构成了区域的核心竞争力。示范区大力实施出口品牌战略,构建多层次出口品牌培育机制,尤其对区内企业境外商标注册、国际专利申请、体系认证、国际认证、品牌宣传等方面给予重点扶持,示范区内企业品牌建设步伐加快,成效显著。目前,江苏省7家国家级出口质量安全示范区共拥有“中国驰名商标”30余件,培育出口质量安全示范区企业27家。
(二)升级技术服务支撑
1. 完善了促进产品质量提升的技术服务环境
一是通过构建统一的公共检测技术服务平台,帮助企业加强技术开发能力,提高产品档次。以江苏省为例,7个国家级出口质量安全示范区共搭建了18家公共技术服务平台。二是营造良好发展的产学研合作环境。江苏省7家国家级出口质量安全示范区共建立博士后工作站点12个,拥有研发中心51个,平均每年研发投入10多亿元。三是建立产品质量控制机制。示范区每年对区内产品进行质量抽查,撰写产品质量分析,制定质量安全风险应急预案,加强风险信息资源共享。近3年来,江苏省7家国家级出口质量安全示范区共编发质量风险信息简报近200期,有效地起到了风险预警作用。
2. 打造了日益完善的专业化产业链环境
区内企业的联合需求可形成规模性专业化的生产和服务,又为每个企业提供了丰富的外部规模经济。在示范区创建过程中,打造了日益完善的专业化产业链环境。以南京为例,出口光电显示产品质量安全示范区拥有世界500强企业3家,带动了周边100多家企业的生产发展,从玻璃基板、蚀刻印刷、SMT贴片、机械冲压、偏光片生产、研发、组装到产线测试形成了从上游到下游完整的产业链条。
(三)打造质量创新高地
1. 打造品牌集聚效应,提升了产业国内国际影响力
相对于企业集群,单个企业的生命周期相对较短,品牌效应难以持续,而集群企业遵循优胜劣汰的竞争规则,只要技术或自然条件等外部因素没有导致集群衰退或转产,区域品牌效应就能较长期地持续下去。以昆山为例,多年来,出口自行车质量安全示范区区内捷安特、好孩子、禧玛诺等一直是国内自行车、童车、自行车零件领军品牌,具有非常广泛的国际市场影响力。
2. 营造区内创新氛围,助力企业转型升级
在示范区创建工作中,通过政府主导,行业协会协作,企业间密切合作,有利于各种新思想、新观念、新技术和新知识的传播,形成知识的溢出效应,增强企业的研究和创新能力。同时,检验检疫及政府部门鼓励示范区企业特别是龙头企业积极参与科研制标。以江苏省为例,7个国家级出口质量安全示范区共参与制修订国家标准235项,参与制修订行业标准273项,在创新企业产品的同时,赢得行业发言权。以无锡锡山出口摩托车、电动车质量安全示范区为例,新日电动车美国、荷兰、意大利等国家共同研发了全球首款“未来智能概念车”,这是世界上唯一可以倾斜驾驶的电动车,体现了目前国际领域的最高技术水平。2014年9月,工信部部长苗圩在无锡视察时对新日互联网智能电动车产品给予高度肯定。
3. 倡导质量第一理念,引导企业持续健康发展
近年来,国外技术贸易壁垒不断增加,欧美等发达国家对我国出口工业产品通报召回事件时有发生,警示示范区内企业质量安全意识不断增强,出口示范区通过及时收集国外技术法规标准,邀请检验检疫部门上门辅导,参加各级各类技术标准培训,以提升应对国外技术贸易壁垒能力,最大限度降低贸易风险。多年来,示范区企业不仅未发生因质量原因引起的索赔、退货和国外召回通报调查事件,而且均通过ISO9001质量管理体系认证,部分企业通过ISO14001或ISO18001认证体系,自检自控能力不断提升。
二、开展出口质量安全示范区建设对区域经济发展贡献研究的应用前景
(一)为政府引导地方产业发展、调整工作重心提供了指标依据
近年来,江苏检验检疫局从江苏地区出口质量安全示范区建设情况调查及汇总分析着手,完善出口质量安全示范区工作体系,分析各示范区取得的成效及对区域经济推动取得的贡献,加大对出口质量安全示范区建设对区域经济发展贡献度的研究,为示范区建设工作成效的量化评价建立新的方式,有利于及时调整示范区建设工作方向,紧扣地方政府城市升级、产业转型的诉求,主动融入和配合地方战略部署,通过创新性举措服务地方经济发展大局,引领地方产业发展。
(二)可作为各级政府和机构工作绩效考核指标
将出口质量安全示范区建设对区域经济发展的贡献进行量化后,量化指标既可以区域间横向比较也可以供区域自身纵向比较,如果其量化指标的科学性、合理性能获得认可,完全可作为政府绩效考核的内容之一。此举也符合当前中国经济发展从规模粗放型向质量效益型转变的现实需要。同时也可作为各级检验检疫机构的绩效考评内容之一。
参考文献
[1]颜卓.出口工业产品质量安全示范区竞争战略分析[J].对外经贸,2015(10).
[2]曹坤.工业园区对南昌市经济发展带动效应研究[D].南昌大学,2012.
[3]詹伟.浅谈产业集群对区域经济增长的影响[C].廊坊市域经济与产业集群延伸研究,2008.
[4]颜芳芳.我国大城市国家级工业园区对城市发展的贡献研究[J].经济研究导刊,2011(2).
为首都经济社会和谐发展作贡献 篇5
北京市电力公司是国家电网公司在京窗口单位，承担着为首都经济发展、城市运行、人民生活以及政治、文化活动提供安全可靠电力供应和优质服务的重要使命。多年来，在国家电网公司党组、北京市委的领导下，公司党委不断加强和改进思想政治工作，始终将忠诚履责，践行宗旨作为一切工作的出发点和落脚点，认真服务党和国家工作大局、服务电力客户、服务发电企业、服务经济社会发展，公司先后荣获“全国文明单位”、“全国五一劳动奖状”等荣誉称号。
一、突出企业文化的引领，践行社会主义核心价值体系。多年来，公司坚持把以爱国主义为核心的民族精神和以改革创新为核心的时代精神融入到企业自身的文化建设中，按照国网公司的统一部署，实施企业文化传播工程、落地工程和评价工程，弘扬“努力超越、追求卓越”的企业精神和“诚信、责任、创新、奉献”的企业核心价值观。
二、突出政治责任的履行，全力服务党和国家工作大局。公司每年政治保电天数均在300天以上，责任大，标准高。公司党委坚持把重大保电实践当作锻炼员工队伍忠诚履责、践行宗旨的重要平台，加强员工岗位责任意识教育，提升履责能力。公司界定出员工职业道德准则和行为规范，教育引导广大员工牢固树立“祖国利益高于一切、保电责任重于泰山”的崇高信念。
三、突出经济责任的履行，推进公司发展和电网发展方式转变。贯彻落实国网公司以特高压为骨干网架、各级电网协调发展的要求，公司党委围绕北京建设世界城市的战略目标，发挥思想政治工作优势，引导广大干部员工积极投身推进“两个转变”的工作中。加强思想政治工作体制和机制的建设，认真落实“一岗双责”，将其纳入企业各单位负责人绩效考核；运用标杆管理、闭环管理等方法，开展思想政治工作体系同业对标工作。坚持以人为本，注重人文关怀与亲情疏导，开展了“亲情助安全”、“家文化创建”等活动。
为世界经济贡献中国智慧 篇6
G20杭州峰会是G20峰会首次在非西方的发展中大国举行，对中国在全球经济治理中发挥话语权的智慧与能力，既是一次生动展示，也是一次全面检验。
当今世界政治经济形势复杂多变，多种矛盾交织，令G20杭州峰会的外部环境犹如“染色版”：
英国脱欧猛烈冲击了本已不堪重负的欧洲经济，与恐怖袭击、难民安置等因素共同作用，欧洲一体化进程遭遇重大挫折；
乌克兰危机所引发欧美对俄罗斯的经济制裁，使双边和多边经贸合作遭受损失；
土耳其动荡的政局，给地区及周边经济产生了负面影响；
在东亚，韩国部署“萨德”反导系统令东亚安全热点进一步升温。作为近年来世界经济的“火车头”，东亚地区会否因这些安全问题而影响稳定发展，世人为之担忧；
国际上恐怖袭击频发，给当事国经济和经贸合作都造成重大损失，给世界经济蒙上阴影；
……
这些都给世界经济复苏增添了新的难度。作为非常重要的国际经济合作论坛，G20在全球经济治理中的地位和作用备受期待，G20杭州峰会也因此被国际社会寄予厚望。中国作为主办国，为推动世界经济新秩序充分贡献中国方案，令世界期待；
至少有两个维度的亮点值得关注。
一是，在时间纵轴上，中国自担任主席国以来，围绕就业、环境、贸易、财政、货币等领域，G20已经召开数十场高官会议，并取得了多项成果。可以说，领导人峰会召开之前，中国已就推动全球经济规则的构建做足了功课。
例如，7月上旬在上海召开的G20贸易部长会议批准了《G20全球贸易增长战略》，确立全球贸易发展的七大合作支柱。这一会议还决定尽快实施《贸易便利化协定》，努力将全球贸易成本降低15个百分点。
备受关注的TPP（跨太平洋伙伴关系协定）与RCEP（区域全面经济伙伴关系）对接也有所进展。目前，TPP尚未将中国纳入其中，而美国则参与RCEP。G20贸易部长会议批准了首份《G20全球投资指导原则》，在一定程度上为今后TPP、RCEP的对接找到了政策接口。
7月下旬在成都举办的第三次G20财长和央行行长会议，则在全球经济结构性改革方面发出了强劲声音。中国积极倡议与会国达成共识，应对当前全球经济困境，不能过度实施刺激政策，不能过度依靠药物治疗，必须增强肌体的自身抵抗力。
二是，在议题的广度上，中方在峰会主题下，设定了“创新增长方式”“更高效的全球经济金融治理”“强劲的国际贸易和投资”“包容和联动式发展”四项重点议题，与之相关的当前全球主要热点问题都将得到讨论。
安全经济贡献率 篇7
一、交通运输投资乘数及经济效益概述
交通运输对经济增长贡献分为建设本身促进的经济增长和建设后营运促进的经济增长。前者包括在建设过程中直接创造的经济增长,建设人员因消费需求而引起的相关产业部门乘数扩张带来的经济增长和因各类需求导致生产部门扩大再生产引起的经济增长,后者是为交通运输改善带来的经济效益。本文对前者进行了研究。分析交通运输业投资对国民经济的贡献是交通运输经济学的一个重要课题,我国理论界对这一课题的研究一般采用凯恩斯的乘数理论[1]和投入产出法[3][4],投入产出模型是目前国际上普遍采用的测算交通项目建设投资经济效益的方法[5][6][7]。本文以2002年我国的投入产出表为基础,将乘数理论融入到投入产出法中,定量分析了铁路、公路、水运建设投资对国民经济的拉动作用,及其对国民经济的贡献。
(一)交通运输投资对经济拉动的乘数
交通建设投资对经济的拉动作用,主要表现在对国内生产总值的拉动和对就业的拉动两大方面。产出乘数和GDP乘数或投资乘数是反映对国内生产总值拉动的指标,即表示由于交通建设投资增加一单位最终需求所引起的所有部门的总产出和GDP的增加,由产出乘数和投资乘数所引起的效益称为产出效益和投资效益。就业乘数是反映对就业拉动的指标,即交通建设投资增加一单位最终需求为所有部门创造的就业岗位,由就业乘数所引起的效益称为就业效益。
(二)交通运输投资的经济效益
交通运输投资可以为其自身增加产值和就业岗位,产生直接经济效益。如建筑业属于物质生产领域,其本身会产生工资、利润、折旧和税金等增加值,创造GDP。直接经济效益是指交通运输建设投资对建筑业本身所做的净贡献。交通运输投资还可以通过产业关联因素的影响给国民经济其他部门带来产值和就业的增长,即产生间接经济效益,如交通运输建筑活动中直接消耗了大量水泥、钢材、沥青、木材等物品。这些中间消耗品的生产企业在为交通运输建设之需而生产的过程中,也创造出一定数量的增加值;水泥、钢材、沥青、木材等生产企业在产生过程中同样要消耗矿石、电力等中间物品(对交通运输建设而言属于间接消耗品),这些物品的生产企业在生产过程中同样创造出一定数量的增加值,如此循环下去,依次传递。所以,把交通运输建筑业与这些提供建筑生产所需的中间产品的部门之间的关系称为交通运输建筑业的后联乘数效应或间接效益。
运输业生产需要大量的原材料,同时在运输生产过程中还需要消耗不少电力、煤炭等资源。因此,运输生产本身会不断扩大对这些中间投入的需要量,从而促进这些产品的生产部门扩大生产,对这些部门产生效果。这些部门生产的扩大又进一步产生对其各自的中间投入的需要,又促进另一些部门扩大生产。交通运输业一经发展就能将更多的产成品送到消费地,同时也将更多的原材料运至生产地,这为原有生产部门扩大生产创造了有利条件,从而对生产企业和部门产生效果。对于这些部门的生产来讲,运输业生产实质上是一种必不可少的中间投入,运输业的发展为这些以运输活动为中间投入的部门进一步扩大生产创造了条件。这些部门如想进一步扩大生产,必然要求其他中间投入也按比例增加,进而对这些生产中间产品的部门产生效果;这些部门生产的扩大又导致了它们对各自的中间投入需要的相应增长。随着各部门产值的增加,就业人员收入也相应增加,从而增加消费,社会的最终需求增加必然刺激各部门进一步扩大生产,从而导致收入进一步增加。如此下去导致由交通建设投资所产生的刺激消费与需求的良性循环,由此产生的效益称为消费乘数效益或诱导经济效益或波及经济效益。由此可知,交通建设投资的经济效益通常由三部分组成:直接经济效益、间接经济效益和诱导经济效益。
由于交通运输投资的经济效益由直接经济效益、间接经济效益和诱导经济效益有关,而每种经济效益都基本上与产出、GDP和就业有关,因此将乘数与经济效益结合起来以明确交通建设投资对经济拉动的具体内容。
二、交通运输投资经济效益的定量分析方法
(一)投入产出表及主要系数
投入产出表也称部门联系平衡表或产业关联表,它是根据国民经济各部门生产中的投入来源和使用去向,纵横交叉组成的一张棋盘式平衡表,可以用来揭示各部门间经济技术的相互依存、相互制约的数量关系:X=AX+Y或X=(I-A)-1Y;
式中,X=(Xi)n×1,Xi表示第i部门生产总值; A=(aij)n×n称为直接消耗系数矩阵;Y=(Yi)n×1为最终使用列向量。利用投入产出表进行经济分析,需要计算投入产出表的各种系数,最基本、最常用的主要系数是直接消耗系数、完全消耗系数、列昂惕夫逆系数。此外,还包括增加值系数、劳动就业系数、影响力系数等。增加值系数,是指某一部门(j)单位产值能产生的增加值或 GDP(国内生产总值)。
部门j的增加值系数:gi=Gi/Xj (1)
式中,Gj表示第j部门生产的增加值;Xj表示第j部门生产总值。就业系数是指某一部门(j) 单位产值所需要的就业人数。
部门j的就业系数:lj=Lj/Xj (2)
式中,Lj表示第j部门需要的就业人数。
影响力系数是衡量国民经济各部门之间相互依存、相互制约的技术经济联系(或称为产业连锁)的主要指标之一,反映国民经济某一个部门增加一个单位最终使用时,对国民经济各部门所产生的生产需求波及程度。
影响力系数的计算公式为:
undefined
式中, αij为列昂惕夫逆系数,undefined为列昂惕夫逆矩阵(I-A)-1=(αij)的第j列之和;undefined为列昂惕夫逆矩阵的列和平均值。当影响力系数Fj>1时,则表示第j部门的生产对其他部门所产生的波及影响程度超过社会平均影响力水平(即各部门所产生的波及影响的平均值);当Fj=1时,则表示第j部门的生产对其他部门所产生的波及影响程度等于社会平均影响力水平;当Fj<1时,表示第j部门的生产对其他部门所产生的波及影响程度低于社会平均影响水平。显然,影响力系数Fj越大,则说明第j部门对其他部门的拉动作用越大。
(二)交通运输投资的经济效益
1.直接经济效益(用DE表示)。
直接经济效益是指交通建设投资对其本身所做的净贡献,包括产出与生产总值(GDP)效益、就业效益。直接效益的计算公式分别为:
(1)产出与GDP效益,表示由于交通建设增加最终需求Δy为其本身所带来的总产出与GDP增长。其中产出效益DE0表示为:DEo=U·ΔY=Δy (4)
GDP效益DEG表示为:DEG=G·ΔY=giΔy (5)
式中:U=(1,…1,…,1);G=(g1,…,gj,…gn)为增加值系数向量,其中gj代表交通运输业的增加值系数; ΔY为n行1列的列向量, 表示对各产业部门最终需求增加的数额。本文ΔY矩阵中除交通运输业增加Δy单位最终需求外,其余产业部门最终需求增加为 ,即ΔY=(0,…,Δy,…,0)T。
(2)就业效益DEL,表示由于交通运输业增加最终需求为交通运输业所新创造的就业人数。
DEL=L·ΔY=ljΔy (6)
式中,L=(l1,…,lj,…ln)为就业系数向量,其中lj代表交通运输业的就业系数,是指交通建设投资对交通运输业产出、劳动就业所做的净贡献。
2.间接经济效益(用BE表示)。
交通运输业与为其提供生产所需的中间产品的部门之间的关系,称为交通运输业的后联乘数效应或间接效益。间接效益包括:产出与GDP效益(BEo和BEG)、就业效益(BEL) 。
(1)产出与GDP效益,表示交通运输业增加最终需求后,所引起的其他中间投入部门的总产出与GDP增加。其中产出效益BEo表示为:
BEo=U·ΔXj=U·B·ΔY (7)
GDP效益BEG表示为:
BEG=G·ΔXj=G·B·ΔY (8)
式中,B为完全消耗系数矩阵,将B(I-A)-1-I代入上式中, 可得到:BEo=U(I-A)-1ΔY-U·ΔY (9)
BEG=G(I-A)-1ΔY-G·ΔY (10)
(2)就业效益BEL,表示交通运输业增加最终需求后,所引起的其他中间投入部门就业人数的增加,即:
BEL=L·ΔXj=L·B·ΔY
=L(I-A)-1ΔY-L·ΔY (11)
3.诱导经济效益(用CE表示)。
交通建设投资的诱导经济效益是由于消费的作用而引起的各生产部门所创造的总产出与GDP增加,即产出与GDP效益(就业效益已反映在后联乘数效益中)。以GDP效益为例,按照投资乘数原理,如果投资增加一个单位,GDP将增加1/(1-c)个单位,其中c为边际消费倾向,0
CEG=G(I-A)-1ΔYc/(1-c) (12)
(三)产出乘数、GDP乘数、就业乘数
将上述直接经济效益、间接经济效益和诱导经济效益相加,可推导出交通建设的产出与GDP 、就业总效益,在总效益中,令Δy=1,可得到产出与GDP乘数、就业乘数。它们分别解释为交通运输业每增加一单位,最终需求为所有部门所产生的总产出与GDP、就业人数增加。这些乘数可分为简单乘数(不考虑诱导经济效益)和累计乘数(考虑诱导经济效益)。
(1)产出乘数Ho,表示由于交通运输业增加一单位最终需求,所产生的总产出(为所有部门)为:
简单产出乘数:undefined(13a)
累计产出乘数:
undefined(13b)
(2)GDP 乘数(或投资乘数)HGDP ,表示由于交通运输业增加一单位最终需求,所产生GDP(为所有部门)为:
简单GDP乘数:undefined(14a)
累计GDP乘数:
undefined(14b)
(3)就业乘数Hl,表示交通运输业增加一单位最终需求,所创造的就业岗位(为所有部门)为:
undefined
式中,li为就业系数。这些乘数最重要的应用是它们能够定量测算交通建设投资,对一个国家或地区(省)国民经济的拉动作用(刘南等,2006)。主要指标有:交通建设投资对GDP增长的拉动系数(%),即交通建设投资拉动GDP增长的百分比,与交通建设投资对GDP总量的贡献率(%),其计算公式分别为:
拉动系数=(投资乘数×交通投资年增加额/ GDP年增加额)×GDP增长速度 (16)
GDP贡献率=(投资乘数×交通建设投资额/GDP)×100 (17)
三、交通建设投资对经济的拉动作用
(一)投入产出系数和公路投资乘数分析
以2002年122部门的投入产出表为基础[8],通过合并将交通运输业细化后得到15部门,形成15×15部门的投入产出表,直接消耗系数显示,每1个单位铁路总产值直接消耗的产品和数量为0.4086个单位,公路为0.446个单位,水运为0.5983个单位;铁路本身每1个单位总产出创造增加值(GDP) 0.5914个单位,公路为0.5537个单位,水运为0.4017个单位。根据完全消耗系数,可得到铁路建设的简单产出乘数为2.0838,即铁路建设增加1个单位的最终产品将对国民经济各部门产生2个多单位的生产需求,公路简单产出乘数为2.1212,水运简单产出乘数为2.5509。利用增加值系数和完全消耗系数,可计算出铁路投资的简单GDP乘数为1.2324,即每亿元铁路投资可创造GDP为1.2324亿元,公路简单GDP乘数为1.1745,水运为1.0247。利用各部门就业人数和完全消耗系数,测算出铁路投资的就业乘数为1 506:每亿元铁路投资共创造或保留就业岗位约1 506个,铁路为487个,水运为164个。此外,利用完全消耗系数计算,我国铁路的影响力系数为0.9268,说明铁路对其他部门有较大的波及影响程度。公路影响力系数为0.9434,水运为1.1346。
(二)拉动作用的测算结果
以2005年铁路投资为例[9],铁路总投资从2005年的516亿元增加到889亿元,即增加373亿元,这些增量投资在对国民经济的首轮拉动中,带动各部门总产出近777亿元,其中公路建筑业373亿元,其他部门近404亿元。增加373亿元铁路投资,相应增加或保留就业岗位约561 730个,其中公路建筑业26 9574个,其他部门292 156个。增加373亿元公路投资,相应创造GDP为460亿元,拉动GDP增长0.2%,即2005年经济增长速度10.2%中有0.2个百分点来自增加铁路投资创造的需求。2005年889亿元的铁路总投资相应创造GDP1 96亿元,对当年GDP总量的贡献率达0.6%。所以保持一定的铁路、公路、水运建设投资规模,是我国实行积极的财政政策的重要组成部分,是实现国民经济持续增长的重要因素。
四、结论
交通运输业对国民经济的直接贡献率,发达国家为7%-8%左右,我国则远远低于这一水平[10]。国内外关于交通运输与经济互动机制的研究表明,交通运输基础设施作用的发挥要以经济、社会和环境的协调发展为前提,交通运输基础设施在规模、种类、空间和时间上必须与经济和社会发展对交通服务的需求相适应。Banister在总结20世纪60-70年代西方学者对货物运输投资与经济发展研究后,指出[11],能够从交通投资中受益的地区是那些己经具备除了交通之外其它(经济发展)优势的地区,如那些经济发展势头良好、具有新兴产业、外来投资充足、具备投资场所和高素质劳动力的地区。换而言之,他认为交通投资使得这些地区经济发展锦上添花。
另外,尽管我国的交通运输业有了较快的发展,但现有的交通基础设施总体规模仍然很小,不能满足经济社会发展对交通运输不断增长的需求。按国土面积和人口数量计算的运输网络密度,我国不仅远远落后于欧美等经济发达国家,就是与印度、巴西等发展中国家相比,也存在较大差距[12]。由于主要运输通道上客货运输能力严重不足,将对国民经济的健康发展产生不利影响。近年来我国交通运输投资中的铁路投资数量很小且增长缓慢,公路投资建设投资较多但与GDP的比重基本持平,可见我国应适当增加交通运输大项目的建设来发展交通。
摘要：交通运输建设主要涉及铁路、公路和水路运输三项内容,我国现有的交通基础设施总体规模仍然很小,交通运输业对国民经济的贡献率远低于发达国家。交通运输基础设施作用的发挥要以经济、社会和环境的协调发展为前提,对此政府应加强宏观调控,以充分发挥交通运输对国民经济发展的作用。
关键词：交通运输经济贡献率,投入产出,国民生产总值
参考文献
[1]刘建强,何景华.交通运输业与国民经济发展的实证研究[J].交通运输系统工程与信息,2002,2(1):82-86.
[2]Organisation for Economic Co-operation and De-velopment(OECD).Impact of Transport Infra-structure on Regional Development[R].June2002.
[3]王元庆,张志敏,周伟.公路建设投资乘数的算法研究[J].中国公路学报,2004(4):105-108.
[4]陈贻龙,邵振一.运输经济学[M].北京:人民交通出版社,1999:358-450.
[5]刘南,周庆明.交通基础设施建设投资对国民经济拉动作用的定量分析[J].公路交通科技,2006(5):150-154.
[6]Babcock M.W.,Emerson M.J.,Prater M..AModel Procedure for Estimating Economic Impactsof Alternative Types of Highway Improvement[J].Transportation Journal,1997.
[7]Miller R.,Blair P.Input-Output Analysis:Foundations and Extensions[M].EnglewoodCliffs,NJ:Prentice-Hall,1985.
[8]国家统计局.2002年全国投入-产出表[EB/OL].http://www.iochina.org.cn/touruchanchu-biao.htm.
[9]国家统计局.中国统计年鉴[M].北京:中国统计出版社,1998-2006.
[10]刘建强.交通运输业对国民经济的拉动作用分析[J].江苏交通科技,2002(1):2-3.
[11]Banister D.,Berechman J..Transport investmentand economic development[M].UCLPress,2000.
安全经济贡献率 篇8
探究经济增长的动因及其作用机制, 是现代经济学的一个重要课题。舒尔茨的 (T.W.Shultz) 人力资本理论和丹尼森 (Denision) 对反映劳动质量变化的要素细分, 均表明教育投资作为人力资本形成的主要途径, 对经济增长的影响日渐显著。国内外学者围绕这一课题做了大量研究, 形成了以生产函数法和时间序列时域分析为主导的较为成熟的理论和方法体系, 对一国、地区、经济组织乃至个人的教育行为决策与绩效验证提供了科学和规范的指导。改革开放30年来, 福建省教育事业发展迅速, 财政与社会教育投资力度逐年加大。但是, 教育投入相对于其它要素投入而言, 对福建经济增长的实际贡献如何, 还有待科学评估。本文将教育经费投入变量引入C-D生产函数, 建立经济增长分析模型, 综合运用相关分析、Granger因果关系检验、时间序列平稳性与协整检验等经济计量方法, 对福建省教育的经济效益予以深入和客观科学的总结、评价, 以促进教育与经济的良性互动[2,7]。
1 变量选取与数据说明
如何计量教育经济效益, 常用的指标包括教育对经济增长额或对劳动生产率增长额的贡献率, 以及教育对经济增长速度或对劳动生产率增长速度的贡献率等。本文采用的是教育对经济增长速度的贡献率这一研究视角, 模型构建上借鉴丹尼森在劳动二分法基础上对索洛经济增长速度方程的合理扩展, 因此设定经济增长函数的影响变量是资本、劳动力、技术进步和教育投入。
1.1 经济增长
所谓经济增长, 是指一国或地区在一定时期内国民财富的实际增加量或实际增长速度, 通常可以用国内生产总值 (GDP) 增长率、人均国民生产总值 (GNP per capita) 增长率或人均国民收入 (NI per capita) 表示, 本文采用GDP实际增长率的表述方式。
1.2 教育投入
关于教育投入, 国内外学者存在不同的理解和计量方式。舒尔茨在其《人力投资》一书中, 将教育投入解释为各级毕业生教育费用, 包括社会、家庭的支付费用以及因受教育放弃的收入部分即教育的机会成本, 在计量上, 他采用反事实度量法核算期内教育投资增量[1]。丹尼森和斯特鲁米林分别通过工资收入推算教育量指数增长和劳动者受教育程度, 国内学者曲桢森和韩宗礼则分别以工作总课时和教育年限计量教育投入水平[4]。以上方法中, 工资收入推算暗含着教育经历与个人收入的的高度一致 (虽然丹尼森对此关联性做了经验主义的折衷处理) , 或者可以认为丹尼森计算出的教育量指数应只是实际教育投入中被有效转化为人力资本的那部分, 因此不利于真实反映教育投资中的效率问题, 而且关于不同教育程度劳动者的人均收入的权威数据仍是空白。舒尔茨的分类相比较更直接且全面, 但如何度量政府以外的社会组织和家庭的教育投资, 如何恰当估算机会成本, 是一项浩繁且难以精准的工作。这也是国内不少研究者在实证分析中, 直接以占教育投入主要比例的财政性教育支出来代表的主要原因。基于同样的考虑, 本文采用的是期内福建省财政性教育支出的数据。
1.3 资本投入
本文采用资本形成总额表示资本投入, 资本形成总额=固定资本形成+存量增加, 其中, 存量增加是反映当年流动资本的统计指标。
1.4 劳动力
本文采用全社会从业人员数表示劳动力投入。按照丹尼森的观点, 劳动不仅有数量方面, 而且有质量方面的构成因素[5]。因此, 可以将教育投入作为形成成熟劳动质量的因素, 则这里的劳动力指标是不包含教育质量因素的劳动投入数量。
1.5 技术进步率
学术界对技术进步的界定不尽相同, 但均承认技术进步表现形式的多样性, 因此, 难以用统一的过程性指标来测量。因此, 本文在以下的计量分析中, 采取消除技术进步率变量的方法, 以便于获得其它变量对经济增长的回归模型。
所有的变量除技术进步率外, 均以1979年的价格进行了指数平整, 以反映其真实的增长水平 (见表1) 。
资料来源:根据福建省统计年鉴 (1980～2007年) 整理。
2 经济计量分析
2.1 相关系数的计算
运用Eviews3.1软件包对表1中GDP总量与教育经费总量两组数据相关系数进行运算。
计算结果:rge=0.9850。
显著性检验:计算统计量T=29.09, 对给定的显著水平α=0.05, 查自由度 (n-2) =26的t分布表, 得t0.025 (26) =2.056, 由于29.09>2.056, 所以判断GDP与E变量之间存在明显的线性相关关系。
2.2 教育投入与经济增长的Granger因果关系检验
Granger因果关系检验的基本思想是:如果X是Y变化的原因, 则X应有助于预测Y, 即在Y关于Y滞后变量的回归模型中, 利用X和Y的过去值对Y进行预测比只用Y的过去值对Y进行预测所产生的误差要小, 则X是引起Y变化的Granger原因。反之, 则称X不是Y的Granger原因[3]。
分别选择滞后长度为2、3、4, 运用Eviews3.1对表1中国内生产总值G、教育投入E进行Granger因果关系检验, 结果见表2。检验表明, 在滞后长度为2和3时, E是G变化的原因之一。
2.3 教育投入与经济增长的回归分析
2.3.1 模型设计
本文从C-D生产函数的基本原理出发, 借鉴丹尼森劳动要素二分法的扩展思路, 引入资本、劳动力、技术水平和教育经费投入变量, 建立的福建经济增长的实证分析模型为:
Y=F (Kt, Lt, Et, t) =A (t) KtαLtβEtγ (1)
其中, Y代表产出, K、L、A、E分别代表资本、劳动力、技术水平和教育经费投入, α、β、γ分别为资本、劳动力、教育投入要素的产出弹性系数。
对 (1) 式两边取对数, 可得:
LnYt=LnA (t) +αLnKt+βLnLt+γLnEt (2)
为了消除LnA (t) 的影响, 假设A (t) 服从A (t) =A (0) ebt+u的增长路径[6], 其中u为随机项, 则LnA (t) =LnA (0) +bt+u, 因而 (2) 式的一阶差分形式可写成:
DLnYt=C0+αDLnKt+βDLnLt+γDLnEt (3)
其中, D表示一阶差分, C0为常数 (C0=b) 。
2.3.2 变量的单整检验
为了避免伪回归问题, 使用ADF检验法, 对LnY、LnK、LnL、LnE序列进行平稳性检验。检验结果表明, 在10%的显著性水平上, LnY、LnK、LnL、LnE序列均是不平稳的 (见表3) 。
注:*表示1%的显著水平, **表示5%的显著水平, ***表示10%的显著水平 (以下同)
进一步对上述序列的一阶差分项DLnY、DLnK、DLnL、DlnE和二阶差分项DDLnY、DDLnK、DDLnL、DDlnE进行平稳性检验, 检验结果表明, 在1%的显著性水平上, LnY、LnK、LnL、LnE均是I (2) 的 (见表4、表5) 。
2.3.3 协整回归模型与协整检验
以上单整检验表明, DLnY、DLnK、DLnL、DlnE序列之间可能存在协整关系。用最小二乘法估计协整回归模型, 并引入一阶移动平均项MA (1) 来克服自相关, 得:
DlnY=0.075396+0.4341DLnK+0.4612DLnL+0.1502DlnE-0.3569MA (1)
t= (3.842875) (6.710238) (3.950882) (2.806286) (3.525878)
DW=1.8062 F=11.82224>F0.05=3.03
各项检验指标表明, 方程与变量的显著性检验通过, 回归误差较小, 因而上述回归模型有效。
根据AEG检验法, 对上述模型的残差序列ut进行平稳性检验, 得:ADF=-4.941813, 小于显著性水平为1%的临界值-2.6560, 说明残差序列平稳, 上述模型的相应变量之间存在协整关系。
2.3.4 教育投入对福建经济增长的贡献率
t0至tn时期内经济的平均增长率可以由下式计算:
y=ln (Gtn/Gt0) / (tn-t0)
其中:y表示年平均经济增长率, t0、tn分别表示期内始期与终期, Gt0、Gtn分别表示期内始期与终期的生产总值。据此测算, 福建省1980～2007年年平均增长率是:y=12.22%。
同理, 1980～2007年福建省资本投入的年平均增长率k、劳动力的年平均增长率l、教育投入的年平均增长率e分别是:
k=ln (Ktn/Kt0) / (tn-t0) =13.00%
l=ln (Ltn/Lt0) / (tn-t0) =2.60%
e=ln (Etn/Et0) / (tn-t0) =10.08%
根据索洛的增长速度的扩展形式, 1980～2007年期内, 教育投入对福建省经济增长速度的贡献率是:
PE=γe/y= (0.1502×10.08÷12.22) ×100%=12.34%
同样, 可计算出1980～2007年期内, 资本、劳动力和技术进步对福建省经济增长速度的贡献率分别是:
PK=αk/y=46.18%
PL=βl/y=9.81%
Pa= (y-αk-βl-γe) /y=31.62%
3 结 论
以上的测算表明, 在福建省近30年的发展中, 教育投入对经济增长的影响是不容置疑的。但相对其它增长因素而言, 这种影响明显偏低。从回归模型看, 教育投入增长1%, GDP增长0.1502%, 远低于资本的产出弹性0.4341和劳动力的产出弹性0.4612。在对福建省经济增长速度的贡献率上, 教育投入仅略高于劳动力要素, 远比资本和技术进步因素要低。造成这一问题的原因主要有以下3个方面:
3.1 投入量不足
从总量增长情况看, 1980～2007年期间, 教育投入增长约15倍, GDP和资本投入增长则分别约增长了28倍和21倍, 表明教育投入的增长速度明显滞后于GDP和资本投入的增长速度, 也低于财政性收入增长率。另外, 一般认为, 相对量指标如人均教育投入和教育投入占GDP比重具有很好的说服力。限于数据的可得性, 本文对2003～2007年年鉴数据进行分析, 显示福建省上述指标在国内排名明显低于其他发达省份, 并呈逐年下降趋势。
资料来源:根据中国统计年鉴 (2003～2007年) 整理
3.2 教育经费配置不合理
从支出性质上看, 非功能性费用占用比例过高。对2002～2005年数据分析表明, 直接用于改善教学装备、教育基础设施建设和教学科研活动的经费比重不足35%, 用于行政办公、个人收入的支出部分则占了主要部分。从学历结构上看, 小学、中学、大学的教育经费配置比例大致为1∶0.96∶0.67, 但由于小学、中学在校生数远超过高等学校在校生数, 故测算小学、中学、大学平均教育经费比例大致是在1∶2∶8.5左右, 这说明基础性教育投入仍然不足, 与国家确立的“低重心”教育发展战略不相符合。联合国教科文组织的研究表明, 教育经费在教育层次中的配置比重随着经济发展水平的不同而变化[8]。对中国这样一个发展中国家而言, (1) 基础教育关系到能否从根本上提高全民族科学文化素质, (2) 小学、中学 (包括职业中学) 教育状况直接影响到一个地区劳动力素质的基础。从近几年的经济数据来看, 基础性教育投入不足及其城乡配置的不均衡, 已经造成了优质劳动力资源的供给瓶颈, 制约了福建省“工业制造强省”和城乡的和谐持续发展的战略的顺利实施。
3.3 教育产出结构不均衡, 产品设计缺乏市场导向、创新导向, 教育投资的人才效益不高
主要表现为各级学历教育产出不均衡或脱离市场需求。1980～1990年期间, 福建省小学毕业生升学率一直徘徊在60%～70%之间。虽然近10年有了大幅度提升, 但仍有近5%缺口。初中升学率长期稳定在70%～75%之间, 而职专教育投入又明显不足, 这就等于为社会输送了大量缺乏高技能培养潜力的低素质劳动力人员。普通高等教育和高职高专教育担负着为福建省经济建设提供所需的人才资源的任务, 近10年发展迅猛, 也是现阶段教育投入较为集中的部分。但是囿于办学机制、办学条件的局限, 人才培养规划缺乏市场理念, 教育内容、手段缺乏创新, 加之一定程度上的盲目发展、重复建设, 使得高等教育、高职教育产出长期存在着供需失衡的问题。近几年福建省高校毕业生一次就业率仅为75%～80%左右, 就业的毕业生中, 跨专业就业、用非所学的现象较为普遍, 表明社会教育资源存在着较为严重的浪费。
综上所述, 教育投入总量不足、资源配置失当、产出结构失衡以及人才培养规划滞后, 是制约教育因素对福建经济增长有较大贡献的主要原因。从长远上看, 低技术劳动密集型或资本拉动型经济增长难以为继, 大力发展高技术产业、先进技术制造业, 方为良策。而要做到这一点, 教育必须先行。从这个意义上说, 切实保障教育投入、优化教育资源配置、科学规划人才培养, 从而促进教育投入对经济增长贡献率的稳步提高, 是实现福建省经济可持续增长的根本出路。
摘要：借鉴丹尼森劳动要素二分法, 引入教育经费投入变量, 扩展C-D生产函数, 对福建省1980～2007年经济数据进行计量分析, 表明教育投入与福建省经济产出高度相关, 二者存在着Granger因果关系。教育投入对福建省经济增长速度的贡献率是12.34%, 低于资本和技术进步因素的贡献水平。教育因素对福建经济增长贡献较低的主要原因是教育投入总量不足、资源配置失当、产出结构失衡以及人才培养规划滞后。
关键词：教育经费投入,经济增长,Granger检验,协整回归
参考文献
[1].西奥多.W.舒尔茨.人力资本[M].华夏出版社, 1990
[2].罗伯特.M.索洛等.经济增长因素分析[M].商务印书馆, 2003
[3].于俊年.计量经济学[M].对外经济贸易大学出版社, 2007
[4].秦宝庭.教育与经济增长[M].江西教育出版社, 1992
[5].林荣日.教育经济学[M].复旦大学出版社, 2008
[6].谭永生.人力资本与经济增长[M].中国财政经济出版社, 2006
[7].上海财经大学公共政策研究中心.2000年中国财经发展报告——科技教育的公共政策研究[M].上海财经大学出版社, 2000
安全经济贡献率 篇9
在税收增长原因问题的定性分析上, 先后经历了“三因素论”、“多因素论”以及“特殊因素论”。这些研究成果为进一步的实证分析提供了有益的分析视角。在实证分析方面, 由于对经济因素的影响作用进行测算, 不仅能说明经济因素自身的作用, 还能为税制和征管因素影响作用的实证分析提供有利条件, 因此, 对于经济因素在税收增长中贡献作用的估算, 一直是实证研究的重要突破口。
2 经济因素对税收影响的具体分析
2.1从税收弹性系数来看, 税收与GDP存在着较强的相关性
所谓税收弹性主要是指税收收入变化率与经济增长率 (通常用GDP变化率来表示) 之比。用ΔT代表税收收入变化量, ΔX代表GDP变化量, 则
Et=ΔT/T÷ΔX/X
即为税收弹性。当Et<1时, 称为税收缺乏弹性, 说明税收收入增长速度慢于GDP增长速度。当Et=1时, 称为税收单一弹性, 说明税收与经济同步增长。当Et>1时, 称为税收富有弹性, 说明税收收入增长速度快于GDP增长速度, 税收参与经济分配的比重有上升趋势。因此, 在一国财政收入主要依赖于税收的情况下, 为保证财政收入的正常增长, 满足政府履行各项职能的需要, 税制设计应使税收增长速度略快于经济增长速度, 即Et必须大于或至少等于1。当然, 税收弹性并不是越高越好。在经济发展水平较低、税基薄弱的情况下, 如果税收弹性过高, 有可能会损及税基, 阻碍经济的发展。
2.2 消费对我国税收收入增长的影响
消费是GDP的组成部分, 消费的增长, 可使GDP一对一地增长。不仅如此, 消费率的上升, 通过使投资乘数增加, 使投资对GDP的拉动作用增大, 增加了GDP扩张的速度, 扩大了税基。从1991-2005年的税收收入与社会消费品零售总额的变化可以看出, 当社会消费品零售总额有较大幅度的增长时, 税收收入的增长幅度也比较大。从统计数据可以看到从1991年到2005年这15年间, 税收收入增长了25788.37亿元, 平均年增长1719亿元, 而社会最终消费支出增长了82826亿元, 年均增长5521亿元。
2.3 财政支出对我国税收收入增长的影响
财政支出表明了财政对GDP的实际使用和分配的规模。通过财政支出的规模和结构实现资源的配置, 直接影响社会生产的规模和结构。根据瓦格纳法则, 财政支出会随着GDP的增加而增加。同时财政支出的规模直接决定了税收收入的增长, 因为税收作为财政收入的主要来源, 国家职能的实现, 依靠税收收入的比重。
3 实证分析
3.1 数据选择及处理
为了全面反映中国税收增长的全貌, 选择包括中央和地方税收的“国家财政收入”中的“各项收入”—Y作为被解释变量, 以反映国家税收的增长;选择“国内生产总值 (GDP) ”—X2作为经济整体增长水平的代表;选择中央和地方“财政支出”—X3作为公共财政需求的代表;选择“商品零售物价指数”—X4作为消费物价水平的代表 (上年=100) 。时间段为1978年到2007年。
3.2 模型设定及参数估计
将税收收入 (Y) 与GDP (X2) , 财政支出 (X3) 和CPI (X4) 的数据进行回归, 得到税收收入与各项因变量之间的回归方程:
Y=а+β2X2+β3X3+β4X4+μ
模型估计的结果为
Y=-36820.29+0.123817X2+0.140355X3+342.3363X4
3.3 将得到的参数进行检验
所有检验包括异方差检验, 自相关检验及多重共线性检验。
异方差检验采取white检验法。自相关检验是需查DW分布表, 再将结果与临界值比较。计算各个因变量之间的共线性, 再采用逐步回归的方法进行选择, 选择拟合效果最好的。
3.3.1 异方差检验
为了检验模型是否有异方差性, 进行white检验, nR2=7.149883, 在0.05条件下, 查x2分布表, 得临界值x2 (3) =7.81473, 比较计算的x2统计量与临界值, 因为nR2=7.149883>χ2 (3) =7.81473, 所以接受原假设, 表明模型不存在异方差。
3.3.2 自相关检验
根据样本容量n和解释变量的数目, 查DW分布表, 可得临界值dl=1.198, du=1.650, 回归结果中的DW=1.721627, 此时du
3.3.3 多重共线性
回归由结果可以看出, X3未通过t检验, 并且计算也可以得X3和X2之间高度相关性, 采用逐步回归的方法进行选择, 选择拟合效果最好的, 最后剔除解释变量X3。
最后修正多重共线性影响的回归结果为:
Y=-36205.44+0.150374X2+335.3236X4
这说明, 在其他因素不变的情况下, 当GDP增长一亿元时, 税收收入增长150.374万元, 当零售商品物价指数增长1%, 税收收入增长335.3236亿元。
摘要：分析了包括国内生产总值、消费及财政支出等经济因素对税收收入的影响, 在定性分析的基础上, 又实证分析了我国税收收入从1978-2007年的四个经济因素的统计数据, 得到了影响我国税收收入增长的多元线性回归模型, 该模型不仅验证了定性分析的结论, 而且为税收收入增长趋势预测提供了工具。
关键词：税收收入,经济因素,实证分析
参考文献
[1]高培勇.中国税收持续高速增长之谜[J].经济研究, 2006, (12) .
安全经济贡献率 篇10
有关湖北省近年来科技进步对农业经济增长的研究并不多见[11,12]。作为我国农业大省,湖北省经过近十几年的建设,农业综合科技实力跃居全国前五名,农业基础设施大大改善,农业发展取得了骄人成绩,研究和测算科技进步对农业经济的增长,将有助于推动湖北农业的现代化发展。
1 模型建立
2 农业科技进步贡献率的时间演变特征
2.1 数据来源与界定
主要有:(1)农业总产值Y。农业总产值包括农林牧渔业的总产值。为了消除物价指数变化带来的影响,农业总产值主要采用2010年《湖北统计年鉴》中的农业总产值相对指数(以1978年为基数100,下同)换算而来的可比价,具体方法为:农业总产值可比价=(当年农业总产值相对指数/100)×当年农业总产值。(2)农业物质费用K。农业物质费用主要是指在农业生产过程中生产要素的投入成本,包括种子、化肥、农药、水电费、农机购置维修费用、固定资产折旧费、土地租赁以及劳务性支出。本文采用农业生产中间消耗值来取代农业物质费用,农业生产中间消耗值通过当年农业生产总值减去当年第一产业增加值获得,这两个指标的当年价可从2010年《湖北统计年鉴》中直接查到。为了消除物价因素带来的影响,采取下列方法换算:物质费用可比价=(当年农业总产值相对指数/当年农业总产值)×当年的农业物质费用。(3)农村劳动力数L。农业劳动力采用1987—2010年《湖北统计年鉴》农业篇中的农林牧渔业劳动力数。为了扣除劳动力质量因素和劳动力的年内变化,本文采取当年年初和年末劳动力的算术平均值作为当年的农业劳动力。(4)耕地面积C。由于城镇化进程将加速推进,大量农村青壮年劳动力涌向了城镇,大量耕地被荒废或季节性抛荒,而且统计年鉴的耕地面积数据与国土部门的详查数据相差较大。因此,为了使客观现实更具真实性,本文采用《湖北统计年鉴》中的播种面积来取代耕地面积。(5)弹性系数的确定。结合农业部关于农业科技进步贡献率统一规定的计算参数(物质费用、劳动力数量和耕地投入的参数分别为0.55、0.20、0.25)[8]和湖北省的实际情况,本文将物质费用、劳动力数量和耕地投入的弹性系数分别设定为0.486、0.264、0.250。
2.2 结果与分析
利用以上公式和设定的参数,结合整理后的相关数据对湖北省1986年至今的农业科技进步贡献率以5年为研究期进行分段计算,结果见表1。从表1可见,湖北省“七五”以来农业经济增长主要是通过物质投入和科技进步取得的,每个时期两者的累积贡献率均超过了80%;而劳动力与播种面积的贡献则对农业经济的增长贡献很少,特别是劳动力贡献最低。从变化趋势看,农业科技进步贡献率快速上升,而物质投入贡献率呈波动式下降趋势,物质投入和科技进步出现此消彼长的情形,基本与全国变化一致[8]。播种面积的贡献变化不大,且始终在3%下徘徊。由于劳动力大幅度减少导致其贡献率呈下降趋势。由此可见,未来湖北农业经济增长的关键点是促进农业科技进步。
注:依据1987—2010年《湖北统计年鉴》相关数据计算整理而得。
从经济发展阶段来看,“七五”期间,农业经济增长主要是靠物质投入取得的,其贡献率为65.73%,其次是科技进步(21.56%),低于同期我国的27.66%。“七五”期间虽然湖北省拥有较好的光、热、水、土等适宜的农业条件,但农业增长幅度比“六五”期间的增长幅度小。其主要原因是:“六五”期间家庭联产承包责任制的实施,极大地提高了劳动生产者的积极性,农业生产总值迅速攀升;但到“七五”时期,由于缺乏配套的制度来保障农业的增长,农村改革陷入困境。“八五”时期,由于确立了社会主义市场经济体制,极大地促进了农业经济的发展。农业总产值增长率从“七五”期间的4.1%提高到8.37%,物质费用增长也由5.53%增长到13.87%,农业科技进步贡献率达24.33%。但此阶段,湖北省农业经济的增长主要是靠增加物质投入来实现的。由于大量农村剩余劳动力或进城务工,或就近进入乡镇企业,使劳动力大幅度减少(-1.76%)。
“九五”时期(1996—2000年),正值国企改革攻坚和亚洲金融危机爆发时期,我国经济发展受到巨大影响,湖北省农业经济总体情况也不乐观。这一时期湖北省农业总产值和物质费用的增长率分别下降4.18%和6.45%,但播种面积增长较快(0.42%),农业科技进步贡献率达39.51%,与“七五”、“八五”期间相比,科技对农业经济增长的贡献份额越来越大。同一时期劳动力年均增长率为-2.7%,原因是湖北省农村劳动力资源丰富,是劳动力输出大省。
“十五”时期(2001—2005年),为了有效解决农业增效、农民增收的问题,国家与湖北省颁布了一系列促进农业发展的政策与措施,如2002年湖北省颁布了《湖北省农业税征收管理实施办法》,调整了农业计税办法,减少了多个农业税种;2004年国家专门针对农业出台了“中央一号”文件,2004年1月下发了《中共中央国务院促进农民增加收入若干政策的意见》和2005年1月的《中共中央国务院关于进一步加强农村工作提高农业综合生产能力若干政策的意见》,明确提出坚持“多予、少取、放活”的方针来发展农业,2005年1月25日湖北省决定免征农业税,所有这些政策无疑使湖北省农业取得了良好的发展。这一时期农业总产值增长率和农业科技进步增长率分别为4.3%和2.9%,农业劳动力数量继续下降,年均减幅达1.01%,播种面积有所增加,为0.5%。农业科技进步贡献率高达67.19%,明显高于我国同期的48%。这主要是由于湖北省利用雄厚的科技资源,促进农业科技转化为现实的生产力。
“十一五”时期(2006—2010年),湖北省农业税的免征以及国家对农业的高度重视,农业发展环境处于历年来的最好时期。2006—2009年中央连续下发四个“一号文件”,2006年后接连又对发展现代农业,加强农业基础设施建设和增加农民收入下发了四个《意见》文件。2007年针对农村劳动力结构,第一次强调培养新型农民,更好地为现代农业服务。由于中央的高度重视和湖北省的大力推进,2006—2009年湖北省农业总产值和物质投入迅速增长,分别为14.73%和5.44%,达历年来最高值。由于城镇化的快速推进和农业科技的不断进步,农村劳动力呈快速转移趋势。同时,农业科技进步贡献率已达到54%,比“十五”时期有所下降,主要是由于物质费用的高投入造成的。
3 农业科技进步贡献率的区域差异
3.1 数据处理与界定
主要有:(1)农业总产值和物质费用的计算。考虑市场变化、气候变化等自然因素,排除个别年份数值的大起大落,采用前后3年的平均值,并将2004—2006年的平均值作为2004年的数值,2007—2009年的平均值作为2009年的数值。(2)农业劳动力的计算。利用2005—2010年《湖北统计年鉴》各市州农林牧渔劳动力数据,将2004—2006年的平均数值作为研究期初(2004年)数值,同理将2007—2009年的平均值作为研究期末(2009年)的数值。(3)耕地面积的计算。由于《湖北统计年鉴》和《湖北农村统计年鉴》对播种面积未做统计,本部分则利用2005—2010年《湖北统计年鉴》各市州耕地面积数据,将2004—2006年的数值平均值作为2004年的数值;同理,将2007—2009年的平均值作为2009年的数值。(4)物质弹性系数的计算。公式为:。式中,α是指湖北省农业物质费用弹性系数,αi是指i地区农业物质费用弹性系数,e为自然数,K0、Ki、L0、Li分别代表湖北省研究期初和期末的农业物质费用和劳动力数;K0i、K0t、L0i、L0t分别代表i地区研究期初和期末的农业物质费用和劳动力数。耕地弹性系数仍为0.25,则劳动力弹性系数=1-0.25-α1。(5)增长率按间隔5年,采用下列方法计算:增长率=5研究期末/研究期初-1。通过上述数据的界定,利用2005—2010年《湖北统计年鉴》的相关数据进行计算,结果见表2。
注:数据源于2005—2010年《湖北省统计年鉴》;增长率由各要素2004—2006年的平均值与2007—2009年的平均值按5年间隔计算而得。
3.2 计算结果与分析
从表2可见,湖北省农业科技进步贡献率超过50%的有武汉市(64.73%)、襄樊市(59.87%)、荆门市(55.70%)、鄂州市(54.45%)、宜昌市(54.01%)、随州市(53.38%)、荆州市(53.17%)、天门市(50.95%)和孝感市(50.65%),上述地区绝大部分位于江汉平原,农业基础设施相对较好,农业技术推广服务体系比较健全,农民文化层次相对较高,善于接受新鲜事物和技术,区域农业生产模式正由传统农业向现代农业转变。武汉市是华中地区的中心城市,农业科研院所较多,科技力量雄厚,市场化程度较高,农民专业合作组织、农业推广组织建设相对健全,因此农业科技促进农业经济增长的贡献最高。可见,雄厚的经济基础、健全的组织结构、规范的市场环境有利于科技促进农业经济增长。
农业科技进步贡献率较低的有十堰市、恩施州、黄石市和神农架林区。而十堰市和黄石市两地区由于工业经济发达,物质投入较多,导致科技贡献率较低。恩施州和神农架林区位于山区,交通闭塞、农民文化水平低、信息不畅、市场发育不全,同时耕地较少,且规模较小,农业基础设施较差,机械化程度低下,农业技术服务网络不健全,农业生产以粗放经营为主,以致农业科技对农业经济增长的贡献较低。可见,农业科技进步贡献率的高低很大程度上与经济发达程度相关,经济越发达,农业科技进步对农业增长的贡献就越大。十堰市和黄石市是湖北省经济较为发达的地区,然而在湖北省17个区域中农业科技进步贡献率却排在倒数第一位和第三位,这与该区域的经济发达程度地位不相称,表明这两个地区在科技优势转化为经济优势的过程中尚存在不足之处。
4 结论与建议
本文利用湖北省1986—2009年农业发展数据,采用索罗余值模型从时间和空间的角度测算和分析了湖北省农业科技进步对农业增长的贡献,得出以下结论与建议:(1)运用余值模型法定量测算农业科技进步对农业增长的贡献率,其方法简单明了、实用性较强。该方法既可消除C-D生产函数模型所需的苛刻条件,又可弥补指标体系法在指标选取上的主观性和片面性缺点。(2)湖北省农业科技进步对农业增长的贡献率整体呈波动式上升趋势,具有明显的阶段性特征,同时农业科技进步贡献率的高低受政策和制度环境影响非常明显。(3)湖北省农业科技进步对农业增长的贡献率区域差异突出。武汉、鄂州、荆门、荆州、襄樊等地区的农业科技进步对农业增长的贡献率较高,而恩施、神农架林区相对较低,表现出农业科技贡献率与经济发达程度和自然条件密切相关。即经济发展水平较高的区域,其农业科技贡献率就越高。而经济相对发达的十堰市和黄石市的农业科技贡献率较低,表明这两个地区在科技优势转化为经济优势的过程中尚存在问题。因此,在促进农业科技进步上,应加快农业技术推广服务组织建设,建立新型的农业技术推广体系;建立健全农业科技研发体系,加强农业科技领军人才和实用型专家队伍的培养;加强对农民的培训力度,建立一支符合现代农业发展的具备较高文化素质和技能的新型农民队伍。
该研究通过索罗余值法定量测算了湖北省农业科技对农业增长的贡献率,获得的结论与实际情况基本相符。但该方法过于简单,而且由于含有劳动力素质、管理水平和组织、制度环境等作用也算在科技贡献率内,测定值往往比较高;同时,实际上农业生产并非规模报酬不变。因此,如何将这些因素剥离出来更准确地测算农业科技贡献率,将在以后的研究中进行深入探讨。
摘要：利用科学技术促进农业增长是现代农业发展的主要措施,定量测算科技贡献有助于明确农业发展的目标。利用湖北省1986—2009年农业经济数据,应用索罗余值模型从时空角度测算和分析了湖北省农业科技进步对农业增长的贡献。结果表明,湖北省农业科技进步对农业增长的贡献率整体呈波动式上升趋势,具有明显的阶段性特征,同时农业科技进步贡献率的高低受政策和制度环境影响非常明显;湖北省农业科技进步对农业增长的贡献率区域差异突出,表现出农业科技贡献率与区域经济发达程度、市场发育程度和自然条件密切相关,研究结论为制定推进湖北现代农业发展政策提供科学的依据。
关键词：农业经济增长,索罗模型,科技贡献率,湖北省
参考文献
[1]王淑艳,葛家麒,赵红杰.科技进步对黑龙江省农业产值增长贡献率的测算和分析[J].东北农业大学学报,2006,37(1)∶89-92.
[2]靳贞来.对C-D生产函数测算农业技术进步贡献率方法的探讨[J].华东经济管理,2003,17(4)∶51-52.
[3]Fare Rolf,Shawna Grosskopf,Mary Norris,et al.Productivity Growth,Techni-cal Progress and Efficiency Change in Industrialized Countries[J].AmericanEconomic Review,1994,84(1)∶66-83.
[4]Robert M,Solow.A Contribution to the Theory of Economic Growth[J].Quar-terly Journal of Economics,1956,(2)∶65-94.
[5]凌远云,郭犹焕,魏小梅.对C-D生产函数测度农业技术进步贡献率的质疑和改进思路[J].中国农村经济,1997,13(2)∶24-28,79.
[6]张建.农业科技进步评价体系的建立及其在贵州农业的应用初探[J].西南农业学报,2010,23(1)∶261-265.
[7]于敏.农业科技进步评价研究——以宁波市为例[J].科技进步与对策,2010,27(8)∶97-99.
[8]朱希刚.我国“九五”时期农业科技进步贡献率的测算[J].农业经济问题,2002,(5)∶12-13.
[9]吴成亮,高岚,林方杉.广东省林业科技进步贡献率的测算与分析[J].华南农业大学学报(社会科学版),2007,6(4)∶42-46.
[10]胡晓群,唐丽桂.重庆市科技进步贡献率的测算分析[J].西南农业大学学报(社会科学版),2010,8(4)∶34-37.
[11]吕勇斌,刘汉成,凌远云.湖北省农业技术进步的地区差异分析[J].农业现代化研究,2002,23(4)∶246-249.
中国经济的文明新贡献 篇11
1月19日出版的美国《新闻周刊》刊登了题为《为什么中国能良好运转》的文章，说：“中国很可能是今年出现显著增长的唯一主要经济体，因为中国是唯一打破经济学教科书常规的国家。”
衡量一个民族的文明怎样，不光要看它是否能自立于世界民族之林，还要看它对人类是否有新的、别的民族没有过的贡献。近代以来，中国都是以学习别人为主；现在，她成了“唯一打破经济学教科书常规的国家”，而且事实真相很可能是，中国并不认为有什么常规需要“打破”，她本能地为世界增添了教科书常规以外的新东西。这新的东西到底是什么?不仅西方人说不清，连中国人自己也说不清。
我不妨抛砖引玉提出一个大胆假设：中国有望形成启蒙运动范围之外一种新的经济道统——智慧经济(smart Economy，也可译为智能经济)。中国可以在智慧经济的两个基本点上做出新贡献，一是网络经济，二是个性经济。这两点与中国的文明基因高度一致，而西方反而可能不适应，因为西方经济的根是网络不经济，个性不经济。
智慧经济这种说法早已有之。许多年前，胡耀邦时代的中宣部长朱厚泽就跟我讲，知识经济这个提法不准确，应叫智能经济。西方人可以很容易接受知识经济，但很难集体接受智慧经济。我们可以试着分析一下个中原委。
中国的网络经济基因与潜在贡献之点
中国文明基因中，有两种典型网络结构，一是墨子的拓扑结构，即爱无等差；一种是孔子的主从结构，即爱有等差。共同点有两个，一是把每一个节点放在整个网络中来估价；二是把网络理解为是具有人文特征的(比如仁、爱)。一般中国人的网络取向是，居庙堂之高，就采取主从网络，处江湖之远，就采取拓扑结构。奥运会上“有朋自远方来，不亦乐乎”就属于前者。这是与西方个人主义文化基因相冲突的。西方人也讲网络，但认为网络最好不要干涉、侵入我个人领域。
当互联网越来越人世之时，东西方对下一步发展趋势研判开始有了分歧。在哈佛大学伯克曼互联网与社会研究中心创始人乔纳森·齐特兰看来，“封闭模式代表新发展方向”，“开放性从优点演变为缺陷”，苹果封闭模式——而不是谷歌开放模式——代表未来。如果从笛卡尔或卢梭的角度考虑问题，齐特兰这样想是深谋远虑的，因为他已经看出网络化正在走一条背离西方化的道路。
推论到经济模式上，这一点更明显。开放模式在经济学中对应外部性、网络效应，是“经济学教科书常规”的“专政”对象。因为产权最怕的就是你中有我、我中有你这种网络。遇上这种东西，西方设计的制度就会有劲使不上。但东方人乐此不疲，并不认为有何不妥，比如马云、陈天桥、马化腾、史玉柱等等清一色地利用外部性和网络效应，并没有赔本；而美国网站模式一进中国就被歼灭。
中国经济对世界的第一个贡献机会就是西方自己放弃的：利用网络的开放，充分利用外部性、网络效应带来的经济性，建设价值网络，实现经济的全面网络化。
中国的个性经济基因与潜在贡献之点
认为中国具有个性经济基因，也许会被认为是奇怪的。其实真正应奇怪的，是西方启蒙文化并无个性基因(只有个人基因)。卢梭的逻辑代表了典型的西方思维：人为了交换，必须取消个性，实现同质化。对西方文化来说，个性当然存在，但只是在非主流的经济领域以外，如在生活中、艺术中。主流只认钱，而钱是不认个性化的。
中国完全不同。从皇帝到草民，都是非标准化“产品”，而且什么事都拒绝标准化。有人形容小农就好像一袋马铃薯是由袋中的一个个马铃薯所集成的，但每一只马铃薯其实都是非标准化的。虽然现在学习了西方，改变了很多，但从现在山寨窜红，就可见中国人对非标准化的东西是多么热衷。
品种这个概念，不见于经济学教科书常规；个性化，也是经济学教科书的“专政”对象。西方经济学正统的看法认为：品种不经济，而规模经济；个性化不经济，而效率才经济，推论是大比小好。中国官方经济虽然也学西方做大做强，但占企业数99％的民间经济对此并不认同，还是以小为特色，以品种多样化为特色，走的是一条小企业加产业集群的路，或家庭加社会化服务的路，这又是中国一个体现“唯一打破经济学教科书常规”的地方。
中国经济长期习惯于小农社会的定制生产，这本来是个弱点，但到了大规模定制时代，小的又表现出它优点的一面，会发展为个性化经济(即效率不经济)。比如创意经济就是典型的效率不经济而个性化经济。联合国2008年判定中国是创意出口第一大国，远超美国，这不是偶然的，只是中国官方浑然不知罢了。
中国经济对世界的第二个贡献机会，就是顺应民族自发传统，利用人多优势，发展效率不经济，但个性化经济和品种经济的新型经济。钱德勒称之为范围经济，托夫勒称之为小批量多品种，安德森称之为长尾经济。而西方陷入只有效率才经济这个教科书结论的牛角尖里，很难在国家这个层面实现品种经济。
中国的智慧经济基因与潜在贡献之点
西方文明早期本来有“爱智慧”传统，但到启蒙运动，“爱智慧”被笛卡尔篡改为“我思”。我思的最高境界是知识，但不一定是智慧。知识是智慧的尸体，就是把智慧的成果写在纸上，晒干后，成为没有生命的东西。智慧则必须保持灵(Smart)的状态。知识与智慧的还有一个重要的现实区别：智慧必须回到事物本身，而知识可能越离越远。
中华文明中一直具有把作为知识的经(即古代的高级教科书)与作为智慧的灵性区别开的传统。中国人一直把灵不灵当作判断真理的标准。最典型如六祖慧能，干脆不要知识，只要智慧，连字也不认了；而神秀就相当于现在的学了一肚皮经济学教科书常规但却不灵的人。中国人是宁可信禅也不信教科书的。
在经济发展方式上，东西方存在着差异。知识产权只能保护知识，但不能保护智慧。这种制度设计用在智慧经济中，就会出现与市场失灵、政府失灵并列的知识失灵。而中国人强调三个臭皮匠顶个诸葛亮，就是开放的价值网络研发模式。西方人会觉得，三个臭皮匠应该用知识产权把自己保护起来，宁可不对付诸葛亮，也不能把知识共享了。所以西方主流觉得Linux特别异类，而中国人会认为很正常。
中国经济对世界的第三个贡献机会(实际是前二者之和)，就是围绕隐性知识、默会知识和个人知识进行制度设计，发挥网络智能与个性创意之长，进行基础业务资源共享与增值业务百花齐放的全面区分，用开放战胜封闭，用个性化战胜大路货，用智慧战胜知识。
安全经济贡献率 篇12
关键词：烟草行业,技术进步,经济增长,贡献率
1 技术进步对经济增长贡献的测算方法
1.1 技术进步与经济增长
用Yt表示t时期的产出 (可以是实物, 也可以为价值形式) , x1, x2…, xn产出Yt的n种生产要素投入, F (x1, x2, …, xn) 为产出Yt的n种要素投入数量的组合。则Yt可表示为:
undefined
Yt/F (x1t, x2t, …, xnt) 表示n种要素投入组合的投入产出比, 即投入产出效率 (或生产效率) 。令Yt/F (x1t, x2t, …, xnt) =At。
Yt=F (x1t, x2t, …, xnt) ×At (2)
Y的增加为经济增长 (即产出增加) 。从式 (2) 可知, 经济增长有两个路径:一是增加要素x1, x2…, xn的投入数量, 是一种依靠规模扩张实现的经济增长;二是提升要素投入产出效率A, 是一种依靠提高效率实现的经济增长。前者为粗放型增长, 后者为集约型增长。我们把A提高称为技术进步, At为t时期技术水平。技术进步在指标上表现为投入产出效率的提升。
技术进步主要来源于两个方面:一是“纯技术”进步, 主要是生产工艺工序、生产经营设施设备、信息化技术、中间投入品以及生产技能等的改进与革新, 也就是狭义技术进步。二是管理进步, 包括组织结构、体制机制、规章制度和管理模式、方式、方法、流程等的优化与完善, 以及知识、文化、理念的更新。
技术进步的实质是知识的积累与更新, 是时间t的函数。一般时间越长, 所积累的技术水平会越高, 知识 (包括经验) 越丰富, 文化底蕴越深厚。按照经济理论, 要素投入主要包括资金 (或资本) 、劳动、土地、企业家才能等, 但可测量的要素投入主要是资金K和劳动L。因此, 可将产出表示为:
Yt=F (Kt, Lt) ×A (t) (3)
F (K, L) 为产出Yt与要素投入量的函数关系式, A (t) 表示t时期的技术水平。
1.2 技术进步对经济增长贡献率测算
生产函数法是目前测算技术进步对经济增长贡献的较为常见的方法是之一, 其中大多是基于C-D生产函数的测算方法。
C-D生产函数由美国统计学家柯布和经济学家道格拉斯提出, 其生产函数形式为:
Y=AKαLβ (4)
A为技术水平, K为资金投入, L为劳动投入, α、β分别表示资金和劳动的产出弹性。
一定时期内的产出增长不仅包括要素投入数量增加所推动的增长, 还包括技术进步引起的投入产出效率提高所带来的增长。因此, 产出增长可表示为技术进步率、资金增长率、劳动增长率的函数形式:
undefined
表示产出增长率, undefined为技术进步率 (即要素投入产出效率的增长率) , undefined为资金增长率, undefined为劳动增长率。根据式 (5) 可得:
undefined
从式 (6) 可看出, 技术进步率为产出增长率中扣除因资金、劳动要素投入量增长所导致的产出增长后的剩余值, 此为著名的“索洛余值”。由此, 技术进步对产出增长贡献率可表示为:
undefined
undefined、undefined分别为资金增长、劳动增长对产出增长的贡献率。
因此, 要测算某时期技术进步对经济增长的贡献, 关键是测算α、β。
对式 (4) 两边求自然对数, 变C-D生产函数为线性函数形式:
ln (Y) =ln (A) +αln (K) +βln (L) (8)
可根据有关Y、K、L的历史数据, 通过拟合回归得出参数α、β估计值, 然后再根据Y、K、L的增长速度, 最终可分别计算出资本、劳动和技术进步对经济增长的贡献率。
根据α、β以及资本、劳动和技术进步对经济增长的贡献率, 一方面可以判断经济增长集约化程度的高低, 是属于粗放型还是集约型, 资金、劳动对产出经济增长的贡献率越大, 说明经济增长越粗放;技术进步对经济增长贡献率越大, 说明经济增长集约程度越高。另一方面, 也根据α、β值进行规模报酬分析, α+β>1, 规模报酬递增;α+β<1, 规模报酬递减;α+β=1, 规模报酬不变。
2 技术进步对中国烟草经济增长贡献测算
2.1 烟草工商系统C-D生产函数的建立
2.1.1 指标选择
产出Y用增加值表示。根据烟草行业工商财务快报数据按照“收入法”进行推算, 即:增加值=净利润+应交税金+工资及福利+企业保险+财务费用+累计折旧。
资金K用流动资产与固定资产原值的平均值表示。按期末、期初的简单算术平均数计算, 即: (期初流动资产+期初固定资产原值+期末流动资产+期末固定资产原值) /2
劳动L用从业人员平均人数表示。按期末、期初的简单算术平均数计算, 即:从业人员平均人数= (期初从业人员人数+期末从业人员人数) /2。
2.1.2 模型拟合
根据2008—2011年全国烟草行业工商财务快报数据, 分别计算出烟草工业系统及其18个烟草工业公司、烟草商业系统及其31个省级烟草公司 (不包含上海, 包括计划单列市大连、深圳) 的增加值Y、资金K、劳动L, 应用Excel中“数据分析”功能中的“回归”工具, 按式 (8) 进行拟合回归并还原为式 (4) , 得出2008—2011年全国烟草行业工商系统C-D生产函数。
烟草工业系统2008—2011年度C-D生产函数为:
Y烟草工业, 2008—2011=1.429K0.9542L0.0225 (9)
p= (0.00) (0.44)
R2=0.9892 adj-R2=0.9785 F=1663
烟草商业系统2008—2011年度C-D生产函数为:
Y烟草商业, 2008—2011=1.151K0.8294L0.1864 (10)
p= (0.00) (0.00)
R2=0.9887 adj-R2=0.9776 F=2815
从模型回归系数的有关检验参数来看, 式 (9) 、 (10) 回归系数A (技术水平) 均大于0, 符合经济学理论;R2及adj-R2均大于0.97, 说明回归模型拟合效果较好;除烟草工业系统劳动L的P值较大外 (大于0.05) , 其余均为0, 说明资金K、劳动L对产出Y的影响分别较为显著;F均足够大, 模型整体较为显著, 资金K、劳动L对产出Y的整体影响较为显著。
2.2 技术进步对烟草工商系统经济增长贡献率
利用建立回归模型的数据, 分别计算2009—2011年全国烟草工业系统及其18个烟草工业公司、烟草商业系统及其31个省级烟草公司的增加值Y、资金K、劳动L的平均增长速度, 并将式 (9) 、 (10) 中的α、β参数值分别带入式 (7) , 可计算得出2008—2011年期间烟草行业工商系统及其18个家烟草工业公司 (分别用GY1、GY2, …, GY18表示) 、31家省级烟草公司 (分别用SY1、SY2, …, SY32表示) 技术进步和资金K、劳动L增长对增加值增长的贡献率 (详见表1、表2) 。
3 结果分析及建议
3.1 数据结果分析
3.1.1 烟草工商系统C-D模型回归系数分析
从回归模型 (9) 、 (10) 看, 2009—2011年全国烟草工业系统技术水平A为1.429, 烟草商业系统技术水平A为1.151, 烟草工业系统技术水平整体高于烟草商业系统;烟草工业系统资金K的产出弹性α为0.9542, 劳动L的产出弹性β为0.0225, α+β=0.9766<1, 规模报酬递减;烟草商业系统资金K的产出弹性α为0.8294, 劳动L的产出弹性β为0.1864, α+β=1.0158≈1, 规模报酬不变。无论是烟草工业系统, 还是烟草商业系统, 资金K的产出弹性α均大大高于劳动L的产出弹性β, 说明资本投入增加对烟草行业增加值增长的影响程度, 大于劳动投入增加对烟草行业增加值增长的影响程度;劳动L的产出弹性β较小 (特别是烟草工业系统β值近似零) , 劳动增长对烟草行业增加值增长影响不大。
3.1.2 烟草工商系统增加值增长贡献构成分析
从全国烟草工商系统增加值增长的贡献构成看, 2009—2011年全国烟草工业系统增加值年平均增幅为18.86%, 其中:技术进步贡献7.87个百分点, 劳动增长贡献0.11个百分点, 资金投入增长贡献10.89个百分点;技术进步的贡献率为41.71%, 劳动增长的贡献率为0.57%, 资金投入增长的贡献率为57.71%。全国烟草商业系统增加值年平均增幅为17.47%, 其中:技术进步贡献4.7百分点, 劳动增长贡献0.19个百分点, 资金投入增长贡献12.59个百分点;技术进步的贡献率为26.89%, 劳动增长的贡献率为1.08%, 资金投入增长的贡献率为72.03%。全国18家烟草工业公司中技术进步对经济增长的贡献率超过50%的有4家, 占18家烟草工业公司的22%, 其中两家超过60%。全国31家省级烟草公司中, 剔除SY27数值异常外, 技术进步对经济增长贡献率超过50%的有4家, 占全国31家省级烟草公司12.9%, 超过60%的仅1家。
3.2 结论及建议
3.2.1 结论
从状态上看, 当前中国烟草行业经济增长主要依靠资金投入、技术进步两大因素推动, 劳动量增长对推动作用不大, 经济增长方式相对粗放;从趋势上看, 技术进步已成为烟草行业经济增长的重要动力且作用越来越大, 经济增长方式正在向集约型转变;从烟草工商系统比较来看, 技术进步对烟草工业系统经济增长的推动作用, 大于对烟草商业系统经济增长的推动作用。2009—2011年全国烟草工业系统增加值增长58%由资金投入增长贡献, 42%由技术进步贡献;烟草商业系统增加值增长72%由资金投入贡献, 27%由技术进步贡献。劳动增长对烟草工商系统增加值增长的贡献率分别为0.57%、1%, 一定程度说明烟草行业劳动用工人数已基本达到相对饱和状态, 同时也验证了C-D函数中劳动的产出弹性比较小。如果把技术进步对经济增长的贡献率是否达到50%, 作为判断粗放型、集约型增长方式的临界值, 那么从目前情况看, 中国烟草行业经济增长仍属于粗放型, 但正在向集约型增长方式转变。2009—2011年, 技术进步对烟草工业系统、烟草商业系统增加值增长的贡献率由27%分别上升到48.6%、30%。
资金投入增加推动烟草行业经济增长, 其资金增长需求来源主要体现在:一是由于消费需求增加所带来的卷烟产销总量增长需要更多的资金投入;二是消费水平提升拉动卷烟消费结构提高需要更多资金成本投入。技术进步推动烟草行业经济增长, 主要体现在:一是以技术进步实现资源、管理成本及运行费用的节约推动经济增长;二是以技术进步提升卷烟品牌价值 (如配方、降焦减害等技术) 推动增长, 因此卷烟销售结构体现了对资金投入、技术进步推动烟草行业经济增长两个方面的内容。
3.2.2 建议
对中国烟草行业而言, 随着《烟草控制框架公约》执行要求更加严格, 居民健康意识越来越高, 依靠规模增长来推动中国烟草经济增长的空间越来越受限, 加快转变经济增长方式, 调整结构, 向依靠技术进步推动经济增长转变, 对实现中国烟草行业持续发展变得越来越重要。这提示烟草行业, 在当前继续注重规模增长以满足消费需求的同时, 要更加注重技术进步推动烟草行业经济增长的作用:一是要更加注重深化烟草行业改革, 完善体制机制, 优化资源配置, 提升机制运行效率;二是要更加注重科技创新, 加强新技术、新工艺、新设施设备、新材料等的研发、应用和推广, 不断提高信息化水平, 降低资源消耗, 推动节能减耗, 提高资源利用效率;三是要更加注重企业管理, “以客户为关注焦点”, 以客户为起点、终点优化从烟叶种植、生产、收购、复烤加工到卷烟生产、调拨、批发、零售的烟草产业链流程, 降低管理成本及运行费用, 提高管理效率;四是要更加注重人力资源开发和利用, 优化人力资源结构, 加强员工教育培训, 发挥人的才能, 提高人力资源效率;五是要更加注重企业文化和品牌建设, 提升“中国烟草”品牌价值。
参考文献
[1]刘嘉陵.科技进步对卷烟工业经济增长的贡献率研究[J].中国烟草, 2002 (14) .
[2]汪浩, 张谋贵.技术进步对经济增长的贡献测定及经济增长方式的界定[J].统计教育, 2005 (8) .
[3]游达明, 易庆丰.生产函数衡量技术进步在经济增长中的作用[J].湖南城市学院学报, 2004 (3) .