自然增长（精选7篇）
自然增长 篇1
中国共产党十八届三中全会关于《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》中提出,坚持计划生育的基本国策,启动实施一方是独生子女的夫妇可生育两个孩子的政策,促进人口长期均衡发展。但是,由于我国人口基数过于庞大,每年出生人口仍有800万至1000万,相当于2年产生1个澳大利亚的人口,6年产生1个英国的人口。人口问题仍是我国的长期问题,是关系我国经济社会发展的关键性因素。因此有必要研究在新形势下人口自然增长率影响因素,为我国计划生育政策制定提出理论依据。
一、人口自然增长率影响因素的理论分析
影响人口自然增长的因素既有政策性因素如计划生育政策的实施,又有非政策性因素如经济因素、文化因素及医疗卫生等因素。经济因素对人口自然增长的作用主要表现在它决定了人口的增殖条件和生存条件,通过改变人口的出生率和死亡率来影响人口的自然增长率。在现代生产力水平下,人口的自然增长率往往随着经济水平的提高而下降。GDP是衡量一个国家和地区经济发展的重要指标,也是世界银行划分高收入、中等收入、低收入国家的主要标志。由此选择了人均GDP来作为国家和地区经济整体实力的衡量指标。
工业化与城镇化也是影响人口自然增长的一大经济因素。工业化与城镇化呈正相关关系,前者是后者的主要推动因素之一。伊斯特林等人认为,“城市化促进传统农业社会向现代工业社会转变,从而会冲击传统婚育观念;同时就业竞争和生活不安定会促使进城人口推迟婚育年龄;人们脱离乡村转变到城市生活比较容易接受生育控制等。”
农业人口是与城镇化一个相对的概念,一般认为农业人口与人口增长呈正相关关系,由于农村生活条件、社会保障等问题使得农村养儿防老观念严重,因此农业人口比也是影响生育率的重要因素。
文化水平和医疗卫生因素更多地影响人们的生育观和人口的死亡率,进而影响人口自然增长率。随着科学文化水平的提高,人们更加注重自身及其后代各项素质的提高,少生优育,把有限的收入用于将子女培养成具有更高科学文化素质的现代人。因此采取节育措施成为影响生育率的重要因素,节育分为主动节育和被动节育,因为主动节育的数据并不方便获得,故选择综合节育率作为一个指标。医学的进步和医疗卫生事业的发展使得因各种疾病致死的死亡率下降,从而降低人口死亡率,同时对控制生育和实行优生优育有着积极的作用。故选择每千人医疗卫生机构床位数作为衡量医疗卫生水平的指标。
二、模型设计和数据来源
1.模型设立。根据上述分析,解释变量选取六个,分别为:人均GDP、工业增加值、城镇化水平、农业人口比、每千人医疗卫生机构床位数和综合节育率,分别用X1、X2、X3、X4、X5、X6代表。
被解释变量为:人口自然增长率,用Y1代表
根据解释变量和被解释变量之间的关系。建立如下回归方程:
其中:β1表示其他条件不变时,人均GDP每变动一个单位会导致人口自然增长率变动β1个单位;β2表示在其他条件不变时,工业增加值每变动一个单位会导致人口自然增长率变动β2个单位;β3表示其他条件不变时,城镇化比例每变动一个单位会导致人口自然增长率变动β3个单位;β4、β5、β6依次类推。
2.数据来源。选取计划生育政策开始实施之后,即1980年—2011年的时序数据(共32年)进行研究。原始数据来源于2012中国统计年鉴和2012中国卫生统计年鉴。
三、模型估计与结论
1.模型估计。利用Eviews软件,用OLS初次回归,得方程如下:
由上述结果可以看出,解释变量的t值不显著,而且X1、X2的系数太小,考虑到人均GDP、工业增加值与其余解释变量的数据间量纲差距过大,故将X1、X2取对数,再进行一次回归。此时,模型变为:
其中:β1表示人均GDP对人口自然增长率的弹性系数,即其余条件不变时,人均GDP变动1%,人口自然增长率变动β1%,β2表示工业增加值对人口自然增长率的弹性系数,即其余条件不变时,工业增加值变动1%,人口自然增战略变动β2%。其余回归系数意义不变。
利用Eviews软件,用OSL再次回归,得方程如下:
2.初步结论。从回归结果可以看出,ln X1与X4的回归系数与预期不相符,故模型可能存在多重共线性,需进一步修正。
回归方程的拟合优度很高,F检验统计量非常显著,但是解释变量X6没有通过系数显著性检验,说明其在统计上都不显著,故解释变量之间可能存在严重的多重共线性。DW=1.169372,查表1可知,di=1.041,du=1.909,di
四、模型的检验与修正
(一)平稳性检验。
1.变量的单位根检验。对ln X1进行单位根检验,得出结论是序列ln X1为一阶差分平稳的,故序列ln X1是一阶单整的。同理,对其余变量也进行单位根检验,均在5%的显著性水平下得出结论,由于多数变量的非平稳性,故要进行协整检验,检查上述模型是否可以描述人口自然增长率变动影响因素的长期均衡关系。
2.原始模型的协整检验。利用Eviews将回归方程(2)的残差resid赋值给e,对序列e进行单位根检验。并且在对话框中选择原序列(level),不含趋势项与漂移项(None)。检验结果表明,可在1%的显著性水平下拒绝原假设,认为残差序列平稳,回归模型通过协整检验。
(二)古典假设的检验。
1.多重共线性检验及处理。
(1)多重共线性的检验。运用初步观察法:lnx1与x4前面的回归系数与预期不相符。回归方程的拟合优度很高,F检验统计量非常显著,但是解释变量X6没有通过系数显著性检验,说明其在统计上都不显著,故解释变量之间可能存在严重的多重共线性。
检验法:用Eviews的rorelations命令做出变量间相关系数矩阵,可发现,ln X1、ln X2、X3、X4之间的相关系数都超过了回归方程的可决系数与修正可决系,说明这几个变量间存在很高的相关性,原模型中存在多重共线性。
(2)逐步回归法处理多重共线性。分别作Y对ln X1、ln X2、X3、X4、X5、X6的一元回归。结果表明,加入ln X1、ln X2、X3时的可决系数都很大,故考虑其重要性,以ln X1为基础,顺次加入其它变量逐步回归。经比较,新加入ln X2的回归方R2=0.903308改进最大,而且各个参数的t检验显著,故选择保留ln X2。。再在ln X1、ln X2的基础上加入其它变量逐步回归,逐步回归第三次加入变量X5,逐步回归第四次加入变量X3。
通过逐步回归法修正多重共线性最后模型变为:
可知,回归方程的拟合优度很高,F检验统计量非常显著,各个解释变量也都通过了t检验,DW=0.833121,查表1可知,d1=1.177,du=1.732,DW
2.异方差检验及处理。
(1)残差图法检验异方差。做关于时间序列的图,得出结论是,残差平方对时间序列的散点图有很明显的波动,故大致判断该回归方程的随机误差项存在异方差。
(2)White法检验异方差。
辅助函数为:
White检验结果为:n R2=22.81828(prob=0.0439),可知,在a=0.05下,拒绝原假设,不拒绝备择假设,认为模型存在异方差。
(3)加权最小二乘法(WLS)修正异方差。将权数取为W=1/σ2,用1/e2作为其无偏估计。用Eviews进行修正,然后对修正后的模型进行White异方差检验,修正后的模型为:
3. 自相关检验
n=32,k'=4时,查表1可知:d1=1.177,du=1.732,
DW=1.7938128∈[du,4-du]
故模型不存在自相关。
综上,可以看出: 表明方程拟合优度高;变量显著性t检验中,所有解释变量对应显著性水平均小于0.05,变量显著性通过,对应变量对被解释变量存在显著影响;F检验对应显著性水平小于0.05,方程显著性水平通过。且经过检验,该模型已经不存在多重共线性、异方差、序列自相关。所以,该模型具有较好的统计意义,反映了影响人口自然增长率长期趋势的各个因素。
(三)误差修正模型
1. 最终模型的协整检验。
利用Eviews将回归方程(4)的残差resid赋值给e,对序列e进行单位根检验。并且在对话框中选择原序列(level),不含趋势项与漂移项(None)。
检验结果表明,可在1%的显著性水平下拒绝原假设,认为残差序列平稳,故回归模型通过协整检验。
上述结果表明,人口自然增长率(Y)和人均GDP、工业增加值、城镇化水平、每千人医疗卫生机构床位数之间存在协整关系,表明两者之间有着长期关系。但从短期来看,可能会出现失衡,为了增强模型的精度,可以把协整回归式(4)中的误差项看做均衡误差,通过建立误差修正模型把人口自然增长率变动的长期规律与短期规律联系起来。
2. 误差修正模型的建立。
设立误差修正模型为:
同样用加权最小二乘法来计算系数,运用Eviews计算,在得出模型的常数项不显著的情况下,去掉常数项重新估计第一次。模型回归结果为:
上述ECM模型中,各个系数均显著,差分项反应了短期波动的影响。
五、结论及建议
1.结论。由回归方程:
可知,影响人口自然增长率变动的长期因素主要有四个:人均GDP、工业增加值、城镇化水平、每千人医疗卫生机构床位数。
ln X1对应的回归系数表明人均GDP每增长1%,人口自然增长率的增长率为18.57061%,这符合发展中国家的人口增长规律。
ln X2对应的回归系数表明工业增加值每增加1%,人口自然增长率的降低率为19.35892%,这与我国实情相符。
ln X3对应的回归系数表明,城镇化水平每增加1%,人口自然增长率降低30.896%。这同样是符合经济社会发展的。
ln X5对应的回归系数表明,每千张医疗卫生机构床位数平均增加1张,人口自然增长率增加1.448369%。每千张医疗卫生机构床位数作为一个代表我国医疗卫生水平的指标,即影响着出生率,也影响着死亡率。医疗水平的提高保证了生育的安全性,提高了出生率,同时人们健康水平提高,降低了死亡率。
但也应该注意到两个问题:一是本文中剔除的两个个变量:农村人口比重和综合节育率同样也是人口自然增长率的重要因素。二是很多资料中显示,诸如妇女初婚年龄,人均寿命,文盲、半文盲率、人均住房面积等等也对人口自然增长率有影响。由回归方程:
可知,人口自然增长率的短期变动可分为两部分:一部分是短期的各个解释变量波动的影响,一部分是偏离长期均衡的影响。误差修正项的系数大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。从系数估计值(-0.947313)来看,当短期波动偏离长期均衡时,将以-0.947313的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。
2.政策建议。(1)加快经济发展速度,全面提高经济水平。由模型可以看到,我国的人均GDP还与人口自然增长率呈正相关,故我国仍要大力发展国民经济和提高人民生活水平,提高人均GDP,使人均GDP达到与人口增长率呈负相关水平的阶段,可以使人口自然增长率主动降低。(2)提高工业化程度,提升城镇化水平。工业化程度和城镇化水平与人口自然增长率呈负相关。所以加强工业化、城镇化是今后各地发展的方向。(3)健全社会保障制度。现在稳定低生育率的关键在于农村,而农村的后顾之忧在于养老问题。因此,要在农村开办计划生育系列养老保险,为人口控制提供稳定的社会保障基础,如为独女户父母、两女绝育户父母、独男户父母办理养老保险等。(4)加强医疗硬件建设,提升医疗服务水平。提高我的医疗服务水平,在转变人们生育观的同时保证健康出生的婴儿数、降低婴儿死亡率,增长人们的寿命。(5)继续大力提高中国女性的社会地位和文化程度。通过提高女性文化水平,变被动地受国家计划生育政策的约束为主动地降低生育率。并且这项措施还能增加中国家庭生育女孩的意愿,从而平衡中国的男女比例。
摘要：人口问题是人类社会发展过程中需要统筹解决的主要问题之一。文章通过Eviews建立人口自然增长率OLS回归模型,并在保证没有多重共线性、异方差性与自相关性,且模型通过协整检验的基础上,建立误差修正模型。结果为,长期来看,人均GDP、城镇化水平①、每千人医疗卫生机构床位数影响人口自然增长率;短期来看,只有每千人医疗卫生床位数影响人口自然增长率。最后提出,控制人口增长,要加快经济发展,提高农业人口整体素质。
关键词：人口自然增长率,OLS回归模型,协整,误差修正模型,政策建议
自然增长 篇2
经济系统作为人类社会诸多系统中的一部分, 具有和自然系统的关联性以及相对独立性。一方面人类社会是自然界发展到一定程度的产物, 这决定了作为其中一个元素的经济系统脱离不了和自然系统的联系, 应遵循历史继承性和辩证统一关系。另一方面, 经济系统也具有内部自组织机制, 有其不同于自然界独特的发展规律, 既能一定程度上摆脱或者削弱包括自然环境在内的外部条件的干扰并保持独立, 又能适应环境的变化以及功能需要适应发展的要求。
一般认为, 经济系统和自然系统的关联性包括两点:首先, 以人类为中心的关联性, 即按照机械唯物主义自然论, 根据“人制天”的哲学要求, 自然系统是用来为经济系统服务的, 经济系统的发展是以自然系统的损害为代价的, 其中又包括:先发展经济系统后顾及自然系统, 甚至是破坏自然环境来为经济增长创造所需要的资源的“先发展, 后治理”的观点;两者兼顾但是以经济为中心, 对环境的保护和资源的集约处于相对次要的地位。第二, 以非人类为中心的关联性, 这种观点根据“人和天”的哲学要求, 遵循的实际上是恩格斯自然辩证法的规律, 主张人和自然的和谐, 无论是经济发展和环境保护都要遵照各自的规律, 坚持和谐可持续发展, 这和当前国际上处理相应问题以及国家最近出台的政策在方法论上是呼应的。
其实, 以上观点忽略了经济系统和自然系统的第三种关联, 即经济系统和自然系统的相似相模拟性, 即两者相互联系, 相互作用, 经济系统的发展具有自然系统发展的趋同性或者仿生性。比如2005年周小川在“经济人50年会议”上提出了“金融生态”的概念, 主要强调建立良好的金融生态环境, 后来又有学者对金融生态中的金融系统内部结构和关系的自然仿生性作出了深入研究, 这都说明了金融 (作为货币经济成熟的产物) 具备了对自然系统的模拟惯性和性质。本文着重第三种关联研究, 经济增长结构和自然系统的连接点, 分析经济系统和自然系统的产生和演化规律, 并尝试用自然观的方法去探索经济增长结构调整的新方法。
二、经济系统模拟自然系统的可能性
经济系统模拟自然系统的可能性主要是基于两者都作为系统具有系统的一些共同特点和相似点, 从系统、元素、环境以及功能的辩证关系上看, 经济系统同自然系统一样, 是由许多元素组成, 系统与元素, 元素与元素之间构成相互联系、相互作用的关系, 诸多元素的相关作用集合成系统的某种特定的功能, 并与外部环境相适应, 而当功能不能适应环境时, 会要求结构做出变化, 以达到新的层次上的适合, 总体上, 两者都遵循了“平衡——不平衡——平衡”螺旋上升的发展轨迹。比如经济系统中银行体系, 类似中国的银行体系, 由中央银行、国有和私营等商业银行以及其他非银行金融机构构成, 这是其中的元素, 各元素间通过央行宏观调控以及各种业务关系构成联系, 并相互作用。他们在一起实现了为经济提供资金支持和金融保障的职能。而当遭遇到全球性经济危机时, 系统和其中各个元素都会受到影响, 类似于自然界一场大灾难会影响世界各地的气候和生活环境一样, 银行信贷普遍萎缩, 利率随之提高, 银行间的关系也发生转变, 这都是外部环境对系统造成的冲击, 当银行系统运用自组织机制进行调整, 也就是依靠金融系统本身抗风险水平和国家正确的政策导向, 银行系统可以恢复至新平衡。
经济系统与自然系统的相似点包括:系统的不可逆转性和自组织机制。同自然系统一样, 当经济系统遭遇外部环境的正效或反效作用时, 经济系统的演化也具有不可逆性, 即不能使外界环境和物质系统复原。这点可以从时间的一维性和空间的运动性分析, 因为人类文明总是向前发展, 伴随着时间是逐渐推移的, 作为经济系统, 不可能恢复到现在时间点以前那个水平, 因为时间和空间的条件已不具备, 从辩证法角度, 生产关系要适应生产力, 上层建筑要适应经济基础。而自组织机制是指自然系统处于远离平衡的非线性区时, 外部的作用被系统内的非线性机制选择、吸收, 利用涨落原理, 不断为消除系统内混乱产生的使系统达到有序状态的过程, 如前所述, 两者具有趋同性。
从基础层次看, 两者的动力都是事物内部的矛盾, 矛盾是推动事物发展的动力, 这点是毋庸置疑的。经济系统和自然系统演化的方式都是渐变和突变交错, 连续性和间断性的统一, 比如我国加入WTO后逐步扩大贸易范围并不断优化贸易结构, 这属于渐变;而美国的次贷危机使得美国金融巨头雷曼兄弟破产, 房地美和房利美倒塌, 迪拜神话破灭等, 都属于突变。两者的方向都是进化或退化, 虽然经济学中很少用这种词汇表述其发展的过程, 而实际内容和自然演化是一致的, 比如房地产市场改革遭遇瓶颈, 这是我国伴随经济转轨和结构调整必然经历的过程, 未来房价是继续上涨还是房市泡沫最终破裂, 结果我们无从得知, 可以预见的是, 进化必然交织着退化过程, 与前者同生共存、相互交替, 甚至出现两者转化的局面, 而最终仲裁者还是市场。
三、中国经济增长结构的现状及存在的问题
2010年底中央经济工作会议提出:在保持原有积极的财政政策和宽松的货币政策的基础上促进消费, 并重点强调“调整结构”。
目前的经济增长元素一般认为包括消费、投资、国家投入和出口四个部分。近些年, 中国经济主要依靠出口和投资作为拉动GDP的主动力, 连续多年实现了保八的目标。相比之下, 三驾马车中消费的贡献率不足, 结构出现相对失衡。对于一个成熟的经济增长体系, 这是不合理的, 首先, 这种体系受货币政策和国际贸易状况影响较大, 2008年的金融危机使得我国出口减缓, 国内投资不足就是一个重要佐证。其次, 自身内部动力不足, 不能够支持经济长期增长, 无法达到可持续发展的要求。第三, 很难产生自我创新能力, 形成成熟的自组织机制。一旦金融机构经营的非系统风险和银行业外部的系统风险交互作用, 加之汇率风险和贸易壁垒, 我国经济增长很容易失去动力。目前, 我国过度依赖投资, 其中政府投资高达90%, 而出口顺差带来的大量外汇储备也存在诸多风险, 如何有效利用投资、控制风险、降低巨大的外汇储备对本国货币经济的影响, 都是亟待解决的问题。
四、经济增长结构的自然观调整认识与方法探索
在生态时代, 我们应运用自然辩证法原理强调人与自然的和谐。自然系统和谐包括:恰当的要素比例、稳定的层次结构、和美的外在形式、绵延的生机活力、精致的系统耦合。作为经济系统一部分, 经济增长结构如果具备了这种“和谐”, 就能实现长期支撑经济系统稳步前进的目标, 内部自组织机制也会成熟完善。其中, 消费、出口、投资、国家投入要均衡增加, 比例协调, 尤其当前消费需求结构亟待调整, 而各元素在层次上应具有联系, 低层次为高层次提供基础, 高层次为经济系统提供直接支持。而内部的协调会产生外部的美感, 直接表现为功能发挥效果较好, 经济体系保障更稳定。由于具备了良好的内部动力 (消费) , 可以实现经济的可持续发展。精致的系统耦合会促进经济系统内部的竞争和合作, 与循环相伴随, 最终实现经济增长的长效机制。以生态金融为例, 随着中国经济转轨的不断深入, 金融风险的产生、聚集和爆发又出现了新的变化, 诸如商业银行改革艰难, 利率体系结构调整复杂和资本市场发展缓慢。这些问题绝不是孤立存在的, 而是相互影响、相互制约的。因此, 要切实解决我国金融业的问题, 必须提高我国金融体系的运行效率, 不能只着眼于局部的头痛医头、脚痛医脚, 必须着眼于整个市场体系的系统优化和均衡发展。探讨金融生态问题有助于更全面分析中国金融改革的难点和出路所在。
摘要：经济系统与自然系统存在关联性, 两者都遵循了“平衡——不平衡——平衡”螺旋上升的发展轨迹, 因此经济系统模拟自然系统具有一定的可能性。消费拉动不足一直是中国经济增长结构存在的主要问题, 应运用自然辩证法的原理进行经济结构调整, 要均衡增加消费、出口、投资、国家投入, 同时注重整个金融市场体系的系统优化和均衡发展。
关键词：经济增长结构,经济系统,自然系统,自组织机制
参考文献
[1]宋燕子.金融生态圈构建及内外部作用机理研究[D].河海大学, 2007.
[2]黄志斌.自然辩证法新编[M].安徽大学出版社, 2007:32-90.
[3]弗里德曼.世界是平的[M].湖南科学技术出版社, 2006.
自然增长 篇3
一、传统经济增长理论的增长核算与分析
传统经济增长理论是忽视自然资源这一重要因素的。一般而言, 经济学在分析经济总量增长时作了较为严密的假设。在经典经济增长理论的假设下, 宏观经济的生产函数为:
A代表经济的技术状况, 那么, 我们可得出:
代表经济总量的增长比例, α代表劳动在增长中的贡献份额, β代表资本贡献份额, 代表技术进步。因此有:
产出增长= (劳动份额×劳动增长) + (资本份额×资本增长) +技术进步
从核算方程中我们可以看出, 劳动、资本和技术进步是经济增长的源泉, 并没有体现自然资源的作用, 或者说在经济增长的贡献中没有自然资源的份额。
事实上, 从亚当·斯密到索洛、诺斯、罗默等, 他们都分别探讨了分工、资本、技术、制度等影响发展的基础条件, 但自然资源问题却没有引起足够的重视。17世纪中叶, 古典经济学家在劳动价值学说中奠定了人的劳动在财富创造中的重要地位:威廉·配第关于“土地为财富之母, 劳动为财富之父和能动的要素”的论断, 把劳动看作经济增长的主要源泉。认为一国财富的规模取决于人口数量、勤勉程度和技艺水平;亚当·斯密从富国裕民的目的出发, 提出财富不是金银货币, 而是由生产性劳动所生产出来的有用物品, 认为国民财富增长的首要原因是生产性劳动者人数的增加及他们之间的社会分工, 资本积累只是经济增长的必要条件和必然结果;大卫·李嘉图断然确定生产商品所耗费的劳动量决定商品的价值, 这种劳动既包括体现在生产资料的过去劳动, 又包括在劳动过程中耗费的工人的直接劳动, 认为财富的增加可通过增加劳动者和提高劳动生产率来实现, 并指出了资源的有限性对经济增长具有约束作用。
19世纪30年代, 工业革命在西欧各资本主义国家已经或即将完成, 资本的积聚和集中也达到了空前的规模。一些经济学者据此认为, 资本积累率决定了经济增长率, 资本较之劳动要素对增长具有更大的影响。于是, 关于经济增长的研究逐渐走上了资本决定论的道路, 其典型的表达形式是哈罗德———多马模型。资本决定论是西方增长理论中统治最久、影响最大的流派, 对资本的盲目崇拜导致了人类在追求工业文明时, 忽视了自身的存在而寄希望于本应作为被统治物的物质资料的解放。正如马克思指出的那样:他们“把生产的物的要素提到首位, 并且同主观要素即活的、直接的劳动相比, 过高地估计物的要素的意义。”
20世纪50年代, 索洛等人以新古典经济增长模型对资本决定论提出了挑战。新古典经济增长模型的基本方程为:
即:资本深化=人均储蓄-资本广化
该模型表明, 资本—产量比率或资本—劳动比率是可以通过市场上的价格调节而改变的, 当资本相对丰富而劳动稀缺时, 通过发展资本型技术来发展经济, 而当资本相对稀缺而劳动丰富时, 则通过劳动密集型技术来发展经济。索洛认为, 短期内的经济增长率取决于技术进步率、资本增长率和人口增长率;长期来看, 资本增长取决于资本折旧和新投入的资本量, 随着资本存量增加, 折旧额也会增加, 但比率递减, 从长期看将趋于零。人口增长虽能增加总产量, 但长期内资本增长率往往小于劳动增长率, 致使人均增长率会下降为负数。因此, 一国经济增长中的决定性因素是技术进步。后来, 丹尼森等人通过实证分析证实了索洛模型。技术进步论是对资本决定论的否定, 也是西方增长理论的一次革命。然而, 该理论未能突破外生经济增长理论的框架, 仍把技术进步视为由体系外的因素决定的, 未能提出影响技术进步的因素和途径。
20世纪60年代初, 舒尔茨提出了人力资本理论, 他批判了将经济增长基本解释为物质资本和技术投入的理论, 认为促进经济增长和劳动生产率提高的重要原因已不是土地、劳动力数量和资本存量的增加, 而是人的知识、能力和技术水平的提高。
技术进步论和人力资本论主要是顺应了战后技术革命和产业高度化的趋势, 分析了科学技术和人力资本在现代经济增长中的重大作用。20世纪80年代中期, 以罗默、卢卡斯为代表的经济学家进一步完善了技术进步论和人力资本论。他们强调经济增长不是外部力量, 而是经济体系内部力量, 尤其是在内生技术变化结果的基础上, 通过知识外溢、人力资本投资、研发、收益递增、边干边学、劳动分工和专业化等问题的研究, 重新阐述了经济增长的源泉, 形成了新增长理论或内生增长理论。
在日益重视技术作用的同时, 新制度学派从另外的角度来研究经济增长问题, 提出制度重于技术的观点。诺斯把技术变化速度的重要差异归结为制度的差异:经济绩效随技术的变化而改进, 技术的变化却受市场规模、产权制度的影响, 正是制度的变化引起了技术的变化, 从而推动着经济的发展。
因此, 无论是古典经济学还是新古典经济学;无论是哈罗德———多马模型还是索洛模型;无论是外生经济增长理论还是内生增长理论等等, 均忽视了自然资源在经济增长中的作用, 没有把自然资源归结为经济增长的重要源泉之一。
我们不难发现, 经济学家, 尤其是经济增长的理论把“资源问题”演绎为单纯的“生产成本问题”, 这几乎是所有经济增长模型的前提。经济增长被认为只是资本、技术、储蓄率、就业等因素的函数, 资源能够相互替代或被“其他生产要素”所替代。同时, 以技术为主导生产要素所产生的经济增长模式, 日益为大多数人所接受。但是, 在人类迎接21世纪“知识经济”时代的时候, 环境问题, 确切地说自然资源问题变得越来越严重, 而技术并没有解决这些问题。究其原因, 不能不说这同经济增长理论长期忽视自然资源的作用有着密切的关系。
二、自然资源在经济增长中的作用分析
尽管自然资源在主流经济增长理论中没有占据应有的分量, 但是, 二战以来, 大多数发展经济学家在关于自然资源在经济增长中的作用方面, 达成了一定共识: (1) 不论任何地区, 都会存在一种或多种自然资源, 对国民总产值影响最显著; (2) 自然资源影响经济增长的程度有强有弱; (3) 分析经济增长时, 总可找出影响经济增长的“瓶颈”因素, 即稀缺性资源或高成本开采的资源。概括地说, 自然资源始终以来、特别是当前对经济增长有着重要的影响, 既有有利的影响也有不利的方面。笔者认为, 有利的影响是主要方面。
(一) 自然资源对经济增长的正效应
1.自然资源是经济增长的重要条件和物质基础。人类要生存, 就必须有维持生活的物质资料, 而要取得这些生活资料, 就必须对自然资源进行开发和利用。无论是自然界的现成物, 还是经过劳动加工的原材料, 归根到底都取之于可再生资源和不可再生资源。自然资源是一切劳动资料和劳动对象的第一源泉, 是自然界提供给人类的生产前提和再生产前提。可以说, 离开了自然资源, 任何社会的经济增长都会成为空话。
David&Wright (1997) 认为:在19世纪的下半叶和20世纪的上半叶里, 美国比其他国家更密集地开采其矿产禀赋。De Ferrantietal (2002) 的研究发现, 美国工业化的成功, 很大程度上要归功于国家充分发挥了范围广大的矿产资源的作用。
2.自然资源在一定程度上影响和决定着一个国家或地区的产业布局。一个国家和地区的产业结构首先要受制于这个国家和地区的自然资源状况。没有矿产资源、林业资源, 发展采掘业和林业的可能性就小。东北老工业基地的产业结构的形成和发展, 很大程度上是由东北地区的自然资源分布情况决定的。一国的生产力越不发达, 自然资源对其产业结构影响越大。因而, 不发达国家的产业布局主要取决于自然资源的状况;发达国家不但能有效利用本国资源, 而且能利用不发达国家的廉价资源。当自然资源的运输成本较高时, 资源的物质效用成为了一个新产业得以发展的关键。Delong&Williamson (1994) 发现, 19世纪晚期本国钢铁产业发展的前提条件是煤炭和铁矿的储量。因此, 资源丰裕的经济, 如英国和德国在19世纪末成长得特别迅速。相反, 第一次世界大战以前意大利经济的不景气, 可以用其煤炭储量不足导致生产结构倒退来解释。
3.自然资源的有效利用可以有力推动技术进步的进程。由于对市场信心的增强, 诱发了技术在21世纪仍能解决资源稀缺性问题的乐观看法。随着人们对劳动对象的利用由初加工向深加工方面深化, 大大促进了技术的进步, 改变了生产对自然资源的依赖程度。对于不可再生资源, 技术能促进资源系统的承载能力、维持能力、资源要素特性的维持, 以及资源配置能力的提高;对于可再生资源, 技术能提高资源潜在利用效率、促进生态系统的稳定、促进生产要素量的增加和可再生资源系统的产出率提高、促进生产效率等。Wright (1990) 的研究发现, 美国出口的制成品的显著特征, 是它们属于不可再生资源密集型产品;那样的资源密集型产业在大萧条之前, 持续增长了半个世纪。
4.自然资源丰裕度会提高社会劳动生产率。劳动生产率, 一般以劳动者在单位劳动时间内所生产的产品数量来表示, 或是用单位劳动产品所消耗的劳动量来表示。它反映的是人与自然、人与物的关系, 是反映人们在生产过程中认识和利用自然界能力的一个综合性指标。劳动生产率的变化取决于自然条件。一般来说, 在其他条件相同、自然资源优劣不同的情况下, 人们即使花费了等量劳动, 劳动生产率也是不同的。许多资源丰裕的国家, 其社会劳动生产率往往都比较高, 能有利地促进其经济增长。如同刘易斯指出的, “在其他因素相等的条件下, 人们对丰富资源的利用会比贫瘠资源的利用更好。”斯蒂格里茨发现, 30年前, 印度尼西亚和尼日利亚两国都是以石油工业为支柱, 有着很接近的人均国民收入。如今, 印度尼西亚的人均国民收入已然是尼日利亚的4倍。Gylfason&Thorvaldur (2001) 发现, 挪威因成功管理了丰富的自然资源而实现了经济繁荣。
(二) 自然资源对经济增长的负效应
在20世纪中、晚期, 一些国家尤其是矿产密集型国家, 自然资源密集程度达到了史无前例的水平。但是, 20世纪70年代以来, 大多数自然资源丰裕的国家的经济发展都出现了停滞现象。Sachs将这一现象归结为“自然资源的诅咒” (Curse Of natural resources) 即自然资源丰富的国家或地区, 经济增长速度往往慢于那些资源稀缺的国家或地区。Sachs&Warner (1995) 的研究发现, 1971年自然资源出口占GDP较大比重国家或地区的经济, 在接下来的1971~1989年期间保持了低增长率, 且每年的增长率降低2.5个百分点。而且, 即使控制了影响经济增长的重要变量, 如初期的人均收入、贸易政策、政府效率、投资率和其他变量之后, 这种反向关系也同样成立。
Gylfason&Zoega (2001) 对85个国家1965~1998年的实证研究显示:当产出比重随着自然资源的使用的增加而增长时, 资本需求的下降导致较低的利率和较慢的增长;丰裕的自然资本最终可能挤出货币资本而阻碍经济增长。而且, 会通过减缓金融体系的发展速度而间接损害投资和储蓄。Hausmann&Rigob on (2002) 的研究则表明, 自然资源依赖性越高的国家, 其经济绩效往往越差。1980年以来, 高度依赖于石油或其他资源的国家, 如沙特阿拉伯、尼日利亚、委内瑞拉和扎伊尔等, 其经济都陷入了困境。Sala-martin&Subramanian (2003) 的研究发现, 自然资源丰裕的尼日利亚, 正是由于石油方面的损耗和腐败, 造成了长期的经济不景气。这一系列的研究表明, 自然资源在担任经济增长的重要源泉的角色的同时, 确实也存在着经济增长的负面作用。
三、自然资源与经济增长的关系研究
边际经济学认为, 自然资源供给同一定时期的劳动力和资本有关, 假定自然资源储备没有限量, 自然资源成本在一定时期保持不变, 则其成本不影响自然资源的使用程度。李嘉图经济学则认为, 单位自然资源成本随着自然资源利用的递加而递增。下面我们用数学模型来分析:
GDP是时间t内的国内生产总值;
R0 (t) 是时间t的自然资源总产量;
L1 (t) 是时间t内的劳动力-资本的组合投入量。
公式 (1) 表示了国内总产值与劳动力-资本组合投入和自然资源产品数量之间的关系。公式 (2) 表示作为中间产品的自然资源产品和资本-劳动力组合投入之间的关系。在这个数学模型中, 没有考虑原位自然资源储量对经济增长的影响作用。我们把 (3) 式代入 (2) 式得:
即表明GDP (t) 与L0 (t) 有关。从以上分析可以知道, L0 (t) 和R0 (t) 存在一个替代关系。
边际经济学中, 自然资源总产量总是恒定的规模经济, 自然资源产品生产率同劳动力-资本组合投入率相一致。这样, 劳动力-资本组合影响GDP, 自然资源不影响GDP。也就是说, 有些地区, 如日本, 自然资源的质和量不是经济增长的关键因素, 只是影响因素。但是, 也不能由此认为自然资源对经济增长不重要。
李嘉图经济学中, 每段时间内其规模经济总是下降的, R0 (t) 受L0 (t) 影响, 所以L (t) 增长速度一定要比R0 (t) 快, 这时R0-L0转换线向右偏下移动。在边际经济学中, R0和L0的相对价格保持不变。在李嘉图经济学中, R0和L0的相对价格随着经济的增长而提高。假定GNP和自然资源产品的生产函数都为道格拉斯函数, 即:
把式 (6) 代入式 (5) 得:
我们求GDP最大, 可得最优解L0为:
把 (8) 式代入 (7) 式得:
式中, K是包含GDP和R0生产函数中所有参数的参数。从中我们可以知道:一是L的增加程度决定GDP增加程度;L与R相对变化;二是规模总收益ρ是由b1+b2a1决定;三是ρ=1为固定规模, ρ>1为递增规模, ρ<1为递减规模。根据各参数的意义, 综合来讲, 一国的经济增长率不仅与资源总量和劳动力-资本投入的相对变化相关, 而且与资源总量的变化率有关。
上面的模型都是指可利用自然资源条件对经济增长有滞后作用, 没有考虑自然资源产品生产过程中自然资源储量大小对其生产成本的影响作用。在现实经济生活中, 确实存在自然资源产品生产过程中的储量效应。自然资源储量发生效应常以两种形式起作用: (1) 自然资源储量的减少会引起以后开采成本的增加; (2) 由于原位自然资源储量有限会减少未来的使用量。假定:
式中, S (t) 为现有储量, S (0) 为初期储量, 为累计使用总量。
在其他条件保持不变情况下, 原位自然资源利用得越多, 以后开采成本就会显著增加。为了了解跨时资源分配的相互关系, 我们把时间划分为两个时期, 假定各时期的国内总产值分别为GDP (1) 和GDP (2) , 则有:
这样, 问题转换成自然资源的跨时分配。我们求GDP的现值:
利用拉格朗日公式求解, 跨时资源分配的必要条件为:
这就告诉我们, R (1) 的社会最优值等于GDP的现值边际增加额以及对未来的影响之和。而后者在资源经济学中叫“使用者成本”。
使用者成本是时间t的函数, 这样我们可以得知使用者成本的时间模型和原位自然资源的稀缺地租。我们假定GDP是自然资源利用率R (t) 和自然资源储量S (t) 的函数。
自然资源储量减少率应等于自然资源利用率。这时, 最佳跨时资源分配变为:
其中:S (t) =-R (t) S (t) >0
根据最优控制理论, 我们引入辅助函数:
由前式求得:
上式表明, 自然资源的利用率的R (t) 跨时边际产值等于边际使用者成本。在自由竞争条件下, 自然资源利用率R (t) 的边际产值等于原位资源的稀缺地租率。
通过上面的研究, 我们可以知道, 自然资源与经济增长存在着密切的内在关系, 自然资源利用方式不同, 必然导致经济增长的模型也不同。
总之, 通过以上分析与研究我们可以得出明确的结论, 古典经济学或者西方主流经济学在研究经济增长理论过程中忽视了自然资源这一重要的因素。经济增长的源泉不仅是劳动、资本和技术进步, 自然资源也是经济增长的重要源泉之一。一国的自然资源与其经济增长有着密切的内在的关系。
参考文献
[1].[英]李嘉图.政治经济学及赋税原理[M].商务印书馆, 1976
[2].岳利萍.自然资源约束程度与经济增长的机制研究[D].西北大学, 2007
[3].马子红, 胡宏斌.自然资源与经济增长:理论评述[J].经济论坛, 2006 (07)
[4].王碧峰.资源约束与经济增长问题讨论综述[J].经济理论与经济管理, 2005 (07)
[5].江林茜.自然资源与经济增长的关系分析——李嘉图模型的再思考[J].成都理工学院学报, 2000 (S1)
自然增长 篇4
1 资料来源
疾病数由区疾病预防控制中心档案室提供;人口数来自区统计局。
2 方法与结果
按下列微分方程建模[1]
式中X (t) 为t时间肝炎发病率, c为极限值, kc为增长速率。将表1中数据代入 (1) 式得:
根据 (e2kc) 2= (e4kc) , 解方程
, 得c=-25.509。将c值再代回此式, 得Kc=-0.0489。最后把C值和Kc值代入 (2) 式即为预测模型:
以t0为0, 即2003年时x0=249.93, t=6、7、8……几。代入 (3) 式便可预测出2007年后的肝炎发病率 (见表2) 。
3 讨论
3.1 病毒性肝炎是一种传染性强、流行面广、传播途径复杂、发病率高的传染病。
近几年来由各级卫生行政部门的重视, 采取了综合性防治措施, 尤其是2002年以后我区按南京市的统一布署连续数年采用了春季压高峰措施, 明显遏制了甲肝的发病高峰, 因而肝炎发病率呈现逐年下降趋势。表1可见自2006年起全区肝炎发病率已控制在市要求80/105以下的指标内。
3.22008年肝炎实际发病率为55.71/105, 预测值为53.38/105, 相对误差为4.18%。
良好的预测效果 (相对误差<5%) 提示了该方法不仅可用于肿瘤死亡率的预测, 它具有所需样本量好、运算简单和易于推广等优点, 建议广大医务工作者在实践中试用, 以进一步论证该方法的实用性与可行性。
3.3
本文初步预测结果表明, 六合区病毒性肝炎发病率在今后几年内仍将呈现继续下降趋势, 年下降速率为25.509%, 这与用几何级数法计算的年平均递降率25.70%相似。按此下降速率推算, 2011年全区肝炎发病率为35.86/10万。
参考文献
自然增长 篇5
一、模型的构建
经济学理论认为导致一个地区经济增长的因素是多元化的, 包括技术、资源、制度、教育、经济开放度、地理位置等。我们把这些因素、包括资源优势一同放入同一模型中。由于资源的基础储量并不能反映一个地区使用资源的状况, 而资源丰裕并不直接导致资源诅咒效应出现, 显然资源即使丰富但如果不加以开采和使用就不可能出现资源诅咒效应。因此我们必须从资源的开采和使用的角度出发 (再者, 资源的基础储量是一个存量指标) , 用资源开采和使用情况的相关指标来研究资源优势和经济增长之间的关系, 而不能用资源的基础储量这个指标。因此研究资源诅咒效应存在与否实质上市要研究资源开采与资源诅咒之间的关系。
此外, 资源诅咒效应的产生有一个重要的前提——资源的相对价格不变, 因为只有在这一前提下, 要素变化后, 要素相对价格才仍会保持不变, 从而两部门的要素使用比例也保持不变, 某一要素的增加会导致密集使用该要素部门的生产增加, 而另一部门的生产则下降, 从而出现资源开采业对制造业的挤出, 导致资源诅咒。因此, 在考虑一个地区是否存在资源诅咒效应及其原因, 尤其是构建模型时不得不考虑资源产品价格因素, 而现有研究大多没有把这一基本前提考虑到理论分析过程和检验方程中。因此, 我们在模型中加入了贵州省资源的贸易条件这一指标。受统计资料所限, 我们用矿产资源出厂价格指数得出出口价格指数, 用原材料、燃料、动力购进价格指数代替进口价格指数, 得到资源贸易条件指数。于是, 资源贸易条件=矿产资源出厂价指数/原材料、燃料、动力购进价格指数。
进一步地, 我们用采掘业的工业总产值来表示资源的开采和使用情况、用R&D经费表示技术进步水平、用对外贸易总值占地区生产总值表示经济开放度、用高校在校人数表示受教育程度, 构建如下模型:
其中, GDP表示贵州省生产总值, RD表示R&D经费, RC表示资源采掘业的工业总产值, TR表示对外贸易总额, EDU表示高校在校人数, TT表示贵州省资源的贸易条件。
二、数据来源与实证结果
(一) 数据来源
我们采用1990年至2010年贵州省生产总值、R&D经费、资源采掘业的工业总产值、对外贸易总额、高校在校人数、矿产资源出厂价指数以及原材料、燃料、动力购进价格指数来进行实证检验, 所有数据均来自历年贵州省统计年鉴。
(二) 实证结果
我们用计量经济学eviews软件得出以下结果:
F统计量用来检验模型的总体显著性, 此模型F统计量为322.37, Prob (F-statistic) =0.00<0.05, 可以拒绝原假设, 说明本模型总体上是显著的。接着进一步做t检验, 检验每一个回归系数是否显著地不为零, 即检验模型中相应解释变量是否为模型重要解释变量。实证结果显示代表科学技术的RD变量t统计量为2.56、Prob (t-Statistic) =0.02<0.05;代表教育水平的情况的EDU变量t统计量为5.15、Prob (t-Statistic) =0.00<0.05;代表对外开放水平的TR变量t统计量为2.42、Prob (t-Statistic) =0.03<0.05;而代表资源开采程度的RC变量t统计量为0.53、Prob (t-Statistic) =0.60>0.05;代表贵州省贸易条件的TT变量t统计量为-0.24、Prob (t-Statistic) =0.82>0.05。RD量、EDU变量和TR变量能够显著地解释被解释变量GDP。而RC变量和TT变量并不能够解释被解释变量GDP。此外, RD变量的系数为58.45、EDU变量的系数为46.78、TR变量的系数为31.3。
三、基本结论
以上的实证检验结果表明:贵州省存在资源诅咒效应。
首先, 科学技术进步、教育发展、对外开放水平的提高均对贵州省经济增长起到显著的促进作用, 科技技术进步、教育发展、对外开放水平每提高一个单位, 贵州省经济增长分别提高58.45、46.78和31.3个单位。
其次, 资源的开采、资源的贸易条件对贵州省经济增长并不能作为解释贵州省经济增长的变量, 也就是二者的增长并没有促进贵州省经济增长。虽然检验结果只是显示资源的开采、资源的贸易条件对贵州省经济增长并不能作为解释贵州省经济增长的变量, 而没有明确显示贵州省资源的开采、资源的贸易条件与贵州省经济增长之间存在负相关关系, 但是我们认为, 作为一个资源大省, 资源的开采、资源的贸易条件没有能够显著促进经济增长, 即可以判定为存在资源诅咒。因此, 如何合理配置资源、提高资源使用效率应是贵州省促进经济发展必须研究的重点课题。
四、政策建议
在我国资源相对丰裕的省份中, 有生产总值年均增速慢的地区, 但也有生产总值年均增速快的地区, 因此自然资源并不必然导致“资源诅咒”。如果能有效合理地利用和管理资源不仅能够规避资源诅咒、还能助推经济发展。要达到这个目的, 围绕资源的相关制度设计和管理是关键。
我们结合贵州省的实际、借鉴国外规避资源诅咒的成功经验, 提出贵州省规避资源诅咒的路径, 总体来说可以归纳为对内和对外政策:对内提高政府制度质量, 前后延伸资源产业链、建立资源产业关联产业体系, 转变经济发展方式、提高资源密集型产业资源利用效率, 强化对企业资源所得和消费征税的管理, 建立资源基金用于平准价格波动带来的危害、补偿资源开采地区生态破坏、补偿资源开采地区居民损失、缩小资源开采地区内部居民收入差距, 加大教育经费和研究开发经费投入, 积极吸引东部资源关联企业转移;对外积极争取中央政府协调资源开采省份和资源消费省份的利益分配, 争取贵州省资源价格“随行定价、跟随浮动”, 争取地方开采税的定税权、但资源税由中央政府统一管理转拨地方用于发展教育、医疗等福利事业, 争取中央支持东部资源关联企业向贵州转移, 进一步完善生态补偿机制。以对内政策培养内源发展动力, 以对外政策助推经济发展, 以此规避资源诅咒。
摘要：贵州省是典型的资源大省、经济小省, 丰富的自然资源是促进还是阻碍了贵州经济发展?研究这个问题对资源丰裕而经济欠发达的贵州省来说, 具有十分重要的现实意义。本文运用计量经济学方法对贵州省自然资源优势与经济增长关系进行实证研究。
关键词：资源诅咒效应,经济增长,实证研究
参考文献
[1]徐康宁, 王剑.自然资源丰裕程度与经济发展水平关系的研究[J].经济研究, 2006 (1) .
[2]武芳梅.“资源的诅咒”与经济发展——基于山西省的典型分析[J].经济问题, 2007 (10) .
自然增长 篇6
关键词：自然资源,经济增长,资源约束,资源诅咒
自然资源为人类社会提供了生产资料, 是经济发展必不可少的物质基础。然而传统的经济增长理论对自然资源的分析不够深入, 从哈罗德多玛模型到索洛模型, 再到内生增长模型, 这些经济增长理论更多地关注资本、技术、人力资本等要素, 而对自然资源有所忽视。在这些理论中, 经济增长对自然资源的依赖是有限的, 自然资源的消耗问题被演化为单纯的生产成本问题。当某种自然资源瓶颈出现时, 经济社会可以通过多种机制进行调节: 市场经济机制会发出价格信号以节约稀缺资源; 技术进步机制会引导创新, 以替换稀缺资源。这里隐含了技术、制度、人力资本等因素对自然资源的渐进替代作用。
但是, 由于技术不能解决自然资源日益稀缺问题, 学术界逐渐开始重视自然资源与经济增长的关系。目前学术界对于资源效应的研究主要集中于资源约束效应和资源诅咒效应两方面。
资源约束理论源于自然资源对经济增长的两个作用: 一方面, 自然资源支撑着经济增长的物质基础, 是经济快速增长的必要条件; 另一方面, 自然资源不是无限的, 其供给量会对经济增长速度形成制约。国外学者对于资源约束理论的研究集中于构建分析函数, 定量分析自然资源的影响力。
资源诅咒理论的提出源于资源开发产生糟糕绩效的大量事实。Corden和Neary ( 1982) ［1］提出荷兰病模型 ( Dutch Disease, DD) : 新资源的发现或某种资源价格的急剧提升促使生产要素从制造业等部门流入资源部门, 同时资源出口量的增加引起本国国币升值。这种对制造业的挤出效应使得制造业出口下降以及生产成本上升, 进而导致逆工业化。
在DD模型的基础上, Audy ( 1993) ［2］提出资源诅咒理论 ( Resource Curse, RC) 。RC理论最初指的是资源繁荣时政府对于制造业的宽松政策会造成长期的不利影响。其机制是资源繁荣时政府对制造业提供短期的贸易保护, 造成制造业国际竞争力下降; 一旦资源发生枯竭时, 政府无力继续提供保护, 制造业的增长变缓, 进而导致逆工业化。随着研究的深入, RC理论不再局限于资源繁荣对制造业的影响, 而是泛指丰富的自然资源对经济增长产生的长期不利影响。与DD模型偏重市场经济机制不同, RC理论更侧重于政府行为。
国内学者对于我国是否存在资源约束效应普遍持肯定态度。吕铁 ( 2004) ［3］认为我国是资源总量大国, 但人均资源储量远低于世界平均水平。朱锦昌 ( 2004) ［4］认为人口增长和经济发展带来的环境问题日益严重, 资源约束成为中国经济社会的突出问题。宋旭光 ( 2004) ［5］认为中国的发展约束分为体制约束和资源约束两方面, 而资源约束的问题显得更为重要。
与资源约束效应的研究不同, 国内学者对于资源诅咒效应的研究有所争议。徐康宁和王剑 ( 2006) ［6］认为中国的经济增长在区域层面上的长周期中存在资源诅咒效应, 而且这是中国区域经济发展不平衡的重要原因之一, 其根据计量分析证明中国在省级层面存在资源诅咒效应。李天籽 ( 2007) ［7］运用省级面板数据, 得出了与徐康宁等人同样的结论, 并对资源诅咒效应的传导路径进行了分析。其分析结果表明, 自然资源的繁荣对于经济增长的负面影响不是直接作用的, 而是通过外商直接投资和人力资本的因素间接阻碍经济增长。丁菊红等 ( 2007) ［8］采用横截面数据构建了计量模型, 其结论是中国在城市层面不存在资源诅咒效应。方颖等 ( 2011) ［9］使用采掘业从业人员占当地人口比例作为资源依赖的度量指标, 得出资源丰裕度与经济增长存在正相关关系。刘宝汉 ( 2011) ［10］结合生命周期理论构建数理模型, 得出自然资源的开发与经济增长呈现倒U型关系的结论。赵伟伟 ( 2012) ［11］提出“相对资源诅咒”的命题, 即资源开发降低了劳动者收入的增长率, 但劳动者收入仍然在缓慢增长, 并用中国省级数据证明了这一命题。赵普等 ( 2010) ［12］认为可以通过战略博弈行为破除资源诅咒效应, 进而促进经济增长。
国内对于资源诅咒效应的研究几乎全部以区域层面作为研究对象, 根据选择的区域层面和资源相关指标的不同, 研究结果有所差异。从国家层面来说, 研究资源诅咒效应的文献很少。中国地大物博, 有丰富的自然资源, 经济增长率较高, 因此, 有必要从国家层面分析中国的资源效应。下面分别通过理论分析和实证分析对该问题进行研究。
一、引入资源要素的新古典增长模型
考虑一个技术进步为哈罗德中性的CD生产函数:
其中K表示资本, L表示劳动力, A表示技术进步因子。引入资源要素:
其中R表示资源。假定人口增长率为n, 技术进步率为g, 储蓄率为s, 折旧率为 δ , 资源消耗率为 λ , 那么有:
其中变量上加点表示该变量对时间的导数。由此可得资本增长率为:
为保证均衡增长路径, 资本增长率不变, 则Y/K应不变, Y和K的增长率应相等, 即gY ( t) = gK ( t) 对 ( 2) 式取对数有:
对上式求t的导数可得:
根据上文假设, 有:
根据gY ( t) = gK ( t) 可得均衡时的总产出增长率gY*:
进一步考虑均衡时的人均总产出增长率:
由上式可以看出, 资源损耗率λ对人均产出增长具有阻碍作用, 其阻碍因子为同时, 技术进步率g和人口增长率n对人均产出增长分别具有促进作用和阻碍作用, 其作用因子分别为和
因此, 从长期来看, 当人口增长率n恒定不变时, 技术进步率g和资源损耗率 λ 决定了经济的增长。技术进步会从两方面影响经济增长: 当技术进步时, 一方面影响因子的大小; 另一方面则降低资源损耗率 λ 的数值。
二、中国自然资源消耗和经济增长的统计描述
从上世纪70 年代以来, 中国各种自然资源的开采规模迅速扩大。如图1 所示, 在1970—2011 年间, 中国的能源生产总量稳步提升, 其年均增长率为5. 94% , 其中原煤、原油、天然气产量的年均增长率分别为5. 86% 、4. 92% 和9. 57% ( 数据来源: 《新中国60 年统计资料汇编》、2010—2012 年《中国统计年鉴》) 。
伴随着中国能源产量的稳步提升, 中国经济增长水平也呈增长态势, 二者似乎有着一种相互作用的关系。下文将采用计量模型对二者的互动作用进行分析。
三、中国自然资源与经济增长的互动效应的计量分析
( 一) 基本假设与研究方法
对中国经济增长与自然资源的数据稍加观察, 即可发现二者都在逐年增长, 但二者之间的互动关系却有几种可能: 二者相互促进、经济增长单向促进自然资源的消耗、自然资源的消耗单向促进经济增长。根据上文的统计描述并结合新古典经济增长模型的理论分析, 本文提出假设: 单方面的自然资源消耗的增加, 不能促进经济增长; 而经济增长会增加自然资源的消耗。
本文采用的研究方法是: 首先验证变量序列的平稳性, 然后对两个变量序列进行协整分析, 在协整分析的基础上, 对二者进行Granger因果检验。
( 二) 变量与样本选择
1. G: 经济增长变量, 本文选取人均GDP这一指标。
2. R: 自然资源的消耗。这一宏观数据无法直接测定, 国内已有文献在度量该变量时采用的指标有差异。通常来说, 主要有采掘业固定资产投资占全社会固定资产投资的比重、能源工业产值占工业总产值的比重、采掘业就业人员收入占全社会就业人员总收入比重、采掘业就业人员占总就业人员人口比例等指标。本文认为, 自然资源的消耗应包括取得初级产品的阶段, 即农林牧渔业与采掘业, 不包括后续的加工业。因此, 在借鉴前人做法的基础上, 本文采用资源开采指标代替这一变量, 即采用农林牧渔业与采掘业新增固定资产投资这一年度数据作为替代指标。
通过查询各年度的《中国统计年鉴》, 本文取得了这两个指标1990—2010 年的时间序列, 并以1990 年价格为不变价对该时间序列进行贴现。为削弱数据间的数量级别差异, 本文表示经济增长指标的单位采用人民币元、表示自然资源消耗的指标单位采用人民币亿元。为削弱异方差, 本文所得数据均取自然对数。
( 三) 计量分析
1. 平稳性检验。经过ADF检验, 得知G和R都是二阶单整序列, 如下表所示:
注: 表中DG和DR分别表示G和R的一阶差分值, 表中D2G和D2R分别表示G和R的二阶差分值。
2. 协整分析。根据以上分析可得, G和R属于同阶单整序列, 符合双变量协整的必要条件。下面采用EG两步法进行分析。
建立协整方程如下:
R2=94% (括号内为t统计量值)
对上式的残差进行ADF检验, 结果见表2:
G和R通过协整检验, 二者是长期稳定的 ( 2, 2) 阶协整关系, 且二者协整方程系数为正。
3. Granger因果检验。根据F值、伴随概率以及AIC值最小原则, 取检验滞后期为4。检验结果如表3所示:
由此可知, 在5% 的置信水平下, 拒绝了“G不是R的Grange原因”的原假设, 即G是R的Grange原因;反之, R不是G的Grange原因。
4. 计量结果分析。Granger因果检验验证的并不是实际意义上的因果关系, 而是一种类似于“鸡鸣日出”的时间先后关系, 但这种先后关系可以从侧面反映出两个变量之间的相互作用。上文的Granger因果检验结果与本文的假设一致, 即单方面的自然资源消耗的增加, 并不能促进经济增长; 而经济增长会增加对自然资源的消耗。
另外, 在忽略其他因素的条件下, 进行双变量回归所得的协整方程系数为正表示: 目前中国对于自然资源的消耗对经济增长没有明显的负面作用。
四、结论与建议
通过上文理论分析部分可以得出的结论是: 单纯的自然资源的消耗对于经济增长有阻碍作用; 技术进步一方面影响因子的大小; 另一方面则降低资源损耗率 λ 的数值, 进而从两方面促进经济增长。
上文实证分析部分得出的结论是: 就全国而言, 单方面的自然资源消耗的增加, 并不能促进经济增长; 而经济增长会增加对自然资源的消耗。同时协整分析的结果也得出结论: 在现阶段, 中国对自然资源的消耗还没有达到对经济增长产生明显负面影响的地步。由于人口红利等经济增长源泉的存在, 中国的经济规模一直处于高速增长阶段。综上, 就中国国家层面数据而言, 资源约束效应存在, 而资源诅咒效应不显著。
为了避免自然资源的消耗对于我国经济增长产生明显的负面作用, 本文提出以下建议:
( 1) 进一步加强高新技术的产业投入, 加强专利保护, 鼓励企业研发自主品牌, 增强企业软实力, 促进产业升级, 提升技术水平, 提高要素生产率, 使经济增长方式从粗放型向集约型转变。
( 2) 进一步倡导节能减排、提升资源利用率的低碳发展模式。充分发挥市场机制, 实现低碳经济的市场化操作, 逐渐淘汰能耗较高的生产技术, 提高相关产业的资源利用率和能源转换率。
( 3) 将自然资源纳入国民经济核算制度, 逐步建立绿色GDP体系。同时建立可持续发展的资源产业发展良性循环的轨道, 推进资源开采规模化, 取缔小煤窑等不合理的资源开采形式, 减小资源开采产业的生产外部性, 使资源产业的经济利益、社会利益、环境利益同步实现。
( 4) 适当增加对不可再生资源的保护, 大力发展可再生能源的研究和开发。深入开发风能、水能、地热能、太阳能和生物智能等可再生能源技术, 减少煤炭等资源在经济增长过程中的消耗。
( 5) 加强政府部门对资源开发利用的主导作用, 完善资源制度, 保障资源合理开发, 加强基础设施建设, 建设生态文明, 提高可持续发展能力。对农地等土地资源进行征收时, 应遵循可持续发展原则［13］。
自然增长 篇7
1影响人口自然增长率的主要因素
影响人口自然增长率的因素主要有两种:政策性因素和非政策性因素,政策性因素如国家实施的计划生育政策;非政策性因素有很多,包括城镇人口比例、相关医疗卫生状况、经济、文化等。其中经济因素包括国民总收入水平、人均GDP、消费物价指数等,这些都对人口增长率有着或直接或间接的影响,是衡量一个地区经济发展水平的主要指标,是文明水平高低的主要标志,所以本文主要选择经济方面的因素做论述。
文化因素对人口自然增长率也有一定的影响,但是由于主观性较强,对研究造成一定的阻碍,所以没有选择此项。
工业化水平也是人口自然增长率的一个影响因素。社会学家指出,城市化促进传统农业社会向现代工业社会转变,从而冲击了人们的传统婚育观念,同时,就业竞争和个人生活状态也会促使进城市人口推迟婚育年龄。
城镇化水平是指城镇人口占总人口的比例,是世界各国衡量城镇化进展情况的最基本方法,是区域经济发展的重要指标,城镇化水平越高,越说明地区经济发展水平高,相对地生产力提高,人口自然增长率也会下降。而农村人们思想观念相对落后,人口增长率在农村会高一些,所以选择这项指标作为分析研究对象。
本文主要利用上述变量结合回归模型做出经济分析,并解释影响我国人口自然增长率的因素。
2理论依据
为了做出更好的研究结果,笔者查阅了国内外专家的研究文章。美国经济学家博斯鲁普在《在过去时代中的环境、人口和科技》中指出人口增长可以刺激资本需求,产生明显的使人口增加和减少的动力和阻力,从而促进经济的增长和技术进步。著名数理统计经济学家库滋涅茨通过大量的历史数据统计分析,在他的《现代经济增长》一书中提到,人口增长对经济发展而言,没有显示出有统计意义的正的或负的相关关系,人口增长对经济增长是中性的。曹新的《人口增长与经济发展》认为人口增长对经济既有正向影响也有抑制作用,人口增长带了很多新生的劳动力,有利于经济的发展和社会的分工,推动了城镇化进程,区域经济加快步伐,同时也刺激了生产消费,这样就形成一个良性循环。但另一方面,人口自然增长率上升,生活成本增加,文化等其他因素会相对落后,又会形成一个看似恶性循环。
3研究设计
3.1模型构建
建立人口自然增长率和人均GDP、工业增加值、城镇化水平相关数据的模型。
3.2变量选取
根据上述分析,解释变量选取三个,分别是人均GDP、工业增加值、城镇化水平,分别用X1、X2、X3表示。
被解释变量:人口自然增长率,用Y表示。
解释变量与被解释变量之间建立如下回归方程:
其中:β1表示其他条件不变时,人均GDP每变动一个单位会导致人口自然增长率变动β1个单位;β2表示在其他条件不变时,工业增加值每变动一个单位会导致人口自然增长率变动β2个单位;β3表示其他条件不变时,城镇化占比每变动一个单位会导致人口自然增长变动β3个单位。
3.3数据来源与描述性统计
选取中国实施计划生育期间1980年往后30年的、来源于国家统计局和卫生统计年鉴上的数据,见表1、图1
4回归结果与解释
4.1初次回归结果(见图2)
依据软件分析数据,得到方程如下:
软件分析过程以及推导过程见图3-1、图3-2、图3-3、图3-4
4.2检验异方差
(1)用残差图法检验异方差。残差平方对时间序列的散点图无很明显的波动,所以预估不存在异方差。
(2)通过怀特检验(见图4),P值大于0.05是不存在异方差,所以本样本不存异方差。
4.3初步分析
模型估计结果说明,在假定其它变量不变的情况下,当年人均GDP每增长1亿元,人口增长率就会降低0.003074%;在假定其它变量不变的情况下,当年工业增加值每增长1亿元,人口增长率增长0.00058%;在假定其它变量不变的情况下,当年城镇化水平提高1单位,人口增长率就会降低40.89101个单位。
4.4初步结论
与实际情况不符合,解释变量的t值不显著,而且X1、X2的系数太小。由于观察到人均GDP、工业增加值与其余解释变量的数据间差距较大,所以对X1、X2取log,进行一次回归做尝试。
4.5第二次对数尝试回归
其中:β1表示人均GDP对人口自然增长率的弹性系数,即其余条件不变时,人均GDP变动1%,人口自然增长率变动β1%,β2表示工业增加值对人口自然增长率的弹性系数,即其余条件不变时,工业增加值变动1%,人口自然增长变动β2%。其余回归系数意义不变。推导过程见图5:
得到回归方程:
4.6第二次结论
得到的结果与预期并不符合,所以考虑数据中含有多重线性相关,但由于很多资料做铺垫,理论上知道是应该进行平稳性检验,先进行了怀特检验,过程见图6:
怀特检验可以说明本文的这些时间序列数据里是不存在异方差的。
选择在数据中剔除一列城镇化的数据,因为与其他数据相差太大,不利于研究,最后一次做回归分析,过程见图7
拟合优度为0.7916,p值也说明了这组数值很显著,研究有价值。
5结论
本样本的方程Y=-0.0029284X1+0.0004487X2+14.53085,表示人口自然增长率与人均GDP、工业化增加值和城镇化有关系,并且X1对应的回归系数表明人均GDP每增长1%,人口自然增长率下降0.0029284%,这符合发展中国家的人口增长规律。
X2对应的回归系数表明工业增加值每增加1%,人口自然增长率增加0.0004487%,这与我国实情相符。
这些都是符合社会经济发展规律的,但是还要剔除的是城镇化因素,只是这其中存在多重线性相关,且数据差距过大等,笔者排除了这项因素。
通过分析,笔者认为我国还需要提高经济发展水平,虽然两者已经成负相关,但不是很明显,降低人口自然增长率是一个长期积累的过程,需要政府的大力宣传。其次,提高工业化程度,最好使工业化程度和人口自然增长率成反比,对人口自然年增长率有很大好处。提高社会保障机制也是一大重要举措,让老有所养,使得农村地区的养儿防老的观念减少些,对人口自然增长率也大有裨益。
参考文献
[1]李宗红.科技期刊应重视表格数据的科学性审查[J].情报探索,2012(7):30-31.
[2]戴敬.人口因素与经济发展关系分析[J].环渤海经济瞭望,2011(2):17-19.