沈 瓊

(鄭州大學商學院，河南 鄭州 450001)

要素配置與河南工業(yè)經濟增長分析

沈 瓊

(鄭州大學商學院，河南 鄭州 450001)

基于2004—2015年間河南省省轄市的面板數據，運用Cobb-Douglas生產函數，建立了河南省省轄市工業(yè)投資、勞動力要素與區(qū)域工業(yè)經濟增長之間的面板數據模型，分析了產業(yè)內和產業(yè)間各要素配置對河南工業(yè)經濟增長的影響，測算了河南省省轄市全要素生產率。結果顯示，科技進步在河南工業(yè)經濟增長中發(fā)揮重要作用；勞動力、投資推動了工業(yè)經濟的增長，但河南勞動力投入效用大于投資效用，一定區(qū)域內要素的合理優(yōu)化配置仍有很大提升空間；工業(yè)經濟增長短期面臨下行壓力。最后，提出了促進河南工業(yè)經濟增長的相關建議。

要素配置；工業(yè)經濟；面板數據

河南省承接東西、橫貫南北，是中部經濟體量最大、全國第五的省份。自2005年以來，河南工業(yè)經濟在河南經濟結構中穩(wěn)居半壁江山。近年來，隨著中國經濟步入“新常態(tài)”，河南工業(yè)經濟增速在多年快速增長之后出現了下降。在當前“糧食生產核心區(qū)”“中原經濟區(qū)”“鄭州航空港經濟綜合實驗區(qū)”“鄭洛新國家自主創(chuàng)新示范區(qū)”“自貿試驗區(qū)”“中國 ( 鄭州 ) 跨境電子商務綜合試驗區(qū)”等國家戰(zhàn)略實施的背景下，河南工業(yè)經濟發(fā)展既面臨機遇又富有挑戰(zhàn)。對區(qū)域經濟增長的研究，在理論和實證分析上很多學者都做了諸多研究和探討，多數文獻強調了區(qū)域經濟的影響因素。伍山林[1]研究了中國農業(yè)勞動力的流動對中國經濟增長的貢獻。陳寧[2]通過實省轄市實證檢驗了FDI、國際貿易對經濟發(fā)展有短期和長期影響，且具有較強的時滯效應。賀京同等[3]基于全行業(yè)視角，考察了要素配置、生產率對經濟增長的影響，認為中國的勞動生產率為“結構紅利”，而資本生產率為“結構負利”。在區(qū)域經濟增長中，工業(yè)經濟增長由于其重要的地位而被廣泛關注，同時工業(yè)是最先向新常態(tài)過渡的領域[4]。學者們實證考察了中國工業(yè)經濟發(fā)展的驅動因素，耿修林[5]從固定資產投資、吳瑾[6]從就業(yè)結構、黃慶波和范厚明[7]從國際貿易、陳棟[8]從自主創(chuàng)新、周艷梅[9]從外商直接投資等角度，分別研究了影響工業(yè)經濟發(fā)展的關鍵因素，限于數據的可得性和收集的復雜性，這些研究更多關注了國家層面要素投入及結構、要素替代等對經濟增長的影響作用。全球金融危機特別是2012年中國經濟進入新常態(tài)后，適應新常態(tài)諸如體制、機制、環(huán)境、具體資源等對工業(yè)經濟增長影響的研究增多，但多數研究仍基于國家整體層面或是東部、中部、西部及省域[10]。如張紅霞[11]研究了2000—2013年山東省投入結構、產出彈性對山東省經濟增長的影響。在眾多文獻中，基于地市級層面研究全省整體產業(yè)要素配置與工業(yè)經濟增長關系的文獻則相對不足。經濟增長離不開區(qū)域產業(yè)內要素的合理配置，但過多關注區(qū)域產業(yè)內要素配置對區(qū)域經濟增長的影響顯然存在一定的局限性，中國各區(qū)域經濟增長本身存在著較為顯著的差異性[12]。因此，整體要素配置對工業(yè)經濟增長的影響研究應得到關注，特別是基于多種要素的整體性配置對區(qū)域工業(yè)經濟發(fā)展影響的研究更值得關注且具有現實意義。由于面板數據相比時間序列或截面數據在分析研究中具有一定的優(yōu)勢，本研究基于2004—2015年間河南省轄市面板數據，建立面板數據模型，分析各地市工業(yè)內和一二三產業(yè)間投資、勞動力要素配置對河南區(qū)域工業(yè)經濟增長的影響，以期為推動區(qū)域經濟研究和經濟發(fā)展提供參考和借鑒。

1 模型設定

鑒于生產函數在經濟分析中的廣泛運用[13]，本研究在分析勞動力、投資投入與工業(yè)經濟增長之間的關系時，采用比較有代表性的Cobb-Douglas生產函數，其表達式為：

(1)

式(1)中：Yt為經濟總產出；A為技術進步；Lt為勞動力投入；Kt為資本投入；α為平均資本產出份額；β為平均勞動力產出份額；eλt為隨機誤差項。根據SOLOW提出的“索羅殘差法”，在中性技術和規(guī)模不變假設下，全要素生產率增長率為[14]：

(2)

為估算出平均勞動力產出份額和平均資本產出份額，對(2)式兩邊取對數得：

ln(At)=ln(Yt)-αln(Kt)-βln(Lt)-λt

(3)

依據(3)式，可以確定本研究所需要的面板數據模型為：

GDPjt=cjt+αijtLijt+βijtKijt+εjt

(4)

式(4)中：GDPjt表示河南省省轄市工業(yè)增加值；cijt為截距項；L表示河南省省轄市勞動力變量；K表示河南省省轄市投資變量；α為河南省省轄市投資彈性系數；β為勞動力彈性系數；i表示河南省省轄市第一、第二、第三產業(yè)；j表示河南省的18個地市；t表示年份。

本研究采用河南省省轄市工業(yè)增加值、從業(yè)人員數、全社會固定資產投資總額分別表示工業(yè)經濟增長、勞動力投入、資本投入等各個變量。在數據選取上，選用2004—2015年河南省省轄市的面板數據，數據來源為2004—2015年間《河南統(tǒng)計年鑒》。為使各年數據具有可比性，以2003年為基期，將河南省省轄市的工業(yè)增加值用2004—2015年間居民消費價格指數進行了逐年折算得到該變量的研究數據。將全社會固定資產投資總額用2004—2015年間投資價格指數進行了逐年平減，得到研究所使用的數據。

在上述數據處理的基礎上，為了消除時間趨勢和數據單位對計量的影響，對各變量取對數，并用GDP表示河南省轄市第二產業(yè)增加值折算后數值的對數值，用L1，L2，L3分別表示河南省省轄市第一、第二、第三從業(yè)人員數的對數值，用K1，K2，K3分別表示河南省省轄市第一、第二、第三產業(yè)全社會固定資產投資總額折算后數值的對數值。

2 要素配置與工業(yè)經濟增長

為更好地揭示省轄市投資、勞動力等要素配置對河南省工業(yè)經濟增長的影響，在產業(yè)內，研究了工業(yè)勞動力、資本要素配置對工業(yè)經濟增長的影響關系；在產業(yè)間綜合考慮了省轄市總體要素(主要包括第一、第二、第三產業(yè)的勞動力、投資等)對區(qū)域工業(yè)經濟增長的影響作用。

2.1 面板數據的單位根檢驗

為防止偽回歸，在建立面板數據模型前，首先需對面板數據進行單位根檢驗。經對各變量一階差分后采用含截距和趨勢項檢驗，各變量LLC檢驗、Breitung 檢驗、IPS檢驗、ADF-Fisher卡方檢驗、PP-Fisher卡方檢驗均顯著拒絕存在單位根的原假設，各變量不存在單位根。因此，一階差分后，GDP，L1，L2，L3，K1，K2，K3變量為平穩(wěn)變量，面板數據變量為一階單整(I1)。

2.2 產業(yè)內勞動力、投資與工業(yè)經濟增長

與上述文獻分析方法一致，根據模型(4)，首先建立GDP與變量L2，K2面板數據回歸模型，來考察工業(yè)產業(yè)內勞動力、投資要素配置對工業(yè)經濟增長的作用。

由單位根檢驗可知，GDP，L2，K2為一階單整(I1)，對GDP，L2，K2進行KAO協(xié)整檢驗，ADF對應的P值為0.00，小于0.05，拒絕原假設，說明變量之間存在協(xié)整關系，可以建立GDP與變量L2，K2回歸模型。因此，首先建立固定效應模型，然后對該模型進行固定效應的冗余變量似然比檢驗(Redundant Fixed Effects Tests-Likelihood Ratio)。檢驗結果顯示：F統(tǒng)計量值為38.39，其概率P值為0.000；卡方檢驗值為316.53，P值為0.000，因此與固定效應變截距模型相比，混合回歸模型是無效的，所以拒絕原假設，則應采用固定效應回歸模型。

其次，建立GDP與變量L2，K2的隨機效應回歸模型，然后對該模型進行Hausman檢驗，結果為：Hausman統(tǒng)計量的值是29.06，P值是0.000，檢驗結果拒絕原假設，面板數據模型應該建立個體固定效應模型。

因截面數(18)大于時間序列數(12)，為消除截面存在的截面異方差，因此采用EGLS(Cross-section weights)回歸，個體固定效應模型結果為：

GDPjt=1.537+0.548L2jt+0.408K2jt

(5)

(5.74) (6.50) (20.70)

式(5)中，截距項c和L2jt、K2jt變量的彈性系數顯著性通過0.01顯著性檢驗。模型的R平方值為0.978，調整R平方值為0.976，F值為462.53，P值為0.000，說明模型擬合較好。經對該模型殘差進行單位根檢驗，殘差序列平穩(wěn)。

式(5)中的勞動力系數彈性值和投資彈性系數值分別為0.548、0.408，折算后河南省省轄市工業(yè)經濟勞動力和投資彈性系數分別為0.573、0.427，根據公式(3)，可計算出2004—2015年河南省轄市全要素生產率，見表1。

表1 2004—2015年河南省省轄市工業(yè)全要素生產率Table 1 Total industrial factors’ productivities in Henan regional cities from 2004 to 2015

全要素生產率的變動源于技術進步、資源配置、體質機制、外部因素等扣除勞動力、資本投入貢獻之外的所有因素。表1反映了河南2004—2015年間省轄市工業(yè)全要素生產率變動狀況，總算術平均值為3.96。由表1可以看出，河南工業(yè)全要素生產率總體呈穩(wěn)步增長趨勢，其主要原因得益于河南工業(yè)技術進步的影響，理由是河南地處內陸地區(qū)，經濟政策相對穩(wěn)定，對全要素生產率增長率的影響較小；在外部因素方面，河南對外開放度較低，使得外部因素短期對河南全要素生產率的影響力較小，2008年金融危機之后河南省全要素生產率非但沒有下降而且在2011年達到歷史高點5.41，而隨后呈緩慢下降趨勢。因此，綜合上述因素來看，河南省工業(yè)技術進步是影響河南省工業(yè)全要素生產率的主要原因。

從表1可以看出，河南省工業(yè)全要素生產率存在地區(qū)差異性，省會及基礎較好的地市工業(yè)發(fā)展好于其他地市，如鄭州、濟源、三門峽、洛陽，河南省工業(yè)全要素生產率相對較差的地市為駐馬店、周口、商丘。

2.3 產業(yè)間勞動力、投資與區(qū)域工業(yè)經濟增長

在上述研究的基礎上，為揭示產業(yè)間勞動力、投資與區(qū)域工業(yè)經濟增長的影響，在上述單位根檢驗的基礎上，對GDP，L1，L2，L3，K1，K2，K3變量間進行KAO協(xié)整檢驗，檢驗表明ADF的t值為-5.08，P值為0.00，拒絕不存在變量間不存在協(xié)整關系假設，即變量間存在協(xié)整關系。根據式(4)，與式(5)同理，經檢驗后應建立個體固定效應回歸模型。為消除截面異方差，采用EGLS方法回歸，結果為：

GDPjt=5.40-0.56L1jt+0.23L2jt-0.04L3jt+

(6.85)(-5.30)(2.70) (-0.53)

0.04K1jt+0.26K2jt+0.21K3jt+μi,t

(6)

(3.05)(12.25) (8.11)

式(6)中，除L3jt的系數顯著性未通過外，截距項和其余變量系數的統(tǒng)計量均通過0.01顯著性檢驗。模型的R平方值為0.988，調整后的R平方值為0.986，F值為668.88，P值為0.000，說明模型擬合較好。DW值為1.04。經對該模型的殘差進行單位根檢驗，ADF檢驗值為111.67，P值為0.00，通過檢驗，殘差序列平穩(wěn)。

與式(5)不同，式(6)增加了相應變量，考察了資本、勞動力在河南省轄市產業(yè)間配置時對其工業(yè)經濟增長的影響，整體看投資的彈性系數均為正，而第一、第三產業(yè)勞動力系數為負。

式(6)反映了產業(yè)間要素配置上的變化，從要素系數的絕對值對比看，第一產業(yè)勞動力系數的絕對值(0.56)相對較大，即對工業(yè)經濟發(fā)展影響也較大，說明當前在河南省省轄市工業(yè)經濟的增長中如何有效實現產業(yè)間要素優(yōu)化配置，特別是實現勞動力從農業(yè)向第二產業(yè)轉移是河南省省轄市工業(yè)經濟發(fā)展中需要解決的重要問題。式(6)反映了在2004—2015年間河南省省轄市第一產業(yè)存在勞動力過剩問題，與任方軍[15]前期研究的結果相一致。在投資方面，第三產業(yè)投資彈性系數為0.21，雖然小于第二產業(yè)投資對河南省工業(yè)增長的貢獻，但也是影響河南省工業(yè)經濟增長的因素之一。

式(6)的截距項的值為5.40，反映了科技進步對推動河南工業(yè)經濟增長的影響作用，說明科技進步在推動河南省工業(yè)經濟增長中具有重要作用。在綜合計算省轄市個體固體效應值與截距項之和后，可得到河南省省轄市科技進步彈性系數，見表2。

表2 河南省省轄市科技進步彈性系數表Table 2 Elasticity coefficient of scientific and technological progress in Henan regional cities

3 新常態(tài)下要素配置與河南工業(yè)經濟增長的影響

新常態(tài)是當前經濟的一個普遍特點，在式(6)的基礎上，本研究加入控制變量并建立誤差修正模型以揭示新常態(tài)下要素配置對河南省工業(yè)經濟增長的短期影響。

由式(6)殘差檢驗可知殘差序列平穩(wěn)，說明GDP與變量L1，L2，L3，K1，K2，K3存在協(xié)整的關系。令ξt=GDPjt-5.40+0.56L1jt-0.23L2jt+0.04L3jt-0.04K1jt-0.26K2jt-0.21K3jt-μi,t代表誤差修正項，建立誤差修正模型。為考查新常態(tài)下河南工業(yè)所受到的影響程度，誤差修正模型加入了控制變量γ，把2012年之前的γ值設定為0，2012年以后的值為該地區(qū)年度工業(yè)增加值。經采用EGLS方法回歸，其結果為：

ΔGDPjt=0.12-0.16ΔL1jt+0.11ΔL2jt-

(12.82)(-2.4) (2.21)

0.06ΔL3jt+0.01ΔK1jt+0.11ΔK2jt+0.06ΔK3jt-

(-1.38) (1.10) (4.81) (2.60)

0.013γjt-0.14ξj,t-1+μj,t

(7)

(-3.02)(-10.99)

式(7)中，除L3，K1不顯著外，其余變量均通過0.05顯著性檢驗。模型R方值為0.692，調整R方值為0.648，F值為15.48，P值為0.000，說明模型擬合較好。DW值為1.83，接近2，模型不存在自相關。經對式(7)的殘差進行ADF檢驗，殘差序列平穩(wěn)。

與式(6)反映長期河南省工業(yè)經濟增長不同，式(7)反映了河南省工業(yè)經濟增長的短期結果。在式(7)中，誤差修正項的系數為-0.14，表明當短期波動偏離長期均衡時，將會以-0.14的調整作用下向均衡解反向進行修正。

4 結論和啟示

1)科技進步在河南省工業(yè)經濟增長中發(fā)揮重要作用。上述研究結果表明，省轄市科技進步彈性系數為正，且遠大于其他要素彈性系數的絕對值，說明科技進步對河南省省轄市工業(yè)經濟增長具有重要作用。同時科技進步在省轄市間存在一定差異，其中，南陽、鄭州、洛陽等地市的科技進步對工業(yè)經濟增長作用優(yōu)于其他省轄市。

值得注意的是，表1與表2結果有較大差異的地市為濟源、三門峽，產業(yè)內要素配置的實證表明其在科技進步效率方面較好，而產業(yè)間要素配置的實證結果則有一定差異。

2)勞動力、投資推動了工業(yè)經濟的增長，但河南省勞動力投入效用大于投資效用。式(5)、(6)反映了要素配置對河南省省轄市工業(yè)經濟增長的影響作用。模型中勞動力、投資的彈性系數均顯著且不為零，說明勞動力、投資對河南工業(yè)經濟的增長有積極的影響作用。

式(5)、(6)中河南省省轄市勞動力彈性系數絕對值之和大于投資的彈性系數絕對值之和，即勞動力投入效用大于投資效用，這與一些學者關于全國經濟發(fā)展的投資效用大于勞動力效用的結論不同，是河南省工業(yè)發(fā)展的現實反映。其主要原因在于，河南省勞動力密集型工業(yè)企業(yè)較多，省轄市工業(yè)化水平較低，河南工業(yè)效率、工業(yè)化水平有待于進一步提高；其次，河南省勞動力資源豐富，其中第一產業(yè)勞動力長期嚴重過剩。

3)要素合理優(yōu)化配置仍將有很大提升空間。式(7)、式(6)各變量系數值的方向一致，其中，一、三產業(yè)勞動力彈性系數值均為負值，說明河南工業(yè)經濟增長對一、三產業(yè)勞動力有擠出效應。其主要原因是，第二產業(yè)勞動力的勞動收益大于第一產業(yè)，當勞動力第一產業(yè)流入第二產業(yè)后就會促進當地工業(yè)經濟的增長；而第三產業(yè)的勞動力流入增多則會減少第二產業(yè)就業(yè)勞動力的流入，進而影響區(qū)域工業(yè)經濟的增長。從長期均衡式(6)可以看出第一產業(yè)勞動力彈性系數為-0.56，說明在其他因素不變的條件下，長期下第一產業(yè)勞動力每減少1%，河南省工業(yè)經濟將增長0.56%，即當前河南第一產業(yè)勞動力存在過剩問題，有待于向第二、三產業(yè)進行合理轉移。

在投資方面，式(6)、式(7)的一、二、三產業(yè)投資系數均為正值，說明投資對河南工業(yè)經濟有正向促進作用，即投資能有效拉動河南工業(yè)經濟的增長；從投資系數對比來看，二產的投資系數大于三產，三產投資系數大于第一產業(yè)，它反映了2004—2015年間河南工業(yè)經濟發(fā)展過程中資金在各產業(yè)的配置效率，也為未來資金配置及流向提供了科學依據和參考。

上述研究結果表明，隨著中國市場經濟的深入，勞動力和資本配置效率在逐步提高，且逐步向更具競爭力的產業(yè)和地區(qū)流動。有效配置要素，促進要素合理流動和轉移特別是勞動力在產業(yè)間的流動和轉移將對河南省工業(yè)經濟提高具有一定意義，即在一定區(qū)域內要素合理優(yōu)化配置仍有很大提升空間。

4)新常態(tài)下，河南省省轄市工業(yè)經濟短期面臨下行壓力。式(7)的γ系數值為0.013，說明在其他條件不變的情況下，短期內河南省省轄市工業(yè)經濟增加值將比2012年前高速增長時期總量減少0.013倍，這反映了在新常態(tài)下河南省省轄市工業(yè)經濟增長受外部環(huán)境變化所造成的短期影響程度。因此，在經濟新常態(tài)下，河南省省轄市工業(yè)經濟短期內面臨下行壓力。

綜上，應對新常態(tài)，河南省省轄市應注重發(fā)揮科技作用，優(yōu)化要素配置，增加投資力度，特別應注重第一產業(yè)勞動力向其他產業(yè)的轉移，強化第二產業(yè)的投資力度，促進河南工業(yè)經濟增長。

總之，在經濟新常態(tài)下，河南應立足供給側改革，加快要素由低級產業(yè)向高級產業(yè)的轉移和流動；增強區(qū)域吸引力和要素競爭力，不斷增加要素投入規(guī)模；大力發(fā)展第三產業(yè)，提高第三產業(yè)質量和水平，進而促進產業(yè)結構的優(yōu)化升級，實現河南經濟的快速增長。

著眼于未來河南省工業(yè)經濟的發(fā)展，加快河南工業(yè)經濟結構戰(zhàn)略性調整，提升河南省工業(yè)化水平，將是河南省經濟發(fā)展面對經濟新常態(tài)下的長期任務和迫切要求。在工業(yè)經濟發(fā)展中，河南省應加快科技進步，促進產業(yè)間勞動力合理轉移，加大投資特別是對工業(yè)的投資力度，注重發(fā)揮區(qū)域產業(yè)間要素的整體配置，推動河南省工業(yè)經濟的健康、持續(xù)、快速發(fā)展。

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AnalysisofresourcesallocationimpactingonregionalindustrialeconomicgrowthinHenan

SHEN Qiong

(College of Business, Zhengzhou University, Zhengzhou 450001, China)

Based on the panel data of intra and inter industry investment, labor force allocation, and regional industrial economic growth in Henan cities in 2004—2015, using Cobb-Douglas production function, this study was to analyze the influences of various factors on the industrial economic growth, and evaluate the productivity of the total factors. The results showed that scientific and technological improvement played an important role in Henan industrial economic growth. Labor force and investment stimulated the growth of industrial economy, but the efficacy of input of labor force was greater than those of utility of investment. But the factor allocation were still able to optimized in certain areas. Under “the new normal” economy, industrial economic growth is still facing downward pressure in the short term. Some suggestions for Henan regional industrial economic development were proposed.

factors allocation; industrial economy; panel data

2017-05-12

河南省社會科學規(guī)劃決策咨詢項目(2016JC22)；鄭州市軟科學項目(172PRKXF446)

沈 瓊(1975-)，女，河南信陽人，副教授，博士，主要從事產業(yè)經濟研究。

1000-2340(2017)06-0878-06

F427

A

馬紅春)