金融贡献度测算（共7篇）
1.金融贡献度测算 篇一
摘要：本文回顾了金融发展对经济增长的贡献理论，并分析了降低交易成本、分散风险、降低监督成本、降低信息搜集成本和更有效的动员储蓄五种贡献途径。针对目前我国经济增长速度放慢的现实，提出通过国有银行完全商业化、证券市场完全市场化、推行利率市场化和加快国有企业改革等金融措施达到从长期内促进经济增长的目的。
关键词：金融发展，经济增长，贡献
TheContributionofFinancialDevelopmenttoEconomicGrowthandThoughtonChineseFinancialDevelopment.
XueFei
(SchoolofBusinessandManagement,CentralSouthUniversityofTechnology,Changsha,410083)
Abstract:Thepaperreviewedcontributiontheoryoffinancialdevelopmenttoeconomicgrowthandanalyzedfivecontributionchannels:lowingtransactioncost;diversifyingrisks;lowingsupervisioncost;lowinginformationcollectioncostandmobilizingdepositmoreefficiently.Beingaimedatlagineconomicdevelopmentofourcountry;weproposedfourmethodstopromoteeconomicgrowth:perfectcommercializationinstated-ownedbank;perfectmarketabilityinstockmarket;pushingmarketabilityofinterestrateandquickeningthereforminstated-ownedenterprises.
Keywords:financialdevelopment,economicgrowth,contribution
目录
一、理论回顾
二、金融发展对经济增长的`贡献途径
三、对中国金融发展的思考
参考文献
2.金融贡献度测算 篇二
关键词：科技进步贡献率,索洛余值法,经济增长
自20世纪八十年代以来, 秦皇岛的经济迅速发展, 年均增长率接近12%。根据经济学的有关理论, 经济的增长方式有两种:一种是主要依靠增加资本、劳动等要素投入的粗放型增长方式;另一种是主要依靠科技进步来实现的集约型增长方式。过去30年, 秦皇岛经济的高速增长是粗放型增长方式还是集约型增长方式?要回答此问题, 需要对秦皇岛的科技进步贡献率进行测算。另外, 秦皇岛于2010年成为国家创新型试点城市, 创新型城市的主要特征是经济社会发展主要依靠科技创新驱动, 知识的生产、应用和扩散成为创造社会财富的主要手段, 科技进步对经济发展贡献显著。秦皇岛“十二五”规划纲要也提出, 科技进步对经济发展的贡献率达到60%以上。因此, 科学的测算秦皇岛的科技进步贡献率成为一项紧迫的重要课题。
一、科技进步贡献率测算方法的选择
科技进步贡献率是指广义技术进步对经济增长的贡献份额, 它是一个经济学的概念, 反映在经济增长中资本、劳动和技术进步三大作用的相对关系。当前, 国内外学者对科技进步贡献率的测算主要有以下几种方法:索洛余值法、隐性变量法、前沿生产函数法等。其中, 索洛余值法是最常用的方法, 它的基本思路是采用产出增长率扣除要素贡献率后的剩余作为科技进步贡献率。隐性变量法的基本思路是将科技进步贡献率作为一个隐性变量, 在检验数据平稳性和协整性的基础上, 利用状态空间模型做极大似然估计来测算科技进步贡献率。而前沿生产函数法测算科技进步贡献率的一般过程是:先利用观察样本估计出前沿生产函数中待估参数, 然后根据Kumbhakar (2000) 所提出的方法进行全要素生产率方面的分解, 将其分解为技术进步、技术效率、配置效率和规模效率四个部分, 最终测算出科技进步贡献率。尽管多年来人们对用索洛余值法计算科技进步贡献率颇有微词, 但索洛余值法在当代西方经济学界还是被广泛认同的, 保罗·萨缪尔森和威廉·诺德豪斯还直接以索洛余值法来计算美国的全要素生产率 (TFP) 。OECD赞成发达国家使用索洛余值法。我国在1992年《国家计委、国家统计局关于开展经济增长中科技进步作用测算工作的通知》中, 也推荐使用索洛余值法。因此, 本文选择索洛余值法计算秦皇岛的科技进步贡献率。
索洛余值法的基本公式是:
式中yt为第t年的经济增长率, kt为第t年的固定资本存量增长率, lt为第t年的劳动力增长率, rt为yt第t年的科技进步增长速度。α和β分别为资本和劳动的产出弹性。索洛余值法的假定是, 在假定没有科技进步的情况下, 劳动力和资本存量 (加权) 平均每增长1%, 经济产出也应当相应增长1%, 但在现实经济生活中, 科技进步是广泛存在的。因为有科技进步, 经济增长率一般要大于资本存量增长率和劳动力增长率的加权平均数。经济增长率减去资本存量增长率和劳动力增长率的加权平均数后的余值, 就是科技进步增长速度。根据科技进步贡献率 (用EAt表示) 衡量的是广义科技进步对产出增长的贡献率, 即在第t年产出增长中科技进步因素所占的比重, 计算公式为:
二、数据的选择及测算结果
(一) 产出数据。
对于产出指标, 绝大多数研究都是采用国内生产总值指标, 但是按当年价计算的GDP变动包含价格变动的影响, 不能准确反映经济增长。本文根据《秦皇岛统计年鉴》中公布的当年GDP指标和商品零售价格指数调整计算各年的GDP。
(二) 劳动投入数据。
对于劳动投入, 一般有两种指标可供选择, 一是从业人数;二是全社会劳动报酬 (或工资) 。从业人数各年数据可直接用于对比, 但是忽视了劳动投入的质量差异;而采用劳动报酬作为指标, 不仅考虑了劳动投入的数量, 也考虑了劳动的质量因素。但由于劳动报酬受到物价、工资政策等因素的影响较大, 目前尚无法取得可比价的劳动报酬资料, 同时劳动报酬的高低与劳动力素质之间不存在直接对应的关系, 影响劳动报酬的因素除了劳动力的素质外, 还有许多其他因素。故本文采用从业人数进行测算。
(三) 资本投入数据。
这里使用的资本投入数据, 是存量而不是流量, 是物质资本而不包括货币资本。现行统计中没有全社会口径的物质资本存量指标, 资本存量需要在统计资料的数据基础上进行估算。测算资本存量的基本方法是由Goldsmith于1951年开创的永续盘存法。本文采用这一方法。其基本公式为:
Kt、It、Pt、δ分别代表第t期的资本存量、固定资产投资额、价格指数、折旧率。在本文中, 基期资本存量K0为15.0196亿元, 折旧率取值为8%。
(四) 劳动和资本的产出弹性。
在应用增长速度方程研究科技进步贡献率的大小时, 首先必须确定资本产出弹性系数α和劳动产出弹性系数β。在估算之前, 我们首先利用Wald检验方法来检验规模收益不变, 即α+β=1的假设。Wald检验是利用无约束回归方程Ln (Yt) =c+αLn (Kt) +βLn (Lt) +εt的OLS回归结果, 对Ln (Kt) 和Ln (Lt) 的系数进行线性约束检验, 具体结果如下:
P>0.05表明在5%的显著性水平上, 我们不能拒绝原假设, 即认为秦皇岛经济在1980~2010年间处于规模收益不变。这样, 我们通过约束回归方程的OLS回归, 得到如下结果:
以上回归结果较好, 由此我们认为α=0.4621, β=0.5379, 将α、β、实际产出增长率、劳动投入增长率和资本存量增长率代入 (1) 式, 便得到了秦皇岛1981~2010年的科技进步贡献率, 具体结果见表1。 (表1)
三、测算结果的分析
由表1我们可以看出, 在不同的历史时期, 科技进步对经济发展的贡献存在着明显的差异。1981~1990年秦皇岛的科技进步贡献率波动幅度比较剧烈, 这是由于当时经济体制和市场条件发生剧烈频繁变化所导致的。如农业农村改革、国营企业放权让利等制度变迁, 使生产力得到极大解放, 从而导致科技进步贡献率在某些年份 (1983年和1988年) 很高, 而随着改革开放步伐加快, 一些制度上的深层次矛盾逐渐显现, 从而制约了科技对经济增长的促进作用, 使得某些科技进步贡献率较低, 有的年份甚至为负值。总体来看, 这十年间, 秦皇岛科技进步贡献率较低, 经济的发展主要依赖于资本和劳动力等要素投入的增长, 是一种较典型的粗放型发展方式。
1991年到2000年, 秦皇岛的科技进步贡献率虽然也有波动 (最高的年份为82.90%, 最低的年份为-36.47%) , 但大多数年份较高, 其中1991年、1994年、1995年、1997年、1998年、2000年的科技进步贡献率均超过了50%。1999年科技进步贡献率为负值, 其原因是:当资本投入、劳动力投入增长过快, 没有很好的科技进步作支撑, 有限的社会资源得不到合理的配置和利用时, 虽然产出有所增加, 但增长率低于资本和劳动力的增长率, 表现出来就是经济增长的质量不高。但这十年间科技进步贡献率的平均值为47.19%, 这表明, 在秦皇岛经济发展过程中, 科技进步的推动作用比20世纪九十年代以前大大增强。
进入21世纪后, 秦皇岛的科技进步贡献率呈现出较稳定的状态, 近十年来, 科技进步贡献率的平均值为52.45%, 比20世纪九十年代提高了5个百分点, 这充分说明了秦皇岛经济增长的质量有了进一步提高, 科学技术对经济发展的支撑和引领作用日渐明显, 持续性逐渐增强。
参考文献
[1]李兵.我国科技投入对经济增长贡献的实证研究[J].科学学研究, 2009.2.
[2]赵志坚.我国科技投入对GDP拉动效应的实证分析[J].经济数学, 2008.1.
[3]辛永容.要素产出弹性与技术进步贡献率的测算[J].管理科学, 2009.2.
3.金融贡献度测算 篇三
消费金融的爆发式增长，不仅需要国家的政策支持，更需要消费文化为其提供赖以生存的土壤。以美国为例，20世纪初期超前消费文化的空前发展引导民众改变了消费习惯和生活方式，负债消费的人数越来越多，民众纷纷使用分期付款方式透支消费，成为拉动20世纪初期美国经济发展的重要力量。1926年的一项抽样调查数据显示，美国提供汽车贷款的销售融资公司贷款总额几乎达到了40亿美元。
那么我国消费者能否接受消费金融？启动消费金融能否激发消费意愿？为真实了解目前我国消费文化的普及程度，探究消费金融的增长潜力和发展趋势，光大银行信用卡中心选择北京和河北两个区域进行了抽样调查。本次调查共发放问卷500份，收回问卷425份。调查人群年龄从20～60岁，涵盖人群和行业广泛。调查内容包括受访者对消费金融的了解程度、使用感受、消费预期和消费意愿等。通过对收回的调查问卷进行统计分析，主要结论如下。
现象一
使用比例较高，了解程度有待提升
如果从1985年我国发行第一张信用卡即进入消费金融时代算起，消费金融的发展至今已经接近30年，但这并不意味着消费文化已经渗透到了民众的生活中。在本次问卷调查中，一个值得关注的现象是，在未告知信用卡、车贷、房贷都属于消费金融范畴的情况下，超过七成人表示不了解消费金融，这和消费文化的欠缺不无关系。在调查员进一步提示的情况下，对受访者使用和了解消费金融的程度进行了统计分析。结果如左图：
统计结果显示，将近70%的受访者在近几年里使用过消费金融产品，北京地区由于金融市场较发达，这一比例已经超过80%，河北地区也已经超过50%。但是从性质来看，河北地区受访者多数是使用信用卡、房贷、车贷；而北京地区受访者还在旅游、家装、教育等领域使用过消费金融产品。
虽然消费金融已经渗透到了大多数民众的日常生活中，但是对消费金融认知不足是制约其进一步发展的一大障碍。调查数据显示，较为了解消费金额的受访者仅占32.00%，不了解的受访者有28.24%。分地区来看，北京地区受访者对消费金融认知明显高于河北，45.99%受访者了解消费金融，41.71%的受访者了解一点，而河北地区有21.01%的受访者了解消费金融，38.22%的消费者了解一点。由于河北地区金融市场与北京相比不够发达，受金融产品较少的影响，消费文化相对不发达，这在很大程度上模糊了他们对消费金融的认知。尽管国家鼓励消费金融并配套出台了相关政策，但实际上如果消费文化这道制约消费金融的门槛无法突破，那么在城镇、农村提倡的金融创新将会是一个相当漫长的过程。
现象二
储蓄仍是首选，消费较为保守
消费文化欠缺的另外一个表现就是民众的消费意愿仍不强烈。消费文化的普及，是将消费内化到人的价值观念和生活习惯中，从而对人们的生活行为方式产生深远的影响。但是一直以来我国的国民储蓄率始终居高不下，消费意识并不强烈。2012年中国的社会消费品零售总额为20.7万亿元，而城乡居民储蓄余额已经接近了40万亿元 ，也就是说，储蓄高于消费，民众有钱不敢花。调查数据也在一定程度上反映了这个问题。
数据显示，约四分之一的受访者将家庭收入的二分之一用于储蓄，40%以上的受访者将家庭收入的三分之一用于储蓄。同时，大部分受访者表示，即使有相对固定的储蓄，但消费上仍量入为出，趋于保守。随着物价上升，城镇及农村的消费水平同步提高，与北京地区相比，河北地区消费更趋于谨慎，将储蓄作为保证生活水平、家庭财富可持续增加的重要渠道。
现象三
期待通过金融杠杆实现财富增值
虽然受访者选择勤俭节约，将家庭收入的相对一部分比例用于储蓄，但并不代表他们认同储蓄能为他们带来财富增值。很多受访者表示，由于不了解如何进行投资，迫不得已才用储蓄来对收入进行保值增值。
在调查中，近80%的受访者认同，如果合理利用金融杠杆，能够让自己的财富保值增值。分地区来看，在北京和河北这一比例分别为76%和82%。虽然河北地区比例高于北京，但河北地区受访者多是基于个人预期，认为使用金融杠杆原理会增加财富，但合理利用金融杠杆的较少，而北京地区部分受访者懂得通过银行的钱为自己增加财富，对于消费金融产品的品类认知、盈利预期更为理性。由此可见，对消费金融产品的推广、对金融杠杆的原理介绍将是我们未来普及消费文化的重点工作之一。
现象四
普遍期望提高消费金融认知程度
在调查过程中，受访者普遍预期消费金融给他们带来的不会是负担，而是一种对生活品质的改善和财富积累的增加。但目前的环境无法为他们提供更多的了解消费金融的渠道，他们期望有专业的机构答疑解惑。以下几个调查数据明显反映出这种迷茫中充满期待的心理。
从调查数据中可以看出，受访者对消费金融的前景看好，接受意愿强烈。超过六成以上的民众对其有较明显的了解意愿，希望了解如何借助消费金融给他们的生活带来改善。分地区来看，北京和河北地区分别有62.5%、72.2%的受访者希望更多地了解消费金融。
现象五
信用卡是重要的消费金融工具
调查访问反映出的另一个较为明显的现象就是民众对信用卡接受程度较高。近年来，信用卡作为一种个人消费信贷工具正逐步被越来越多人所接受，尤其是分期付款业务快速发展，使信用卡在消费金融领域不断拓展延伸，渗透率大幅提升。根据央行发布的《2012年支付体系运行报告》显示，截至2012年末，全国信用卡累计发卡量为3.31亿张，人均持有0.25张。在调查中，几乎所有的受访者都表示听说过信用卡，将近50%的受访者使用过信用卡，超过七成的消费者表明在消费文化不足的情况下，信用卡在刺激消费、推动消费金融发展方面起到了很重要的作用。
随着电子商务的兴起，网上购物成为了现代人尤其是80后、90后的一种时尚潮流。数据显示，信用卡成为了民众进行网上购物支付的首选，而在接受分期业务方面，总体上超过六成的受访者在有支付能力的前提下，接受使用分期付款购买大件消费品。河北地区消费者接受分期付款的比例高于北京地区，这体现出在城镇和农村地区，受访者普遍对金融产品充满了好奇和期待，希望有更多的金融产品能为他们提供更多的投资回报。
基于消费金融的问卷调查表明，市场对消费金融充满期待，但消费文化尚未形成，影响了消费者对消费金融的认知。未来对消费文化的舆论引导和传播，是一个必不可少的环节。信用卡作为一种基本的消费金融产品在受访者中接受程度较高，未来在普及消费文化方面将大有可为。
为了提高民众对消费金融的认知，改变消费观念，满足广大城镇、农村地区对消费金融的期待，未来信用卡产业将主要从以下5个方面为普及消费文化发挥作用。
一是加快产品创新。成功的产品能给消费者带来良好的客户体验，从而深刻改变民众的消费习惯，转变趋于保守的消费方式。以光大银行信用卡中心研发的“瞬时贷”产品为例，客户在合作商户选购商品，从申请消费信贷到放贷仅需20分钟，使贷款像存款一样简单，良好的客户体验提高了客户使用信贷消费的意愿，也在一定程度上改善了客户的消费理念。未来信用卡产业应以客户为中心加快产品创新，提高客户活跃度，激发客户的消费热情。
二是提升服务质量。方便、快捷的支付结算体验和安全舒适的用卡环境能够使持卡人更愿意将消费的潜在欲望转变成现实的购买，从而提高民众的消费意愿。如光大银行信用卡中心推出的“五星级客户服务体系”，切实提升了客户服务感受度和满意度，受到了广大客户的认可。未来信用卡产业应注重改善服务品质，对现有服务体系进行升级和创新，以优质的服务去赢得消费者的信赖，从而承担起推动普及消费文化的重任。
三是加大宣传力度。消费金融需要一个培育过程，提高民众对消费金融的认知、教会消费者如何利用金融杠杆对财富进行保值增值是当前普及消费文化需要重点开展的动作。鉴于信用卡渗透率高，在消费者中影响范围广，所以未来信用卡产业将与其他部门配合，扩大对消费金融的宣传规模，其中就包括理财知识、个人资产规划、金融杠杆合理利用等内容对消费者进行详细的讲解说明，提高消费者的认知。
四是拓宽小城镇市场。随着城镇化进程的加快和农民收入的提高，城镇和农村地区的消费需求日益扩大。为满足城镇和农村地区对消费金融认知的期待，同时也响应银监会发布的《关于做好2013年农村金融服务工作的通知》的要求，未来信用卡产业应积极将受理网络向小城镇市场延伸，创新完善小城镇建设信用卡服务功能，设计符合小城镇建设的信贷产品，以推动小城镇地区消费金融的发展。
五是加强人才培养。消费文化的普及推广与金融专业人员有直接关系。当金融专业人员对消费金融产品了解得越多，向客户传播时，客户的了解意愿就会增强。同时，金融机构为客户提供详尽的业务解释能够在一定程度上开拓客户资源，提高客户满意度，提升盈利水平。为了实现这样的双赢，信用卡产业应努力提高工作人员素质，加强人才培养，以精干的团队带动信用卡业务的开展和消费文化的普及。
4.金融贡献度测算 篇四
目前国内外鲜有关于疾控工作对期望寿命贡献定量测算的研究思路与方法[4,5],本研究尝试站在“大预防” 的视角,通过建立“疾病预防—降低发病 / 患病—减少死亡—期望寿命提升”的定量关系,明确疾病预防控制对人群期望寿命提升的贡献,凸显疾控工作的重要地位和价值,促进疾控事业的持续发展[6]。
1疾病预防控制对人群期望寿命提升贡献的研究思路
由于各类疾病的规律及预防所起作用相差迥异,该部分研究针对传染病、慢性非传染性疾病(以下简称“慢性病”)、意外伤害分别展开研究探索。
1.1传染病防控对期望寿命提升的贡献
世界卫生组织认为,在发展中国家,要减少疾病、促进健康,关键是使所有人得到“卫生安全的食物、饮用水和良好的环境卫生”[7]。按照这样的观点,上述除了医疗技术进步之外的其他所有因素对期望寿命的影响正是通过提供良好的环境、清洁的食物、干净的饮用水等减少疾病的发生来实现的。从功能上看,这些途径皆属于“大预防”的范畴。因此,站在“大卫生”“大预防”的角度,预防的作用在于降低传染病的发病和防止传染病的复燃[8]。 由于发病降低必然会带来死亡的减少,而死亡减少必然会提升人群期望寿命。因而,只要明确传染病发病降低与死亡减少之间的量化关系,传染病防控对期望寿命的定量关系即可明确。
1.2慢性病(意外伤害)防控对期望寿命提升的贡献
慢性病和意外伤害预防控制对期望寿命提高的贡献, 从三级预防的层面来看 :一级预防的作用,与传染病防制中控制发病率类似,通过开展健康教育等方式,控制慢性病和意外伤害新发病例从而降低其患病率 / 发生率,减少死亡提升期望寿命 ;二、三级预防则通过对已患慢性病和发生伤害病人采取各种措施,延缓患病人群的平均死亡年龄,使其患病后存活年限延长,达到提高期望寿命的目的,同样也遵循“慢性病和意外伤害防控—降低患病、延长生存—减少或延缓死亡—期望寿命提高”的主线展开。
2疾病预防控制对人群期望寿命提升贡献的测算方法
现以传染病防控为例,介绍疾病预防控制对人群期望寿命提升贡献的测算方法,慢性病和意外伤害测算的方法类似。
2.1测算疾病预防控制减少发病对期望寿命的贡献
不同年份间(如1950—2010年间)传染病防控贡献的测算分两步完成,首先需明确“发病降低—死亡减少” 之间的关系,测算预防控制带来死亡减少的人数 ;其次是计算预防对期望寿命提升的贡献。为了便于说明,将测算起点年份记为年份1,终点年份记为年份2。
2.1.1计算发病(患病)降低带来死亡减少的人数。第一, 以终点年份的各年龄组传染病发病率i2x(x代表各年龄组),代入起点年份各年龄组,按照起点年份各年龄段人口数计算起点年份各年龄段推算发病人数I′1x;第二,将起点年份各年龄段推算发病人数I′1x按照起点年份“发病— 死亡”比例,计算出起点年份推算传染病死亡人数D′1x;第三,将起点年份推算传染病死亡人数D′1x与起点年份实际传染病死亡人数D1x作差,得到因疾病预防减少传染病发病而导致死亡的减少数目T ;第四,为剔除治疗水平差异带来的死亡减少,以终点年份的发病—死亡比代入起点年份的传染病发病人数中,计算出起点年份推算传染病死亡人数d′1x;再与起点年份传染病实际死亡人数D1x作差,得到由于治疗等引起的发病死亡减少人数M,也就是说如果没有治疗的话,该部分人群还是应该死亡的,也应作为预防发病下降而来的死亡减少人数 ;第五,因预防控制减少死亡的人数总数即为T+M之和。上述过程具体如图1所示。
2.1.2计算疾病预防对期望寿命提升的贡献。第一,将起点年份各年龄组的实际死亡人数减去上述步骤中计算得到的各年龄组因预防减少死亡的人数T+M,即得到在预防发挥作用下终点年份的推算死亡人数,再通过简略期望寿命表法,推算在预防发挥作用下终点年份的推算期望寿命E′2;第二,通过简略期望寿命表法,分别计算起点年份和终点年份实际期望寿命(E1和E2);第三,预防减少死亡所带来的寿命提升(E′2-E1)与起始年份到终点年份期望寿命提升(E2-E1)的比值,即为预防贡献度。
具体计算过程如图2所示。
2.2以1990—2010年传染病防控对期望寿命提升的贡献为例展示具体测算过程
首先,以1990年各年龄组人口为基础,按照2010年各年龄组发病率(表1第4列)推算得到的推算发病人数如第5列所示 ;以推算发病人数乘以1990年各年龄组的发病 - 死亡比(如第3列所示),得各年龄组推算死亡人数如第6列所示 ;将1990年实际传染病死亡人数与推算死亡数之间求差,即得到因预防减少传染病发病而导致死亡减少人数T=-142(第7列 =2-6);
其次,以1990年各年龄组发病数为基础,按照2010年各年龄组发病 - 死亡比,得到推算病死人数如第8列所示,将1990年实际传染病死亡人数与推算病死数之间求差,得到因预防减少传染病发病而导致病死减少人数M=125人(见第9列);
第三,因传染病预防带来的死亡人数减少的总数合计T+M=-17人,如第10列所示 ;
第四,通过简略期望寿命表法测得,1990年期望寿命E1990为72.06岁,2010年期望寿命实际E2010为79.57岁, E′2010为72.18岁,计算过程如表2。
第五,1990—2010年期望寿命的提升中,预防的贡献为 :
3讨论
本文重点明确了疾病预防控制对期望寿命贡献探索的思路、步骤与方法,为全国各地测算疾病防控工作的贡献提供了方法学。借助该测算思路,可以明确疾病预防控制体系建设以来(2002年)、改革开放以来(1978年)和新中国成立以来(1949年)等重点年份传染病、慢性病、 意外伤害防控等工作对期望寿命提升的贡献。在数据资料可得的前提下,还可以测算传染病中的疫苗可预防疾病(如结核病、肝炎、百日咳、破伤风等)、慢性病中的高血压、糖尿病等重点工作条线的贡献大小。当然,定量测算疾病预防对期望寿命贡献的方法仍需进一步探索,本研究仅是抛砖引玉,为更精确地测算贡献提供借鉴。
(单位 :人)
在上述测算思路中,如何建立“降低发病 / 患病—减少死亡”的定量关系是关键所在。通常来说可以通过两个途径实现:一是利用疾病“发病(患病)—死亡”比例关系, 初步估算发病数与死亡数之间定量关系 ;二是疾病死亡的规律符合Poisson分布,因此可以应用Poisson回归建立模型,以疾病死亡率作为应变量,疾病发病数、年份等为自变量建立模型,从而更精确地测算发病降低带来的死亡减少人数。本研究选择了第一种测算思路,以估算疾病防控对期望寿命提升的贡献程度 ;在下一步研究中,将深入探索并建立Poisson模型[9],使得疾病防控的贡献测算结果更加精确。
5.金融贡献度测算 篇五
农业机械化是农业现代化的重要标志, 是现代农业生产技术实现的工具和载体。同时, 农业机械化又可以抢季节、保农时, 提高土地利用率和生产率, 提高农业抗御自然灾害的能力;可减轻农业劳动强度;可促进劳动力转移, 繁荣农村经济, 提高农村劳动者的科学文化水平[1]。另外, 农业机械化作用的描述, 是一种定性的描述, 对于如何科学地定量估计出农业机械化在农业生产中的作用问题, 是人们一直关注的问题[2]。为此, 在现有研究的基础上, 研究提出了一种基于增长速度方程的有约束农业机械化贡献的定量测算方法, 克服了现有文献给出的增长速度方程参数估计方法与生产实际不符的情况, 即有时会出现投入要素的产出弹性为负的情况。
1 增长速度方程的推导
在农业生产中, 如果有n种投入要素, 即X1, X2, …, Xn, 当用Y代表农业产出时, 则农业生产函数的一般形式为
式中t—时间变量;
m—观测值的个数。
如果在农业生产中, 技术进步为希克斯中性[3], 则投入与产出之间的关系为
式中A (t) —t时刻的技术水平。
对式 (3) 进行微分得
式 (4) 两边同除以Y得
式 (5) 中, 恰好就是Xi的产出弹性[9], 如果令
则有
一般称式 (10) 为增长速度方程。
2 增长速度方程的参数估计方法
当用差分近似代替微分时, y (t) , x1 (t) , x2 (t) , …, xn (t) 的观测值y' (t) , x'1 (t) , x'2 (t) , …, x'n (t) 可分别按前向差分、后向差分或中心差分近似计算[10]。前向差分为
后向差分为
中心差分为
为了使差分后的数据与观测数据个数相同, 第一个数据按前向差分处理, 最后一个数据按后向差分处理, 其余的按中心差分处理[11,12], 即
当令
构造以增长速度方程误差绝对值之和为目标, 以各投入要素产出弹性αi≥0 (i=1, 2, …, n) 为约束条件的优化模型为
由于上述模型为非线性优化模型, 存在求解繁琐、效率低下和没有解析解[13]等缺点, 因此作者对其进行了进一步研究。当设
则有如下关系
于是, 上述非线性优化模型 (20) 便转化为如下的线性规划模型, 有
通过求解上述线性规划模型, 便可获得各投入的产值弹性αi (i=1, 2, …, n) 。
3 农业机械化贡献的测算模型
为了分析问题方便起见, 不妨设投入要素X1 (t) 为t时刻农业机械化投入, 则α1x1 (t) 就代表农业机械化在农业产出增长中所起的作用。若令g1 (t) 代表t时刻农业机械化在农业产出增长中的贡献, 则有
式 (25) 就是t时刻农业机械化在农业产出增长中贡献的测算模型。
当有m年的观测数据, 则m年农业机械化在农业产出增长中的平均贡献g1为
式 (26) 就是农业机械化在农业生产中贡献的测算模型。
4 应用实例
本文以黑龙江省的农业机械化为例来研究农业机械化在农业产出中的贡献率。因为黑龙江省是我国的一个农业大省, 也是我国重要的粮食主产大省, 农业产出在全国占有重要的地位, 该省的农业机械化水平较高。选取农业机械总动力、农业播种面积、化肥投入量、有效灌溉面积及种植业劳动力等对种植业产出有强相关关系的因素为投入要素, 以种植业总产量为农业产出, 其基本观测值如表1所示。
以上数据经过差分处理后, 结果如表2所示。
其数学模型如下:
目标函数为
约束条件为
通过带入数据求解上述线性规划模型, 便可获得相应时间内各投入要素的产值弹性, 以求2008年农业机械化贡献率为例, 其运算结果为a0=0.164、a1=0.671、a2=0.007、a3=0.057、a4=0.177、a5=0.107, 则2008年的农业机械化贡献率为
其他年份的农业机械化贡献率也可以分别求出, 以上共有18年的观测值, 其农业机械化在农业产出增长中的平均贡献率g1为
5 结语
6.金融贡献度测算 篇六
一、测量经济增长模型及函数的引入
(一)Cobb—Douglas生产函数及索洛余值
1928年由美国数学家Charles Cobb和经济学家Paul Douglas提出的生产函数在实际中得到了广泛的运用,在资本、劳动和技术要素投入的情况下,国民经济的产出根据C—D生产函数表示为:Yt=AtKtαLtβ(1)
(1)式中,Kt和Lt分别表示t期的资本和劳动投入量;α和β分别表示资本和劳动的产量弹性;At表示时间t期的技术水平(其中假定技术进步是“中性”的,即技术进步不改变劳动和资本的比例)。假设r是技术进步率(假定为固定不变),对于t是连续的情况,有:At=er t
该式代入(1)式则有:Y=ert KαLβ
对上式求全微分并同除以Y得到:
公式(2)就是新古典经济增长模型中的索洛—米德(Solow—Meade)模型,根据该模型从而得到结论:综合要素对经济增长的贡献率(r)等于从经济增长率(y)中排除资本要素贡献率(αk)和劳动要素贡献率(βl),这个剩下来的“余值”便是索洛余值。
用EA、EK、EL分别表示全要素增长、资本增长和劳动增长对总产出增长的贡献率,有:
其中,y、k、l分别表示产出、资本和劳动的年均增长速度,可表示为:
另外,将公式(1)进行自然对数变换可得:
通过以上回归方程估计出α和β值,便可根据方程(2)计算出索洛余值r。
(二)索洛余值法的修正——有限多项式滞后模型的引入
在现实经济社会中,时间滞后现象普遍存在。很多情形下,被解释变量Yt不仅受同期解释变量Xt的影响,而且还明显依赖于X的滞后值Xt-1,Xt-2…,这就是分布滞后模型。本文重点分析有限滞后模型。有限多项式滞后模型是阿尔蒙(Almon)于1965年提出的,其基本思想是:利用多项式减少模型中的参数,然后用最小二乘法估计参数,再根据多项式参数和原函数参数之间的对应关系计算出原函数参数值。
本文通过测算与比较,确定分布滞后模型的滞后期为3,最高阶数为2。从而得出方程:
此式称为阿尔蒙多项式变换。则模型可以变成
计算出θ0,θ1,θ2的估计值后,可利用以下等式:
通过上述变换,减少了解释变量个数,并从中计算出参数α,β0,β1,β2的估计值。
二、综合要素对湖北省经济增长贡献率的测算
(一)变量选择
对综合要素贡献率测算涉及产出量Y、资本投入量K和劳动力投入量L。
1. 产出量Y。
本文采用湖北省GDP作为产出量。利用湖北地区生产总值指数将所有年份的产出量换算为1990年为基准的实际GDP。
2. 资本投入量K。
本文以每年的全社会固定资产投资额作为资本投入量。用1990年为基期的固定资产投资指数将历年固定资产投资额转化为不变价格进行计算。
3. 劳动投入量L。
本文采用历年年末从业人员数作为劳动投入量。
(二)参数估计
利用《湖北省统计年鉴》相关数据,将1990—2009年湖北省地区生产总值、固定资产投资和年末从业人员作样本数据,选用Eviews6.0建立湖北省综合要素贡献率参数估计的模型程序,对模型进行参数估计并检验,如下:
其中,LnY、LnK、LnL分别表示产出量、资本投入量、劳动投入量的自然对数,表示为某一变量变动引起其他变量变化的弹性,T为时间序列。AR(1)表示1阶自回归模型。PDL(Ln K,3,2)表示对Ln K进行多项式分布滞后变换,滞后期为3,多项式次数为2。
根据表1模型计算结果,得到湖北省综合要素贡献率长期均衡模型,如下所示:
(三)对模型和数据的检验
作为统计分析的重要组成部分,模型的检验是判断方程性能和经济意义解释力的重要手段,此处主要进行拟合优度检验、自相关性检验、异方差性检验和平稳性检验。
1.判定系数检验。
从来看,其值高达0.996,说明变量对结果的解释程度很高,显著性上通过了假设检验。
2.自相关性检验。
观察到DW值为2.064,不能拒绝不存在自相关的原假设,故认为变量不存在自相关性。
3. 异方差性检验。
本文采用White检验,得到显著性P值为0.0826,即在10%的显著性内,并不能拒绝存在异方差的假设,因此可认为不存在明显异方差。
4. 平稳性检验。
在时间序列计量经济模型中,为了避免非平稳和非协整问题,我们要对数据进行平稳性ADF检验。结果(见表2)。
注:表中“检验形式”(C,T,K)分别表示单位根检验方程的常数项、时间趋势和滞后项的阶数,加上滞后项是为了使残差项为白噪声。从上表可得,各变量均为2阶单整序列,可以进行回归获得协整。
从对模型和数据的各种检验结果可以看出,模型整体表现出了良好的适应性,可以据此对其进行经济解释和分析。
(四)湖北省综合要素生产率测算结论
根据改进后的模型测算出了1990—2009年湖北省资本、劳动和其他综合要素对经济增长的贡献率(如表3所示)。
三、对结论的分析和相关政策建议
(一)回归方程的分析和解释
1. 资本的产出弹性(α)较高,达到1.5136,这说明在经济发展的过程中资本要素比较稀缺,投资需求程度较高。
2.劳动的产出弹性(β)也较高,达到0.6973,这说明经济发展过程中劳动要素也较为稀缺,特别是一些高素质劳动者的缺乏,成为湖北省经济发展的“瓶颈”。
3. α+β=2.2109,说明湖北省存在着较为明显的规模经济效应,发展潜力也较大。
4. TFP平均增长率(r)仅仅为7.36%,说明湖北省的综合要素发展水平较低,与相邻省份及全国都有不小的差距。
5. TFP平均贡献率(EA)也只有20.38%,说明目前的增长基本是靠大量的资本和劳动要素的投入,特别是资本的投入来实现的,属于明显的粗放型经济增长方式,综合要素的优势并没有充分发挥。
(二)提高综合要素生产率的相关政策建议
1. 重视技术进步在经济增长中所起的作用。
在现代经济中,技术进步发挥着日益重要的作用。一方面,它提高了要素生产率,节约了生产要素投入量,这在人均资源贫乏的中国更是具有十分重要的意义。而当前中国经济的高速发展是依靠资源的大量投入来维持的,这种粗放型生产模式在中国并不能持久下去,而且造成了环境的严重污染。另一方面,技术进步不仅引起经济总量的增长,而且由于社会分工、协作与专业化的加深以及劳动生产率的提高,促进了经济结构的变化。目前,湖北省三种产业结构分布不尽合理,农业比例过大。相比相邻及全国不少其他省市仍处于比较落后状态,这使我们更有理由大力发展先进技术,优化产业结构,促进湖北省电子计算机、汽车、医药、生物工程等核心产业的进一步发展,在全国乃至全世界创造出自己的核心产业和技术,增强其市场竞争力。发展技术上,以技术引进和自主开发并重,以符合本省的具体情况为基本原则进行选择性的开发、吸收及利用,通过引进技术,在较高的起点发展经济,促进技术进步,增强自主开发能力。
2. 重视人力资源的开发,对人才的培养要有制度性的安排。
尽快缩小与人才发达省份和国家的差距,应是湖北省促进经济发展的重要战略决策,而且湖北省拥有众多的高等院校和科研机构,具有良好的人才开发与创新平台,像武汉“光谷”、鄂州“中国药谷”等。这为我们培养和引入科技人才提供了良好的环境,我们要用尽可能优惠的政策留住人才,使湖北省的科技进步有高素质的人员保障。只有提高劳动者的整体素质,让服务型科技型管理型人才都服务于湖北的经济建设,才能够加快经济增长方式的转变。
3. 进一步加大规模经济的效率,提高资本积聚的能力。
从模型回归分析的结果来看,湖北省还是有较为明显的规模经济的,但需要进一步的提高,主要可以通过企业间的重组、兼并等手段实现企业的做强做大,提高企业的竞争力和影响力,力争在全国创造出若干个有影响力的产业和企业。
4. 敢于制度创新,为行业提供良好的发展平台。
根据美籍奥地利经济学家熊彼特的观点,创新在经济发展中起了巨大的作用,其中包括制度创新。将制度变革引入经济增长过程,才能为技术创新、经济发展提供有效的保证。制度创新一般包括产权、经济制度等方面。随着中国开始由计划经济体制逐步向市场经济体制转化,湖北也不例外,逐渐由市场发挥其应有的作用。但目前仍有诸多不完善之处,突出表现在政府行为的“越位”和“缺位”。另外,湖北省内的国有企业在整个经济中所占的比重还比较大,“一股独大”的情况相对其他沿海省份而言仍然严重,行业和企业的垄断阻碍了制度和技术的创新,降低了经济的效率。我们要借鉴浙江、广东等经济发达省份的经验,减少政府管制,引入竞争机制,以充分发挥市场在经济中的高效率作用,促进经济的快速发展。
摘要：在当前市场体制下,推动经济增长的主要力量逐渐由资本、劳动等物质要素转向以技术为代表的综合要素生产率(TFP)因素,资本与劳动之外的综合生产要素对经济增长的贡献率已成为判定区域经济增长模式的主要指标之一,特别是中国已经迎来刘易斯拐点(Lewis Turning-Point)和人口红利逐渐消失的情况下,综合要素生产率取代投入成为经济增长新的驱动力显得尤为重要。根据湖北省近年来相关经济数据,运用Cobb—Douglas生产函数和索洛余值计算TFP对经济增长的贡献率,最终就如何进一步提高湖北省的综合要素生产率提出相关建议。
关键词：综合要素生产率,索洛余值,C—D生产函数
参考文献
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[4]贺铿.经济计量学教程[M].北京:中国统计出版社,2000.
[5]廖先玲,姜秀娟,赵峰,何静.基于“索洛余值”改进模型的山东省技术进步贡献率测算研究[J].科技进步与对策,2010,(6).
[6]韩立杰,于海滨,刘喜波.基于索洛模型对中国经济增长的实证分析[J].北方工业大学学报,2007,(9).
7.金融贡献度测算 篇七
α (资本) β, α+β=1 (1)
该数学模型常常被后人引用作为技术进步贡献率的测算方法。本文也试图运用该模型测算广东省农业与农村技术进步贡献率。
1 数据选取
农林牧渔总产值代表产出 (Q) , 农村固定资产投资总额代表资本投入 (K) , 农村社会劳动者人数代表劳动投入 (L) , 选用1995至2008年的统计数据 (见表1) 。
2 估算劳动和资本弹性系数α、β
为了估算劳动和资本的弹性系数可把模型 (1) 变型为线性模型:
lnQ=lnA+αlnK+βlnL (2)
其中 Q:产出、K:资本、L:劳动
运用线性回归方法估算α、β值。采用spss多元统计分析软件可测算出资本和劳动弹性系数α、β分别为0.258和0.742 (R2=0.975, 标准误为0.06) 。
3 技术进步贡献率测算
为了测算技术进步贡献率可把模型 (1) 变型为:
undefined
其经济含义是产出增长率表示为技术进步增长率、资本增长率和劳动增长率的线性和, 而技术进步贡献率也就是技术进步增长率占产出增长率的份额, 由此可测算出1995年至2008年期间广东省农业与农村技术进步贡献率为12.52%, 资本增长贡献率为58.44%、劳动力增长贡献率为29.03%, 由此可见, 在此期间劳动力发挥了重要的作用。
4 说明
这里所指的技术进步是广义的技术进步, 其中包括资源配置的优化、组织管理的改良、劳动技能的提高等因素, 目前人们多称为综合要素 (TFP) 贡献率。以上的测算结果只是相对的, 与测算时间段的选取以及数据的选取有关, 选取14年的数据是为了提高测算结果的可信度。本文是采用计量经济方法客观评价技术进步对经济发展作用效果的一种尝试, 是2010年广东省农业科技星火计划项目“广东省‘十一五’农业科技发展规划评估”的研究内容之一。
参考文献
[1]迈克尔P.莫瑞 (MICHAEL P MURRAY) .现代计量经济学[M].费剑平, 译.北京:机械工业出版社, 2009.
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