湖南省技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長影響分析及相關(guān)政策建議3900字

1、湖南省技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長影響分析及相關(guān)政策建議3900字 摘 要：通過構(gòu)建C-D函數(shù)，以實(shí)證的方式論證：當(dāng)前湖南省，主要更多靠資本、勞動(dòng)力等資源的投入來實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長和經(jīng)濟(jì)總量增加的增長方式，而研發(fā)投入科技進(jìn)步對(duì)地區(qū)消費(fèi)總值的影響變化關(guān)系在短期內(nèi)是不夠顯著，說明湖南省對(duì)研發(fā)的投入在短期內(nèi)效果不明顯，或者說科技投入不能立竿見影，并沒有成為湖南省經(jīng)濟(jì)開展的近期動(dòng)力。所以，增長方式相對(duì)照舊比擬粗放。并且，根據(jù)實(shí)證分析結(jié)果，切合實(shí)際地提出相應(yīng)政策建議，希望可以對(duì)湖南省經(jīng)濟(jì)增長深化轉(zhuǎn)型成功有所幫助。 畢業(yè)關(guān)鍵詞：技術(shù)進(jìn)步；經(jīng)濟(jì)增長；深化轉(zhuǎn)型；湖南省中圖分類號(hào)：F124.3 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：167

2、3-291X202221-0068-02自改革開放三十多年以來，湖南省經(jīng)濟(jì)增長獲得了顯著的成就。據(jù)統(tǒng)計(jì)2022年湖南省GDP總量到達(dá)27 048.5億元，GDP增速為9.5%。然而湖南省的經(jīng)濟(jì)增長主要是通過高投入、高能耗以及廉價(jià)勞動(dòng)力的投入獲得的。這種粗放型經(jīng)濟(jì)增長的方式改革開放三十多年以來對(duì)湖南省的告訴開展起到了宏大的推動(dòng)作用。但與此同時(shí)，這種增長方式也使湖南省付出了沉重的資源和環(huán)境代價(jià)。為了盡快轉(zhuǎn)變這種粗放型經(jīng)濟(jì)增長方式，上至全國下至湖南省都大力提倡集約式經(jīng)濟(jì)增長，注重進(jìn)步自主創(chuàng)新才能，培育企業(yè)核心競爭力。而在集約式的經(jīng)濟(jì)增長過程中，技術(shù)進(jìn)步的作用是不可無視的。湖南省作為中部經(jīng)濟(jì)增長引領(lǐng)推

3、動(dòng)的先行者，其經(jīng)濟(jì)增長能否可持續(xù)保持長期穩(wěn)定，對(duì)中部地區(qū)整體的示范帶動(dòng)作用乃至全國的經(jīng)濟(jì)中高速持續(xù)增長都大有助益。那么在湖南省經(jīng)濟(jì)增長深度轉(zhuǎn)型期間，實(shí)證研究技術(shù)進(jìn)步對(duì)湖南省經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)力度也就越發(fā)顯得重要。從眾多技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長的研究理論梳理來看，專門針對(duì)研究湖南省技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用的文獻(xiàn)還比擬少，本文便是在已有理論研究的根底上，通過構(gòu)建回歸方程模型來討論湖南省的經(jīng)濟(jì)增長方式，以及湖南省技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的長短期影響，然后為湖南省經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)型提出政策建議提出。一、研究方法和數(shù)據(jù)處理計(jì)量分析中，需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)展對(duì)數(shù)標(biāo)準(zhǔn)化處理，在進(jìn)展對(duì)數(shù)變換之后，變量的聯(lián)動(dòng)關(guān)系就表現(xiàn)為自變量變動(dòng)的百分

4、比引起因變量變動(dòng)的百分比的程度。假設(shè)湖南省總量消費(fèi)函數(shù)是柯布道格拉斯C-D函數(shù)：Yt=AtK?tLtRt，本文取對(duì)數(shù)后變?yōu)閘nYt=?lnKt+lnLt+lnRt+lnAt+u，其中Yt、Kt、Lt、Rt分別表示經(jīng)濟(jì)增長、資本、勞動(dòng)力和技術(shù)進(jìn)步。?、分別表示經(jīng)濟(jì)增長、資本、勞動(dòng)力和技術(shù)進(jìn)步的產(chǎn)出彈性，lnAt為常數(shù)項(xiàng)，而u是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。本文在分析的過程中，選取地區(qū)消費(fèi)總值gdp來衡量湖南省的經(jīng)濟(jì)增長，而將固定資本投資fcp和就業(yè)人數(shù)ye及科學(xué)研究與試驗(yàn)開展投入RD作為影響其經(jīng)濟(jì)增長的三個(gè)變量。本文根據(jù)?湖南省統(tǒng)計(jì)年鑒19902022?選取地區(qū)消費(fèi)總值GDP，年末從業(yè)人數(shù)ye及固定資本投資fcp

5、的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，根據(jù)?中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒19902022?選取科技研發(fā)投入rd數(shù)據(jù)。采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)法進(jìn)展研究，所使用的樣本為19902022年的年度數(shù)據(jù)。為消除價(jià)格因素和異方差性影響，以1990年居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI為基期1990=100，將名義GDP、固定資本投資以及科學(xué)研究與試驗(yàn)開展投入RD三組數(shù)據(jù)經(jīng)過CPI處理后變?yōu)閷?shí)際值。二、實(shí)證分析一檢驗(yàn)時(shí)間序列變量的平穩(wěn)性為防止偽回歸的出現(xiàn)，本文首先采用ADF法對(duì)lgdp、lfcp、lrd、lye及其差分序列進(jìn)展平穩(wěn)性檢驗(yàn)。其一階差分序列記為d.lgdp、d.lfcp、d.lrd、d.lye。本文使用STATA12.0版本對(duì)這些時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)展A

6、DF檢驗(yàn)和BP檢驗(yàn)，以綜合斷定其平穩(wěn)性。綜合考慮PP檢驗(yàn)和ADF檢驗(yàn)的結(jié)果，可以有把握地得出以下結(jié)論，即認(rèn)為變量地區(qū)消費(fèi)總值的對(duì)數(shù)值和研發(fā)投入RD的對(duì)數(shù)值只有一階差分之后在5%置信程度下回絕有單位根的原假設(shè)才平穩(wěn)，而固定資產(chǎn)投資和年末勞動(dòng)力的對(duì)數(shù)值不用一階差分就在5%置信程度下回絕有單位根原假設(shè)而平穩(wěn)。二協(xié)整檢驗(yàn)因?yàn)閮H有變量地區(qū)消費(fèi)總值的對(duì)數(shù)值LGDP和RD研發(fā)投入的對(duì)數(shù)值是非平穩(wěn)且一階單整的，所以只研究這兩個(gè)變量的長期平衡關(guān)系是否存在。通過stata軟件操作，發(fā)現(xiàn)選取滯后階數(shù)為4階是比擬適宜的，而且此時(shí)其協(xié)整秩為1，也就是說二者存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。這意味著湖南省GDP 增長與科學(xué)研究與試驗(yàn)開展

7、投入RD之間存在著協(xié)整關(guān)系，即二者之間存在長期的平衡關(guān)系。同時(shí)，可得到協(xié)整方程模型如下：e=lgdp-0.5114025lrd-6.422208 1該協(xié)整方程模型整體上是非常顯著的，卡方值為994.7105，p值為0.0000。該方程反映的是地區(qū)消費(fèi)總值與科學(xué)研究與試驗(yàn)開展投入RD之間的長期平衡關(guān)系。令e=0，將模型進(jìn)展變形可得：lgdp=0.5114025lrd+6.422208 2這個(gè)方程說明的是湖南省RD對(duì)湖南省的地方消費(fèi)總值的長期作用是正向的，而且比擬顯著，RD每增加1個(gè)百分點(diǎn)，長期來看，湖南省GDP就正向增加0.5114025個(gè)百分點(diǎn)。三建立回歸方程模型湖南省地區(qū)消費(fèi)總值GDP，研發(fā)

8、投入rd的取對(duì)數(shù)一階差分值平穩(wěn)，然后固定資產(chǎn)投資fcp及年末就業(yè)總?cè)藬?shù)ye的對(duì)數(shù)值亦平穩(wěn)。因此以d.lgdp為因變量，以lfcp及d.lrd和lye為自變量建立的模型整體方程估計(jì)結(jié)果見下表。從上述分析結(jié)果中可以看到，模型的F值3，19=21.30， P值ProbF=0.0199，說明模型的整體還是比擬顯著的。模型的可決系數(shù)R2=0.9889為0.9889，調(diào)整后的可決系數(shù)為0.9873為0.9873，說明模型的擬合優(yōu)度還是相當(dāng)不錯(cuò)的。建立回歸方程模型如下：d.lgdp=0.148*lfcp-2.206*lye+0.02*d.lrd +17.196 4變量lfcp的系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤是0.0950668

9、，t值為0.56，p值為0.015，在95%的置信區(qū)間為-0.0508357，0.3471184，因此系數(shù)非常顯著。變量lye的系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤事1.215939，t值是0.81，p值為0.035，系數(shù)也是非常顯著的，95%的置信區(qū)間為-4.751056，0.3389221。變量d.lrd的系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤為0.0362164，t值為0.55，相伴概率為0.186，95%的置信區(qū)間為-0.0557328，0.958709，此時(shí)系數(shù)非常不顯著。從該模型中可以得到很多結(jié)論：1固定資產(chǎn)投資的系數(shù)為正且非常顯著，這說明湖南省的固定資產(chǎn)投資對(duì)地區(qū)消費(fèi)總值的變化是具有顯著的正向作用的額，在一定程度上說明了粗放的固定資

10、產(chǎn)投資仍然是湖南省的重要經(jīng)濟(jì)增長動(dòng)力，而且固定資產(chǎn)每增長1個(gè)百分點(diǎn)，gdp就增長0.148個(gè)百分點(diǎn)。2年末就業(yè)人數(shù)的系數(shù)為負(fù)且非常顯著，這說明湖南省的年末就業(yè)人數(shù)對(duì)地區(qū)消費(fèi)總值的變化具有顯著的負(fù)相關(guān)作用的。在一定程度上說明了湖南省的就業(yè)市場(chǎng)已經(jīng)趨向飽和，過多的就業(yè)人口反而會(huì)降低經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率，減緩經(jīng)濟(jì)增長的速度。3而RD研發(fā)投入在短期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的奉獻(xiàn)很不顯著，或者說科技投入不能立竿見影，并沒有成為經(jīng)濟(jì)開展的近期推動(dòng)力。但是從協(xié)整方程2式看，RD研發(fā)投入在長期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用還是很明顯的，RD每增加1個(gè)百分點(diǎn)，湖南省GDP長期就正向增加0.5114025個(gè)百分點(diǎn)。三、對(duì)策建議本文通過對(duì)湖南省1

11、9902022年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)展計(jì)量分析看出，湖南省經(jīng)濟(jì)增長主要依靠資本和勞動(dòng)力投入來拉動(dòng)，RD投入短期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用很小，長期內(nèi)那么對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用很大，所以，綜上所述，我們可以比擬有把握地說，湖南省目前的經(jīng)濟(jì)增長方式還相比照擬粗放，間隔 集約型增長形式還有一段比擬長的路要走。為此我們應(yīng)確保經(jīng)濟(jì)穩(wěn)步快速增長的前提下，大力加大對(duì)RD 和人力資本的投入，以技術(shù)創(chuàng)新為手段，進(jìn)展產(chǎn)業(yè)晉級(jí)，實(shí)現(xiàn)湖南省經(jīng)濟(jì)增長方式由粗放型向集約型轉(zhuǎn)變。鑒于此，本文提出以下意見：1加大RD研發(fā)專項(xiàng)投入；2積極擴(kuò)大RD研發(fā)人員數(shù)量并進(jìn)步其質(zhì)量；3以技術(shù)創(chuàng)新為手段，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)晉級(jí)。參考文獻(xiàn)：1 馬克思.資本論：第1卷M.北京：人民出版社，1975：53.2 馬克思恩格斯全集：第16卷M.北京：人民出版社，1964：217.3 吳易風(fēng).馬克思的經(jīng)濟(jì)增長理論模型J.經(jīng)濟(jì)研究，2022，9：5.4 Romer P.M.Increasing returns and long-run growthJ.Journal of Political