時變參數(shù)下勞動生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的影響分析

1、時變參數(shù)下勞動消費率對經(jīng)濟增長的影響分析摘要引入時變參數(shù)，建立狀態(tài)空間模型，應(yīng)用卡爾曼濾波算法，計算了我國1952年2022年勞動消費率和經(jīng)濟增長之間的時變參數(shù)影響關(guān)系。對于估計結(jié)果進展了協(xié)整檢驗，驗證了模型的合理性。關(guān)鍵詞時變參數(shù)勞動消費率經(jīng)濟增長卡爾曼濾波一、引言在傳統(tǒng)的經(jīng)濟增長理論中，一般把勞動、資本和科技作為最主要的投入要素，利用索洛增長速度方程研究各要素在經(jīng)濟增長中的奉獻，以勞動消費率為研究對象，量化分析勞動消費率與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究較少，我國是勞動力資源非常豐富的國家，勞動在經(jīng)濟增長中的作用異常重要，分析勞動消費率對經(jīng)濟增長的影響具有重要的理論和現(xiàn)實意義。通常的研究中，將勞動力因素

2、分解為勞動消費率和勞動參與率，分析勞動力因素對經(jīng)濟增長的作用，一般都是采用最小二乘法估計得到勞動消費率與經(jīng)濟增長率之間的彈性固定影響系數(shù)，即得到兩者之間在樣本區(qū)間內(nèi)的平均影響關(guān)系。實際上，由于經(jīng)濟改革、各種各樣的外界沖擊和政策變化等因素的影響，我國經(jīng)濟構(gòu)造正在逐漸發(fā)生變化，而用固定參數(shù)模型不能完全描繪這種經(jīng)濟構(gòu)造的變化，不能反映解釋變量和被解釋變量之間逐年的關(guān)系變化。因此，本文采用時變參數(shù)，建立狀態(tài)空間模型，利用卡爾曼濾波算法研究勞動消費率增長和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。二、時變參數(shù)模型的建立一般的固定參數(shù)模型ykxut(1)式中：y被解釋變量，x解釋變量，k彈性系數(shù)，常數(shù)項，ut隨機誤差項。對于的

3、x、y序列，通過最小二乘法，可以估計出彈性系數(shù)k和常數(shù)項這里k、估計出來的結(jié)果是固定不變的。本文采用時變參數(shù)，建立的狀態(tài)空間模型和方程21有所不同：量測方程：yt=0+txt+t2狀態(tài)方程：t=t-1+t3其中，yt、xt、代表可觀測向量，0常數(shù)項，t代表狀態(tài)向量，是不可觀測變量，有待估計。這里假設(shè)狀態(tài)向量符合ar(1過程。、為ar(1)系數(shù)，假如估計結(jié)果為1，估計結(jié)果為0，那么為隨機游走過程。t、t為隨機擾動項，假設(shè)遵循如下正態(tài)分布：tn0，t22，tn0，t12。量測方程(2)表示理解釋變量和被解釋變量之間的一般關(guān)系，式中參數(shù)t稱為狀態(tài)變量。方程(3)又稱狀態(tài)轉(zhuǎn)移方程，描繪了狀態(tài)變量的生成

4、過程。本文在計算過程中，假定狀態(tài)向量符合隨機游走，帶有漂移的隨機游走，ar(1)三種形式，計算結(jié)果顯示，隨機游走過程擬合最好，所以本文最終選定了狀態(tài)方程：t=t-1t4三、時變參數(shù)模型的估計1.數(shù)據(jù)說明我國勞動消費率的計算公式：5式中：lp勞動消費率；y產(chǎn)出，單位億元；l從業(yè)人員人數(shù)，單位萬人。勞動消費率增長率的計算公式：6利用上述計算公式，按照1952年不變價格，對我國1952年2022年間的勞動消費率及其增長率進展計算。2.模型估計采用方程(3)和(4)建立的狀態(tài)空間模型，以gdp增長率為被解釋變量，以勞動消費率增長率為解釋變量，代入統(tǒng)計數(shù)據(jù)，采用卡爾曼濾波算法，利用evies5.0即可將

5、模型估計出來。限于篇幅，本文略去時變參數(shù)估計結(jié)果以及方程殘差表。四、模型檢驗對于估計結(jié)果，用evies軟件對序列g(shù)dp增長率和勞動消費率增長率進展adf檢驗,檢驗結(jié)果見表1。由單位跟檢驗結(jié)果，序列g(shù)dp增長率和勞動消費率增長率均是同階單整序列，兩者之間存在某種平穩(wěn)的線性組合。由于不能回絕時變參數(shù)模型的回歸殘差是平穩(wěn)時間序列的原假設(shè)，因此，可以認為狀態(tài)空間模型的估計結(jié)果是可靠的，說明gdp增長率和勞動消費率增長率之間存在長期的平衡比例不斷變化的協(xié)整關(guān)系，即變參數(shù)協(xié)整關(guān)系。五、時變參數(shù)估計結(jié)果分析根據(jù)時變參數(shù)模型計算結(jié)果分析時變參數(shù)趨勢圖，如圖1所示，勞動消費率增長率對于gdp增長率彈性在1953

6、年2022期間，除了1958年有一個突增而外，根本處于下降狀態(tài)，尤其在上個世紀九十年代初期下降更快。但是對于gdp增長率始終是正的拉動作用。樣本區(qū)間內(nèi)勞動消費率增長率對于gdp增長率彈性始終是正的，說明勞動消費率增長對于gdp增長具有積極作用。勞動消費率增長帶動gdp與其同方向增長，只是不同的年份，勞動消費率增長帶來的gdp增長有所不同。樣本區(qū)間內(nèi)，勞動消費率增長率彈性呈現(xiàn)總體下降趨勢，勞動消費率增長率每增加1，拉動gdp增長的幅度降低。說明了勞動消費率增長對gdp增長的拉動作用日益減弱，我國的經(jīng)濟增長更多的依賴于資本投入和科技程度的進步。勞動消費率增長率對gdp增長率彈性大于1的年份主要集中

7、在改革開放前和20世紀80年代中后期。改革開放前，勞動消費率增長對于gdp增長的作用比擬大，說明當時我國的經(jīng)濟增長中勞動的作用較為顯著，經(jīng)濟增長中勞動增長帶來的奉獻較改革開放后大。20世紀80年代中后期勞動消費率增長對于gdp增長的彈性大于1，說明經(jīng)過了改革開放初期的嘗試性探究，消費力得到解放，經(jīng)濟體制改革的體制因素作用顯現(xiàn)出來，勞動消費率的進步對于經(jīng)濟增長的拉動效應(yīng)增強。隨著改革的進一步深化，到了九十年代，勞動消費率進步所能帶來的經(jīng)濟增長有所降低，經(jīng)濟增長轉(zhuǎn)向更多地依賴資本投入增長和技術(shù)進步上來。六、結(jié)論本文利用我國宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)1952年2022年，計算了我國的勞動消費率及其增長率，通過引入時變參數(shù)，建立狀態(tài)空間模型，應(yīng)用卡爾曼濾波算法，計算了勞動消費率和經(jīng)濟增長之間的時變參數(shù)影響關(guān)系。對于估計結(jié)果進展協(xié)整檢驗，驗證了模型的合理性。通過對時變彈性的估計結(jié)果分析，得出結(jié)論如下：樣本區(qū)間內(nèi)勞動消費率增長率對于gdp增長率彈性始終是正的，說明勞動消費率增長對于gdp增長具有積極作用。樣本區(qū)間內(nèi)，勞動消費率增長率彈性呈現(xiàn)總體下降趨勢。20世紀90年代后期以來，勞動消費率進步帶來的經(jīng)濟增長有所降低，經(jīng)濟增長轉(zhuǎn)向更多地依賴資本投入增長和技術(shù)進步上來。參