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应用生产函数对水利科技进步贡献率的研究
来源:互联网 qikanw | 袁汝华 孔德财
【分  类】 基础科学
【关 键 词】 水利科技进步;贡献率;生产函数
【来  源】 互联网
【收  录】 中文学术期刊网
正文:

  摘 要:应用柯布一道格拉斯生产函数法对我国改革开放30年来水利科技贡献份额进行了定量测定。测定过程中,使用回归分析的方法对资金与劳动产出弹性作了估算。结果表明,30年来我国水利科技进步贡献率经历了稳步的增长过程,对促进国民经济增长起到了显著地作用。最后对如何提升水利科技进步贡献率提出了政策建议。

  关键字:水利科技进步;贡献率;生产函数

  中图号:F224

  在水利工程建设和水利事业管理中,无论是实现从重建到重管、从粗放型到集约型的管理手段创新,还是实现从传统水利到现代水利、工程水利向资源水利的的管理模式转变,都离不开水利科技进步。

  2008年召开的全国水利科技大会,提出了新时期水利科技工作的总体目标,即未来五年科技对水利的贡献率要由目前的40%提高到45%左右,到2020年要突破60%,全面满足建设创新型国家对水利行业的要求。本文正是在此背景下,充分借鉴已有的研究成果,对改革开放30年来我国水利科技进步贡献率进行了定量计算,以期对于全面准确地掌握水利科技创新发展状况,科学做出水利科技创新决策提供参考。

  1 科技进步贡献率测定的理论模型

  1.1 一般形式的生产函数模型

  一定时期的经济增长基本上是同这个时期内资金投入量、劳动投入量和技术进步程度成比例的。因此,任何特定时期内经济增长同生产要素的关系,都可以用生产函数的形式来加以表示。生产函数就是采用极简洁的数学形式描述一组投入要素转化为生产成果过程的经济数学模型。作为一种经济分析的工具,它主要用于模拟生产过程,分析经济增长的影响因素,为决策部门制订经济发展规划提供参考依据。如果以对产出影响最大的两个生产要素——资金(K)和劳动(L)作为基本的生产要素,则可形成一般形式的生产函数

(1-1)

  式中:Y为产出;A为技术进步的表达式;f(K,L)表示资金和劳动力的函数表达式。

  1.2 具体形式的生产函数及其参数估计

  在式(1-1)的基础上,可以构造出具体形式的生产函数,即柯布一道格拉斯(Cobb-Douglas)生产函数。美国数学家柯布和经济学家道格拉斯共同提出了柯布一道格拉斯生产函数。其具体形式为:

(0<α<1,α>0 ,β>0) (1-2)

  式中:Y 为产出;A 为技术进步因子;K 为资金投入量;L 为劳动力投入量;α 为资金弹性系数;β为劳动弹性系数,α,β都为常数,且0<α<1,0<β<1,为避免多重共线性对参数估计的影响,根据我国的实际情况并为简便处理起见,可假设规模效益不变,即α+β=1。

  在式(1-2)中,需要对系数α,β进行确定。可以由分配份额法、经验值法以及回归分析法来确定。本文采用回归分析法来对模型中的参数进行估计,并将得到的α,β的值和由分配份额法、经验值法得到的数值相比较,以验证结果的合理性。计算步骤如下:

  由于α+β=1,将式(1-2)形式变化为:

(0<α<1,α>0 ,β>0) (1-3)

  整理可得:

(1-4)

  将式(1-4)两端取自然对数得:

(1-5)

显然式(1-5)为一线性方程,参数lnA和可利用SPSS软件进行回归估计。

  将式(1-5)两端进行全微分,并假设技术进步因素是随时间变化的,则可得:

(1-6)

其中表示产出的增长率,表示劳动力投入的增长率,表示投资的增长率,

可表示劳动投入对产出增长的贡献,而可表示投资对产出的贡献,表示科技等综合因素对产出的贡献。/表示水利科技对产出的贡献率。

  2 历年水利科技进步贡献率的测度

  2.1 水利建设各投入要素贡献率的计算

  将水利基本建设投资统计资料换算成可比价格。由《中国统计年鉴》、《水利统计年鉴》及官方公布的各种数据可得表1,其中水利产出及水利投资已分别用物价指数调整过,以1980年为水平年。本次计算,投资以各年实际投资作为投入产出分析依据,水利产出效益为防洪效益、除涝效益、灌溉效益、发电效益及供水效益之和,劳动力投入以实际在岗人数计算。

  表1 历年水利建设各要素投入状况及产出效益表 年份 物价指数80 水利产出Y(亿) 水利投资K(亿) 劳动力投入L(万人) 1979 94.34 554.59 39.26 97.25 1980 100 563.02 27.07 102.49 1981 102.4 546.62 13.25 102.37 1982 104.35 538.15 16.74 102.26 1983 105.91 529.3 19.95 101.29 1984 108.88 505.11 18.99 107.07 1985 118.46 497.28 17.02 108.89 1986 125.56 506.49 18.21 113.41 1987 134.73 518 20.11 123.88 1988 162.35 526 18.88 133.73 1989 192.39 535.47 18.48 135.76 1990 196.04 542.66 24.85 138 1991 214.67 574.37 30.22 143.6 1992 247.51 609.6 39.26 144.9 1993 313.35 657.68 39.87 151 1994 345.93 736.17 48.78 148.96 1995 366.34 782.23 56.32 154.29 1996 381 829.37 62.6 158.81 1997 387.48 900.21 81.4 158 1998 386.7 1021.44 120.91 153.41 1999 385.15 1105.38 129.6 148.81 2000 389.39 1158.51 157.41 138.1 2001 390.95 1283.86 143.49 131.44 2002 391.73 1478.85 209.13 128.88 2003 400.35 1586.45 185.69 122.85 2004 416.26 1797.13 189.86 118.2 2005 423.74 1857.17 195.26 110.46 2006 430.14 1982.35 216.84 109.17 (注:表1中1979-2003“水利产出”数据来源:郑煜.基于创新型国家建设的水利科技进步评价研究[D].河海大学,2007。2004-2006“水利产出”数据来源为同口径计算所得)

  根据1979~2006的经济数据,可以建立Cobb-Douglas生产函数模型,对参数进行估计,并进行回归的显著性检验。由于注意到从1996~2006劳动投入数逐渐减少,故对1979~1996和1996~2006分段回归测算。

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