工业资本范文

工业资本范文（精选9篇）

工业资本 第1篇

资本生产所需的基本要素之一,作为生产要素,资本有其独特的性质。资本拥有数量可变、为生产服务、投入为生产领域等特点。正因为资本这些不同于其他要素的特点,所以在资本的度量上就必须十分准确。资本存量是全社会或者企业在一定时点上所有资本品,包括厂房设备等一切可以服务于生产的物质资料,它反映了经济进一步增长的基础。其作为资本投入的科学指标在估计全要素生产率、投入产出分析和经济增长理论领域有广泛的应用,所以对资本存量的测算显得十分重要。中国不少学者对中国的资本存量做了估计,取得了不少研究成果,但是这些研究成果大多只停留在测算全社会总资本存量的层面,涉及到分行业,尤其是工业细分行业的估计还寥寥无几。原因在于对于工业行业(本文根据实际情况选取工业38个行业)的估计缺乏必要的数据支持,在方法上也莫衷一是。为了为下一步全要素生产率的测算提供一个科学完善的资本投入指标,本文主要目的在于克服种种困难,试图在统一行业分类,完善行业数据,提高数据准确性,突出时间变量等方面有所斩获。

一、资本存量估计的基本方法

目前中国还没有官方的资本存量估计方法,在理论界和实践界常被用作估计资本存量的方法的是经济合作与发展组织(OECD)广泛采用的永续盘存法。永续盘存法是戈德史密斯在1951年提出的,之后乔根森等(1980)在此基础上做了进一步完善。永续盘存法的基本公式为:

其中Kt表示t期的资本存量,It表示t期的投资额或者资本流量指标,δt表示t期的折旧率。从上述公式来看,确定当期的资本存量需要满足三个条件即上一期的资本存量、本期的资本流量和本期的折旧率。上期的资本存量的估计继续采用上述公式,以此类推,最终需要确定基期的资本存量K0的值。采用永续盘存法估计资本存量的不同研究成果的核心区别在于上述三个指标的选取。如果涉及到行业分类的资本存量估计,上述公式就变为:

确定行业基期的资本存量、行业每年的资本流量和各行业每年的折旧率并不是件简单的事情,不同的确定方法和数据来源直接影响了估计结果的不同,甚至造成相当大的误差。本文在数据选择上力求精确,对每一组数据都做了详尽的说明。本文考察了38个行业1985—2011年的相关数据在1985年之前我们找不到任何与当前行业行业分类一致的统计数据,这也是选取1985年为基期的一个重要原因。为了保持1985—2011年行业分类的统一,我们剔除了新行业标准中的废弃资源和废旧材料回收加工业以及旧行业分类中的木材及竹材采运业(新标准中将其归农业部分)。全文所涉及到的行业以此为参照,行业的资本存量有利于工业资本存量估算的细化,精确到具体行业的资本存量更接近真实的工业总资本存量值,减少了误差。

二、永续盘存法中变量的确定

在永续盘存法公式中,有三个主变量即折旧率、基期资本存量与每期资本流量值。每个行业每一时期的折旧率和资本流量都不尽相同。我们需要的搜集和整理的原始数据包括横向38个行业1985年的资本存量行业分布表、38个行业27年度资本流量表、38个行业27年度的折旧率表。这三组原始数据有相当大的部分需要通过各种具体方法实现,有些缺失的数据需要做相关的替代和补充,有些不准确的数据需要重新折算,有些行业类别需要剔除和汇总等等。下面分三个部分对原始数据的处理做相关说明。

(一)资本流量数据的确定

资本流量是一定时期内的资本存量的增加量,相对于总资本存量,它的数值很小,但是它是资本存量形成的主要原因。常用的资本流量数据有固定资产投资额、新增固定资产、固定资本形成总额等指标。由于中国不少学者对资本存量的估计停留在总量估计上而没有细分到38个行业,所以对于细分行业的资本存量所采用的每年资本流量数据与其他学者所采用的数据不可能相同,其他学者所采用的一些指标不能在细分行业中体现,因此,我们必须寻找可以成为细分行业资本流量的指标。新增固定资产是通过投资活动所形成的新的固定资产价值。包括已经建成投入生产或交付使用的工程价值和达到固定资产标准的设备、工具、器具的价值及有关应摊入的费用。它是以价值形式表示的固定资产投资成果的综合性指标,可以综合反映不同时期、不同部门、不同地区的新增的生产能力。本文认为使用新增固定资产这一指标表示每一时期的资本流量更为科学。在所有统计数据中并没有1985—2011年的各行业新增固定资产,所以我们必须间接计算出每一时期的新增固定资产数据。新增固定资产与固定资产投资额之间的关系可以用固定资产交付使用率反映:

新增固定资产=固定资产投资额×固定资产交付使用率

(固定资产交付使用率是指一定时期新增固定资产与同期完成投资额的比率。它是反映各个时期固定资产动用速度即投资转化为资本的程度,衡量建设过程中投资效果的一个综合性指标。)

由此我们可以知道要想取得新增固定资产的数据就必须有各行业每年的投资额和各行业的固定资产交付使用率。

1.固定资产投资额的确定

各种统计数据同样没有连续时间变量、统一行业分类的投资额数据,所以对于行业投资额数据以38个标准行业分类为基准通过以下步骤的实现:2004—2011年细分行业的投资额数据取自2004—2011年度《中国统计年鉴》城镇各行业投资来源与新增固定资产(不含农户)数据(由于工业行业中农户投资的数值较少,可以忽略不计);2001—2003年没有城镇分行业的全部投资额,我们采取各行业按建设性质分基本建设投资总额数据除以基本建设投资占总投资的比重(按管理渠道分全社会固定资产投资)(固定资产投资按建设性质分为新建、改建、扩建。按管理渠道分为基本建设投资、更新改造投资、房地产投资和其他投资,其中前两者是主要的生产性投资)的方法计算出2001—2003年各行业投资额;1985—2001年只有国有企业细分行业的投资额,我们采用《中国固定资产投资年鉴1950—1995》和《中国固定资产投资年鉴1995—2000》中国有企业1985—2000年细分行业的投资额除以国有经济固定资产投资占全社会的比重(全社会各种经济形式固定资产投资比重统计表)估算全社会工业细分各行业的固定资产投资额。

2.交付使用率的确定

历年各行业固定资产交付使用率也没有连续时间变量、统一行业分类的投资额数据,所以对于行业交付使用率数据以38个标准行业分类为基准通过以下步骤的实现:2004—2011年细分行业的固定资产交付使用率数据取自2004—2011年度《中国统计年鉴》城镇各行业投资城镇各行业投资来源与新增固定资产(不含农户)中交付使用率数据;1993—2003年缺乏工业行业投资交付使用率数据,由于基本建设投资与更新改造投资占总投资中的比重最大,且都反映了生产性投资,所以用按行业分基本建设投资和更新改造投资交付使用率的平均值代替行业交付使用率较为妥当。其中对个别行业做了相应的调整;1992年没有细分行业的固定资产交付使用率,只有基本建设项目分行业数据以及工业更新改造交付使用率总数据85.7%,行业构成也不同于标准行业分类。本文在此基础上用基本建设项目分行业数据以及工业更新改造交付使用率总数据的平均值前者平均值代替与标准行业分类一致的行业的交付使用率,把与标准行业不同的行业进行汇总,用新标准行业分类代替,交付使用率使用当年全社会固定资产交付使用率;1987—1993年除更新改造交付使用率采取细分行业数据外,其他处理与1992年相同;1985—1986年没有细分行业数据,只有工业总数据,各行业的交付使用率采用总的更新改造与基本建设交付使用率的平均值;以上数据除特殊说明外均取自历年中国统计年鉴。

(二)各期各行业折旧率的确定

资本并不是在一年内全部被消耗掉在生产当中,而是在其使用期限内以一定的折旧速度投入到生产当中去,所以估算某一时期的资本存量必须知道该时期资本品的折旧率,上一期的资本存量去除折旧部分作为当期的资本投入。中国没有公布统一的各行业的折旧率,许多学者在相关研究当中采用统一的折旧率,一般确定为5%。财务上的折旧率是针对不同的资本品而设定的,考虑到工业行业资本存量的估算特点,必须要有行业折旧率。用不同的资本品的折旧率结合行业数据的方法是最接近真实行业折旧率的方法,但是这种方法在理论上可行,在实际中由于缺乏详实的数据支撑,只能寻找这种方法之外的比较合理的行业折旧率方法。

本文利用固定资产原值、固定资产净值、累计折旧和本年折旧之间的数量关系来估计各行业每一年的折旧率,它们之间的关系如下:

δt表示t时期某一行的折旧率,NDt表示第t年的行业折旧额,CDt表示第t年某一行业的累计折旧额,OVFAt表示第t年某一行业固定资产原值,NVFAt表示第t年某一行业固定资产净值。

历年各行业折旧率以38个标准行业分类为基准通过以下几个步骤进行估算:1986—1992年《中国工业经济统计年鉴》给出了1985—1991年各年份各行业的折旧率,其中行业分类与标准分类不尽相同,建筑材料及其他采矿业转化为标准分类下的非金属采矿业,年鉴中没有农副食品加工业折旧率,本文用食品制造业予以替代,通用设备、专用设备折旧率用1985—1991年机械制造业折旧率替代;1992—1994年统计数据没有固定资产原值与净值数据,所以以当年总原值与总净值计算当年累计折旧,以前一年总原值和总净值计算前一年累计折旧,累计折旧差额除以上一年度总原值得出工业行业总量折旧率分别为4.13%、7.74%、9.39%;由于缺少1994年固定资产原值数据,所以1995年虽有累计折旧额,但是无法计算折旧率,故采取1992—1994年估算方法;1997年没有分行业数据,其各行业累计折旧去1996年与1998年各行业平均值;1998年、1999年数据来自《中国统计年鉴》,采取上述公式法;2001—2003年数据直接用本年折旧除以上年度固定资产原值得到;2004年固定资产原值数据用累计折旧与固定资产净值相加得到,而累计折旧数据采用2003年和2005年累计折旧平均值;2005—2011年采用公式法计算折旧率;对于统计数据中因缺少行业原值、累计折旧、净值数据而无法计算折旧率或数据有明显错误的行业折旧率,本文用比较常用的5%的折旧率代替;根据每年不同的统计报表选取工业行业的统计范围,比如按行业分规模以上工业企业数据、按行业分的全部国有及规模以上非国有工业企业数据、全国乡及以上独立核算工业企业数据以及全国独立核算工业企业数据,这些数据基本相差不大,可以统一使用。

(三)基期各行业资本存量的确定

本文数据从1985年开始截取,所以基期存量为1984年工业各行业资本存量。在1984年之前的年份,由于行业设置与标准设置差别较大,并且没有详细的分行业数据,所以确定1984年分行业资本存量只能通过对1984年工业总资本存量按一定比例进行分摊。确定1984年工业总资本存量的主要思路有三种:直接选取已有的工业资本存量研究数据;采用中国总资本存量有关研究成果,按工业占GDP比重计算工业总存量;二次运用永续盘存法估计1984年工业总资本存量。本文采取第三种估计方法。

基期各行业资本存量数据构建分为三个步骤。第一,采用1952年工业固定资产原值数据作为工业总资本存量的期初值,折旧率取固定折旧率5%。第二,确定1953—1984年的资本流量数据,这些流量数据需要构造得出。根据已有的1953—1985年各行业基本建设投资数据(其中缺失1966—1974年数据)和1953—1985年全国基本建设交付使用率数据得出1953—1984年工业基本建设新增固定资产。对于缺失部分数据,利用1966—1974年全国基础建设投资数据和1966—1974年工业增加值占GDP比重计算出1966—1974年工业基本建设投资额。根据历年按管理渠道分的固定资产投资中基本建设投资与更新改造投资的比例关系,确定1953—1979年各行业更新改造新增固定资产,1980—1984年更新改造新增固定资产数据直接从年鉴中取得。第三,按第二次全国工业普查数据中各行业增加值占总增加值比例分摊1984年工业总资本存量(本章开始部分已经说明新旧行业分类的不同,对于汇总统计的行业,需要转化到新行业标准分类。本文按新行业中某行业历年投资、总产值、增加值等相关数据的平均比例对旧行业分类中汇总统计的行业数据进行分摊。对于旧行业中分别统计而新行业汇总统计的数据,直接加总转为新行业统计数据)。

三、工业细分行业资本存量估算结果

本文估算数据量比较大,鉴于篇幅的原因没有一一列出资本存量。

摘要：基于永续盘存法对中国工业分行业的资本存量做详细的测算。对永续盘存法下的各项估算指标做详细的数据说明,通过对资本流量数据的构建,对不同年份不同行业的折旧率的构建以及基期资本存量的确定最终得出迄今为止较为全面细致的资本存量值,为相关领域的研究提供较为科学的数据支撑。

关键词：工业资本存量,资本流量,永续盘存法,折旧率,基期存量

参考文献

[1]张军,章元.对中国资本存量K的再估计[J].经济研究,2003,(7).

[2]张军,施少华,陈诗一.中国的工业改革与效率变化[J].经济学季刊,2003,(10).

[3]薛俊波.中国17部门资本存量的核算研究[J].统计研究,2007,(7).

[4]陈诗一.中国工业分行业统计数据估算:1980—2008[J].经济学季刊,2011,(4).

[5]雷辉.中国资本存量测算及投资效率的研究[J].经济学家,2009,(6).

我国工业发展的资本要素变化分析 第2篇

一、趋势分析：我国工业发展的资本变化①

（一）工业投资

工业投资，直接影响和决定着工业产业结构的形成及其发展变化，进而影响和决定着工业发展的质量和效益。从总体上来看，我国工业投资始终保持增长态势，在一定程度上支撑了工业经济的高速发展。以当年价格计算，我国工业投资从1995年的6232.5亿元大幅提升至2011年的129119.6亿元，增长20.72倍。与此同时，投资增速却呈现大幅波动的态势。从1996年的高达43.79%增速下滑到1999年的-2.66%，又迅速攀升至2003年的46.27%，然后逐步下滑到2011年的11.99%（见图1）。而且，1995年到2011年间，我国工业投资占城镇固定资产投资的比重基本维持在40%—50%的区间范围内。同时，工业投资率（工业投资与工业增加值之比）由1995年的24.98%一路攀升至2008年的57.89%。特别是次贷危机后的2009年、2010年、2011年，我国工业投资率又出现了一次跃升，连续3年都保持在高位，分别为69.70%、71.74%、68.51%。应该说，我国工业投资率不仅是当前主要发达国家与新兴市场国家中最高的，即使与日本、韩国等东亚经济体的历史可比时期相比也是最高的。

从工业投资的资金来源看，外资在中国工业发展和经济高速增长过程中发挥了重要作用，从规模总量上看，基本保持了稳定上升的态势，从1995年的2114.05亿元上升到2011年的5061.99亿元，增长2.39倍；但其占我国工业投资的比重逐年下降，从1995年的33.92%一路下滑到2011年的3.92%。应该说，未来相当长的一段时期内，工业投资依旧还是推动我国工业发展的主要驱动力。但是，一方面，我国当前的工业高投资率会形成巨大产能，并导致我国工业领域的产能过剩，从而降低投资对经济的驱动作用；另一方面，持续的高投资率也是难以持续的。同时，我国吸引外资还面临着众多发展中国家的激烈竞争，更加剧了高投资率的风险。因此，未来我们必须在继续发挥投资对工业增长带动作用的前提下，通过维持必要的投资规模、调整投资结构等方式，推动工业的持续发展、转型升级和竞争力的提升。

（二）资本效率

1、单位资本存量工业增加值

鉴于单位资本存量工业增加值是单位资本存量工业产能外在的实际反映，因此，单位资本存量工业增加值的演化态势在一定程度上反映了单位资本存量工业产能的内在演化规律。从1981年到2011年的单位资本存量工业增加值发展趋势看，从1981年的0.30提升到2011年的1.19，整体呈上升趋势，其中，2007年和2008年分别为1.31和1.33，属于这一期限的高位，之后又回落到2009—2011年的1.17—1.19，但这种下行究竟是阶段性的变化态势还是拐点性的变化态势目前还难判断（见图2）。

2、增量资本产出率

增量资本产出率（ICOR）反映的是年度投资与当年增量产出之比，即要让产出增加一个单位，需要多少投资。一般而言，ICOR提高，表明增加单位总产出所需要资本增量增大，意味着投资效率的下降。因此，增量资本产出比率越低，经济就明显更有效率。从1995—2011年的数据看，我国工业领域的ICOR持续提升，从1995年的1.14提升到2011年的4.65，这意味着我国工业行业的投资效率呈明显下降的态势。同时表明，依据现有趋势，要实现工业的高增长必须依赖更高的投资比率，需要更大量的资本。因此，未来继续依靠加大资本投入的粗放型增长道路已经走到尽头，更应着重考虑的是如何提高投资效率。

3、工业资本积累率

工业资本积累率表明行业的当年资本积累能力，是行业扩大再生产的源泉，是评价行业发展潜力重要指标。该指标越高，表明行业的资本积累越多，行业资本保全性越强，应付风险、持续发展的能力越大。从1998—2010年的工业资本积累率指标看，先是从1998年的13.12%下降到2001年的8.69%，又迅速攀升到2003年的30.61%，随后到2007年基本稳定在20%附近，之后2008、2010年则继续下降到13.35%、12.28%，属于这一期限的相对低位。应该说，近年来资本积累能力的下降，对于行业应付风险、改善内外部条件、进一步扩大再生产、增强持续发展活力、存储发展后劲等方面将产生不利影响。

4、工业资本劳动比

再从1981年到2011年的工业资本劳动比变化趋势看，资本—劳动比持续、大幅提升，从1981年的0.97万元/人大幅提升到2011年的12.3万元/人，增长12.7倍。由此，可以认为，中国工业发展在过去的30多年中确实表现出资本深化态势。特别是2008年以后，我国已进入资本深化加速阶段，表现为资本—劳动比的增速大幅提升，即从2005、2006、2007年的7.18%、8.12%、8.78%大幅提升到2008、2009、2010年的15.22%、15.42%、14.19%，可以说，从人均资本量看，近年来资本对劳动过度替代的特征已初具端倪。应该说，资本替代劳动是现代经济发展以及工业发展进程中必然经历的过程，在所有已经实现工业化的国家在其实现工业化过程中，都曾经历过资本—劳动比不断上升随后逐步企稳的历史阶段；同时，资本深化也直接导致了重化工业化。资本深化虽然能在短期提高资本回报率，但长期却降低了资本回报率。

总体而言，尽管“经济发展的核心事实是快速的资本积累”，但是综合考虑我国过去20多年中资本条件的变化，我们认为，一方面，高资本投入是我国过去20多年工业发展最主要的驱动力量，但是，高投资也造成了工业的资本产出比持续走高、单位资本产出能力的削弱，使得产出效率有所降低。资本的低效状态表明工业增长对资本的依赖性趋于强化，会影响到工业增长的可持续性；另一方面，未来相当长的一段时期内，必须要改变以牺牲投资效率和增长质量为代价的扩张，通过优化投资导向、改善资本利用效率，减弱工业发展对资本投入的过度依赖，力争实现以较少的资本投入实现较高的产出增长，实现工业发展的转型。endprint

二、困境分析：投资拉动增长模式面临产能过剩、效率下滑、资本约束等问题

中国大陆经济发展模式在很大程度上是对日本、台湾和韩国的模仿与放大，它们在经济转型期投资结构升级的经验教训对中国大陆有很强的借鉴意义。从台湾地区和韩国的发展经验来看，在经济发展过程中，制造业投资占总投资比例并未显著下降，仍维持在1/3（台湾）甚至1/2（韩国）。同时，根据1999—2010年36个工业行业截面数据的估计，中国工业行业属于风险偏好者，即在需求不确定性加大的情况下，工业行业会采用更高的资本—劳动力比率进行运营。因此，有理由认为，未来相当长的一段时间内，我国工业行业处于资本深化的进程中，工业投资仍将是拉动我国工业增长的重要力量之一。

虽然工业投资对我国工业的健康发展、竞争力提升具有重要意义；但由于投融资体系改革滞后，过多的信贷资源流向低效率的地方政府与国营企业，导致中国存在着庞大的无效投资与过剩产能。例如，中国钢铁产能超过全球其他国家总和，过剩产能率超过30%；中国造船行业目前有1/3的造船厂处于停工半停工状态，另外的1/3也缺乏充足订单。其他如电解铝、平板玻璃、太阳能、风电、家用电器、化工、LED照明、水泥等等行业都处于严重的产能过剩状态。整体而言，中国经济过剩产能率从上世纪80年代个位数水平直线飙升，目前超过31%，达到1997年韩国金融危机或1989年日本金融危机前的水平。

同时，从反应投资效率指标的比较投资产出率②、投资效果系数③看，一方面，工业领域的比较投资产出率自2003年以来一直小于1；另一方面，工业领域的投资效果系数从1996年的0.50下降到2011年的0.21，特别是2003年后几乎成单边下降态势。鉴于过去十年中，工业投资增速持续超过20%，部份年份（2003年）的投资增速甚至达到40%以上，在工业投资规模日益增加的背景下，投资效率的逐步下降不仅将会加大提升工业发展质量的难度，更会增加工业可持续发展的难度。根据日本、台湾地区和韩国的经验，未来制造业投资将集中于推动质量提升，数量规模扩张将放缓。

此外，尽管我国正处于投资密集型的高速增长时期，这意味着工业企业的杠杆率相对会更高一些，而且我国工业领域的资产负债率自1994年的66.66%下降到2011年的58.10%；但是，一方面，资产负债率仍处于适宜水平（40%—60%）的上限，且负债占工业增加值比重一直处在200%附近，2009—2011年更是达到近十年的高点；另一方面，2006年以来，资产负债率已经初步显现出缓步向上的拐点迹象，且全部规模以上工业企业负债总额的增速一直保持在15%—25%，总体而言，对于债务某种程度上的依赖是维持我国工业快速增长的重要因素之一。随着外界对我国工业领域债务问题的日益担忧，以及近期和未来可预期的较长一段时间内，全球资金从新兴市场陆续撤出而重新回流美国，我国工业企业可能会遇到利率和资本流动急剧逆转的压力考验。继续依靠银行贷款、债券发行等手段拉动投资并维持工业快速增长的可能性会下降。

毫无疑问，工业部门盈利能力的持续恶化以及严重威胁投资收益率的资本形成体制以及金融制度将是中国经济未来高速增长的严重制约因素。它们的存在及其作用也使得中国维持高速增长的代价变得越来越大，因为在目前体制下，大量无效率的资本一旦形成，就会进一步强化金融资源的无效分配，而在短期，对投资的鼓励甚至有可能进一步加强长期制约因素的形成，这些问题都将对增长的持续性产生负面的影响。

三、政策建议：继续改善资本配置效率，加大有效投资

工业投资不仅决定了我国工业的增长速度，而且影响和决定着我国工业发展的质量。改革开放以来，如果没有强劲的工业投资增长，我国工业很难实现如此高的增速。目前，我国工业过高的投资率、不断攀升的增量资本产出率、逐步下降的工业资本积累率、放缓的长期资本流入以及表现不佳的资本总配置效应，使得过去30多年高度依赖于资本高投入换取工业高增长的发展模式将面临挑战。应该说，工业投资向下调整是必然的，且如影随形的将是工业增速的下降；但是长期而言，我国工业发展的确还需要更多投资。我们认为，盘活存量和发展增量是推动我国工业发展转型的最有效方法，因此，纠正资源配置扭曲，改善工业资本配置效率，加大有效投资是维持工业稳定、快速、可持续发展的首要任务。

鉴于目前我国工业的资本配置效率整体较低，如果我们不能将资源配置于能够带来生产力提升的机会，而是浪费在过剩产能与无效投资，其增速潜力必然较低。同时，投资回报的下降也将给我国工业未来稳定增长带来严重影响。

因此，通过政策转变实现主动的、有序的、可控的调整，提高资本配置效率，即使得资本从低回报率的行业（地区、企业）流向高回报率行业（地区、企业），就能提高整体的工业发展水平。也就意味着在高资本回报率的行业（地区、企业）继续追加投资，在低资本回报率的行业（地区、企业）及时削减资金流入；使金融资源配置到效益好、效率高并且具有较高成长性的行业（地区、企业）中去，提高要素生产率和投资效益，改善行业（地区、企业）结构，提高储蓄资金的使用效率和安全性，进而推动工业的集约化增长。

具体而言，就是要实现三个转变：

第一个转变是投资领域要从“法无明文授权不可为”转为“法无明文禁止即可为”。即政府简政放权和减少审批事项。

第二个转变是投资主体要从国有及国有控股工业企业转为民营企业等其他类型企业。国企应主要集中于涉及国家安全和提供公共产品的领域，以及其他极少数特殊行业，才不至于对市场化的资源配置和公平竞争的环境和法治体系构成实质性妨碍。

第三个转变是实现工业投资结构的优化。鉴于现有投资结构是未来工业结构的前瞻反映，优化投资结构是应对当前工业结构失衡、实现结构调整战略目标的重要举措。因此，必须把限制低水平加工工业投资、加强高附加值精深加工工业和高新技术产业投资放在突出的战略位置。尤其是要利用增加投资带动和优化存量资产，不断改善传统产业，发展高新技术产业，通过加大设备更新和技术创新的投资力度，推动工业经济增长方式由外延式向内涵式转变，由规模化向集约化发展。

此外，相对于经济发展和实际资本要素供需而言，我国的资本要素价格并不是完全市场化。应该说，非市场化的资本要素价格对于过去30多年我国工业的发展起到了积极地推动作用，不仅降低了项目的融资成本，使得工业项目可以以较低成本实施；而且，加快了工业发展的资本积累速度，为工业的快速发展创造了必要的条件。但随着我国工业的进一步发展，非市场化的资本要素价格的负面作用越来越明显。一是人为压低的资本定价使得工业发展不可避免地偏向于资本密集型行业，陷入投资主导的工业发展模式而不能自拔，从而造成严重的投资过剩局面。二是市场配置资源的功能被行政手段配置资源取代所导致的资本要素定价过低，势必会引发资本的供不应求，并派生出大量的寻租和腐败；而且，也必然会有利于融资成本低的国有企业的不公平竞争。因此，加快资本要素价格的市场化推进，也是推动我国工业发展转型升级的关键。

注：

①工业部门统计口径发生过几次大的变化。例如：1998年以前统计口径为独立核算企业；1998—2005年，口径变为全部国有及年主营业务收入在500万元以上非国有工业企业；2007—2010年口径为主营业务收入500万以上的工业企业；2011年开始，口径扩大为主营业务收入在2000万以上的工业企业。样本数据前后不一的问题可能会导致估计结果与真实情况的偏离。但是，如果关注的是数据的中长期趋势而非短期波动的话，那么口径的变化也许可以忽略。

②比较投资产出率反应工业相对于国民经济其他产业的投资产出效率。

③投资效果系数指工业增加值增量占当年工业固定资产投资额之比。

〔2013年度国家发展改革委宏观经济研究院重点课题《我国工业发展的阶段性变化研究》（A2013041008）的部分成果〕

工业资本 第3篇

一、新疆工业资本深化与就业变化路径

工业资本深化对劳动就业一般具有如下影响:首先, 资本深化推动产业结构优化升级, 加快新兴行业发展, 扩大就业空间, 创造就业机会;其次, 伴随资本深化过程, 资本、技术逐渐取代劳动力, 当资本深化较快时, 产业吸纳就业能力将会减弱;第三, 当劳动力知识和技能无法适应需求时, 会造成社会结构性失业矛盾。同时就业结构变动对资本深化具有反作用, 工业化进程中, 非均衡条件下不同产业部门的劳动边际生产率不等, 劳动力向高水平或高增长生产率部门流动, 进一步促进生产率提高, 推动技术进步和资本深化, 加速产业结构优化升级, 从而促进经济增长, 即就业结构变动对产业结构的推动作用。

工业化加速阶段的显著特征是资本积累导致资本劳动比上升, 一般通过资本贡献率和劳动生产率提高判断。然而, 资本深化和技术进步的就业效应, 主要表现为劳动节约型技术进步的就业排斥效应相对较大, 资本节约型技术进步的就业排斥效应相对较小。技术路径向劳动节约型的转变一般通过资本劳动比的上升判断。

新疆工业资本深化的就业效应变化路径如图1 所示, 自1998 年至2013 年, 新疆工业资本深化较快, 即技术路径主要为劳动节约型路径;尤其是2010 年以后资本劳动比出现了加速增长的趋势, 在1998-2001年和2008-2011 年为资本加速增长期和2002-2007 年和2012-2013年平稳增长时期;并且, 新疆工业资本深化速度与就业弹性存在显著的负相关关系:资本深化加速增长就业弹性下降;资本深化减速增长就业弹性上升。1998-2001年和2008-2011年资本劳动比持续上升, 而资本贡献率增长相对缓慢;2002-2007 年和2012-2013 年伴随着资本劳动比减速增长, 资本贡献率呈加速增长态势, 资本深化减缓不仅提高了就业弹性, 而且提高了增长效益, 劳动贡献率一直处于缓慢增长态势, 说明新疆劳动力效率提高缓慢, 伴随工业资本深化加快, 就业变化呈下降趋势。

在市场机制完善的条件下, 资本深化的发生取决于要素相对价格的变化;如果出现投资饥渴或要素价格扭曲现象, 资本深化可外生于市场机制而产生。新疆工业化是在剩余劳动力尚未完成转移的情况下进行, 即意味着资本深化过程中技术选择与要素资源禀赋存在偏差, 结合工业发展历程, 可知新疆工业资本深化是由政府主导的重工业化推动发展的。

二、新疆工业资本深化与就业关系检验

为检验新疆资本深化与重工业化关系, 采用工业行业资本劳动比 (数据来源:新疆规模以上工业企业统计年鉴数据) 代表资本深化, 重工业发展指标用霍夫曼系数 (注:重工业生产总值与轻工业生产总值之比, 轻重工业按照国家统计局的国民经济行业分类GB/T 4754-2011划分行业, 数据来源为1985年至2013年新疆统计年鉴数据) 计算, 检验过程分四步:首先对两组指标数据进行单位根检验, 其次进行协整检验, 然后进行格兰杰因果关系检验和误差修正检验。

1.单位根检验

由于KPSS (Kwiatkowski- PhillipsSchmidt-Shin test) 平稳性检验对小样本较为有效, 本文考虑到样本容量, 采用KPSS检验作为单位根检验方法。根据KPSS检验统计量表明, 在5%显著性水平上拒绝水平值变量平稳的原假设;不能拒绝一阶差分变量平稳的原假设。因此, 可以认为两个变量均为一阶单整变量。

2.协整检验

从表1 的单位根检验结果可以看到, KL和H为非平稳序列, 而一阶差分均为平稳时间序列, 二者之间可能存在着协整关系, 用EG (Engle-Granger) 两步法检验KL和H之间是否存在长期均衡关系, 即是否存在协整关系。首先计算KL和H两个变量的非均衡误差et, 再检验et单整性。若et为稳定序列则为协整。

根据上述检验结果, 可知残差项平稳, 则KL和H在5%的显著性水平上存在 (1, 1) 阶协整关系, 且协整系数向量唯一。 根据标准化协整向量为 (1.000-2.314398, C) , 得到以下协整方程:

协整方程的t值十分显著, 结论具有统计显著性与经济显著性, 说明重工化和资本深化在长期具有稳定的正相关关系。下面用格兰杰检验分析两个变量的因果关系。

3.格兰杰因果关系检验

从结果可以看到, 资本深化和重工业化存在单向的因果关系, 即1985-2013年新疆重工业化是工业资本深化的格兰杰原因, 反之则不成立。

4.误差修正检验

下面用误差修正模型进一步检验KL和H的内在联系。

从误差修正模型可以看到重工业化对资本深化作用显著, 这与格兰杰因果关系检验的结论是一致的。同时, 前一期的霍夫曼指数对当前资本深化就有显著作用, 这表明重工业化在短期内就导致了资本深化的加剧。说明新疆的工业行业资本深化是由重工业化推动的, 这是对新疆资本深化在非市场条件下发生机制的一种解释。

三、新疆工业资本深化的就业效应分析

1.重工业化对就业的影响

重工业化通过技术进步长期影响就业水平, 为分析重工业化的就业效应构建分布滞后模型, 如式1所示, L表示就业水平, H是工业霍夫曼系数, 代表重工业化水平, a是常数项, b是回归系数, ε是误差项, k代表滞后期数。

(注:为减小数据波动给估计结果带来的影响, 模型1、2 中L、Kl、H分别为取对数后的工业全部从业人员年平均人数 (人) 、资本劳动比、工业霍夫曼系数, 数据来源:新疆统计年鉴)

根据1995-2013年共19年的统计数据, 对模型1采用逐步回归方法进行拟合, 滞后项系数的选取标准是回归方程的F值显著性以及滞后项的显著性和稳定性, 结果显示滞后8期的霍夫曼指标进入方程, 结果如下:

经计算, 模型1 的Durbin-Watson值为2.292467, 11 个自由度和1 个解释变量的DW上限值为1.324 (5%显著水平) , 可以认为回归模型不存在自相关问题, 同时模型的各系数均显著, R2为0.968390, 调整后的R2为0.960488, F值为122.5437, 十分显著, 据此可以认为模型1 的回归效果较为理想。

2.资本深化对就业的综合影响

衡量资本深化就业效应, 同上构建分布滞后模型, 如式2所示, KL是资本劳动比, 了解资本深化对就业替代效应, a是常数项, b是回归系数, ε是误差项, k代表滞后期数。

根据1995一2013年统计数据, 采用逐步回归方法进行拟合, 滞后项系数的选取标准是回归方程的F值显著性以及滞后项的显著性和稳定性, 通过结果分析仅有滞后8期的霍夫曼指标和滞后4期的资本劳动比指标进入方程, 结果如下:

经计算, 模型2 的Durbin-Watson值为2.426896, 11 个自由度和1 个解释变量的DW上限值为1.324 (5%显著水平) , 可以认为回归模型不存在自相关问题, 同时模型的各系数均显著, R2为0.981149, 调整后的R2为0.968581, F值为78.07008, 也十分显著。因此可以认为模型2 的回归效果较为理想。

四、结论与启示

1.结论分析

从模型1 的结果来看, 霍夫曼指数 (重工业化) 对就业主要表现在长期影响, 霍夫曼系数上升10 个百分点, 八年内会减少22.52 万人就业;从模型2 的结果来看, 工业资本深化对就业是不利的, 并且在短期就能体现出来, 资本深化程度提高10个百分点, 三年内减少12.55万人就业, 重工业化导致资本深化, 并且这个过程很快就体现出就业负效应;在模型2中可以发现资本深化的负效应小于重工业化的负效应, 因此可以判断重工业化总体上是不利于就业的, 分析结论认为发展劳动密集型产业对于缓解当前就业压力有积极作用, 而资本技术密集型产业 (重工业) 对就业的效应为负, 且影响时间较长。

2.启示及建议

⑴发展劳动密集型产业有助于促进新疆工业化与就业的良性互动。由于大力发展劳动密集型产业有利于解决素质偏低的劳动力就业问题, 提高低收入人群收入, 引起市场容量扩张和刺激消费需求, 从而推动工业规模扩张;同时, 劳动密集型产业发展到一定阶段, 通过技术进步和创新将会推动工业向资本和技术密集型方向升级, 扩张就业空间, 推动就业结构升级;工业化发展的逻辑起点通常是劳动密集型产业, 因此, 发展劳动密集型产业是工业化超前发展后的逻辑回归。这就为新疆大力发展劳动密集型产业提供了理论依据。

“十三五”时期, 新疆应立足特色优势, 大力发展吸纳就业能力较强的劳动密集型产业。把发展农产品加工、纺织服装、民族特色手工业等劳动密集型产业作为解决就业问题的突破口, 积极开发更多适合中低劳动技能人群的就业岗位, 扩大规模、提高效益, 不断提高就业稳定性及就业质量, 最大限度地解决当地群众稳定就业和创业, 从而形成工业化与就业的良性循环, 努力培育合理的就业和产业发展格局。

⑵转变经济增长方式是解决新疆就业问题的根本途径。资本密集型技术进步在较长时间内不利于解决新疆的就业问题, 发挥资本密集型技术进步规模扩张效应的关键在于改变粗放发展模式, 使工业规模扩张和劳动就业同步增长;发挥资本密集型技术进步产业关联效应的关键是完善工业和服务业协调机制, 加快培育生产性服务业发展。

“十三五”时期, 新疆要围绕工业提质增效, 转型升级, 有效推动经济发展方式转变和经济结构调整, 不断拓展生产性服务业, 促进服务业发展与工业升级紧密结合, 不断培育新的就业增长点, 解决民生问题、就业问题、促进社会和谐、维护稳定。

⑶转变政府职能有助于减缓工业资本深化、技术进步对就业的排斥效应。减少工业资本深化和技术进步对就业的排斥效应需要制定符合要素禀赋特点的技术进步路径, 其关键是改变以政府为主导的技术进步模式, 放松对资本、劳动要素市场的管制, 让企业自主决定要素价格水平和技术类型, 从而减缓当前资本、技术对劳动的过度替代。因此通过转变政府职能, 提升政府公共服务、市场监管和宏观调控能力, 坚持发挥市场作用与完善政府职能相结合, 在更大程度上发挥市场配置资源的基础性作用, 为产业发展提供制度保障, 同时完善就业服务体系建设, 优化就业和产业发展环境, 可减缓产业发展对就业的排斥, 促进产业和就业良性发展。

“十三五”时期, 新疆应进一步全面深化改革, 打破行业垄断和市场壁垒, 建立公平开放透明的市场规则, 建立资金、技术、人才自由流动的体制机制, 营造产业发展权利平等、机会平等、规则平等的投资发展环境。抓住自治区发展机遇, 提高改革决策科学性, 发挥群众首创精神, 深化改革开放, 促进就业, 不断推动产业创新发展。加强就业公共服务平台建设, 建立完善的就业服务体系, 为劳动力就业提供全方位、多层次的、分类别的就业公共服务, 创造良好发展环境。

⑷提高劳动力就业能力是发挥资本深化和技术进步对就业正面效应的前提。以自主创新为主的技术进步是经济增长和产业结构升级的核心动力, 努力提高劳动供给与需求的匹配程度是充分发挥资本深化和技术进步对就业水平正面效应的前提条件。因此, 加强对劳动者的教育和技能培训, 提高劳动者素质, 缓解结构性失业, 发挥资本深化和技术进步对就业正面效应。

“十三五”时期, 新疆应加强就业再就业培训、农业富余劳动力转移就业培训、劳动预备制培训、在岗职工培训和创业培训, 提高劳动者的就业、创业和创新能力。提高培训的针对性和实用性, 加强国家通用语言、职业技能和就业观念“三位一体”的教育培训。加强各类就业再就业人员特别是城镇下岗人员、农村转移劳动力职业技能培训, 利用冬春农闲期, 集中组织农业富余劳动力, 采取“技能+语言”培训模式, 开展订单、定向、定岗技能培训, 实现向二、三产业技术工人的转变。大力开展在岗培训、创业培训, 增强劳动者的职业转换能力和创业能力。大力推进校企合作培养制度, 建立和完善以企业为主体、技工院校和职业培训机构为基础、学校教育与企业培养紧密联系、政府推动与社会参与紧密结合的培养体系, 推行“企业定岗培训”“院校定向培训”和“校企合作订单”培训, 努力实现“培训一人、就业一人”“就业一人、培训一人”的目标。加强培训针对性和实用性, 增强劳动者创业和创新能力, 全面提升劳动力素质和就业能力。

摘要：新疆工业化进程中面临资本深化、转型升级与劳动就业等诸多压力, 处理好工业发展与就业关系, 既保障民生又促进发展, 对“十三五”时期新疆经济社会发展具有重要意义。本文通过分析新疆工业资本深化与就业的负向变化路径, 构建实证分析模型, 确定和检验新疆工业资本深化、重工业化的就业负效应关系。针对新疆就业形势和产业变迁特征, 为实现新疆就业与工业发展升级的良性互动, 文章提出需大力发展劳动密集型产业、转变经济增长方式、加快转变政府职能、提高劳动力就业能力是较好解决新疆工业资本深化、技术进步和就业关系的有效途径。

关键词：工业,就业,新疆,资本深化,重工业化

参考文献

[1]张军.为增长而竞争:中国之谜的一个解读[J].东岳论丛, 2005 (4) :15-19.

[2]朱劲松, 刘传江.重新重工业化对我国就业的影响一基于技术中性理论与实证数据的分析[J].数量经济技术经济研究, 2006 (12) :82-92.

工业革命和资本主义制度的广泛建立 第4篇

近年来,“工业革命”一词成为高考的高频词,翻翻近年各地高考试卷,几乎没有一张试卷和答案可以回避这个词汇。工业革命是农业文明向工业文明转变的重要途径,可以毫不夸张地说:工业革命以前的世界历史都是工业革命的准备,工业革命以后的历史都是工业革命的影响。抓住工业革命这个关键点,对世界近代史进行梳理,历史的重大阶段特征就凸现出来,纷繁复杂的历史就变得有条理、更清晰,考生在高考的时候才可以根据题目的要求应对自如。

考点整合

一、 工业革命的准备

在资本主义萌芽和商品经济发展的推动下,从1487年~1522年,迪亚士到达非洲的最南端 “好望角”;达·伽马到达了印度;哥伦布率领船队横渡大西洋,开辟了从欧洲前往美洲的航路;麦哲伦的船队完成了环绕地球的航行。新航路连接了欧洲、亚洲、非洲和美洲,各地文明汇合交融,从此日益形成一个整体,世界贸易和世界市场雏形开始形成。

随着新航路的开辟,葡萄牙、西班牙、英国、法国等先后进行殖民扩张,将殖民掠夺得来的巨大财富转化为资本积累,加速促进了欧洲资本主义发展,也为工业革命提供了大量的资金。殖民扩张还进一步拓展了世界市场,到18世纪中期,英国在世界各地夺占大量的殖民地,成为“日不落”帝国,确立世界殖民霸权。世界市场的不断扩大是工业革命发生的直接原因。

资本主义的发展推动了自然科学的发展,文艺复兴运动反对宗教对人的束缚,崇尚理性和科学,追求知识和自由,解放了人们的思想,更进一步推动了自然科学的发展。17世纪自然科学取得了许多重大成就,尤其是经典力学体系的建立,标志着近代科学的形成,为工业革命提供了科学基础。

文艺复兴和宗教改革运动宣扬了人文主义,解放了人们的思想,动摇了封建神学和天主教会对人们的统治。启蒙运动把人文主义发展到理性主义,其斗争的矛头直接指向了封建制度,为资产阶级革命作了思想动员。早期资产阶级革命在英、美、法进行,它所建立的资本主义制度为工业革命的开展和扩展提供了制度上的保证。

二、 工业革命的进程

18世纪60年代哈格里夫斯发明“珍妮机”,成为工业革命开始的标志。珍妮机的出现引发了纺织业一系列的发明创造,涌现出更多更先进的纺织机器。后来冶金、采煤等行业也发明和使用机器,机器取代手工劳动,生产效率大幅度提高,工业生产出现了革命性的变化被称为“工业革命”。

工业革命到来后,机器动力成为制约机器生产进一步发展的严重问题。英国人瓦特经过钻研、汲取前人成果,制成了性能可靠的蒸汽机,且不受自然地理条件限制,很快在越来越多的生产部门中使用,社会生产力大幅度提高,它的广泛使用,使人类进入到 “蒸汽时代”。

工厂增加、市场扩大,对货物运输的要求也越来越高。1807年美国人富尔顿用蒸汽机驱动轮船成功试航;1814年英国人史蒂芬孙发明蒸汽机车;1825年英国建成了世界上第一条铁路,史蒂芬孙驾驶着一列载运80吨货物的火车试车成功。从此,交通运输也进入一个以蒸汽为动力的时代,人们的交往更加方便,经济和文化联系也日益紧密。

1840年前后,英国主要的工业部门使用机器生产,工厂取代手工工场,率先完成工业革命,成为世界上第一个工业国家。欧洲国家和美国引进技术和人才,鼓励技术发明,建立工厂,修建铁路,工业革命也轰轰烈烈地展开。到19世纪中期,法、美等国也相继完成了工业革命。

三、 工业革命的影响

工业革命在政治、经济、思想、社会风俗、科学技术等方面产生了广泛的影响,世界的面貌被彻底改变。这部分内容是近年考试的热点,工业革命后世界史上一切重大事件都可以从工业革命找到归因,把握了这一点,考生就容易得分。

工业革命极大地提高了社会生产力,证明了“科学技术就是生产力”这一观点。

随着机器的大量采用,工厂取代了传统的手工工场,成为工业生产的主要组织形式。这一时期的工厂仍以中小企业为主。一些国家通过工业革命完成了工业化,成为工业国,进入工业文明时代。工厂的数量越来越多,吸引大量的农民进入城市,开始了工业化和城市化进程,工业产值超过农业产值,欧洲兴起了一批近代城市。

随着大量的农民成为工人以及手工工场的消失,工业资产阶级和工业无产阶级成为社会的两大阶级。无产阶级的队伍迅速壮大。工业革命以后,生产力迅速提高,也暴露了资本主义制度的弊端,1825年英国爆发了资本主义世界的第一次经济危机,社会矛盾日趋激化。19世纪三四十年代,欧洲爆发了法国里昂工人起义、英国宪章运动和德意志西里西亚纺织工人起义三次大规模的工人运动,无产阶级成为政治力量,并迫切需要科学理论指导。1848年《共产党宣言》发表,标志着马克思主义的诞生,社会主义运动更加蓬勃地发展起来。

工业革命壮大了工业资产阶级的力量,工业资产阶级要求扩大政治权力,发展资本主义。欧美资本主义国家进行社会变革,1832年英国议会改革,19世纪中期的美国内战,1875年法国民议会通过法兰西第三共和国宪法,确立共和制度。这些变革使工业资产阶级的政治地位得到提高,阻碍资本主义发展的因素得以清除,进一步巩固了资产阶级统治。

机器大工业生产的开展极大地增强了资本主义国家的经济实力和军事实力,资产阶级竭力在全世界拓展市场,抢占原料产地,把更多的落后国家和地区变成殖民地和半殖民地,使世界贸易的范围和规模迅速扩大。蒸汽机车和轮船的出现大大改变了交通运输条件,世界各地间的联系更为便捷。越来越多的地区被纳入资本主义世界市场之中,从而确立了欧美资产阶级对世界的统治,形成了东方从属于西方的格局。1840年的鸦片战争就是在工业革命这一背景下发生的。19世纪中后期,一个以欧美资本主义国家为主导的世界市场基本形成。

西方工业文明在殖民地、半殖民地的扩展客观上传播了先进的思想和生产方式。殖民地、半殖民地国家(如中国)在西方文明的影响下产生了近代民族工业,民族资产阶级产生,开始了漫长曲折的近代化之路。

工业革命还推动了教育的发展、民权运动的开展,妇女地位的提高、社会观念和社会风俗的变化。这是近年新材料解析题的命题方向,应该引起广大考生的注意。

四、 资本主义制度的广泛建立

随着工业革命的开展,资本主义迅速发展,资产阶级力量迅速壮大,他们要求改变束缚资本主义发展封建制度,发展资本主义。一些国家的统治阶级为了维护自己的统治,提高国际地位,争夺世界霸权,也主动进行改革,顺应资本主义发展的潮流。

德意志的封建邦国林立,国家四分五裂,严重阻碍国内统一市场和资本主义发展。普鲁士有强大的经济军事实力,“铁血宰相”俾斯麦实行“铁血政策”,通过三次王朝战争,完成了统一大业。1871年,德意志帝国建立起来,通过《德意志帝国宪法》。保留君主制度,容克地主包揽军政要职,普鲁士的军国主义传统得以延续,这都阻碍了资产阶级民主改革的彻底完成。但国家统一后,建立了具有资产阶级性质的帝制国家,走上了资本主义的道路。此后,德国的资本主义工业迅速发展,到19世纪末已跻身于世界强国之列。

俄国农奴制使俄国资本主义发展缓慢,与西欧国家差距很大。国内阶级矛盾尖锐,农奴制和沙皇专制统治的基础受到严重威胁,革命民主主义者积极发动武装起义,准备推翻俄国农奴制。克里米亚战争的失败加剧社会矛盾和农奴制危机。1861年亚历山大二世进行废除农奴制,这是由沙皇政府和贵族地主阶级进行的一次自上而下资产阶级性质的改革,使俄国工业资本主义有了迅速发展。他还参照西方资产阶级代议制模式,建立了近代政治体制:建立地方、城市的自治机构,参照西欧模式进行司法改革,建立近代司法制度和军事管理体系,促进教育的近代化。俄国开始了近代化的历程。

西方列强的入侵,使日本陷入半殖民地危机中,民族经济遭到打击,人民生活更加困苦,阶级矛盾进一步激化,农民起义剧增,社会危机加剧。同时客观上刺激了日本资本主义经济发展,进一步动摇了幕府统治基础,促使一些有识之士,认识到西方的先进,开始向西方学习。西南诸藩,采取自强的改革措施,成为后来倒幕运动的重要基地和主要力量。倒幕派通过倒幕运动推翻幕府政权,1868年新政府改元“明治”,进行明治维新,使日本由一个封建落后国家逐渐变成一个封建色彩浓厚的近代资本主义国家,基本实现富国强兵的目的。

工业资本 第5篇

所谓新型工业化道路是指坚持以信息化和工业化互为带动提升, 互为支持促进, 共同构筑一条科技含量高、经济效益好、资源消耗低、环境污染少、人力资源得到充分发挥的工业化路子。走新型工业化道路本质上要求建立以企业为主体、以市场为导向、覆盖经济和社会领域的自主创新体系, 通过科技创新、组织创新、制度创新推动产业结构优化、资源合理配置和经济扩量提质、转型升级。

坚持走中国特色的新型工业化道路对资本市场的发展形成了新的推动力。首先, 确立以高新技术产业为主导、依靠高新技术改造提升传统产业、培育发展战略性新兴产业为资本市场的发展提供了丰富而优质的拟上市企业资源, 进一步巩固增强了资本市场持续稳定健康发展的基础。其次, 为建立健全多层次资本市场体系提供了有力的支持。按照国际惯例, 成熟的资本市场体系应至少包括主板、创业板和三板市场三个层次, 中国目前已基本形成主板、创业板和三板为主体的多层次资本市场体系, 上市公司遍及机械制造、信息技术、生物医药等诸多行业, 形成了以制造业为主体、高新技术产业和新兴产业为两翼的市场新格局。最后, 为深化资本市场改革创新和完善市场功能注入了新的活力。走新型工业化道路是推动科技进步、促进经济结构优化和升级的过程, 这要求作为社会主义市场经济重要组成部分的资本市场, 进一步强化基础性制度建设, 逐步建立全国统一监管的场外交易市场;完善新股发行审核、再融资及退市制度;探索建立交易所各市场转板机制;大力发展债券市场, 稳步发展期货市场, 优化市场结构, 不断增强市场的活力和竞争力, 这为资本市场的改革发展指明了新的方向。

由此可以看出, 走新型工业化道路是以产业结构调整和升级为支撑, 以促进企业加快自主创新、转型发展和做大做强为落脚点。拟上市企业特别是优质企业是资本市场扩容提质的基石, 资本市场在服务新兴工业化建设进程中获得较快成长的同时, 也为在更高层次上集聚要素、整合资源、优化结构, 加快新型工业化建设搭建了全新的支持平台。一是拓宽了企业的直接融资渠道, 满足企业多元化融资需求。2011年沪深两市共有282家企业IPO, 220家企业再融资, 市场融资总额达5 073亿元, A股市场累计融资总额超过4.1万亿;上市公司债券融资1 707.4亿元, 企业债券融资累计超过3.1万亿。为企业加快自主创新和推进产业结构调整和优化升级提供了资金支持。二是促进企业体制机制创新。推进上市公司法人治理结构规范运作、深化新股发行制度改革、强化以公开透明为核心的市场制度建设、完善重组并购功效等一系列旨在强化市场基础性制度建设和完善市场运行机制的重要举措, 为推进企业规范改制上市、减少关联交易、解决同业竞争, 建立以市场为导向驱动产品、业务和管理机制创新提供了内生动力。三是引导资金、技术、人才等要素资源向优势企业集聚, 促进了具有高风险、高收益特征的新兴产业企业的兴起和发展。

二、淮安新型工业化建设与资本市场支持现状及原因分析

经过“十一五”的快速发展, 淮安规模以上企业达2 419户, 其中27户企业销售收入超10亿元, 两户企业过百亿元。IT、特钢和盐化工新材料三大千亿元产业占规模工业比重超过50%, 高新技术产业产值在规模以上工业产值中占比超过15%, 全市工业发展步入新型工业化中期阶段。与此同时, 在促进和加大资本市场利用方面也呈现出一些新的特点:市外上市公司或以设立全资子公司、兼并重组优势企业、参股投资新兴企业等多种方式, 纷纷在淮抢滩布局;本土企业和地方各级政府上市意识不断觉醒;注重多元化拓展直接融资渠道。但与周边兄弟市, 特别是苏南地区相比还存在较大差距, 究其原因, 主要有以下三个方面:

1. 企业参与和利用资本市场的主体意识不强, 过度依靠银行贷款, 融资结构不合理。

2011年淮安各大金融机构累计向企业发放各类贷款超过900亿元, 而同期企业直接融资占比不足1%。从企业上市运作情况来看, 目前三大千亿元产业、战略性新兴产业尚无一家龙头企业真正启动股改上市操作程序, 大多企业停留在传统产业经营阶段, 过于依赖自身积累式发展, 缺乏借助资本市场实现外延式扩张的进取精神。

2. 区域多层次资本市场体系建设滞后, 各大要素市场之间协同效应不强, 制约了市场功能发挥和资源配置效率。

股票市场方面, 截至去年末, 全省境内外上市公司总量达308家, 融资总额超过3 200亿元, 淮安市两项指标占全省比重分别为0.3%和0.05%;债券市场方面, 全省企业债券融资规模突破1 000亿元, 淮安市占比不足全省3%;创投市场方面, 经国家发改委备案的创业投资企业仅为1家, 占全省的比重约为0.6%。由于淮安市前述市场建设尚处于探索和积极推进阶段, 市场功能还不能显现, 更谈不上产生协同效应。

3. 缺乏精通资本运作的高层次人才, 产业发展规划与资本

市场建设没有形成步调一致、互为推动、协同发展的运行格局。淮安市不仅企业紧缺具有上市运作经验的专门人才, 而且各级党政机关特别是县 (区) 政府了解和懂得资本运作的专业人才不多。离开政府的战略规划引领和企业有意识的参与支持, 二者难以自发形成良性互动、相互促进的内生机制。

三、建立健全区域多层次资本市场制度和体系, 促进淮安新型工业化建设实现新的跨越

根据产业发展理论, 产业在不同的发展周期呈现出阶段性特征, 在资源配置、产业政策支持等方面的要求也有所不同, 这使得建立在以产业发展为支撑的新型工业化建设阶段性特征也较为明显。培育和完善多层次资本市场体系, 畅通产业发展的资源配置、政策支持机制, 对淮安市实施工业强市战略, 加快推进新型工业化建设具有重要意义。

1. 引进和培育多层次市场主体。

为形成统一、开放、竞争和有序的市场运行环境, 加大多层次市场主体的引进和培育是关键。建立上市后备资源库, 培育股票市场主体, 根据淮安市“十二五”规划目标, 重点围绕特钢、IT、盐化工新材料、节能环保和食品五大千亿元级主导产业, 纺织、机械、轻工和建材等传统产业及新医药、新能源、新材料、软件和信息服务等战略性新兴产业, 深入调研, 摸底排查, 挖掘储备一批成长性好、业绩好、竞争能力强的企业, 纳入资源库跟踪培育, 按照发行上市程序, 实行梯次推进, 动态管理。搭建机构合作平台, 大力发展债券市场, 密切加强与发行承销机构、信用评级机构及发行审核部门的沟通合作, 探索短期融资券、中期票据、集合票据等债务融资工具有效利用模式, 拓宽企业直接融资渠道。培育和引进创投机构, 加快发展创投市场, 鼓励境内外法人机构、社会团体和自然人来淮设立创投公司和分支机构, 支持具有一定资本实力的民营企业、担保公司、社会资本通过新设、变更登记、增资扩股等多种形式成立创投公司, 引导各类创投基金、私募股权基金、证券直投、信托机构、保险公司等机构投资者来淮拓展业务;积极发展创投管理机构, 培育和造就一批具有较强运作能力、创新能力和品牌影响力的本土创投管理机构。

2. 建立以资本市场为纽带的金融支持体系。

金融是市场经济运行的血脉, 资本市场是现代金融业的核心, 建立以资本市场为纽带, 促进企业直接融资与间接融资有机结合、双向推动和协调发展, 将有利于形成全面性、协同性和可持续性的金融运行环境, 进一步完善市场功能, 提高资源配置效率, 给力新型工业化建设。建立银企对接机制, 鼓励银行机构加大对上市后备资源库企业信贷投放, 支持企业技术研发、扩大经营规模、加速做大做强, 支持银行创新融资工具, 针对企业不同成长阶段及上市过程中资金需求特点, 联手信托、私募、券商、投行等各类金融机构, 设计企业个性化需求方案, 为企业想上市、做上市和快上市提供有力保障;积极开展金融产品创新, 支持淮安市具有一定规模的创投公司增强实力, 提高市场竞争力。创新融资担保模式, 支持淮安市担保机构不断推进担保品种和融资担保模式创新, 针对战略性新兴产业企业经营不确定因素多、可抵押资产少、银行融资难等特点, 不断研发设计差异化、个性化的综合服务方案, 依托自身行业资源, 努力为企业提供“借贷+担保+创投”一揽子金融服务。推动产权市场转型升级, 积极借鉴先进地区经验, 探索淮安市产权市场改革路径, 为企业股权流转、兼并重组、风险资本退出搭建平台。

3. 加强资本运作人才队伍建设。

加快淮安市多层次资本市场体系, 必须坚持人才先行战略, 通过引进人才、借助外脑, 选拔和培养人才、增强造血功能, 以实现对这项工作的组织推进和统筹规划。落实淮安市引进高层次人才的各项扶持政策, 鼓励企业通过采取期权、股权等多种激励方式引进人才。面向全市选拔一批具有较强理论基础和实务操作能力的专业人才, 充实到各级党政机关, 进一步加快资本运作人才队伍建设。结合淮安市资本市场运行情况, 适时有针对性地举办不同层面、灵活多样的专题培训活动, 邀请行业知名专家学者来淮开班授课, 努力提高资本运作人才队伍整体素质。

4. 建立和完善市场监管机制。

为切实维护区域多层次资本市场秩序, 降低市场运行风险, 保障市场主体的合法权益, 促进市场平稳持续健康发展, 实施积极的监管措施是地方政府行使宏观调控职责的重要体现。建立由金融、司法、公安、行业协会等多部门组成的联席会议制度, 定期就地区资本市场运行情况召开分析会, 研究解决市场重点难点问题, 出台监管措施提高市场规范化运作水平。建立上市公司协会、创投公司协会、担保公司协会, 推动行业自律, 积极营造依法经营、公平竞争、诚实守信的市场环境。

参考文献

[1]余华银, 杨烨军, 宋马林.安徽新型工业化问题实证研究[M].沈阳:辽宁大学出版社, 2009:7.

[2]涂人猛.新兴产业发展与资本市场支持问题研究[J].武汉金融, 2011, (5) .

工业资本 第6篇

关键词：研发资本,配置效率,研发政策,行业异质性

0引言

本文基于Wurgler的基本理论,建立扩展的Wurgler模型,对工业行业的研发资本配置效率进行评析。与以往研究相比较,区别在于:一方面,根据有关经济理论,测算了中国大中型工业企业行业的R&D 资本存量,并将其与人力资本集成测度研发资本;另一方面,将Wurgler基本理论运用到研发创新领域,对创新效率测度的方法进行了拓展。

1研究方法

1.1研发资本测度

Griliehes(1998),蔡虹、许晓雯(2005)认为,研发投入对知识产出的影响具有持续性,作用并不是完全在当期能体现;能够表明企业、产业或国家技术开发能力和潜力的,不是各年R&D经费的流量,而是企业、产业或国家所拥有的知识和经验的存量,即R&D资本存量[1,2]。由于技术知识的老化,使R&D资本存量有具有“折旧性”。因此,本文采用的实际支出R&D经费,借鉴吴延兵(2006)[3]和OECD国家计算R&D资本存量方法,取折旧率δ=15%,运用永续盘存法(the perpetual method),根据公式(1)来核算基期的R&D货币资本存量。

undefined

其中,Ki,0为基期行业的货币研发资本的存量,R&Di,0为基期i行业的实际支出R&D经费,undefined为R&D经费支出的年均增长速度(这里,假设R&D经费支出的增长速度等于货币研发资本的存量增长速度),δ为折旧率。

再根据递归公式(2),可以测算,各个观察期的货币资本存量。

Ki,t=(1-δ)×Ki,t-1+R&Di,t (2)

其中,K为R&D的货币资本存量,R&Di,t为当期i行业的R&D经费的支出。

Aghion和Howitt(1996)认为研究人员是研发的重要投入,知识产出主要取决于研究人员努力程度[4]。因此在探讨研发效率时,将人力资本作为重要因素进行考量,选择了科学家与工程师的数量作为研发人力资本的衡量指标。魏守华、吴贵生(2005)在研究研发配置效率时,认为人力投入与财力投入之间具有不可分割性[5]。本文将R&D资本存量和人力资本存量进行融合,通过测算其各自权重,来集成为研发资本。同时,选择专利授权量(P)作为知识产出(Acs and Anselin,2002)[6],R&D货币资本存量(K),科学家与工程师数量(L)作为投入指标,运用柯布—道格拉斯生产函数模型P=AKαLβeμ,假设规模报酬不变,即α+β=1,为了消除共线性,将柯布—道格拉斯生产函数模型处理变换为式(3)

ln(P/L)=lnA+αln(K/L)+μ′ (3)

搜集2000-2008年,32个工业行业的数据,共288个样本点,对(3)进行OLS估计,得到α=0.53,且T检验值为2.31,对应的概率为(0.032),说明在显著水平为0.05通过检验。这样,我们认为研发资本可以用(4)来集成测度。

Ii,t=KundefinedLundefined (4)

其中,I为研发资本,K为研发货币资本存量,L为科学家与工程师数量存量指标,i和t分别表示行业和年份。

1.2模型构建

1.2.1 基本模型

提高资本配置效率意味着在高资本回报率的行业(项目)内继续追加投资,在低资本回报率的行业(项目)内适时撤出资本,Wurgler(2000) 基于这样的理论,构建了测度本配置效率模型,通过求解行业的固定资本形成的增长速度对于行业利润的弹性系数,测度出资本配置效率数值[7]。本文基于资本配置理论和Wurgler模型,探析研发资本的行业配置效率,借鉴Wurgler的方法,构建如(5)的基本模型。

undefined

其中,I为行业的研发资本形成,N为行业的新产品产值,i、t分别表示行业的编号和时间。undefined和undefined表示研发资本和新产品产值从t-1年到t年的增长,研发资本配置效率用参数η来衡量,表示投资对新产品产值的弹性。用投资弹性来表征研发资本配置效率是基于如下考虑:有效的研发资本配置就意味着研发资本向新产品产出能力强的行业流动,而从较差的行业流出,也就是说,有效资本配置意味着投资对成长潜力(用新产品产值增长来表征)的高反应性。具体来说,η>0,表明当一个行业的新产品产值指数相对于上一期增加时,研发资本增长率也会相应的增加,并且研发资本增长率增加的百分比是新产品产值指数增加的百分比的η倍,于是,更多的资本将流入新产品生产能力强的行业,而相对较少的资金流入较弱的行业;若η<0,表明当一个行业的新产品产值指数相对于上一期增加时,研发资本的增长率反而会减少;若η=0,表明各行业吸引研发资本的能力与新产品生产能力无关。在Wurgler模型中,自变量所选用的是各行业的利润或工业增加值,而在2004年以后《中国科技统计年鉴》中,并没有列出新产品的利润,因此,选用新产品产值做自变量。

1.2.2 基于行业异质性的扩展模型

研发资本配置效率在各行业之间存在异质性,通过建立面板数据变系数模型,如(6),来估计和检验工业行业研发资本配置效率的差异。

undefined

其中,ηi表示第i个行业的研发资本配置效率,i=1,2,…,32。

1.2.3 基于金融、税收影响的扩展模型

仅根据新产品产值因素对行业研发资本形成的影响来求解资本配置效率是不全面的,有必要在模型中引入其他重要影响因素,揭示研发资本配置效率及其相互影响。金融机构贷款是各行业研发经费的重要来源;各行业上缴的税金,反映政府对该行业的支持意愿(曾五一、赵楠,2007)[8],因此,建立基于金融、税收影响的研发资本配置效率的扩展模型(7)。

undefined

其中,F为金融机构对该行业的贷款数量,T代表该行业上缴的税金,下标i代表行业的编号,即面板数据的横向组别;下标t代表面板数据中的纵向时间。

2实证分析

2.1数据来源

本文重点考察我国工业行业研发资本配置效率,因为2010年《中国科技统计年鉴》中没有列出“科学家与工程师”的数据,且其他有些指标的统计口径与以前年鉴有差别,因此没有将2010年数据列入,本文所使用的基础数据来源于2001—2009年各年的《中国统计年鉴》和《中国科技统计年鉴》,考察的对象是工业中的32个行业潘文卿、张伟(2003)[9]的处理方法,各指标数据在加1后再取自然对数,然后引入模型。

2.2结果分析

2.2.1 研发资本配置效率总体分析

对模型(5)进行估计,由于模型存在异方差性,运用加权最小二乘法进行估计,估计结果,如表1所示,变量在1%的显著水平下均通过检验,且R2值达到0.95以上,说明模型合理。总体来看,我国工业行业研发资本配置效率不高,undefined仅为0.012,远远低于我国工业行业资本(以固定资产净值口径测算)的整体配置效率0.253(蒲艳萍、王维群,2008)[10],说明研发资本的配置效率和资本配置效率比较,有极大的提高空间,主要因为,一是研发资本有部分是运用到基础研究领域,对新产品总产值反应并不敏感;二是现行的研发体制、评价体制等有待进一步完善和提高。

2.2.2 研发资本配置效率的行业异质性分析

通过对模型(6)的估计,可以探究研发资本配置效率的行业异质性,如表1所示,在面板数据的变系数模型的估计结果中,总体来看,加权处理后的R2达到99.18%,F检验值为850.7035,说明模型拟合较好,在显著水平为10%时,有66%以上的系数通过显著性检验。由于面板数据模型考虑了行业的个体影响,因此,我们认为这一结果能够反映各行业的研发资本配置效率水平;具体来看,以“煤炭开采和洗选业”的系数的估计值为例,说明其经济含义,undefined检验值为5.7604(对应的概率为0.000),说明“煤炭开采和洗选业” 研发资本增长率增加的百分比是新产品产值指数增加的百分比的0.0603倍,即研发资本配置效率为0.0603,且在显著水平为1%情况下通过检验。值得特别关注的是,各个行业研发资本配置效率存在突出的行业异质性特征,我们将32个行业按研发资本配置效率分成三组:

① 研发资本配置效率较高的行业。由undefined值大于0.06组成的八个行业,分别为:13.家具制造业;11.皮革、毛皮、羽毛(绒)及其制品业;25.金属制品业;12.木材加工及木、竹、藤、棕、草制品业;16.文教体育用品制造业;10.纺织服装、鞋、帽制造业;20.橡胶制品业;1.煤炭开采和洗选业。因为近些年,居民住房需求旺盛的同时,带动家具制造业和木材加工及木、竹、藤、棕、草制品业的需求,从而促进了研发投资的增加;而出口导向性经济,也促使皮革、毛皮、羽毛(绒)及其制品业和纺织服装、鞋、帽制造业投资的增强。

②研发资本配置效率较差的行业。由研发资本配置效率小于0.01构成的四个行业,分别为:19.化学纤维制造业;2.石油和天然气开采业;31.电力、热力的生产和供应业;32.水的生产和供应业。这些行业基本上是垄断性的,创新动力不足,缺乏足够的研发激励,同时,像电力、热力的生产和供应业,水的生产和供应业,没有明显的新产品且形式单一,因此,企业缺乏研发投资的积极性和主动性。

③ 研发资本配置效率一般的行业。由其他的20个行业组成,资本配置效率大于0.01而小于0.06。

对以上三组的行业研发资本配置效率运用方差分析来检验其异质性,构造统计量F,计算结果如式(9)。

undefined

其中,SSB为组间离差平方和,SSE为组内离差平方和,k=3,n=32。统计量F的值为42,大于在显著水平为0.05下的F临界值,说明我国工业行业研发资本配置效率存在明显的行业异质性。

2.2.3 金融贷款和税收因素对研发资本配置效率的分析

表1中模型(7)的估计结果显示,金融支持影响系数γ1不显著,说明金融机构支持对于行业的研发资本形成影响不显著,这主要是因为,新技术的研发存在高度的不确定性,收益的风险高,金融机构的贷款支持并不积极。然而,政府支持意愿影响因素的系数γ2显著,且为正值,说明那些利税上缴较多的行业,生产能力强,获得的投资多,比较符合资本自由有效流动的经济规律。

3结论与启示

本文首先将研发的人力资本和R&D存量资本集成,来测度工业行业的研发资本;其次,根据Wugler模型的基本原理,构建研发资本配置效率的计量模型,实证分析得到主要结论为:考察期内,我国工业行业的研发资本配置效率不高,远低于以固定资产净值口径核算的资本配置效率;工业行业研发资本配置效率存在显著的行业异质性;在考量金融支持因素和政府支持因素情况下,金融支持对研发资本配置效率影响不显著,而政府支持意愿影响因素显著,说明那些利税上缴较多的行业,获得的投资多,这比较符合资本自由有效流动的经济规律。根据本文研究结论,结合我国大中型工业企业的研发资本配置现状,提出以下相应对策。

① 针对我国大中型工业企业研发资本配置效率不高的问题,要加强以下几方面工作:第一,加大我国大中型工业企业的技术开发经费的投入力度,加速研发资本的形成,增强自主开发能力,使之成为技术开发的主体。在发达国家,大型企业技术开发经费的投入占当年销售额的比例一般在4%～10%之间,而我国2008年此项经费占销售收入仅为0.84%。第二,加大研发人员的培养和储备,促进企业研发能力提高;组建高水平、高效率的研发机构,充分利用研发费用,创造和开发更多的新产品。目前,我国大中型企业科技人员占从业人员的比重约为5%,而科学家与工程师占从业人员的比重在3.5%左右;有研发机构的企业占企业总数比重约为24%,远低于发达国家水平。第三,在研发资本配置过程中,需要考量研发投资的特殊性、不确定性和复杂性,建立健全切实可行的研发资本配置效率考核机制,合理的研发激励机制,通过科学的管理机制,促进人力资本和研发经费的高效利用,从而提高研发资本的配置效率。

② 在研发资本配置时,要考量行业异质性特征,根据产业政策和行业特性进行差异化分配资源,从而使得各行业在技术创新方面协调、且有层次地发展,达到提高资源配置效率的目标。相关部门可以采取差别对待的政策,努力将有着不同成长性的行业区分开来,使成长性好的行业以及缺少资金的新兴行业能够得到足够的研发经费,而使日趋淘汰的行业缩减企业研发经费投资规模,以实现研发资本的最优配置。

③ 需要建立适合创新不确定性情境下的投融资政策,加大金融改革力度,加强监管和引导,促进金融机构资本、社会其他资本与企业研发的结合,如完善风险投资体系等,来解决科技创新融资方面的瓶颈,为企业研发资本的形成和配置效率的提高创造良好的环境。

由于数据统计口径存在差异、数据可得性等原因,使得本文的部分实证研究结果的显著性水平还不够理想,需进一步的跟踪检验;同时,从微观层次上,如企业层面的研发配置效率及其影响因素的作用机理等方面问题,还需进一步的研究。

参考文献

[1]Griliches Z.R&D and productivity[M].CHICAGO:University of Chicago Press,1998.

[2]蔡虹,许晓雯.我国技术知识存量的构成与国际比较研究[J].研究与发展管理,2005(4):15-20.

[3]吴延兵.R&D存量、知识函数与生产效率[J].经济学(季刊),2006(4):1129-1156.

[4]Aghion P,Howitt P Research and Development in the growth process[J].Journal of Economic Growth,1996(1):49-73.

[5]魏守华,吴贵生.区域科技资源配置效率研究[J].科学学研究,2005(4):467-473.

[6]Acs Z J,Anselin L.Patents and Innovation Counts as Measures of Regional Production of New Knowledge[J].Research Policy,2002(31):1069-1085.

[7]Wurgler J.Financial Market and the Allocation of Capital[J].Journal of Financial Economics,2000(58):187-214.

[8]曾五一,赵楠.中国区域资本配置效率及区域资本形成影响因素的实证分析[J].数量经济技术经济研究,2007(4):35-42.

[9]潘文卿,张伟.中国资本配置效率与金融发展相关性研究[J].管理世界,2003(8):16-23.

工业资本 第7篇

我国核工业走过了50年辉煌的发展历程,对于壮大我国的国防实力和综合国力,对于提高中国的国际威望、振奋民族精神发挥了重要作用。但是核工业员工因为工作性质的特殊性以及工作环境的危险性,核工业企业员工的心理健康更加需要得到及时有效的关注和干预。核工业企业员工积极健康的心理状态是核工业安全健康发展的基础。本研究主要从核工业企业员工的个体因素入手,对其积极心理变量(心理资本)及消极工作状态变量(职业倦怠)进行调查,并通过对调查结果的分析,找到通过提高积极心理变量改变消极工作状态的方式和途径。

心理资本的概念最早出现在经济学、投资学和社会学等文献中。L u t h a n s,Youssef和Avolio(2007)认为心理资本是指“个体的积极心理发展状态,其特点是:(1)拥有表现和付出必要努力、成功完成具有挑战性的任务的自信(自我效能感);(2)对当前和将来的成功做积极归因(乐观);(3)坚持目标,为了取得成功,在必要时能够重新选择实现目标的路线(希望);(4)当遇到问题和困境时,能够坚持、很快恢复和采取迂回途径来取得成功(坚韧性)”。

工作倦怠研究领域的代表人物C.Maslach的概念界定,广泛为国内外研究者所接受。他将工作倦怠分为三个维度即情感耗尽、讥诮和低职业效能。情感耗尽是指个体在工作中处理遇到的难题与要求时,会感到能力不足以及身心疲惫,最终导致工作情绪资源丧失。讥诮是指个体在工作中对待周边人际关系时,会采用无情与冷漠的态度。低职业效能是指个体在工作中会感受到低成就、无意义,以及缺乏成功体验。基于从积极心理学的角度出发,探讨核工业企业员工心理资本与职业倦怠干预研究,提高核员工的心理资本,降低工作中出现的倦怠感具有实际意义。

二、研究方法

1、被试

本研究采用随机抽样的方法,从红沿河核电站、秦山核电站、广东大亚湾核电站选取核员工进行测量,得到有效问卷127份,其中男107人,女20人;未婚88人,已婚39人;大专6人;本科100人,硕士21人;普通职员120人,领导7人。

2、工具

2.1心理资本问卷。本研究采用心理资本(中文版)问卷。该问卷由Luthans等(2005,2007)编制,共24个题目,含三道反向计分题,采用4分等级量表,“1”代表极不赞同,“4”代表极其赞同,对应评分1-5,1-极不赞同,2-不赞同,3-赞同,4-极其赞同。

在本研究中,该问卷信度分析使用克伦巴赫a系数做信度分析,内部一致性系数为0.697,信度较好。

2.2工作倦怠问卷。本研究采用工作倦怠问卷(简称MBI-GS,也称马氏工作倦怠问卷),由C.Maslach等人编制,是目前测量工作倦怠应用最广泛的自陈问卷,该版本是由李超平等人修订。问卷采用利克特7分等级量表,0代表“从来没有”,6代表“总是”。整个量表包括三部分:情感耗尽、讥诮和低职业效能感。情感耗尽分量表包括5个题目,讥诮分量表包括5个题目,低职业效能分量表包括6个题目,整个问卷共16道题。

该问卷信度分析,使用克伦巴赫a系数做信度分析,内部一致性系数为0.704,均大于0.70,是社会调查允许的范围内,说明工作倦怠量表的内部一致性较好。

3、统计分析

核工业企业员工统一使用装订成册的纸质问卷,采用统一的指导语,现场施测。收集数据手工录入计算机,运用SPSS11.5进行分析。

三、研究结果

1、相关分析结果

由表3.1可知,核工业企业员工心理资本与职业倦怠水平呈现显著的负相关。这说明监狱警察心理资本越低,工作越倦怠,同时随着监狱警察工作逐渐倦怠,心理资本逐渐降低。

2、回归分析结果

核工业企业员工的心理资本与职业倦怠呈现显著的负相关,要想更深入探讨二者的关系,在本部分将以心理资本作为预测变量,对核工业企业员工的工作倦怠进行回归预测。结果如下表3.2、3.3、3.4。

由表3.2可以看出,情感耗竭的变化由33%是受希望和乐观的影响,且回归系数的t检验结果均小于0.05(与方差分析结果一致),具有显著的意义,所以希望和乐观能显著预测情感耗竭,且由回归系数可知影响均是负向的。

由表3.3可以看出,讥诮的变化31.4%是受乐观和自信影响,同时两个回归系数的t检验结果均小于0.01(与方差分析结果相一致),说明回归系数具有显著的意义,因此乐观和自信显著预测讥诮,且影响均是负向的。

由表3.4可以看出,低职业效能的变化43%受乐观和希望的制约,而且两个回归系数的t检验结果均小于0.05(与方差分析结果一致),说明回归系数具有显著的意义,所以乐观和希望显著预测低职业效能,且影响均是负向的。

由回归分析可知,提高自信、乐观、希望水平能显著降低核工业企业员工的职业倦怠水平。即心理资本的提高能够帮助企业员工有效缓解其职业倦怠水平,心理资本是能干预核工业企业员工职业倦怠的有效干预变量。

四、讨论与结论

通过数据结果,本研究发现核工业企业员工心理资本与职业倦怠水平呈现显著的负相关。希望和乐观能显著预测情感耗竭,且影响均是负向的。乐观和自信显著预测讥诮,且影响均是负向的。乐观和希望显著预测低职业效能,且影响均是负向的。由回归分析可知,提高自信、乐观、希望水平能显著降低核工业企业员工的职业倦怠水平。即心理资本的提高能够帮助核员工有效缓解工作倦怠水平。这一结果产生的原因,心理资本是积极的心理状态,工作倦怠是一种消极的状态,当心理资本中的自信、希望、坚韧性、乐观在工作上起作用的时候,工作倦怠感会得到缓解。

这也为提高核工业企业员工的职业心理健康提供了良好的崭新的干预手段,这也是从积极心理学的角度出发考虑的。提高核员工的自信、乐观、希望等方面,比起从心理问题出发更能够被企业管理者和核工业企业员工接纳。

摘要：目的:探讨核工业企业员工的心理资本与工作倦怠的关系。方法:采用心理资本问卷(PCQ-24)和工作倦怠问卷(Maslach-GS),以127名核工业企业员工为被试进行调查。结果:(1)相关分析显示核工业企业员工的心理资本与工作倦怠呈现显著的负相关。(2)以心理资本作为预测变量,对核工业企业员工的工作倦怠进行回归预测,提高自信、乐观、希望水平能显著降低核工业企业员工的职业倦怠水平。结论::核工业企业员工的心理资本与工作倦怠存在显著的相关关系,乐观、自信、希望心理资本维度能显著负向预测工作倦怠。

关键词：核工业企业员工,心理资本,工作倦怠

参考文献

[1]、Luthans F,Youssef C M,Avolio B J,Psychological capital:Developing the human competitive edge.UK:Oxford University Press,2007.

[2]、Maslach C,Jackson S E,MBI:Maslach Burnout Inventory;Manual Research Edition.Palo Alto,CA:Consulting Psychologist Press,1986.

工业资本 第8篇

关键词：农业,人力资本,生育率

发展经济学之父张培刚 (2002) 在其宏文《农业与工业化》中讨论了农业工业化的两层含义:第一, 农业生产要素向非农业部门流动;第二, 传统农业向现代农业变迁[1]。Schultz (1961) 指出现代农业的特征是农业人力资本积累的不断增加即农业成功走出传统农业发展陷阱, 进入人力资本积累与技术进步良性循环的新轨道[2]。根据Becker (1993) 人力资本理论[3], 当农业人力资本边际报酬上升时, 人口生产的替代效应会同时上升以至于超过其收入效应, 从而农村会自发演化形成低生育率的有利环境, 进而推动传统农业向现代农业转变。本文根据世界银行公布的1999~2009年53个发展中国家的统计数据实证分析人力资本积累、生育率转变对农业工业化进程的影响。

一、文献综述

Malthus (1914) 最早建立了一个生育率与经济增长的统一框架[4], 根据该模型, 各国的人均收入收敛于同一长期均衡值, 当收入高于该均衡水平时, 生育率上升同时死亡率下降;反之则生育率下降死亡率上升。由于Malthus模型无法解释西方长达一个半世纪的持续增长, 新古典增长理论放弃了将生育率作为增长的重要解释变量, 转而详细论述物资资本投资率与增长速度的关联[5]。当人均收入高于均衡水平时, 物资资本存量增长较慢, 从而人均收入有所回落, 反之, 当收入低于均衡水平时, 物资资本增长较快, 从而拉动收入进一步增长。Malthus模型和新古典增长理论都忽略了人力资本积累的作用[5]。新增长理论超越新古典增长理论, 强调人力资本与内生技术进步对经济增长的重要性[6,8]。Arrow (1962) 论证了“干中学”引致人力资本积累从而推动技术进步[9]。Uzawa (1965) 分析了教育部门专业化生产知识和人力资本对于技术进步的重要性[10]。Romer (1986) 和Lucas (1988) 论述了人力资本溢出效应 (Human Capital Spillovers) 推动经济增长[11,12]。人力资本与经济增长的实证分析始于Schultz (1960) [13], 他使用1910~1950年美国数据论证了教育投资增长速度快于物资资本增长速度。Schultz (1961) 还指出加快农业人力资本积累是发展中国家走出传统农业发展陷阱的必要条件[2]。

Becker (1993) 从家庭对孩子质量投资的视角建立了人力资本积累机制的微观基础[3], 通过世代交叠人力资本积累函数推导出宏观的新增长模型。本文主要应用Becker人力资本理论框架对发展中国家的农业工业化进程进行实证分析[14,15]。

二、理论框架

Becker (1993) 在孩子质量与数量 (Children Quality and Quantity) 选择模型中将人力资本投资定义为家庭对孩子质量的投资, 该定义对于人力资本 (HC) 积累的微观机理有较强的解释力[3]。

假定家庭同质, 每个家庭由两代人构成。每个生产者生存两期, 第一期作为孩子花费时间T进行HC积累, 第二期作为父母, 工作和抚养孩子总时间也为T。父母的效用Ut取决于当期的消费Ct和第二期子女的效用Ut+1, 即父母效用函数为:

其中u为商品消费的效用函数, 商品消费满足边际效用递减法则, ALT表示家庭对于孩子的利他程度函数, 对于单个孩子而言, 家庭的利他程度随孩子nt数量的增加递减。假设世代交叠人力资本积累函数为:

每个孩子期初生产能力为h0, 孩子的人力资本取决于父母人力资本ht、父母教育孩子所投入的时间Hte以及孩子的生产能力禀赋值h0, 系数a度量的是人力资本投资效率, 在孩子人力资本积累过程中其初始禀赋值h0每增加一个单位, 则可替代b个单位的ht, β表示人力资本积累函数的规模报酬。此处简化处理, 令β=1, 即人力资本积累无规模报酬递减效应。综合考虑父母养育孩子、劳动以及进行人力资本投资的时间, 我们可以得到时间预算方程 (Time Budget Equation) 为:

其中TFt为每个父母生产消费品的工作时间, nt为平均每个父母拥有的孩子数量, v为父母养育孩子的人均时间。假设消费品部门有C-D生产函数:

其中ζ为孩子的人均消费, θ度量的是生产效率, 在消费品生产中生产能力禀赋值h0每增加一个单位, 则可替代d个单位的ht。假定消费品生产与家庭人力资本生产中禀赋值h0对父母人力资本ht边际替代率相同, 即d=b。λ表示消费品部门的规模报酬, 此处亦简化处理, 令λ=1, 即人力资本作为生产要素投入消费品生产无规模报酬递减效应。父母在时间预算约束条件下最大化动态效用, 效用函数即可简化为:

其中a为n=1时父母的纯利他程度 (Degree of Pure Altruism) , ξ表示相对于孩子数量变化的利他弹性 (Elasticity of Altruism) 。孩子数量增加时的边际效用函数可以表示为:

根据⑹式, 纯利他程度α下降、利他弹性ξ上升以及孩子数量nt增加均会导致边际效用MUt递减。孩子数量增加时的边际成本函数可以表示为:

根据⑺式, 孩子的人均消费ζ、生产能力禀赋值h0、抚养和教育孩子的时间 (v+Hte) 以及父母自身的人力资本ht的上升均会导致边际成本MCt增加, 而从消费品消费中获得的边际效用u′ (ct) 减少则会导致边际成本MCt下降。家庭决策目标为效用最大化, 令MUt=MCt, 即

根据⑻式, 处于人力资本低水平发展阶段时, 抚养和教育孩子的时间 (v+Hte) 以及孩子的人均消费ζ都比较少, 而孩子数量较多。当人力资本积累越过低水平发展均衡时, 经济的增长和消费的增长均决定于人力资本的增长速度, 为简化处理, 令d=b=1, 此时稳态增长率可以表示为 (Tamura, 1994) [16]:

根据⑼式, 家庭抚养孩子的时间成本v、利他弹性ξ以及人力资本投资效率a加大均会导致孩子质量上升, 孩子数量下降, 同时稳态增长率g*和消费增长率△ct/ct上升。即工业化进程是与生育率下降和人力资本增长相伴随的。

三、实证分析

根据上文的理论框架, 我们将人力资本和总和生育率作为发展中国家农业工业化进程的基本解释变量[17]。根据三次产业变动规律, 我们可以使用农业生产部门产值的占比间接衡量发展中国家的农业工业化发展状况, 其占比越大则农业工业化水平越低。我们建立计量模型如下:

其中GPER为农业产值在GDP中的占比 (Agriculture, value added%of GDP) , FERT为总和生育率 (Fertility rate, total births per woman) , LEXP为预期寿命 (Life expectancy at birth, total years) , PRIM为初等教育完成率 (Primary completion rate, total%of relevant age group) , β0为截距项、βi (i=1, 2, 3) 为方程中的估计系数。假定εit为白噪音。

笔者根据1999~2009年53个发展中国家的数据进行回归分析 (数据来源于世界银行数据库, http://data.worldbank.org/) , 其变量统计特征和实证结果见表1和表2。

初等教育完成率与农业产值占比之间存在着预期的负相关, 而总和生育率与农业产值占比之间存在着预期的正相关。如表2所示, 模型1中的解释变量FERT和PRIM均在1%的显著水平上显著, 且系数估计值分别为13.42和-0.22, 即在其他条件不变的情况下, 若总和生育率降低1个单位, 则农业产值占比下降13.42个百分点, 若初等教育完成率增加1个百分点, 则农业产值占比下降0.22个百分点。虽然解释变量LEXP不显著, 但是不影响模型1的总体结果。模型2是在模型1的基础上去掉不显著的解释变量所做的回归分析, 模型2中解释变量FERT的t值由原来的5.02提高到24.74, 解释变量PRIM的t值绝对值也由原来的6.29提高到6.69, 模型2的经校正判定系数 (Adjusted Coefficient of Determination) 在模型1基础上有所提高, 因而其解释力较强。

注:*、**、***分别表示在10%、5%、1%的显著水平上显著;括号内为标准误。

四、结语

工业资本 第9篇

经济新常态下,中国经济正由要素驱动、投资驱动转向创新驱动。供给侧结构性改革要通过产业的调整和创新提高生产率,以适应市场需求的结构变化。习近平总书记(2016)提出“提高全要素生产率,使供给体系更好适应需求结构变化”。全要素生产率是反映创新发展最好的指标,一方面要以体制创新消除制度性障碍,改善资源配置效率;另一方面要以科技创新推动产业结构优化升级(蔡昉,2015)。全要素生产率能否提高很大程度上取决于创新驱动能力的投入,而知识资本正是其存量的表现形式。因此,研究知识资本投入与全要素生产率之间的关系不仅具有非常重要的理论意义,而且也能为新常态下供给侧改革提供定量的决策依据。

“知识资本”的概念最早由美国经济学家(Galbraith,1969)提出,Swewart(1997)在此基础上给出了一个系统的定义,即可用于创造资本的要素如知识、信息以及经验等都能成为知识资本,随着研究的不断深入,国内外学者逐渐把视角转移到研究知识资本投入与生产率之间的关系上。一部分学者们认为知识资本投入与企业全要素生产率之间有很大的关联,Griliches(1984、1986、1998)研究发现R&D投入与企业生产率之间存在一种正向关联的联系,并从计量经济的角度分析知识资本应以R&D资本存量以及授权专利数量来度量,在此基础上建立了一套以知识资本为驱动的企业内生增长理论。该理论的局限性在于将知识资本的定义过于简单化,而且并没有对知识资本投入的溢出效应进行分析,Hall等(2007,2009)提出以专利、R&D、专利质量来对企业的知识资本投入市场价值计算更为合理,并在此计量基础之上研究发现企业知识资本投入对社会产生了溢出效应,而且这种溢出效应要大于知识资本投入给企业本身带来的影响。不同于以上学者的研究视角,Guellec(2004)将R&D经费投入细分为企业、政府以及国外3个主体,发现企业、政府以及国外的R&D经费投入增加将会带来一国的全要素生产率的提升。

相较而言,因为我国在1987年以后才有了R&D的统计口径,所以国内关于知识资本与全要素生产率之间的关系研究起步较晚。国内学者从不同的角度肯定了知识资本投入带来的积极影响,对于企业来说,R&D的投入的增加可以提升企业的绩效(程宏伟,2006),进一步研究发现R&D的投入是城市经济增长的重要源泉(贺建林,2009),此外对于整个社会而言,R&D投入对于全要素生产率的提升有着积极的作用,但是对于不同区域的提升效果有很大差异(曹泽,2011)。

综上所述,国内外学者对知识资本的研究虽然涉及领域比较广阔,但是涉及到知识资本投入对全要素生产率的空间溢出效应的研究并不多见,基于此,本文结合省际面板数据,建立空间计量模型从不同区域、不同时期的角度分析知识资本投入对我国工业全要素生产率的直接影响以及空间溢出效应。

1 模型设定

1.1 空间计量模型设定

李小平(2006)关于知识资本投入和全要素生产率提出了下式模式:

其中全要素生产率TFP=Y/LKβ,Sγ为知识资本,通过与(1)式联立可以得出全要素生产率的公式为:TFP=ASγ。

有上述全要素生产率的计算方法推导出面板回归模型:

我们在(2)式的基础之上引入空间计量模型。空间计量模型一般都是从普通计量模型上衍生出来的,基本表达式为:

SAR(空间自相关模型)、SEM(空间误差模型)、SDM(空间面板模型)是空间计量模型中最常用的3种模型。

参考Elhost(2010)的做法,我们定义本文的3个模型为:

空间自相关模型(SAR):

空间误差模型(SEM):

在式(4)、(5)中的λ、ρ分表表示空间自相关系数和空间误差系数,其中λ表示邻接地区的工业行业全要素生产率对本地区的影响程度,而ρ则表示相邻地区的误差项对于本区域的误差项的影响的程度。(5)式中的vit是服从正态分布的误差项,(4)、(5)式中的wij是权重矩阵W的子元素集,TFPit表示第i个地区的工业行业在t时刻的全要素生产率,Sit表示第i个地区的工业行业在t时刻的知识资本的投入,αi表示没有收到时间影响的省际截面误差项,σt反应的是时间序列效应,εit是服从独立同分布的随机扰动项。

Le Sage和Pace(2010)结合SAR和SEM的有点,建立一个综合性很强的Durbin模型,我们这里借鉴他们的思路,建立起空间Durbin模型为:

(6)式中变量含义和上面式中的含义相同。实证分析中可利用LM检验判断使用哪种检验方法。

1.2 变量选取与数据来源

考虑到香港、澳门、台湾部分数据的不可得性,本文只选取了大陆31个省1998~2014年的面板数据,并按照传统地理学中划分区域的方法划分了东、中、西地区1。其中知识资本对于产出的影响具有滞后性,我们借鉴Hall和Mairesse(1995)等人的研究,选取知识资本存量作为知识资本的投人变量,知识资本存量采用R&D经费以1998年为基期进行平减处理,再用永续盘存法进行计算得到。基期的资本存量用公式:

其中gr为样本期前技术开发投人年均增长率,设各类知识资本年均增长率为5%,折旧率为15%。数据来源于1999~2015年的《中国科技统计年鉴》。

全要素生产率(TFP)的测度借鉴Fare(1997)的计算方法,使用软件DEAP 2.1计算Malmquist生产率指数方法来测度各地区的全要素生产率,产出变量为历年各地区工业增加值,投入变量为各省年末工业劳动人口数和资本存量,其中资本存量是用每年的全社会固定资产投入值以1998年为基期进行平减处理,再用永续盘存法进行计算得到,而工业产值增加值用1998年为基期进行了平减处理并且将Malmquist指数转换成全要素生产率,具体操作方法是以1998年为基年,此时的全要素生产率为1,1999年的TFP则是1998年的TFP乘以Malmquist指数,之后各年各地区工业全要素生产率的计算以此类推。数据来源于1999~2015年的各省份的《统计年鉴》。

2 实证分析

2.1 全局相关性分析

在进行知识资本对中国工业全要素生产率的影响的分析之前,需要对研究整个区域进行Moran’s I指数测量,用以检验相邻区域是否存在空间相关性,计算公式如(7)所示:

在(7)式中,n、xi和x珋分别代表所研究样本包含的区域个数、样本单元的相应属性值。同(6)式中一样,Wij是空间权重系数矩阵,用以衡量空间单元的相邻关系。需要特别指出的是,我们的研究采用的是邻接空间权重矩阵。I值表示莫兰指数,取值范围在[-1,1]的区间内,取值离1越近,就说明样本在研究区域内的正相关依赖度就越高,正向的外部溢出效应越明显,取值越接近-1,则说明样本在研究区域内呈现出相异分布,如果Moran’s I指数为0,则说明样本在研究区域内呈现出独立随机分布的特征。

表1列出了1998~2014年全国各省工业全要素生产率关于全局相关性的Moran’s I的检验结果。

表1中列出了1998~2014年间我国各省工业全要素生产率的全局Moran’s I指数值。因为全国工业全要素生产率的计算是以1998年为基期的,此时生产率都为1,所以1998年没有莫兰指数。从表1中可以看出所有年份的全要素生产率全局相关Moran’s I指数在5%的显著性水平下均通过了P值检验,而且Moran’s I的取值在0.1358~0.4335之间,呈现出明显正向相关性,反应了全国工业全要素生产率有相似属性的空间集聚性———出现高高集聚及低低集聚的现象。全局相关性检验并不能反映出具体区域的空间集聚特征,因此我们还进行了局部空间自相关的检验。

我们在这里计算LISA指数来反映样本的局部空间自相关性,用局部Moran’s I指数表示,计算公式如下:

上式中Zi=xi-x珋,Zj=xj-x珋,变量与(7)式所述相同。LISA指数是为了测度局部的第i个地区与其周边区间的相关性,正值表示其与周边地区的工业全要素生产率是正相关的关系,而负值则表示该地区与其周边地区的工业全要素生产率存在负相关的联系。限于文章篇幅的原因,我们并未列出详细的局部的Moran’s I指数值,只在图1中列出了1999年、2004年、2009年、2014年4个年份31个省份的Moran’s I指数散点图。

数据来源:STATA 12

Moran’s I散点图将平面空间分成了4个象限,坐落在一三象限的点越多,说明研究样本的空间正的自相关性越强,而坐落在二四象限的点越多,说明研究样本的空间负的自相关性越多。从图1中可以看出从1999~2014年,坐落在一三象限的点逐渐变多,工业全要素生产率的Moran’s I指数出现了一定程度的上升,说明了区域间工业全要素生产率的空间自相关程度随着时间的推移而有所提升,溢出效应日益明显。

2.2 实证结果分析

2.2.1 模型选择

为了能够科学地描述知识资本投入对中国工业全要素生产率的影响关系,合理地选择空间计量模型进行估计是必须的,在进行公式(4)、(5)的模型之前,需要进行拉格朗日乘数(LM)检验应该选择SAR(空间自相关)模型还是SEM(空间误差模型)。结果显示LM检验拒绝了原假设,说明了SAR与SEM模型检验同时成立或者任意一个成立,所以在接下来的空间计量模型的回归中我们使用了SDM模型即式(6)。

2.2.2 区域样本回归分析

知识资本投入对于工业全要素生产率的影响是多维度的,不同的角度分析的结果会存在一些差异。我们在这里将从时空两个角度分别分析知识资本投入的直接影响和空间溢出效应。我们按照传统地理学上区分区域的方法,将我国31个省分为东、中、西部三大区域,用公式(6)中的空间Durbin模型测量了不同区域知识资本投入对工业全要素生产率的影响,回归结果如表2所示。

注:“***”、“**”、“*”分别表示在显著水平1%、5%、10%的检验水平下显著,()内的数值表示t统计值。数据来源:STATA 12.0

由表2的回归结果可以看出,SDM模型估计结果较好,不同区域内知识成本投入对工业全要素生产率的影响还是存在一些差异的。从全国范围看来,工业全要素生产率有显著的空间溢出效应,相邻地区的工业全要素生产率提高1%,会为本地工业带来0.101个单位全要素生产率的提升。知识资本投入不仅对工业全要素生产率的提高有着直接的促进作用,而且有明显的溢出效应,但是溢出效应的影响要弱于直接影响。表明国家在制定提升工业全要素生产率的政策时,应把增加工业知识资本投入作为重点政策依据。

三大区域内,东中部区工业全要素生产率的变化会带来显著的正向溢出效应,而东部地区溢出效应的效果要高出西部很多。知识资本投入有显著的空间溢出效应,而且知识资本投入为本地区工业全要素生产率带来的提升效果要好于相邻地区工业全要素生产率的空间溢出影响。但是东中部地区的知识资本投入的直接影响和空间溢出效果还是有差别的,东部地区知识资本投入以空间溢出效应影响为主,而中部地区知识资本的直接投入增加的直接影响要好于空间溢出效果。西部地区工业全要素生产率的空间溢出效果与东中部地区截然相反,而且影响并不显著,知识资本投入虽然存在正向的空间溢出效应,但是溢出效应产生的效果只占据本地知识资本投入增加带来的影响的1/10。

2.2.3 时间回归分析

进一步对不同时间段内的知识资本投入对工业全要素生产率的影响效应作比较分析。我们以2006年为时间节点分1998~2006年、2007~2014年两个时间段分析,回归结果如表3所示:

注:同表2

1998~2006阶段的回归结果:工业全要素生产率有显著的溢出效应,相邻地区工业全要素生产率每提高1%,将会带来本地工业全要素生产率0.152个单位的提升。知识资本投入有正向的影响作用,知识资本投入每增加1%个单位,将带来本地区工业全要素生产率0.193个单位的提升,知识资本投入的空间溢出正向效应也比较显著,但是在这个阶段知识资本对于工业全要素生产率的影响主要以本地知识资本投入增加的影响为主,其影响效果约为空间溢出效应的3倍。

2007~2014阶段的回归结果:工业全要素生产率具有显著的正向空间溢出效应,但是空间溢出效应的影响较1998~2006有明显的减弱趋势,知识资本投入与本地工业全要素生产率呈现明显的正相关关系,而且知识资本投入的变化也会带来显著的正向的空间溢出效应。综合比较两个阶段可以看出,虽然工业全要素生产率都存在显著的正向空间溢出效应,但是明显2006年以后溢出效应效果有所减弱。知识资本投入对工业全要素生产率的影响关系也有明显的区别,即在1998~2006年这个阶段,知识资本对于工业全要要素生产率的影响效应主要以直接影响为主,其空间溢出效应的作用并不明显,而在2007~2014年知识资本的空间溢出效应的影响效果超过了其直接影响,成为影响工业全要素生产率的重要因素。

3 结论与政策建议

本文利用1998~2014年间中国31个省的面板数据,利用空间Durbin模型实证检验了我国知识资本投入对工业全要素生产率的影响。实证结果及相应的政策建议如下:

从空间角度来说,我国省级工业全要素生产率存在很强的空间相关性,各省在增加知识资本的投入时,不仅可以提高本地区的工业全要素生产率,还存在积极的空间溢出效应。其中东部地区知识资本对全要素生产率的直接影响和空间溢出效应都最为明显,中部次之,西部无明显的空间溢出效应。所以我国要实现知识资本和创新资源的科学合理配置,根据东、中、西三大区域的实际情况制定差异化的创新驱动政策。在东部区域的自主创新能力已经比较成熟的条件下,加强创新驱动能力的重点是注重地区创新效率的提升,增加对关键核心技术研究方面的研发投入,而针对中西部工业发展普遍缺乏自主创新能力的现象,研发投入的重点应放在高新技术的引进以及加强技术改造上,以此来提高地区工业全要素生产率。

从时间角度来说,在2006年以前,知识资本对工业全要素生产率的影响以本地的知识资本投入为主,相邻地区的知识资本的溢出效应的作用并不明显,而在2006年以后,知识资本投入对工业全要素生产率的促进作用主要是其溢出效应发挥的作用。随着省域间经济交流日益密切,其空间溢出效应也愈加明显,所以我国在制定创新驱动战略时不仅要注重地区特色,更要注重统筹兼顾。

摘要：在供给侧改革背景下,对全要素生产率的来源分解和影响研究具有现实意义。本文基于1998~2014年间我国31个省的面板数据,选取合适的空间计量模型实证了知识资本投入对我国工业全要素生产率的直接影响以及空间溢出效应。研究结果显示:知识资本投入与全要素生产率之间有正相关的联系,其中东部地区知识资本对全要素生产率的直接影响和空间溢出效应都最为明显,中部次之,西部无明显的空间溢出效应;不同时期内知识资本与全要素生产率之间的关系也存在很大差异,1998~2006年间空间溢出效应微弱,2007~2014年间直接影响和溢出效应都有加强。

关键词：供给侧,知识资本,全要素生产率,空间溢出

参考文献

[1]程宏伟,张永海,常勇.公司R&D投入与业绩相关性的实证研究[J].科学管理研究,2006,(3):110~113

[2]李小平,朱钟棣.国际贸易、R&D溢出和生产率增长[J].经济研究,2006,(2):31~43

[3]贺建林,张惠.上海R&D投入与经济增长关系的实证研究[J].上海商学院学报,2009,(1):48~50,62

[4]曹泽,段宗志,吴昌宇.中国区域TFP增长的R&D贡献测度与评价[J].中国人口·资源与环境,2011,(7):146~152

[5]蔡.供给侧结构性改革的主要着眼点[N].上海证券报,2015-12-31,(12)

[6]习近平.毫不动摇坚持我国基本经济制度推动各种所有制经济健康发展[N].人民日报,2016-03-09,(2)

[7]HALL B H,LOTTI F,MAIRESSE J.Innovation and Productivity in SMEs:Empirical Evidence for Italy[J].Small Business Economics,2009,33(1):13~33

[8]GRILICHESZ.Productivity,R&D and Basic Research at Firm Level in the 1970s[J].American Economic Review,1986,76(1):141~54

[9]任治君,高文玲.OFDI逆向技术溢出对高技术产业全要素生产率的影响研究——基于Malmquist指数和动态面板数据模型的实证分析[J].工业技术经济,2013,(1):109~117

[10]FORAYora D,HALL B H,MAIRESSE J.Pitfalls in Estimating the Returns to Corporate R&D Using Accounting Data[J].Ssrn Electronic Journal,2007:1~8

[11]FARE R,NORRIS M.Productivity Growth,Technical Progress,and Efficiency Change in Industrialized Countries:Comment[J].American Economic Review,1997,87(87):1033~39