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经济增长贡献率范文1
表示教育对经济增长贡献率的方法有多种,概括起来看,可以从估算以下四个方面的指标值入手①:(1)教育对新增国民收入额的贡献比例,即由教育所带来的国民收入的增加量(ΔYe)占国民收入总增加量(ΔY)的比例(ΔYe/ΔY)。(2)教育对国民收入增长速度的贡献比例,即把教育当作一个生产要素,由教育这个要素投入所带来的那部分国民收入的增长速度(ye)占国民收入总增长速度(y)的比例(ye/y)。(3)教育对新增劳动生产率的贡献比例,即由教育所带来的劳动生产率(劳动力的人均国民收入水平)的增加量(Δ(Y/L)e)占总劳动生产率增加量(Δ(Y/L))的比例(Δ(Y/L)e/Δ(Y/L))。(4)教育对劳动生产率增长速度的贡献比例,即由教育这一生产要素所带来的劳动生产率的增长速度(Se)占总劳动生产率增长速度(Sy)的比重(Se/Sy)。目前所见到的方法,主要是从前两个方面入手来衡量教育对经济增长的贡献,下面主要介绍前两方面的估算方法。
二、估算教育对国民收入增长额的贡献率的方法
1.舒尔茨的教育投资收益率估算方法
在西方,舒尔茨被认为是就教育对经济增长贡献做定量分析的第一人。②柯布—道格拉斯生产函数(Cobb—DouglasProductionFunction)是西方众多估算方法的根据,也是舒尔茨、丹尼森的估算方法的基础,这里简单介绍一下此函数。美国经济学家道格拉斯和数学家柯布于20世纪30年代,在研究1899—1922年美国制造业劳动和资本对生产的作用时得出一个生产函数③。Y=AKαLβ其中,Y代表产出量;K代表资本投入量;L代表劳动投入量;A为不变的“效率系数”;指数α和β代表资本和劳动在总产量中的相对比重,且α>0,β>0,α+β=1。根据美国20世纪的统计资料估算出α和β分别约为0.25和0.75,表明这一期间,资本所得和劳动所得对总产出的贡献率分别为25%和75%。参数α和β还可以称之为产出关于资本和劳动的弹性。因为根据柯布一道格拉斯生产函数,存在着资本和劳动的边际产量,分别为:Y/K=αAKα-1Lβ=α(Y/K),K/L=βAKαLβ-1=β(Y/L)。由这两个式子得出α=(Y/K)(K/Y),β=(Y/L)(L/Y),α表示产出量的变动率与资本投入量的变动率的比率即产出的资本弹性,β表示产出量的变动率与劳动投入量的变动率的比率即产出的劳动弹性。舒尔茨以美国1929—1957年的数据为例,计算了教育对经济增长的贡献率。④第一步,计算1929—1957年国民收入增长额(ΔY)以及劳动力所创造的国民收入的余值增长额。ΔY等于报告期(1957年)国民收入(3020亿美元)减去基期(1929年)国民收入(1500亿美元),结果等于1520亿美元。然后,求出1957年劳动力所创造的实际国民收入与按照1929年劳动生产率水平计算出来的1957年劳动力所创造的虚拟国民收入之差额,结果为710亿美元。
其中劳动力所创造的那部分国民收入是通过总的国民收入乘以柯布—道格拉斯生产函数中的β值即0.75求得的。第二步,用反事实度量法,计算出1929年至1957年教育投资增量。首先计算1929年、1957年社会积累的教育资本存量。一定时期内教育资本存量计算公式:Er=∑ni=1Ci*Bi,其中,i为毕业生的教育等级或类别的数字代码,n代表不同教育等级或类别的个数,Et为一定时期内全部教育资本存量,Ci为i级毕业生人均教育费用,Bi为具有i级学历或类别的就业劳动力人数。其中的各级教育毕业生费用包括社会支付费用、家庭支付费用以及为上大学或中学而放弃的收入即教育机会成本。其次,计算1957年实际教育资本存量与按照1929年人均教育投资水平计算出的1957年虚拟教育资本存量的差额,把这一差额作为1929—1957年教育投资增量,用ΔKe表示(ΔKe=2860亿元)。第三步,计算1929年至1957年间平均年教育投资收益率(r)。某级教育收益率(Ri)=(X2—X1)/Ci•100%其中,X2代表本级毕业生人均年均工资收入,X1代表低一级毕业生人均年均工资收入,Ci代表本级毕业生获得本级教育学历的人均教育费用。平均年教育投资收益率(r)=∑3i=1Wi•Ri,式中i分别取初等、中等、高等三个级别,Wi为权重,其值为某级教育投资占总教育投资的比重,Ri为某级教育投资收益率。
按此公式计算,美国1929—1957年初等、中等、高等教育占总教育投资的比重分别为28%、45%、27%,教育投资收益率依序分别为35%、10%、11%,总的平均年教育投资收益率∶r=28%×35%+45%×10%+27%×11%=17.27%。第四步,计算教育对国民收入增长的贡献。公式为:Pe=(ΔKer)/ΔY,其中Pe为教育对国民收入增长的贡献率,ΔKe为一定时期教育投资增量,r为一定时期内平均年教育投资收益率,ΔY为一定时期内国民收入增量。利用上述方法,舒尔茨计算结果为,1957年美国由教育所创造的国民收入占总的国民收入增量Pe=2860×17.27%÷1520≈33%,占劳动所创造的国民收入余值增长额(710亿美元)的70%。舒尔茨没有单独计算高等教育对经济增长的贡献率,但是我们按照他的方法推算下去,用高等教育投资量占总教育投资的比例27%,乘以总教育资本增量(ΔKe=2860亿元),求出高等教育资本增量(ΔKhe=772.2亿元),再乘以高等教育收益率(11%)得84.942亿元,这就是1929—1957年劳动者因接受高等教育所多获得的收入,它占国民收入增量1520亿元的的百分比为5.59%,,即1929—1957年高等教育对国民收入增长额的贡献为5.59%。
我国学者曾采用舒尔茨的教育投资收益率估算方法,估算过我国特定时期的教育贡献率。⑤但是这种方法在中国未必完全适合,因为它的理论前提是假定处于充分竞争的市场经济条件下,其理论基础是建立在西方经济学的要素理论上的。西方经济学的要素理论认为,劳动力所创造的边际产品价值等于劳动力的价格,而劳动力所创造的边际产品价值就是劳动力在生产上的贡献,工资是劳动力的价格,因此,工资等于劳动力在生产上所作出的贡献。于是便以不同教育程度劳动力起止年间工资收入差别,作为其计算起止年间教育投资收益率的依据。在中国,则不同,劳动力工资收入不是通过劳动力市场竞争形成的,计划经济体制下的“工资刚性”、“收入分配上的趋同性”、“收入来源的隐蔽性和多元化”、“劳动力部门所有制”等现象迄今依然存在,因而,工资收入基本上不能正确反映劳动力的市场价值和知识价值,也不等于他对国民收入的贡献。在这种情况下,在我国采取舒尔茨方法计算出来的起止年间教育投资收益率可能很低,因而导致低估了教育投资对经济增长的贡献率。其次,舒尔茨计算教育投资收益率的方法也未必合理。即使在充分竞争的劳动力市场中,不同教育程度的劳动力的收入差别也不能全部归因于教育程度的差别,如个人天赋、种族特权、家庭背景、社会机遇等都会直接影响收入,因此需要对收入差别进行折算,否则便高估了教育投资收益率。这一点丹尼森已经考虑到了,对工资收入差别用0.6做折算。再次,舒尔茨的方法并没有涉及教育尤其是高等教育对经济生活中的科技进步和制度创新的促进作用,当今时代的经济增长很大程度上来源于科技进步和制度创新,忽视了高等教育对科技进步和制度创新的作用,便低估了教育尤其是高等教育对经济增长的贡献。
2.劳动力质量修正法
这种方法不是在生产函数中增加一个教育因素,而是在考虑教育对劳动力质量作用的前提下,通过某种简化系数,使劳动力质量的提高转化为劳动力数量的增加。通过计算一定时期内,由于教育的作用而增加的那部分劳动力所创造的国民收入量,占国民收入总增加量的比例,从而估算出教育对经济增长的贡献。1924年,前苏联经济学家、前苏联社会科学院院士斯特鲁米林发表了著名的论文《国民教育的经济意义》,在世界上首次以工资为尺度确定劳动简化系数,对劳动力质量进行修正,计量了前苏联20年代教育对国民收入的贡献。⑥此后,前苏联学者科马洛夫于1972年在《培养和使用专门人才的经济问题》⑦一文中,根据受教育年限长短的不同,确定了具有不同教育程度的劳动者的劳动复杂程度系数,以此劳动复杂程度系数作为劳动力质量修正尺度,计算了前苏联1960年—1975年期间,整个教育对国民收入增长的贡献为37.1%。前苏联学者C.Л.科斯塔年在《教育经济学的对象与方法》一书中,则以教育费用的不同作为劳动力质量修正的尺度,计算了前苏联1965年—1970年教育对国民收入增长的贡献率为18%。我国学者曲桢森以工作年总课时(等于某级教育毕业生受课的总时数×该级毕业生一生的工作年数)数作为劳动力质量修正尺度,采用类似科马洛夫的计算程序,计算我国1952年—1978年教育对国民收入增长额的贡献率为17.6%。
韩宗礼先生则以教育年限为劳动力质量修正系数,采用类似于科斯塔年和科马洛夫的算法,分别计算了我国1964—1982、1964—1987年教育对国民收入增长额的贡献。⑧有的学者以各级毕业生人均教育培养费用或人均教育成本的不同作为劳动力质量修正尺度。总的说来,除了质量修正尺度不同之外,上述劳动力质量修正方法基本上遵循下列相同的计算程序。第一步,确定劳动力质量修正系数(Li)。如科马洛夫确定的系数:受初级教育的劳动者L1=1,初等教育以上L2=1.2,受7年教育L3=1.3,受8—9年教育L4=1.4,中等教育L5=1.6,中等专业教育和大专L6=1.9,大学本科教育L7=2.3。曲桢森确定的系数:具有小学程度劳动者L1=1,初中程度劳动者L2=1.49,高中程度劳动者L3=1.88,大学程度劳动者L4=2.37。第二步,分别计算基期与报告期平均劳动力质量修正系数(λ0、λt)。公式为:λt=ΣWitLit,其中,Wit为报告期受i级教育劳动者数量占总劳动力数量的比例;Lit为报告期受i级教育程度劳动力的质量修正系数。同样,基期平均劳动力质量修正系数公式为:λ0=ΣWi0Li0。第三步,计算报告期与基期之间,由于提高劳动力教育程度所带来的国民收入增加量(ΔYe)。公式为:ΔYe=YtLt(λt-1)/(Ltλt)-Y0L0(λ0-1)/(L0λ0)=Yt(λt-1)/λt-Y0(λ0-1)/λ0(1)其中,Yt、Y0分别为报告期与基期的国民收入,Lt、L0分别为报告期与基期的劳动力数量,λt、λ0分别为报告期与基期的平均劳动力质量修正系数。这是根据科马洛夫和曲桢森的算法总结出来的计算公式。
根据科斯塔年算法总结出来的计算公式为:ΔYe=Y0(λt-λ0)/λ0(2)第四步,计算教育对国民收入增长额的贡献。科马洛夫的公式为:ΔYe/ΔY=[Yt(λt-1)/λt-Y0(λ0-1)/λ0]/(Yt-Y0)。科斯塔年的公式为:Ye/ΔY=[Y0(λt-λ0)/λ0]/(Yt-Y0)=(λt/λ0-1)/(Yt/Y0-1)。韩宗礼的公式为∶Ye/ΔY=[(λt-λ0)Lt][Yt/(Lt(t)]/(Yt-Y0)=(λ0/λt-1)/(Y0/Yt-1)以上简述了运用劳动力质量修正法,计算教育对经济增长贡献额的过程。这种算法仍有一定的缺陷。第一,无论是采用工资法、教育年限法、课时法还是教育费用法,确定劳动力质量修正系数或者叫做简化系数,都有一定的主观性。接受不同程度教育的劳动力在工资、教育年限、受课时数和教育费用上的差别,在多大程度上代表着劳动力质量上和劳动生产率上的差别,代表着复杂劳动与简单劳动的比例关系,是一个难以证明的问题。因为现实生活中,大量存在着学非所用、大才小用或者学后失业不用的现象。前苏联学者和我国学者与西方学者相比,在经济理论基础上有差异,前者一般坚持的政治经济学理论,认为一切新价值都是由劳动力创造的,资本不创造新价值,只是在生产过程中使其自身价值实现转移。因此,在核算国民收入的增量时,把国民收入的增加主要归因于劳动力数量和劳动生产率(包括劳动力质量)上的提高。从公式⑴和⑵中可以看出来。报告期与基期的(Ye的计算式子中并没有乘以一个类似于柯布—道格拉斯生产函数中的β系数,但是这并不影响最终计算结果,因为如果乘以β系数,最终也会被约分掉的。后者则坚持西方国民收入核算理论(SNA),认为GNP(国民生产总值)和NI(国民收入)是由劳动、资本、土地这些生产要素共同创造的。第二,采用这种质量修正方法计算出来的教育贡献率一般值都很大。原因在于假定修正系数或简化系数与新创造的价值或劳动生产率有直接的因果联系。劳动者提高的生产能力全部归因于多接受的教育。事实上,这是不正确的。
三、估算教育对国民收入增长速度的贡献率的方法
西方传统的经济学认为:国民收入的增长是劳动力、资本、土地三要素作用的结果,假设土地是固定不变的,假定技术变化率体现在资本存量的改进中,那么,投入转化为产出的过程可以被描述为一个生产函数∶Y=Y(L,K)。那么,总的产出增长率应该等于投入要素劳动力增长率和资本的增长率之和。但事实上,国民收入的增长率大于劳动与资本的投入增长率之和,二者的差额被称为余值增长率。究其原因,可能有多种,如科技进步、规模报酬递增、劳动者质量提高、制度创新等,但余值增长率存在的根本原因,舒尔茨认为是人力资本投资,主要是教育投资,导致劳动生产率提高,进而导致国民收入快速增长。丹尼森则进一步寻找了导致余值增长率的各种因素(包括教育因素)及其各自的贡献,并把最后无法解释的余值增长率归因于知识进展及其作用。按照丹尼森的观点,劳动不仅有数量方面,且有质量方面的构成因素。如果把教育作为构成成熟劳动质量方面的一个因素,人均劳动小时数和同质工人的数量可以看作是劳动的数量方面因素。那么,Cobb—Douglas函数可以变为:Y=AKα(LE)β。式中,Y代表国民收入产出量,A代表技术水平,K代表资本投入量,L为不包含教育质量因素的劳动投入量,E代表教育投入量。对此式两边求对时间t的全导数,且两边同时除以Y,经过推导,可得国民收入产出增长速度模型:y=a+αk+βl+βe。其中,y代表国民收入年增长率,a代表年技术进步率,k代表资本投入量年增长率,l代表不含教育质量因素的劳动年增长速度,e代表教育投入量年增长速度,α、β分别为产出对资本、劳动的弹性。因此,教育对国民收入增长速度的贡献可以表示为:ye/y•100%=βe/y•100%。(其中,ye代表由教育的作用所带来的国民收入增长率,y代表国民收入总的增长率)。在上述模型的基础上,计算教育对国民收入增长速度的贡献的方法具有代表性的有两种:一是美国经济学家丹尼森(E.F.Denison)的教育量简化指数法。二是某些学者所采用的劳动生产率指数法。
1.教育量简化指数法美国经济学家丹尼森于1962年出版的《美国经济增长的来源和我们面临的选择》一书,是他进行经济增长来源的分析和估计的第一本著作。1974年出版的《1929—1969年美国经济增长的核算》一书,对他所使用的分析方法作了比较详细的叙述。1985年出版的《1929—1982年美国经济增长的趋势》一书,进一步阐述了他的经济增长因素分析方法。丹尼森在作经济增长因素分析时,将导致经济增长的因素进行分解,最多分解出23个因素,并将这些因素的投入量分为全部要素投入量和单位投入量的产出量(即要素产出效率)两大类,教育被看作是全部要素投入量中的一个投入要素。1985年他对美国1929—1985年经济增长的核算中得出,国民收入年均2.92%的增长率中,有0.4%归因于教育的贡献,这相当于教育对国民收入增长率的贡献为:0.4%÷2.92%×100%=13.7%。我国学者史清琪、秦宝庭等采用丹尼森的算法计算了我国1952—1987年国民收入增长速度为6.76个百分点,其中教育占0.86个百分点⑨,教育对国民收入增长速度的贡献为12.72%。丹尼森计量教育对经济增长率(速度)贡献的方法是:第一步,确定各教育年限的收入简化指数。根据某年受不同教育程度的劳动者的年人均收入差别确定该年收入简化指数。以受过8年教育的男性劳动力的年人均收入为100%,以此为标准,折算出其他不同教育年限程度者在收入上的相对百分比差别即收入指数,从而确定由于教育年限的不同所导致的年人均收入简化指数上的差别。由于考虑到收入上的相对差别并不是全部由教育所导致的,假定同期收入差别中有3/5是由教育引起的,于是对收入简化指数的差别进行调整,使其差别缩小为原差别的3/5。第二步,计算报告期年和基期年的教育量简化指数(%)。某年教育量简化指数(%)=Σ(该年某教育年限的收入简化指数×该年同一教育年限劳动力数量占总劳动力数量的比例)。第三步,计算全期教育量指数增长系数(Ge)和每年平均增长系数(r)。全期增长系数Ge=报告期教育量简化指数(%)-基期教育量简化指数(%)。设基期年教育量简化指数为100%,则报告期教育量指数增加到100%+Ge,设每年教育量指数平均增长率为r,采用水平法计算:1×(1+r)t=1+Ge,r=(1+Ge)1/t-1,(其中,t为报告期与基期之间相差的年数)。第四步,计算教育量增长导致的每年国民收入增长率(ye)。设工资在全期国民收入中的比例即产出对教育投入的弹性系数为β,则ye=βr。第五步,计算教育对国民收入增长率的贡献(ye/y)。设国民收入全期年均增长率为y,则ye/y=βr/y•100%。此外,丹尼森认为知识进展所带来的产出增长率中,只有3/5是教育作用的结果,因此应该把这3/5的部分加总到教育的贡献中去。
经济增长贡献率范文2
关键词：科技进步 经济增长江苏
我国经济高速增长主要是由大量的资本注入、廉价的劳动力投入和高能耗推动的。粗放型的经济增长方式虽然给经济发展带来了巨大的推动作用，但同时也让我们付出了环境污染和资源浪费的代价。科学技术进步对于促进我国的经济转型具有重要的推动作用。测定科技进步对经济增长的作用，是当前科技进步分析工作的重要任务之一①。众多学者开始研究我国经济增长中是否有技术进步、技术进步对我国经济增长的贡献度等问题②。测算科技进步、资本投入和劳动力投入对江苏省经济增长的贡献率，可以了解江苏省经济增长的主要动力，找到薄弱环节，对于江苏经济的平稳转型具有一定的参考价值。
一、模型阐述
目前关于科技进步对经济增长贡献率的测度方法主要有生产函数计量估计方法、增长核算方法和基于信息技术的增长核算方法③。科技进步贡献率测度方法使用最多的还是索洛余值法②。本文采用柯布－道格拉斯生产函数和索洛余值法对江苏省的科技进步贡献率、资本贡献率和劳动力贡献率进行测算。生产函数数学形式如下:
Y=AF（K,L）=AKαLβ （1）
其中是产出，K是资本投入，L是劳动投入，A是某一个时刻技术水平的一个衡量指标。α是资本投入的边际产出弹性系数，β是劳动投入的边际产出弹性系数。求全微分得：
dY/Y=dA/A+α（dK/K）+(dL/L) （2）
即索洛增长速度方程。用差分近似代替微分并进行简单的变形，可得测度科技进步对经济增长贡献的方法—索洛余值法，科技进步率=ΔA/A
=ΔY/Y-α(ΔΚ/Κ)-β（ΔL/L）；科技进步贡献率=(ΔA/A)/(ΔY/Y)；资本贡献率=(ΔΚ/Κ)/(ΔY/Y)；劳动力贡献率=（ΔL/L）/(ΔY/Y)。假设生产规模报酬不变，即α+β=1，整理得：
二、江苏省科技进步贡献率的实证研究
（一）变量选择
1、产出量Y:地区生产总值（亿元）；2、资本投入K:固定资产投资额（亿元）；3、劳动力投入L:从业人数（万人）；
（二）数据的收集整理
收集1991—2010（限于篇幅部分年份数据未列入表中）年江苏省地区生产总值、商品零售价格指数、固定资产投资额、固定资产投资价格指数和从业人数等数据，并对地区生产总值和固定资产投资额进行价格调整以消除价格变动的影响，调整后的数据见表1中的前5列。
在R2.14.1软件平台下，对数据进行线性回归，可得调整后的R2＝0.9949，F统计量为3736。从t值和相伴概率可知：常数项和α均通过显著性水平为0.001的t检验；从拟合优度R2及F值可以看出，回归方程中自变量和因变量间的相关关系是成立的，且回归效果较好。得到的回归方程为：
其中α=0.83213，lnA=0.91842。计算可得1992—2010年江苏省科技进步率、科技进步贡献率、资本贡献率和劳动力贡献率如表1中的后5列所示。
（三）数据分析
分析表明，1992—2010年间，江苏省劳动力投入增长率比较低，最大值仅为1.10%，最低值为0.02%，平均值为0.54%；江苏省资本投入增长率较高，平均增长率约为23.78%，最高值高达50.79%，2000年降至谷底，仅为6.09%，2000—2003年期间有短暂的持续上升，然后出现波动特征。江苏省科技进步率波动比较大，最高为43.82%，但平均值却为－4.11%，存在以3—4年为周期的波动规律。可能是由于需要资金投入，科技进步为经济增长发挥作用具有一定的滞后性，从科技研发到科技应用需要一定的周期，因此在短期内科技进步贡献率可能为负值。
1992—2010年间，江苏省资本贡献率非常高，均值约为124.46%，最高达221.09%，最低也达到66.14%。江苏省劳动力贡献率相对较低，均值为3.23%。综述分析可以得出：资本投入是江苏省经济增长的主要动力；科技进步对江苏的经济增长也起到重要的推动作用，但波动较大；劳动力投入对江苏的经济增长贡献率较低。科技进步贡献率对资本贡献率有“抵消”作用的一种可能原因是：测算出的科技进步贡献率中包含宏观经济调控等因素，政府为了限制经济增长过热的情况，往往进行调控，而这一部分“抵消”作用反应在科技进步贡献率这一测算指标上。
三、结论
对江苏省1992—2010年科技进步贡献率进行测算，发现个别年份出现大起大落的波动情况，可能是由于测算出的科技进步贡献率不是“纯科技进步”且受到宏观经济政策调整或要素投入周期性影响的缘故。从资本贡献率来看江苏省资本投入是其经济增长的主要动力。从劳动力贡献率来看，其均值为3.23%，且相对稳定。劳动力投入对其经济增长的影响比较微弱。从科技进步贡献率来看，科技进步对江苏的经济增长也起到重要的推动作用。由此可见，目前江苏省经济增长的最主要动力是大量的资本投入，科技进步水平还需要进一步提升，只有这样才能实现向集约式经济增长模式的平稳转型。
参考文献：
①汪慧玲，王富贵．西部地区提高科技进步贡献率的对策分析——以甘肃省为例[J]．工业技术经济，2009（1）：112—115
②赵喜鸟，钱燕云．技术进步对经济增长的贡献度分析——基于长三角和珠三角5个地区的实证分析[J]．科技进步与对策，2012（2）：23—26
经济增长贡献率范文3
关键词 ：天津市；高等职业教育；经济增长；贡献率
中图分类号：G710 文献标识码：A 文章编号：1672-5727（2014）03-0005-04
《天津市工业布局规划（2008—2020年）》显示，天津市将大力发展航空航天、石油化工、装备制造、电子信息、生物医药、新能源新材料、国防科技和轻工纺织优势支柱产业，将天津打造成一个以战略性新兴产业为引领、装备制造业为核心、优势支柱产业为支撑的新型工业化体系城市。在这个新型工业体系建设过程中，需要大量的技能型人才，尤其是具有专业技术能力的创新型、复合型高级技术人才。这无疑为天津市高等职业教育的发展提供了前所未有的契机。
那么，天津市高等职业教育对经济增长的贡献率如何？天津高等职业教育发展存在哪些问题？如何应对经济发展对高技能人才的迫切需求？本研究旨在通过定量分析天津市高等职业教育对经济增长的贡献率，揭示天津市高职教育发展存在的不足，以期为天津市未来的高等职业教育人才培养提供借鉴。
文献综述
目前，关于天津市高等职业教育与经济发展之间关系的研究已取得一定的成果，但仍缺乏对天津市高职教育对经济增长贡献率的研究。在全国范围来看，已经有一些关于其他省份的相关研究。例如，马文君、高素芬（2012）对河北省2001—2010年间高职教育对经济增长贡献率的测算结果为0.83%；刘晓明、王金明（2011）采用2001—2009年的数据计算高等职业教育对浙江省经济增长的贡献率是1.21%；吴文辉（2010）计算1990—2008年高职教育对湖南省经济增长的贡献率为0.68%等等。这些已取得的研究成果的共同之处是测算过程中都包含了人力资本理论与柯布—道格拉斯生产函数，但因不同的研究者所用的具体计算方法及采集数据的方法有所不同，最后结果的可比性并不高。本研究采用丹尼森根据人力资本理论对柯布—道格拉斯生产函数进行变形的公式来测量天津市高等职业教育对经济增长的贡献率。
高等职业教育对经济增长贡献率的理论基础
柯布-道格拉斯生产函数是由美国数学家柯布（C W Cobb）和经济学家保罗·道格拉斯（Pall H Douglas）在20世纪30年代研究美国1899—1922年制造业的资本和劳动因素对生产的影响得出的。柯布-道格拉斯生产函数（Cobb-Douglas production function）的表示式为：
Y=AKαLβ
式中Y是工业总产值；A是综合技术水平；L是投入的劳动力数；K是投入的资本；α是资本产出的弹性系数，β是劳动力产出的弹性系数；α>0，β>0，α+β=1，表明生产效率并不会随着生产规模的扩大而提高，只有提高技术水平，才会提高经济效益。
柯布-道格拉斯生产函数涵盖了促进经济发展的主要因素。但随着20世纪60年代人力资本理论的创立，关于人类生产能力的认识进一步拓展，人们开始认识到柯布—道格拉斯生产函数的不足，即在原本的生产函数模型中并没有考虑人身上的各种生产知识、劳动与管理技能以及健康素质等因素，只是简单地把劳动力数量的增长作为劳动力的投入。人力资本理论对投入市场的劳动力从一个更加客观、更加全面的角度进行了诠释，使人们意识到影响经济增长的重要因素中人力资本也占据着重要份额，劳动力综合质量的提高能够有效地促进经济的快速发展，而教育在提高劳动力质量中发挥着主导作用。
在人力资本理论的基础上，美国教育经济学家丹尼森把教育因素引入到柯布-道格拉斯生产函数中，劳动力投入被认为是由初始劳动力（L）和教育投入（E）组成，柯布-道格拉斯生产函数可变式为：Y=AKα（LE）β，对上式两边求全导数，经过推导后可得国民经济的增长模型为：
y=a+αk+βl+βe
式中y为经济年均增长率；a为年技术进步率；k为资本投入量年增长率；初始劳动力投入的年均增长率表示为l；e为教育投入年增长率（通常用教育综合指数年增长率代替）；α为资本产出弹性系数（代表资本在总产出中所占比重）；β为劳动产出弹性系数（代表劳动在总产出中所占比重）。由此，教育对经济增长的贡献率可表示为：Re=βe/y。其中，高等职业教育对经济增长的贡献率为：EgRe。
柯布-道格拉斯对1899—1922年美国经济增长的研究得出劳动产出弹性系数为0.75，美国学者麦迪逊对1913—1984年西方六国的研究得出劳动产出弹性系数为0.7，我国学者在相关研究中也大多采用0.7的劳动产出弹性系数。故在研究2001—2011年天津市高等职业教育对经济增长的贡献率时，也将劳动产出弹性系数β取值为0.7。因为α+β=1，相应地，α取值为0.3。y的取值采用天津市GDP的年增长率。关于e的取值，由于个人劳动报酬的差异是由多种因素综合决定的，而教育只是影响劳动报酬的因素之一，按照丹尼森等学者的常规算法，对依据劳动报酬计算出的教育综合指数的增长率一般按0.6的折算系数进行折算。
天津市高等职业教育对经济增长的贡献率
根据公式Re=βe/y，计算天津市高等职业教育对经济增长的贡献率，需要资本产出弹性系数值、天津市教育综合指数值、天津市经济年均增长率三个数据。为了便于直观地比较数据，下文中的计算结果均只保留小数点后两位，计算过程依然采取原始数据。
（一）天津市教育综合指数年增长率
具体测度方法为：将人均受教育年限与劳动简化指数相乘得到各级教育的教育综合指数。
从业人员人均受教育年限 利用公式Hi=Ni×∑fi测算天津市从业人员的受教育年限，其中，Hi为人均受各级教育的年限，∑fi为受本级及以上级别的教育比重之和。我国目前实行的学制有中小学、初中、高中、高职、本科、研究生，受教育年限分别是6年、3年、3年、3年、4年、3年，故取值依次为6，3，3，3，4，3。利用表1数据计算可得的取值。2001年和2011年天津市从业人员的人均受教育年限如表2所示。
劳动人员的劳动简化指数 用劳动报酬法计算劳动人员的劳动简化指数，从业人员年平均收入数据采用范静波在2009年研究我国教育收益变动趋势时使用的数据（如下页表3所示），将用2003年数据折算的劳动简化系数视为2001年的数据，同理，将用2008年数据折算的劳动简化系数视为2011年的数据。
从业人员人均教育综合指数年均增长率 根据公式E=∑（Hi×Li），计算从业人员人均教育综合指数，其中E为人均教育综合指数，Hi为人均受各级教育年限，Li为劳动简化系数，计算结果如表4所示。采用几何平均法计算教育综合指数年均增长率，天津市2001—2011年教育综合指数年平均增长率为：e2=（E2/E0）（1/n）-1=5.59%。其中n为终止年与起始年之间的间隔年限数。为剥离其他因素以相对准确地反映由受教育程度提高而带来的劳动量增长率，对上述教育综合指数增长率按0.6的系数进行折算，可得天津市2001—2011年间教育投入年增长率为e2=e2×0.6=3.35%。
高等职业教育在教育综合指数增长率中的占比 按照统计学中综合指数的编制方法，保持高职教育水平不变，2001—2011年高职之外的教育综合指数年均增长率为4.93%，可得高职教育综合指数年均增长率为0.66%，则2001—2011年间天津市教育综合指数增长率中高职教育的占Eg比为11.77%（同理可得2001—2011年间天津市教育综合指数增长率中本科教育的比重为25.11%）。
（二）天津市高等职业教育对经济增长的贡献率
设1978年的GDP为100，按照相应年份GDP指数采用几何算数法计算2001—2011年天津市的GDP年均增长率y=15.51%，根据教育对经济增长的贡献率模型和高等职业教育对经济增长贡献率的计算模型，可得2001年和2011年天津市教育对经济增长的贡献率分别为15.13%和1.78%。同理可得天津市本科教育对经济增长的贡献率为3.80%。
结论与分析
（一）天津市高等职业教育发展处于上升期
从业人员人均接受高等职业教育的年限由2001年的0.22提高到了2011年的0.40；接受高等职业教育的从业人员的比重由2001年的7.2%增长至2011年的13.3%。这表明，在政策大力支持下，天津市高等职业教育在办学规模、招生人数、教学质量等方面均取得了一定的进步。
（二）天津市高等职业教育对经济增长的贡献率有待提高
2001—2011年间，天津市高等职业教育对经济增长的贡献率为1.78%，本科教育对经济增长的贡献率为3.80%。天津市教育总体对全市经济增长的贡献率为15.13%，其中高职教育的贡献占比为11.77%，还远小于本科教育25.11%的占比。实际上，2001年受高职教育和受本科教育的从业人员占从业人员总量的比例分别为7.2%和3.4%，2011年则高达13.3%和12.4%，天津市从业人员中受高等职业教育的人员数高于受本科教育的从业人员数。可见，天津市高等职业教育质量有待进一步提升。同时，天津市高等职业教育增长的速度小于本科教育的增长速度。
接受高等职业教育的从业人员绝对数和比例均高于接受本科教育的从业人员，但高职教育对经济增长的贡献率却低于本科教育。究其原因有二：其一，天津市的高等职业教育起步于上世纪80年代，现有半数以上的高等职业院校成立于2000年前后，基础相对薄弱；另有部分学校主要沿用了普通本科院校的教学方式，尚未形成完整、独立、个性化的教学体系，很多毕业生并不具备岗位所需技能，人才供需脱节。其二，高等职业院校专业设置不尽合理，教学质量有待提升，招生困难，生源质量堪忧。天津市滨海新区2009年高级技师的求人倍率是2.09，而本科毕业生在人才市场面临的却是从结构性剩余到绝对剩余。提升高等职业教育质量、吸引好生源是迫在眉睫的任务。
对策建议
按照国际劳工组织提供的发达国家的技工合理布局，高级技工应占技术工人总量的35%左右。数据显示，2010年天津市高级技工及以上人数仅占到技术工人总体的10%，2011年天津市全部从业人员中受高等职业教育的比重仅为13.3%。虽然近10年高等职业教育迅猛发展，但现有高技能人才布局与发达国家相比仍然有较大的差距。2013年天津市最新的技能人才缺口信息显示，现在全市有203个职业缺少技能人才，其中有69个职业的技能人才属于非常紧缺状态。
要提高天津市高等职业教育对经济增长的贡献率，在继续扩大高等职业教育规模的基础上，还必须提升办学质量，对此特提出如下建议：
（一）政府主导增强高等职业教育的吸引力
一方面，改善高等职业教育毕业生的就业环境和工作福利，提升相应就业岗位对高等职业教育毕业生的吸引力；另一方面，鼓励高等职业院校多元化投资办学，吸引社会各界，特别是企业参与到高等职业教育办学中来，提升企业等用人单位对雇佣高等职业院校毕业生的积极性。
（二）高等职业院校提升教学质量
目前，进入人才市场的高职生不只是数量不够，更重要的是有一部分人在能力上不过关，动手操作能力差，根本没有达到高职培养目标的要求。建议学校打破传统的教学模式，根据具体情况进行个性化教学。学生的学习时限不要局限于3年，可以适当放宽。以西藏地区的职业院校为例，学生学习唐卡等专业技术时并不以3年为限，而是以学生真正熟练掌握一门专业技术为毕业准则。目前，天津市的二、三类产业都存在较大的高技能人才缺口，尤其是工业企业的发展，更急需高技能人才的支撑，高职院校要以此为具体参照来设定教学课程和培养目标，保证学校所授与学生就业时所需相一致。
另外，建议高等职业院校分层次培养人才。随着高新技术产业的发展（譬如新能源、新材料），对高技能人才的需求也提出了各种不同的要求。因此，在人才培养过程中，可依据天津市当前一些重大改革发展项目对高技能人才的具体需求，在对学生进行高级技术基础培训的同时，对专业课程进行更加详细的分层设置，让学生在掌握基础技能的基础上根据需要和兴趣学习更深层次的技术。
（三）“校企合作”提升人才供需的匹配度
根据《2013年度职业培训成本及市场需求程度目录》，围绕该目录中所列当前紧缺的二百多种技术人才，学校和企业联合进行人才培养，充分发挥“校企合作”的优势，打造结构合理、灵活多变、适合企业需求的人才培养模式。企业为高职学生提供最先进的实训环境，以保障学生掌握最新的产业技术；学校按照企业要求对在职的初级技工进行高层次技术培训。学校企业两者结合，共同开创新局面。
参考文献：
[1]靳希斌.教育经济学[M].北京：人民教育出版社，2001：439.
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[4]范静波.2003-2008年间中国教育收益变动趋势研究[J].统计与信息论坛，2001（8）：47-52.
[5]马文君，高素芬.河北省高等职业教育对经济增长的贡献度测算[J].中国市场，2012（39）：26-28.
经济增长贡献率范文4
区域人口发展的主要任务包括人口数量的控制和人口素质的提高，这两个方面都会对区域经济发展产生明显的影响。改革开放30多年来，我国人口自然增长率从1978年的12‰下降到2012年的4.95‰，大专及以上文化人口比重由1982年的6.15‰增长到2010年的89.30‰，而同期国内生产总值增长了23倍。一方面，人口增长的有效控制缓解了人口过多对经济、社会、资源、环境等所造成的压力，促进了国民经济的快速发展；另一方面，人口素质的提高推动了科学技术的进步，提高了劳动生产效率，为经济的发展提供了智力支持。但是人口增长率的下降对经济增长究竟产生了多大的影响？人口素质的提高对经济发展的贡献率究竟有多大？目前对这两个问题少有深入的研究，还未引起足够的重视。因此定量测算区域人口控制和人口素质提高对经济增长的贡献率，具有重大的理论意义和现实意义。
人口发展与经济增长之间的关系一直是人口经济学家研究的焦点，本文根据所分析问题的特点，对相关研究进行归纳，总结为三个方面：①人口与经济发展之间互动关系的研究。Bloom等[1]研究了世界范围内人口变化与经济发展之间的关系，并讨论了年龄结构的变化对各项政策和经济增长的影响；张广海等[2]运用区域重心和地理集中指数等方法，对山东半岛蓝色经济区2000-2010年的人口和GDP数据进行分析，得出经济区人口与经济的耦合特征，并通过不一致指数对经济区发展类型进行划分；李新运等[3]通过构建经济社会发展人口承载力指标体系，对山东省经济社会发展的综合人口承载力进行估算，并对人口承载力的盈余情况进行分析；郑萌萌[4]突破人口老龄化负面影响的惯性思维，分析了我国未来劳动力变化趋势对经济转型的推动作用，合理预计了我国未来劳动力的发展趋势。②人口控制对经济增长的贡献率研究。李建民等[5]运用经济计量方法，建立了人口—经济运行动态模型，从人口作为消费者影响资本积累和作为劳动者影响生产两方面入手，研究了中国人口生育率下降对经济增长的贡献率；此后周德禄等[6]又运用类似的方法，模拟得出人口控制条件下山东省宏观经济可能的发展状况，然后将模拟结果与实际数据相比较，判定了人口控制对山东省经济增长的贡献率。③人口素质提高对经济增长的贡献率研究。蔡增正[7]将教育的全部作用与外溢作用模型化，然后分别估计它们对经济增长的贡献，研究表明教育对经济增长的贡献大而具实质性；刘林等[8]采用丹尼森和麦迪逊的算法，计算了中国1982-1990年间高等教育对经济增长率的贡献，发现中国的高等教育贡献率非常低；蔡昉[9]从人口红利的角度讨论了人口因素对经济社会发展的贡献。
从已有研究看出：①有关人口与经济发展之间互动关系的研究起步较早，近年来不少学者对二者的关联关系、因果关系、数量关系等进行了各种实证分析，而有关人口控制和人口素质提高对经济增长贡献率的研究则相对较少；②通过建立联立方程组模型来研究人口控制对经济增长的贡献率可以表示出互动关系，但主要分析的是变量之间的结构关系，在动态模拟方面明显不足；③对人口素质和经济发展水平的测度往往集中在人力资本对经济增长的贡献率测度，关于人口素质综合指数对经济发展贡献率的研究则相对较少。
为了定量测算区域人口控制和人口素质提高对经济增长的贡献率，在已有研究的基础上，本文分别提出了基于系统动力学模型的人口控制对经济增长的贡献率测算模型和采用扩展生产函数模型测算人口素质提高对经济增长的贡献率测算模型，并以济南市为例进行实证研究，分别测算1978-1990，1978-2000、1978-2011三个时间段内，济南市人口控制和人口素质提高对经济增长的贡献率，验证测算方法的可行性。
二、研究方法
系统动力学作为主要进行仿真预测的分析方法可以很好的模拟不实行人口控制政策时的人口和经济发展状况，通过把模拟结果与实际的区域经济增长状况相比较，推导出区域人口控制对经济增长的贡献率；生产函数模型往往被用来定量分析和解释经济发展过程中各种生产要素的投入对经济增长的作用，本研究通过对各项人口素质指标加权求和求出人口素质综合指数，进而将其作为一个单独的因子带入生产函数模型，直观的测度人口素质提高对经济增长的贡献率。
（一）人口控制对经济增长的贡献率测算方法
1.人口—经济发展因果关系图
人口—经济发展系统动力学模型主要涉及到人口发展和经济发展两个子系统，虽然它们是不同领域的概念，各有其自身变化的客观规律，但是作为一个完整系统的组成部分，各子系统及其内部众多变量之间连锁互动，具有复杂的因果关系。系统动力学认为系统可以抽象成具有多重反馈回路的机制，因果关系图正是表示系统反馈结构的重要工具。
建立系统的因果关系图，关键在于分析系统中的要素，以及要素之间的关系。因为本课题主要是模拟在不实行计划生育政策下，即不控制人口数量时的经济发展情况，所以人口发展子系统中，主要选取了能够影响并反映人口数量变化的相关指标，如人口总量、出生率、死亡率以及机械增长率等。经济发展子系统中，人口数量控制的目的就是促进社会进步、经济又好又快的发展，目前大多以GDP来作为描述国家或地区经济发展综合水平的通用指标，同时在经济增长中，资本也是重要的经济要素，资本投入和积累决定着经济规模，因此在经济发展模块中主要选取GDP、人均消费支出、总消费、总投资、固定资产投资、固定资产存量以及GDP增长率等能够反映一个地区经济实力和经济发展潜力的变量。
人口—经济发展系统具有比较复杂的因果关系：首先，人口数量本身同时受人口机械增长率、出生率和死亡率的影响，人口控制主要通过控制总和生育率来降低出生率，从而达到控制人口数量的目的。其次，人口可以分别从两方面影响经济增长。一方面从人是消费者入手，人口数量增加会消耗更多的资源，从而使得消费增加，在地区生产总值一定的条件下，消费增加，投资就会减少，通过固定资产存量又会受到投资的制约，因此固定资产存量与人口数量呈反方向变化；另一方面从人是生产者入手，假设从业人员占总人口数量的比例不变，则从业人员数量随着人口数量的增加呈增长趋势，从业人员的增加又会促进经济的 增长，所以从这个角度讲，地区生产总值与人口数量呈同方向变化。最后，经济发展子系统内部固定资产存量与地区生产总值之间也相互影响，相互制约。地区生产总值通过影响投资而影响固定资产存量，固定资产存量的增加也会促进地区生产总值的提高。
四、结论及分析
本文分别提出了基于系统模拟的区域人口控制对经济增长的贡献率测算方法和采用扩展生产函数模型计算人口素质提高对经济增长的贡献率的测算方法，并以济南市为例进行了实证研究，总体来讲，本研究的主要结论可以概括为以下两点：
1.研究方法是科学合理的，本文所提贡献率测算模型均是在查阅大量文献和相关书籍的基础上，经反复讨论确定的；以济南市为例所进行的实证研究结果符合济南市的实际发展状况，是比较合理的，这也验证了研究方法的科学性和适用性。
2.从济南市的实证研究结果可知，人口数量的控制和人口素质的提高对经济增长的促进作用是非常显著的，且随着时间的延长，贡献率呈增长的趋势。在现阶段我国拥有13亿多人口，资源环境压力巨大的国情下，需继续坚持计划生育基本国策，在控制人口数量的同时，关注人口文化素质、身体素质和道德素质的全面发展，以应对未来时代的挑战。
另外，本文的研究也存在一些局限性：人口—经济发展系统动力学模型中考虑的因素仍然不够全面，例如人口发展子系统中，在以后的研究中我们将进一步加入人口结构与人口分布等因素，经济的增长也会相应受到环境、资源、科技和教育的影响；相关参数设置时的一些前提条件在实际中也不一定像我们假设的那样乐观，对于这个问题还有待开展进一步研究。
参考文献：
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[4]郑萌萌.劳动力变迁助推经济转型：基于人口结构的研究[J].山东财政学院学报，2013（1）：59-63.
[5]李建民，王金营.中国生育率下降经济后果的计量分析[J].中国人口科学，2000（1）：8-16.
[6]周德禄，卢笋.山东省人口控制对经济发展贡献率研究[J].山东教育学院学报，2001（5）：51-53.
[7]蔡增正.教育对经济增长贡献的计量分析[J].经济研究，1999（2）：39-48.
[8]刘林，崔玉平，杜增吉.利用数学模型研究高等教育对江苏经济增长率的贡献[J].数学的实践与认识，2009，39（3）：54-62.
[9]蔡昉.人口、资源与环境：中国可持续发展的经济分析[J].中国人口科学，1996（6）：1-10.
经济增长贡献率范文5
摘要：职业教育通过推进技术进步、促进就业和提升人力资本来促进经济增长。实证分析表明，职业教育对中山市经济增长具有较明显的促进作用，职业教育经费投入能够较大幅度带动GDP增长。因此，应加大公共财政支持力度，完善职业教育财政保障机制；拓宽办学经费筹集渠道，健全职业教育多元化筹资机制。同时，也需创新职业教育体制机制，增强职业教育的经济服务能力。
关键词 ：职业教育；区域经济；增长；贡献率；中山市
基金项目：2012年度中山市教育科研课题“中山市职业教育对区域经济增长贡献率的计量研究”（项目编号：D12141）
作者简介：万伟平，男，中山职业技术学院职业教育研究所副研究员，主要研究方向为职业技术教育发展与评价。
中图分类号：G710文献标识码：A文章编号：1674-7747（2015）04-0022-04
职业教育对区域经济发展具有重要的推动作用，但其推动经济增长的作用机理及对经济增长的贡献到底有多大，一般不为政府投资部门所洞悉。在多数情况下，政府对于职业教育投资的依据并不是职业教育对区域经济增长具体贡献的大小，而更多的是笼统地看有多少毕业生及其就业率等指标。近年来，由于政府部门对区域职业教育的经济贡献率没有明确的量化认识，似乎看不到职业教育明显的经济贡献，导致其投资意愿在不断下降，大有将职业教育逐步推向社会的趋势。这将不利于职业教育的持续健康发展。
到目前为止，已有研究对职业教育推动经济增长的作用机理及其对经济增长的贡献关注甚少，亦未见相关深入系统的研究成果。通过对此问题的深入量化研究，将可为政府的职业教育投资决策提供一定参考。
一、职业教育推动经济增长的作用机理
职业教育主要通过提升人力资本、促进就业、推进技术进步等方式来影响经济增长。［1-2］
（一）职业教育通过提升人力资本来促进经济增长
对经济增长发挥根本作用的是专业化的人力资本。学校教育是获取专业化人力资本的重要途径，而以实践性为主要特点的职业教育是获取专业化人力资本的最直接方式之一。职业教育通过技术知识学习，尤其是传授生产服务管理经验和实践技术能力来提升人力资本。
职业教育在向受教育者传授科学文化知识的同时，更加侧重培养其思想道德、职业素养和工作态度，训练技术应用能力，使受教育者成为适应社会经济发展需求的各类技能人才。国内外实践表明，受过职业教育（特别是高等职业教育）的劳动者，更容易理解生产过程要求，能更好地运用新技术、新工艺和新设备，并拥有更好的团队精神和协作意识。另外，职业教育还通过人才选拔和分配的功能将具有不同职业倾向、专业技能和综合素质的人引向更加合适的职业岗位，通过劳动力合理配置优化人力资本结构，使其个性特征、素质技能与社会需要有机结合，充分发挥人的潜能，提高人才配置效益，为劳动力市场提供相匹配的人力资本，从而促进经济增长。［3］
（二）职业教育通过促进就业来促进经济增长
职业教育在本质上就是将教育对象培养成拥有具体岗位所需职业技能的劳动者，具有明显的职业性。职业学校在教育培训过程中，让学员获得某种职业素质、技能，树立正确的职业道德观，并最终让学员能走向职业岗位。因此，职业教育的一项重要的经济功能即是促进就业。
职业教育面向生产、服务、管理第一线，培养具备综合素质和职业能力的技能型人才，不仅通过提升劳动者素质促进就业，而且可以改变人才类型结构和分布格局，使劳动力结构呈现不同岗位工种、不同技术水平、不同地域特征等差别，与经济增长速度及经济结构的变化相适应，从而有效缓解结构性失业；通过向下岗失业人员提供继续教育与培训，提高其知识与技能水平，提升劳动质量和效益，使其成为素质更高、实践能力更强、具有良好职业道德和综合素质的技能人才，尽早实现再就业；通过职业指导和就业教育转变受教育者的就业观念，避免或者减弱选择性就业问题的发生。职业教育通过教育培训，有效减少结构性失业，促进再就业，避免选择性就业发生，为产业结构的优化升级提供技能人才支撑，从而促进区域经济增长。［4］
（三）职业教育通过推进技术进步来促进经济增长
职业教育在技术进步各阶段（发明、创新、扩散和应用）都发挥着重要作用，在扩散和应用阶段尤为明显。它主要以三种方式来推进技术进步：（1）促进技术的推广应用。职业教育通过知识传授和技能培训，把科技知识内化到劳动者身上，培养出掌握专门技术的劳动者，并借由劳动者的工作过程将潜在的技术转化为现实的生产技术，将新技术、新工艺和新设备转化为现实生产力。（2）技术再生产。职业教育通过积累和传递科技来发挥技术再生产的功能。它通过教育培训使原来仅由少数人掌握的技术变为更多人所掌握，从而扩大技术传播和使用范围，实现技术再生产。（3）直接生产科技。职业教育（特别是高等职业教育）利用其自身的人才、资源、技术、信息等优势，开展技术创造和发明，从而发挥直接生产科技的功能。职业院校基于和企业特有的业务联系，可以将学校的人才智力资源直接输入产业系统，充分发挥合作双方的各自优势，加速科技成果推广和应用，促进区域经济增长。［4］
二、职业教育对经济增长贡献的实证分析
（一）模型构建
根据柯布—道格拉斯生产函数，经济增长取决于劳动力和资本的投入；根据人力资本理论，教育对经济增长的贡献在于教育促使社会人力资本的提升，从而成为经济增长的源泉之一。基于上述两方面考虑，本文采用王磊［5］（2011）所构建的模型，将柯布—道格拉斯生产函数表示为：Y=TPa（LH）b。
其中，Y为产出量，T为综合常数，P为资本投入量，L为劳动力投入，H是社会人力资本投入，a为资本产出弹性系数，b为劳动产出弹性系数，a＞0，b＞0且a+b=1。
假设，H是教育投入E的函数，即H=E，因此，生产函数可以表示为：Y=TPa（LEλ）b。考虑到时间因素，生产函数进一步表示为：Yt=TtPta（LtEtλ）b。
对其两边取自然对数，并对时间t求全导数，然后用差分方程近似地代替微分方程，可得到劳动力、职业教育对区域经济增长贡献的模型：
Ct=b1/y，Ce=bλE/y
其中，Y为一定时期内的区域经济年均增长率，L为劳动力投入平均增长率，C为劳动力投入对区域经济年均增长贡献率，Gt为职业教育的平均增长率，Ce为职业教育对区域经济年均增长贡献率。
职业教育是对区域经济各部门和社会发展所需要的各类劳动者所进行的专业知识、职业技能的教育培训。因此，根据职业教育这一内涵，职业教育对经济增长的贡献Yt=TtPta（LtEtλ）b可以分解为两部分：（1）职业教育为经济增长提供熟练的专业技能劳动者，即增加就业；（2）通过专业知识、职业技能的教育培训可以促使社会人力资本增加。因此职业教育对经济增长的贡献可以表示为：Cv=Cev+Chv，其中：职业教育通过促进就业对经济增长的贡献率可表示为Cev=blvl/y；职业教育通过促进人力资本的增加对经济增长的贡献率可表示为Chv=bEvλE/y；lv表示职业教育对劳动力增长的贡献率，Ev表示职业教育投入在整个教育投入中的占比。
（二）实证分析
1.数据来源与变量选择。为了分析中山市职业教育对区域经济增长的影响，并根据数据的可获得性，本文选取2008-2012年中山市职业教育和社会经济发展有关数据作为样本。根据计量分析的需要，分别选取了国内生产总值（GDP）作为经济增长Y的变量，社会固定资产投资作为资本投入量P的变量，区域社会就业人数作为劳动力投入L的变量，教育经费投入作为教育投入的变量，职业院校毕业生数占社会就业人数的比例作为劳动力增长的贡献的变量。本文所有数据均来源于《中山市统计年鉴（2009-2013）》和《中山市教育统计公报）》。
2.回归过程与结果分析。通过统计检验和比较，为更好地分析职业教育对经济增长的贡献率，本文采用变系数个体随机效应模型。为计算职业教育对经济增长的贡献，根据Cev=blvl/y；Chv=bEvλE，/y应求出职业教育对劳动力增长的贡献（lv）和职业教育投入在教育投入中所占的比例（Ev）。根据职业教育的内涵及数据的可得性，本文认为，职业院校毕业生可以作为成熟的劳动力直接投入生产，用职业教育对就业的年均增长代表教育对劳动力增长的贡献（lv），用职业教育经费投入占教育经费的比例代表职业教育投入在教育投入中所占的比例（Ev）。依据前述推导和实证检验结果，计算出职业教育对经济增长的贡献（C=Cev+ChvG）。将有关数据引入EVIEWS6.0系统，可得如下回归结果和有关数据（见表1）。
从回归结果可以看出，本模型的拟合优度和显著性水平均达到较高水平，说明中山市2008-2012年职业教育与经济增长之间存在较为明显的关系，而得到的回归方程为：
lnY=–0.290259＋0.711126lnP＋0?135879lnL＋0.185327lnH
从回归方程可以看出，中山市职业教育经费投入对国内生产总值的影响是正的，且显著性水平较高，其产出弹性为18.53%,表明职业教育对经济增长具有积极的促进作用，职业教育经费投入增加对GDP增长能够产生较明显效果（见表2）。
从职业教育通过促进就业对经济增长的贡献及其通过人力资本提升对经济增长的贡献来看，前者的贡献要高于后者，分别为2.48%和0?53%。原因在于中山市经济增长的影响因素中，除了资本投入对经济增长的贡献最大外，由于中山市劳动密集型产业比重较大，初级劳动力对经济增长仍产生重要影响，职业教育通过促进人力资本提升来促进经济增长的作用相对有限。因此，职业教育通过促进就业对经济增长的贡献要高于通过促进人力资本积累对经济增长的贡献。
3.Granger检验。上述回归结果虽然表明职业教育对经济增长具有明显促进作用，但这并不能说明其中存在必然的因果关系，因此，还需要对职业教育与经济增长之间是否存在因果关系进行检验。本文选取2008-2012年的数据，对lnY与1nH进行了Granger果检验。检验结果见表3。
三、结论及政策建议
从以上分析可以看出，lnY与1nH之间存在因果关系，即职业教育经费投入与区域GDP之间存在因果关系。所以，职业教育经费投入是影响经济增长的显著变量。［6］基于此，本文建议如下。
（一）加大公共财政支持力度，完善职业教育财政保障机制
1.强化财政支持在职业教育经费投入中的主体地位。中山市正处在工业化中后期发展阶段，需要继续加强人力资本投资，提高其对经济增长的贡献率。而目前中山市产业结构现状也决定了需要大量技能型人才，因此，仍需要加快职业教育发展。职业教育是一种准公共产品，政府需要进一步明确其在职业教育经费投入中的主体地位，确保职业教育发展的基本经费需求。
2.改善职业教育财政拨款结构。需要妥善财政拨款中的专项经费、项目支出，适当增加一般性支出，减少政府在职业教育发展中不适当的干预，以提供给职业教育更大的自主发展空间。
3.加强公共财政经费支出监管。强化职业教育经费支出的财政监督制度，加强立法机关对政府贯彻职业教育政策情况的监督与审核，构建社会组织对职业教育发展的监督机制，确保职业教育财政预算得到切实执行。
（二）拓宽办学经费筹集渠道，健全职业教育多元化筹资机制
1.充分发挥社会组织的筹资融资功能，完善社会资金支持职业教育的税收优惠政策。建立多方筹资融资有效机制，放宽对有关社会组织的规制，引导鼓励其积极参与发展职业教育。同时，要改革现行的企业与个人捐赠税前扣除制度，拓宽准予税前扣除的范围，规范与放宽对社会性团体资格认证制度，简化资格认证程序，对直接向职业学校捐赠的企业和个人适度予以所得税前扣除。
2.进一步细化专业差异化学费制度。职业技能学习是一种重要的人力资本积累活动，且能够给学生带来预期收入，因此，职业教育收费具有其合理性。同时，不同专业学生毕业后从事的行业与职业不同，收入水平也会有所差异，因此，应完善职业学校分专业的差别化学费制度，合理分摊职业教育成本。［4］
（三）创新职业教育体制机制，增强职业教育的经济服务能力
1.着力推进职业院校办学体制创新，积极探索“公办民助”、“民办公助”等混合所有制办学模式，以参股、租赁、捐赠等多种方式参与发展职业教育，支持公办职业院校吸收民间资本合作办学。出台鼓励、支持民办职业教育发展的优惠政策措施，对民办职业院校与公办院校同等对待，对实力强、声誉好的民办职业院校予以重点扶持。推进职业教育集团化办学，建立职业教育合作办学长效机制，积极吸引重点行业企业参股职业教育集团，引导职业教育集团向紧密型、集约化方向发展，促进职业教育集团成员之间优势互补、资源共享，努力提高办学水平和效益。
2.适应产业转型升级需要，建立完善专业建设动态调整机制。职业院校可与用人单位、行业企业合作，共同建立专业建设指导委员会，聘请企业、行业高级管理、技术人员等担任成员，参与职业学校专业设置、教学计划制订与执行等人才培养过程。紧盯产业发展和行业发展趋势，根据企业对人才规格的新要求，不断充实新门类、新工艺、新技术，设置新的专业。从而将产业优势转变为专业优势，使学生及时高效地将知识和技能转化为现实生产力，推动区域经济增长。
3.积极配合中山市做强做优先进制造业、大力培育战略性新兴产业、加快发展现代服务业等产业发展战略的实施，加快生产、服务一线急需的技能型人才的培养，特别是先进制造业、现代服务业紧缺的高素质、高技能人才的培养。职业院校应主动与相关产业关联企业开展深度校企合作，深入参与产业发展全过程，及时了解行业发展动态，把握人才需求趋势，培养区域产业发展所需技能人才。
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经济增长贡献率范文6
[关键词]制度变迁；市场化；经济增长；旅游经济
[中图分类号]F59
[文献标识码]A
[文章编号]1002-5006（2013）07-0013-09
1、引言
中国自1978年以来的改革过程也是经济运行体制的市场化程度不断深化的过程，改革就是制度变迁，其实质也是经济市场化，中国30余年的经济高速增长主要是市场化制度变革的结果，改革是中国最大的“红利”。新经济增长理论认为，物质资本、人力资本和技术进步投入是经济增长的直接原因，但制度决定论认为，制度才是经济增长的根本原因，以科斯（coase）和诺斯（North）为代表的新制度经济学派尤其关注制度对经济增长的重要作用，其理论清晰且合理地解释了正处于激烈体制转轨期中国的诸多问题，在我国产生了广泛的影响，得到国内学者的普遍认同，认为面向市场化的经济体制改革对我国经济增长具有决定性影响。同样，处于经济体制转轨期及对宏观环境敏感的中国旅游业，其自改革开放以来的快速增长明显地与制度变迁相联系，旅游管理体制的产生、发展、改革、创新是伴随着市场化制度变迁而逐步演变，制度变迁释放的能量是推进中国旅游业持续快速发展的重要动力，是增强区域旅游发展水平和产生区域差异的重要因素。
已有的研究主要从经济基础、资源禀赋、客源市场、地理区位和政府政策等视角探讨中国旅游经济增长及其影响机制，随着市场化体制改革的推进和旅游产业的发展，制度及其变迁与旅游经济增长的关系研究日趋扩展和深化。国外学者从不同层面探讨了制度对旅游业的影响，并以前苏联、塞浦路斯和中国等政治经济体制转轨典型的国家为例，开展了制度变迁对旅游发展的实证研究。国内学者更关注我国宏观制度变迁与旅游发展、区域旅游管理体制变迁与地方旅游发展以及制度对旅游企业、遗产保护等领域的影响研究，分析显示，我国旅游产业属性和地位的变化在很大程度上是各种政策法规发生变化而诱致，并不断与市场化改革过程相适应的结果，形成了一种明显的“权利下放、企业激活、市场强化”的制度演变与旅游产业成长的模式。然而，制度意义的宽泛且其作用往往交织和内化于其他增长因素中，致使制度的表征形态和衡量指标体系存在争议，因而目前国内外关于制度对旅游经济增长绩效的研究成果存在多理论、少定量，多规范、少实证，零散研究多而系统研究不足等问题，表现如下：将制度作为影响旅游发展的宏观环境背景和外在变量进行探讨，间接探讨制度与旅游发展的关系；虽然认识到制度因素是影响旅游经济增长的重要内生变量，但由于制度变量难以衡量，在构建旅游经济增长或旅游全要素生产率（total factorproductivity，TFP）的影响模型中，仍然忽略制度指标；也有部分学者用非国有经济比重等变量表征制度变迁，将其与旅游经济增长进行简单的相关或回归分析，测度制度变迁的旅游经济绩效，但这类指标无法涵盖制度变迁的全貌，且研究很少将制度因素全面纳入内生经济增长模型中，系统分析制度变量对旅游经济增长影响的内在机制，从而难以定量揭示制度对于旅游TFP和旅游经济增长的贡献度。
基于目前的研究成果，本文利用中国经济改革研究基金会国民经济研究所编制的中国分省市场化进程指数（以下简称市场化指数），以及各省市区的旅游企业面板数据，在传统柯布一道格拉斯生产函数（Cobb-Douglas production function，C-D生产函数）的基础上，构建旅游经济增长模型，从时间与空间两个角度剖析以市场化指数表征的制度变迁与旅游经济增长的关系，考量制度变迁对旅游经济增长的贡献。
2、研究思路、方法与数据
2.1 研究思路
经济增长研究表明，国家经济增长的差异在很大程度上源于全要素生产率的差异，企业生产技术的进步和资源配置的改善带来的效率提高是生产率提高的两个最主要来源，抛开企业技术水平的差异，1992年以来，中国以建立社会主义市场经济体制为目标模式，开始了系统的制度创新，所产生的新体制因素对经济增长发挥着日益重要的作用。从旅游产业发展历程看，旅游产业的市场化进程是在整个国家的社会经济体制转轨与改革的背景下进行的，并随着市场经济体制的建立与健全，市场机制在旅游产业中作为资源配置的基础性作用得到了重视和强化，在旅游经济增长中发挥着日益重要的作用。然而在考察体制改革与旅游经济增长关系的实证分析中，关键是如何定量测度体制改革的变迁过程，传统的资本、劳动等投入要素具有较好的可测性，且可以通过规范的统计资料查询，制度本身就难以衡量，而旅游产业综合性、交叉性的特点更使得旅游业的制度变迁内化于整个国民经济体系之中，涉及社会经济活动的几乎所有领域，难以全面辨析和有效剥离。因而，基于中国仍然从计划经济向市场经济转轨的体制背景，制度变迁的实质也是经济体制的市场化，市场化进程也体现了我国制度变迁的动态历程和本质内涵。虽然使用市场化进程表征制度变迁具有一定的片面性和不完整性，部分学者也质疑其合理性，然而，考虑到我国体制改革的历程、旅游产业的发展背景与旅游经济特点，在没有其他更好替代参数的情况下，市场化指数将不失为全面衡量制度变迁并分析其对旅游经济增长作用的一个变量，可以较为合理剖析制度变迁与旅游经济增长的关系。
樊纲课题组借鉴了国际上的经济自由度指数，结合我国国情构造并计算了中国市场化指数，也是目前使用较为权威且得到学术界普遍认可的市场化指数，反映和衡量中国正处在由传统的计划经济向市场经济转型的历史性转变过程中，而不是表示体制变迁的具体数值，这个指数使用基本相同的指标体系进行了持续测度，因为其具有横向和纵向可比性，可以从较长的时间跨度考察制度变迁对经济增长的贡献和省际差异的影响。
2.2 研究方法
本文仍然采用了在经济增长实证文献中，经典而广泛应用的C-D生产函数，即：
式（1）中，Yit表示第i省第t年的产出；Ait表示TFP，它是扣除资本和劳动投入对经济增长贡献之后的其他因素；Kit、Lit分别表示各省份的资本和劳动投入；α、β分别表示资本和劳动产出的弹性系数。TFP主要来源于技术进步和微观效率提高，由于旅游企业主要是劳动密集型服务企业，本文主要揭示制度变量对旅游经济增长的贡献，因而不考虑企业生产技术的进步，此外，基础设施的改善更能有效发挥市场化改革对经济增长的积极作用，因此参考樊纲和王小鲁等学者的研究成果，本文将全要素生产率定义为：
式（2）中，INit表示第i省第t年的市场化指数，TRit表示各省份的基础设施水平，用标准道路里程与人口的比率来衡量。λi表示各省份的固定效应，表示不随时间变化影响生产率的因素，εit表示随机干扰项。将式（2）代入式（1），由于该模型包含参数非线性，对等式两边取自然对数，得到如下计量回归模型：
2.3 数据来源与变量描述
基于数据的可得性和可比较性，并参考已有学者的研究成果，本文选取中国及各省纳入全面统计报表的旅游企业作为研究对象。旅游企业营业收入作为产出衡量指标，旅游企业固定资产投资原值和从业人员分别作为资本与劳动投入，市场化指数作为制度变迁衡量指标。由于到目前为止，市场化指数的时间跨度只涵盖了从1997年到2009年共13年，为了匹配这个时间序列，其他变量数据也仅选择1997～2009年的数据。由于市场化指数数据的不完整，以及其旅游发展的特殊性，研究对象是中国内地除之外的30个省市区。我国30个省份的旅游企业总收入从1997年的1305.35亿元增加到2009年的4520，82亿元，年均增长10.91%；旅游企业总固定资产从2140.42亿元增加到8275.89亿元，年均增长11.93%；旅游企业总从业人员从135.54万人增加到273.83万人，年均增长6.04%；平均市场化指数从4.01提高到7.57，年均提升5.45%。此外，基础设施涉及种类较多，部分类别缺乏数据以及类别之间难以直接加总，为使其数据具有可比性，以14，7的换算系数将铁路里程与各省份的高等级公路里程合并为标准道路里程，然后计算了其与人口的比率，13年间全国每万人的标准道路里程平均从19.2千米增加到37.99千米，年均增长5.85%。旅游企业数据全部取自《中国旅游统计年鉴（正副本）》（1998～2010），公路里程、铁路里程和人口数据全部来源于《中国统计年鉴》（1998～2010）。
3、研究结果与分析
3.1 制度变迁与旅游经济增长的动态关系
利用计量经济学的方法，根据1997～2009年中国市场化指数和旅游企业收入的时间序列数据，探析制度变迁与旅游经济增长的关系。图1显示，1997～2009年间，伴随着我国市场经济体制改革的持续推进，各省市区的旅游产业也取得了相应的发展，且旅游企业收入增长与市场化指数之间存在较明显的正向关系，说明了市场化制度变革可能是旅游产业持续高速增长的重要原因。不同省份之间的区域差异仍然比较明显，其中，13年间平均市场化指数最高和最低的分别是浙江（8.748）和青海（2.658），市场化进程最快和最慢的分别是宁夏（11.04%）和河北（3.2%）；平均旅游企业收入最多和最少的分别是广东（517.656亿元）和青海（4.306亿元）。为避免由于数据的非平稳性所致的伪回归现象，需进行相关检验，其实证检验主要包括3个步骤，检验均运用Eviews 6.0计量软件进行分析。
（1）时间序列的稳定性检验。在时间序列分析中，数据的平稳性是决定回归是否可靠的重要指标，而本文使用的时间序列数据受到有效样本的制约，首先进行数据的平稳性检验。检验数据是旅游企业收入（Y）和市场化指数（IN），其中，收入变量取自然对数。选择增广的迪基-富勒（Augmented Dickey-Fuller，ADF）单位根检验法，采用赤池信息量准则（Akaike information criterion，AIC）确定滞后阶数，检验结果显示（表1）变量1nY和IN在1%的显著水平上均不平稳，经过一阶差分后，序列分别在5%和10%的显著性水平上平稳，两个变量都是一阶单整序列，即I（1）序列。据此初步推断变量lnY和IN间可进行数据协整检验和格兰杰因果分析。
（2）E-G协整检验。根据E-G两步法做协整检验，首先建立回归方程：1nYt=β0+β1INt+μt。因为变量1nYt和INt都是同阶平稳的，利用普通最小二乘法（ordinary least square，OLS）对方程的回归系数进行估计，结果如下：
然后对方程的回归残差序列做ADF单位根检验。结果显示，残差的ADF统计值是-3.083，并通过了10%的显著性水平检验，残差是平稳的，且方程拟合度较高，解释力较强，回归方程的设立比较合理，旅游企业收入与市场化程度之间存在协整关系，模型不存在谬误回归，进而理论上存在Granger因果关系。回归方程系数是市场化指数与旅游企业收入间的弹性，即当市场化指数（IN）每增加1%，旅游企业收入（1nY）将提高0.318%，反映了制度变迁对旅游经济增长的贡献也是明显的。
（3）Granger因果关系检验。上述分析反映了市场化和旅游收入增长存在稳定的均衡关系，但这种关系是否为因果关系，还需要进一步进行Granger因果验证。按照AIC和施瓦兹（Schwarz criterion，sc）最小准则，通过计量软件中的向量自回归模型（vector auto regression，VAR），确定市场化指数与旅游收入两个变量之间的最佳滞后期为3，检验结果显示，在5%显著性水平下，市场化指数是旅游企业收入增长的Granger原因，而旅游收入增长不是市场化进程的Granger原因，说明制度变迁对旅游经济增长存在单向的格兰杰因果作用关系。
3.2 制度变迁对旅游经济增长的贡献
利用Eviews 6.0软件对式（3）进行回归检验，由于本文的面板数据截面数远大于时期数，因此模型估计采用截面固定效应模型，表2是回归结果。由表2第1列的估计系数可知，资本、劳动和市场化的产出弹性分别为0.547、0.17和0.089，说明了1997～2009年期间，固定资产投入对旅游收入增长的贡献最大，劳动投入次之，在保持资本和劳动投入不变的情况下，市场化每提高1个百分点，旅游收入将会增长8.91%。为了比较不同时期制度变迁对旅游经济增长贡献的差异，将研究期间分为1997～2002年和2003～2009年两个较平均的时间段，第3列和第4列是两个时期的回归结果，显示资本的正面效应较大幅度减弱，而劳动和市场化的正面效应显著增强，其中，市场化的弹性系数由0.025提升到0.182，且在第一个阶段，劳动和市场化的弹性系数没有通过显著性检验，作用并不明显。此外，基础设施的贡献度也较大幅度增强。通过对两个时段的市场化指数的统计分析，1997～2002年的市场化进程较为缓慢，6年间市场化指数年均提高0.23，而2003～2009年7年间，市场化进程明显加快，年均提升0.32。这表明，随着市场化进程的加速推进，市场化对旅游经济增长的效应并没有减弱，反而还在加强。由于1997年和1998年的市场化指数与之后年份的市场化指数相比，缺少部分分项指标，而1999年之后的各分项指标一致，又对1999～2009年进行了回归检验，由第2列结果可知，市场化对旅游经济增长的弹性系数为0.089，与第1列相比，变化微弱。
根据1997～2009年的固定效应回归结果，用增长核算的方法对省际旅游经济增长因素进行分解。表3分解结果显示，资本、劳动和TFP对旅游经济增长的贡献分别为6.53、1.02和3.36个百分点，固定资产投资贡献度达59.83%，说明资本对旅游经济增长仍然起到最重要的作用，这个时期旅游收入的增长主要是依赖资产投资拉动，这与学者对我国国民经济增长贡献因素的分析结论较为一致，相比而言，劳动投入的贡献度较小，为9.39%。在决定TFP的因素中，市场化、基础设施和不可观察因素对旅游经济增长的贡献分别为0.49、0.09和2.78个百分点，其中，市场化分别贡献了TFP和旅游经济增长的14.47%和4.45%，市场化对旅游经济增长的贡献显著。需要说明的是，不可观察因素的贡献度达25.48%，说明还存在技术进步、人力资本的溢出效应等因素对TFP和旅游经济增长的贡献。
3.3 制度变迁对旅游经济增长贡献的区域差异
在制度变迁对旅游经济增长贡献分析的基础上，进一步对各省份的市场化指数与旅游企业收入进行回归，分析制度变迁与旅游经济增长的空间关系，并将回归系数与各省年均市场化指数、年均旅游企业收入、市场化变迁强度进行比较，表4是比较结果。
从传统三大地域和省域来看，虽然4个指标之间呈现较大的区域差异，但市场化进程对不同区域旅游收入的增长都具有显著的正效应，且表现为市场化水平与旅游企业收入之间、市场化变迁强度与回归系数之间呈现正方向变化，而市场化水平与回归系数呈现反方向变化，具体而言：市场化水平最高的东部地区（7.227），其旅游企业收入也最高（177.864亿元），市场化水平最低的西部地区（4.398），其收入也最低（35.506亿元），中部地区介于两者之间，说明市场化水平越高的地区，其旅游经济越发达；然而，市场化的边际贡献效应却与此不一致，即西部地区市场化水平最低，但市场化变迁程度最强（6.54%），回归系数也最高（0.642），东部地区市场化水平最高，但变迁程度最弱（5.13%），回归系数也最低（0.338），说明制度变迁程度越强，其对旅游经济增长的边际贡献度越高。位于三大地域的不同省份与所在地域的变化规律基本类似，浙江的市场化水平最高（8.748），旅游收入也仅次于广东、北京，青海的市场化水平最低（2.658），收入也最低；反之，市场化变迁程度越强，刺激效应越强，虽然青海的市场化水平最低，但其市场化变迁强度（8%）在所有省份中仅次于宁夏，回归系数达到1.039，位居第一。但个别省份也呈现特殊的情况，如平均旅游收入水平不高的海南省（38.81亿元），市场化水平也不高（5.382），市场化变迁强度也处于最后（2.79%），但其弹性系数较高（0.605），这可能与海南省的地理环境、特区背景以及旅游发展政策有较大关系，相比较于其他省份，虽然市场化进程较慢，但其市场体制的每次变迁对旅游经济的刺激效应更强，旅游经济效果也更明显，这也注解了国家批准建设“海南国际旅游岛”战略的合理性。
不同地域和省份市场化水平、市场化变迁强度及其贡献度的区域差异，一方面反映了相对于东部沿海地区，大部分中西部尤其是西部省份的体制更处于激烈的转轨期，其体制的改进与完善对于旅游经济的增长效应更加明显，解读了中央提出的“东部转型”、“西部大开发”、“东北振兴”及“中部崛起”等战略的合理性，以望通过制度变迁，改善地区经济发展的制度环境，引导区域发展，缩小区域差距。但同时也说明了，虽然东部沿海发达省份旅游经济的发展初步获取并验证了改革的“红利”，但已有的体制改革对于旅游经济增长的边际贡献效应日趋减弱，我国目前远未完成从计划经济体制向市场经济体制的改革，仍然有相当多的制度使经济增长和社会发展的交易成本居高不下，必须加强各方面的包括旅游业在内的体制改革，进一步释放制度变迁的红利，这也是我国尤其是中西部相对落后省份旅游经济发展的后发优势和潜力，制度变迁对旅游经济发展的潜力仍然很大。
4、结论与讨论
面向市场化的制度安排和制度结构的持续变迁是推动中国旅游经济发展的重要力量。从1997年到2009年，中国制度变迁与旅游经济增长存在稳定的协整关系，市场化是旅游收入增长的Granger原因，表明以市场化改革为导向的制度变迁对旅游经济增长的作用较为显著；进一步利用面板数据分析显示，市场化对旅游经济增长的贡献达到年均0.49个百分点，市场化进程的推进促进了产权的多元化，改善了旅游资源配置效率，提高了旅游企业绩效水平，这一时期TFP增长的14.47%和旅游经济增长的4.45%是由市场化改革贡献的；市场化进程对不同区域旅游经济的增长都具有显著的正效应，但市场化水平及其变迁强度在不同区域存在显著差异，对区域旅游经济增长的贡献程度也存在不同，表现在市场化水平越高的地区，旅游经济越发达，区域的市场化变迁程度越强，边际贡献度也越大。
