1、湖南省技術進步對經濟增長影響分析及相關政策建議3900字 摘 要：通過構建C-D函數，以實證的方式論證：當前湖南省，主要更多靠資本、勞動力等資源的投入來實現經濟增長和經濟總量增加的增長方式，而研發投入科技進步對地區消費總值的影響變化關系在短期內是不夠顯著，說明湖南省對研發的投入在短期內效果不明顯，或者說科技投入不能立竿見影，并沒有成為湖南省經濟開展的近期動力。所以，增長方式相對照舊比擬粗放。并且，根據實證分析結果，切合實際地提出相應政策建議，希望可以對湖南省經濟增長深化轉型成功有所幫助。 畢業關鍵詞：技術進步；經濟增長；深化轉型；湖南省中圖分類號：F124.3 文獻標志碼：A 文章編號：167

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

3、動的先行者，其經濟增長能否可持續保持長期穩定，對中部地區整體的示范帶動作用乃至全國的經濟中高速持續增長都大有助益。那么在湖南省經濟增長深度轉型期間，實證研究技術進步對湖南省經濟增長的推動力度也就越發顯得重要。從眾多技術進步與經濟增長的研究理論梳理來看，專門針對研究湖南省技術進步對經濟增長的作用的文獻還比擬少，本文便是在已有理論研究的根底上，通過構建回歸方程模型來討論湖南省的經濟增長方式，以及湖南省技術進步對經濟增長的長短期影響，然后為湖南省經濟增長方式轉型提出政策建議提出。一、研究方法和數據處理計量分析中，需要對數據進展對數標準化處理，在進展對數變換之后，變量的聯動關系就表現為自變量變動的百分

4、比引起因變量變動的百分比的程度。假設湖南省總量消費函數是柯布道格拉斯C-D函數：Yt=AtK?tLtRt，本文取對數后變為lnYt=?lnKt+lnLt+lnRt+lnAt+u，其中Yt、Kt、Lt、Rt分別表示經濟增長、資本、勞動力和技術進步。?、分別表示經濟增長、資本、勞動力和技術進步的產出彈性，lnAt為常數項，而u是隨機擾動項。本文在分析的過程中，選取地區消費總值gdp來衡量湖南省的經濟增長，而將固定資本投資fcp和就業人數ye及科學研究與試驗開展投入RD作為影響其經濟增長的三個變量。本文根據?湖南省統計年鑒19902022?選取地區消費總值GDP，年末從業人數ye及固定資本投資fcp

5、的時間序列數據，根據?中國科技統計年鑒19902022?選取科技研發投入rd數據。采用時間序列數據法進展研究，所使用的樣本為19902022年的年度數據。為消除價格因素和異方差性影響，以1990年居民消費價格指數CPI為基期1990=100，將名義GDP、固定資本投資以及科學研究與試驗開展投入RD三組數據經過CPI處理后變為實際值。二、實證分析一檢驗時間序列變量的平穩性為防止偽回歸的出現，本文首先采用ADF法對lgdp、lfcp、lrd、lye及其差分序列進展平穩性檢驗。其一階差分序列記為d.lgdp、d.lfcp、d.lrd、d.lye。本文使用STATA12.0版本對這些時間序列數據進展A

6、DF檢驗和BP檢驗，以綜合斷定其平穩性。綜合考慮PP檢驗和ADF檢驗的結果，可以有把握地得出以下結論，即認為變量地區消費總值的對數值和研發投入RD的對數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才平穩，而固定資產投資和年末勞動力的對數值不用一階差分就在5%置信程度下回絕有單位根原假設而平穩。二協整檢驗因為僅有變量地區消費總值的對數值LGDP和RD研發投入的對數值是非平穩且一階單整的，所以只研究這兩個變量的長期平衡關系是否存在。通過stata軟件操作，發現選取滯后階數為4階是比擬適宜的，而且此時其協整秩為1，也就是說二者存在一個協整關系。這意味著湖南省GDP 增長與科學研究與試驗開展

7、投入RD之間存在著協整關系，即二者之間存在長期的平衡關系。同時，可得到協整方程模型如下：e=lgdp-0.5114025lrd-6.422208 1該協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消費總值與科學研究與試驗開展投入RD之間的長期平衡關系。令e=0，將模型進展變形可得：lgdp=0.5114025lrd+6.422208 2這個方程說明的是湖南省RD對湖南省的地方消費總值的長期作用是正向的，而且比擬顯著，RD每增加1個百分點，長期來看，湖南省GDP就正向增加0.5114025個百分點。三建立回歸方程模型湖南省地區消費總值GDP，研發

8、投入rd的取對數一階差分值平穩，然后固定資產投資fcp及年末就業總人數ye的對數值亦平穩。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結果見下表。從上述分析結果中可以看到，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R2=0.9889為0.9889，調整后的可決系數為0.9873為0.9873，說明模型的擬合優度還是相當不錯的。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的系數標準誤是0.0950668

9、，t值為0.56，p值為0.015，在95%的置信區間為-0.0508357，0.3471184，因此系數非常顯著。變量lye的系數標準誤事1.215939，t值是0.81，p值為0.035，系數也是非常顯著的，95%的置信區間為-4.751056，0.3389221。變量d.lrd的系數標準誤為0.0362164，t值為0.55，相伴概率為0.186，95%的置信區間為-0.0557328，0.958709，此時系數非常不顯著。從該模型中可以得到很多結論：1固定資產投資的系數為正且非常顯著，這說明湖南省的固定資產投資對地區消費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、產投資仍然是湖南省的重要經濟增長動力，而且固定資產每增長1個百分點，gdp就增長0.148個百分點。2年末就業人數的系數為負且非常顯著，這說明湖南省的年末就業人數對地區消費總值的變化具有顯著的負相關作用的。在一定程度上說明了湖南省的就業市場已經趨向飽和，過多的就業人口反而會降低經濟運行效率，減緩經濟增長的速度。3而RD研發投入在短期內對經濟增長的奉獻很不顯著，或者說科技投入不能立竿見影，并沒有成為經濟開展的近期推動力。但是從協整方程2式看，RD研發投入在長期內對經濟增長的作用還是很明顯的，RD每增加1個百分點，湖南省GDP長期就正向增加0.5114025個百分點。三、對策建議本文通過對湖南省1

11、9902022年的相關數據進展計量分析看出，湖南省經濟增長主要依靠資本和勞動力投入來拉動，RD投入短期內對經濟增長的作用很小，長期內那么對經濟增長的拉動作用很大，所以，綜上所述，我們可以比擬有把握地說，湖南省目前的經濟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。為此我們應確保經濟穩步快速增長的前提下，大力加大對RD 和人力資本的投入，以技術創新為手段，進展產業晉級，實現湖南省經濟增長方式由粗放型向集約型轉變。鑒于此，本文提出以下意見：1加大RD研發專項投入；2積極擴大RD研發人員數量并進步其質量；3以技術創新為手段，實現產業晉級。參考文獻：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.馬克思的經濟增長理論模型J.經濟研究，2022，9：5.4 Romer P.M.Increasing returns and long-run growthJ.Journal of Political