经济增长的特征模板(10篇)

导言：作为写作爱好者，不可错过为您精心挑选的10篇经济增长的特征，它们将为您的写作提供全新的视角，我们衷心期待您的阅读，并希望这些内容能为您提供灵感和参考。

篇1

二、区域经济增长的相关性特征

除了差异性之外，区域经济之间的相关性也需要关注。而Moran''''sI统计量则是检验经济现象全局空间自相关特征的一种常用指标（P.A.PMoran，1950），其计算公式为：GRP），N为地区总数，Wij为空间权重矩阵。Moran''''sI取值范围为[-1，1]，其大于0表明变量之间存在空间正相关，小于0表明变量之间存在空间负相关，而等于（或近似为）0，则说明变量为空间零自相关（即在空间上随机分布）。同时，如果Moran''''sI的绝对值越大，表明变量在空间分布的（正/负）相关性越强。同时，对于Moran''''sI显著性，可以通过Z值及其对应的P值进行检验。根据（4）式，笔者以各省份省会之间距离的平方为权重，构建了空间权重矩阵W，进而计算了1978年~2012年我国人均名义GRP与人均实际GRP的Moran''''sI值。具体见图3。其中，两种人均GRP的Moran''''sI值均至少在3%的水平上显著，且显著水平也同Moran''''sI值一样不断提高。从图3可以看出，不论是人均名义GRP还是人均实际GRP，两者的Moran''''sI值在改革开放之后均呈现出不断提高的趋势。其中，人均名义GRP的Moran''''sI虽然在20世纪90年代初期有略微下降，但整体而言其上升的幅度更大，由最初时的0.09（1978年）逐渐上升至最高时的0.45（2010年）；而人均实际GRP的上升过程则相对平稳一些，其最高值为2010年的0.32。综上所述，我国各省份之间的人均GRP（包括名义与实际）具有比较显著的全局正相关性（或空间集聚性）。在分析全局空间自相关之后，可以再考察我国区域经济增长的局部自相关特性，这主要通过Moran散点图进行分析，具体如图4所示。可以看出，拟合曲线的斜率逐渐变大，表明省份人均实际GRP的全局自相关特征日趋明显。同时，第一象限与第三象限（表示存在局域空间相关）的点逐步增多，而第二象限与第四象限（表示部存在局域空间相关）的点则有减少的趋势。同时，1978年~2012年间我国各省份的名义GRP与实际GRP的Moran''''sI均为正，且都至少在10%水平下显著。综上所述，我国区域经济增长具有空间自相关特征。

篇2

中图分类号 J211.22 文献标识码 A 文章编号 1002-2104(2008)06-0182-05

区域经济的可持续发展，和当地的人力资本积累状况息息相关，而教育是增强人力资积累本的重要途径之一。随着中国经济发展与人民收入的大幅提升，反映在人力资本投资上，在教育上的投入也不断加大。教育投入的增加一方面加快了当地人力资本的积累速度；另一方面，教育发展的地区不均衡性也加剧了地区之间经济、社会发展的差距。那么，教育到底是如何影响地区之间人力资本的配置？各地人力资本积累在地理空间上存在哪些特征？这些特征又是如何影响地区经济的可持续发展？这些都是本文想探究与追寻的问题。

1 研究背景和基本假设

经济的可持续发展，强调经济增长的同时兼顾长期发展潜力。自内生增长理论崛起后，人力资本成为解释经济增长的重要因素之一，再加上21世纪所强调创新活动的知识经济体系，所以人力资本又扮演着关键性的角色，而教育是积累人力资本最主要的途径之一。因此，通过加强教育投入成为各国可持续发展的重要举措之一，中国也不例外。根据表1，中 国在过去10年中，平均教育年数不断上升。这从一个层面体现了中国人力资本存量在不断增加 。

从系统论的角度来看，教育为经济、社会长期可持续发展积累了所需的人力资本，推动了经济增长并确保未来发展潜力。与之对应的是，经济增长又为教育发展提供了资源上的支持和人才上的需求。但是，人力资本存量对经济可持续增长的影响会不会受到其它因素的影响，比如性别、地区聚集效益、教育发展的不均衡程度？这些都是值得探讨的问题。

1.1 人力资本在可持续发展中的作用

在可持续发展的探讨中，人力资本始终是个不可忽视的要素。麦科魏等人在1992年提出扩展的索罗模型，将人力资本视为生产函数的投入之一，认为经济增长是由人力资本累积所推动，各国经济增长差异，主要是源自于人力资本累积的差异。［1］罗默将经济增长归因于整体人力资本存量，此存量增加，创新能力提高，产生技术进步，造成经济持续增长。［2］但是，实证研究存在较大分歧。例如：普里切斯特指出人力资本对经济增长有负向但不显著影响。［3］ 克拉达兹等人研究发现两者关系是正向但不显著，［4］而史卡佩塔等人发现两者关系是正向且显著。［5］

1.2 可持续发展中的性别与教育因素

人力资本对经济可持续发展的影响，还会因为性别或教育程度的不同而有所差异。诺斯等人认为女性人力资本累积会提升劳动生产力而促进经济增长，而男性人力资本累积对经济增长有正向但不显著影响。［6］ 保罗发现男性中等以上教育程度的人力资本存量对经济增长有正向且显著影响，而女性中等以上教育程度人力资本存量对经济增长有负向但不显著影响。［7］ 克拉达兹等人研究发现男性中等以上教育程度的人力资本累积对经济增长有负向但不显著影响，而女性中等以上教育程度的人力资本累积对经济增长有正向但不显著影响。［4］

地区的教育发展程度以及不同性别成员接受教育的机会，会对该地区经济、社会可 持续发展产生长期深远影响。这也意味着，不同地区之间的教育非均衡化发展或不同性别之间的教育机会的不公平性，会对地区之间的长期可持续发展产生重要影响。所以，教育均衡化政策和教育公平性课题，在深层次上和长期可持续发展课题是息息相关的。

1.3 基本假设

为了进一步探讨教育发展和经济可持续发展之间的关系，本文根据经济增长理论和人力资本理论，得到如下三个假设：

假设一：男性平均接受教育年限越多，经济发展越快；

假设二：女性平均接受教育年限越多，经济发展越快；

假设三：劳动力人口越多，经济发展越快。

笔者研究发现从县级层面来分析中国地方行为，往往存在空间自相关性，即邻近的县之间会互相影响，趋于一致性的行动，从而出现地区性聚集现象。［8，9］

因此。本文进一步假设：

假设四：教育发展和经济增长都会呈现空间自相关性。

2 模型构建

本文采用一般最小二乘法（OLS）和空间计量模型方法，通过比较来选出更适宜的模型和估计，减少估计误差。

2.1 基本模型

为计算不同性别教育发展对经济发展影响，对相关变量都采用对数值，具体模型如下：

lnyi=α+βlnXi+εi（1）

其中被解释变量yi，是指2000年中国各县GDP，单位是万元。解释变量向量X中有三个变量，分别是：各县男性平均受教育年限、各县女性平均受教育年限以及各县15岁及以上人口总数。εi服从均值为0、方差为σ2的独立正态分布。

2.2 空间计量模型介绍

所谓空间回归模型，是在检测出一般OLS回归模型具有空间相关关系时，进一步以空 间回归模型估计来了解空间相关的影响。空间回归模型，可以用空间滞后模型与空间误差回归模型两种模型来分析，分别将其定义叙述如下：

2.2.1 空间滞后回归模型

lnyi=α+ρWlnyi+lnβxi+εi（2）

其中lnyi是因变量。Wlnyi是被解释变量乘上空间上的邻近矩阵。ρ是被解释变量的空间滞后系数，xi是解释变量。εi服从均值为0、方差为σ2的独立正态分布。

2.2.2 空间误差回归模型

lnyi=α+βlnxi+εi且 εi=λWεi+μi（3）

模型变量定义与空间滞后回归模型相同，两者差异是空间误差模型是在回归模型中的残差项里，多加上一个残差项自己本身乘上空间上的邻近矩阵。若其中空间误差系数λ显著异于零，即表示确实具有空间相关的关系。μi服从均值为0、方差为σ2的独立正态分布。

3 空间计量模型的实证分析

3.1 数据来源

本研究用到的变量数据，都来自中国地球系统科学数据共享网中的中国自然资源数据库。对于全国2 873个县，删去数据缺失的县，得到1 967个县作为研究对象，并用Geoda软件分析。

3.2 地理空间相关性检验

3.2.1 整体空间自我相关性检验

在空间计量经济学领域中，用Moran's I来检测研究范围内空间相关程度。［10，11］ Moran's I值一定介于-1到1 之间，大于0为正相关，小于0为负相关，值越大表示空间分布的相关性越大，即空间上有聚集分布的现象。本研究中各变量的Moran's I系数整理如表1，研究结果可得2000年中国各县变量具有空间的正向相关性。各县变量的 Moran's I都大于0代表与该县相邻地区有相似的属性，且有聚集现象。

表2 中国各县Moran's I检验

Tab.2 County Moran's test in China变 量Moran's IP值显著程度GDP的对数值0.728 1（0.001）***男性平均受教育年限的对数值0.755 0（0.001）***女性平均受教育年限的对数值0.757 6（0.001）***15岁及以上人口总数的对数值0.652 8（0.001）***

下面，采用局部空间自我相关分析（LISA）来检测局部空间自我相关模式的显著程度。［12］根据局部空间自我相关分析结果有H-H、L-L、L-H、H-L四种定义，其中H-H代表高人力资本存量的县被同样高人力资本存量的县所围绕；L-L代表低人力资本存量的县被同样低人力资本存量的县所围绕；L-H代表低人力资本存量的县被高人力资本存量的县所围绕；H-L代表高人力资本存量的县被人力资本存量的县所围绕。根据局部空间自我相关分析，并考量县数据的可获得性，得到1967个县的分布图及四种类型的分布情况，汇总在表3。

根据表3，中国各县男性教育发展程度的分布存在很明显区域聚集效应，H-H地区有401县，L-L地区有169个县，L-H地区有2个县，H-L有13个县，其它1 382个县没有空间自相关性。从空间聚集情况来看，属于H-H类型的人力资本存量聚集主要存在在东部沿海地区和中部，而L-L类型的人力资本存量聚集主要存在在中西部地区。

根据表3，中国各县女性教育发展程度的分布存在很明显区域聚集效应，H-H地区有474县，L-L地区有174个县，L-H地区有2个县，H-L有15个县，其它1 302个县没有空间自相关性。从空间聚集情况来看，H-H类型的人力资本存量聚集主要存在在东部沿海地区和中部，而L-L类型的人力资本存量聚集主要存在在中西部地区。

比较表3中的男性和女性教育发展程度的情况，不难发现尽管都存在明显的空间聚集效应，但是在具体的空间分布上，男性人力资源存量和女性人力资本存量还是有差异的，比如男性人力资本存量在四川、广东和广西存在较大规模的聚集现象，而在这三个省上女性人力资本存量的聚集的规模就小很多了。但是,在东北三省,女性人力资本聚集规模要比男性人力资本聚集规模要大得多。这种差异，一方面体现了教育资源配置的空间、地域不均衡，另一方面体现了在性别上的教育资源配置依然还有不均衡的现象存在。

3.3 回归估计及其比较分析

为了比较OLS和空间计量分析之间的差异，把县GDP对数值和与相关变量的对数值分别进行OLS回归和空间分析回归，回归得到的结果汇总如表4。

根据OLS回归发现，三个自变量都会显著正向影响GDP，即男性人力资本存量越多、女性人力资本存量越多，经济发展越快；人口越多，经济发展越快。不过，Moran's I值是0.527 3，表明经济发展具有显著的地区空间效应，因此，用OLS回归得到的结果具有一定偏差。此外，根据LM lag、Robust LM lag和LM error、Robust LM lag来看，都是显著，因此，适用于空间计量模型。

从空间滞后模型和空间误差模型回归的结果来看，各种检验都通过。根据表4三个模型相比，都表明空间误差模型最适合，因为空间误差模型的决定系数最大，赤池信息准则都最小。因此，在本文的分析中，就采用空间误差模型。

4 结 论

随着科技不断的进步与创新，人力资本的投入对经济可持续发展的影响一直是学者重视的课题。卢卡斯指出“人力资本累积是（东亚高增长地区）最主要的增长动力，……人力资本之累积可能发生于学校、研究单位、生产过程以及贸易过程”。教育是百年树人的事业，对于人力培训的角色是举足轻重的。［14］

人力资本是促成经济增长的重要因素。中国经济可持续发展过程，会因人力资本存量、人口增长以及由于人力资本积累所带来的知识技术创新与增长的交互作用，而产生各种不同的发展过程与现象，这些情况在早期的经济学家并未观察到，其中最主要的原因就是当时人力资本存量及其性质的重要性并没有被注意到，而本文研究的目的就是在解释、说明人力资本存量及其性质在中国经济增长过程中所扮演的重要角色。

通过空间计量经济学分析，得到如下三个结论：

（1）教育发展对经济可持续发展作用显著。根据表4空间误差模型，无论男性接受教育程度还是女性接受教育程度的增加，对经济增长的影响都是正向而且显著的。因此，研究表明，假设一和假设二是成立的，即中国通过教育来积累人力资本进而推动经济增长的策略，是行之有效的。此外，劳动力人数对经济增长的影响也是正向而显著的，这表明假设三成立。

根据表3空间误差模型，GDP对劳动力人数的弹性是0.879，而GDP对男性平均接受教育年限的弹性是0.662，GDP对女性平均接受教育年限的弹性是0.354。因此，不难看出，在三个弹性中，GDP对劳动力人数的弹性最大，因此在中国劳动力密集型特征还是很明显，劳动力人数的增长能够为经济提供所需要的相对廉价劳动力，进而吸引各国前来直接投资，推动经济发展和增长。不过，人力资本存量的作用也不容忽视。

（2）教育发展对经济增长影响会因性别的不同而不同。根据表3的空间误差模型，男性和女性的教育发展程度都是正向显著影响经济增长，但是影响的力度不同。相对而言，男性人力资本存量对经济增长的作用要强于女性人力资本存量的作用。造成这种情况有几方面原因：

其一、劳动力市场的筛选机制。在工薪相同的情况下，用人单位更愿意招收男性，使得女性被迫选择就业层次偏低的工作，而这些工作对国民经济的重要性要相对弱一些。

其二、女性有生育及其相关成本。女性工作不久便会面临结婚、生育和哺乳等系列问题，生育问题使女性员工在一定时期内退出劳动力市场，产生工作生涯的中断，而工作生涯的中断，特别是较长时间的中断，会降低雇员的实际挣得能力。当女性雇员重新进入劳动力市场时，需要一段时期的恢复和调整，这些都会削弱女性对经济增长的贡献。

（3）教育发展存量存在显著的空间聚集效应。整体空间自相关检验和局部空间自相关检验都表明教育发展在空间分布上存在显著空间自相关性，表明假设四是成立的，即互相邻近的县之间存在互相影响的关系，这种关系导致了聚集。本文分析了四种不同的聚集类型，表明中国教育发展存在不同的聚集族群特征，这种聚集会进一步影响经济的不均衡。

造成这种空间聚集效应的一个重要原因是存在溢出效应。笔者的研究表明，中国公共教育财政存在显著的溢出效应。［15］当教育财政资源存在显著溢出效应时，势必出现相邻地区教育资源配置的聚集效应。教育是积累和开发人力资源的重要途径，因此，教育财政资源的溢出效应也导致地区人力资源分布的不均衡性。在中国可持续发展过程中，由于人力资源的作用越来越明显，因此，人力资源在地区分布上的不均衡性，往往会加剧各地经济发展上的不均衡性，出现发达地区越发达，落后地区越落后的局面。从整体经济发展而言，这种不均衡的发展模式，在一定条件下存在合理性。［16］因为，非均衡资源配置方式，也是一种约束条件下最优的配置方式。但是，在经济长期可持续发展过程中，政府还需要从宏观以及转移支付等方面，积极引导教育等资源向薄弱地区进行配置，实现长期均衡可持续发展的目标。由于存在溢出效应和聚集效应，政府在引导地区可持续发展上，可以通过设计示范效应等长效机制，合理利用溢出效应的积极结果，实现通过聚集进而扩散周边而带动周边地区发展的良性循环长期可持续发展模式。同时，要积极避免资源配置的过于集中现象，合理限制地区发展过程中可能出现的过于贫富不均的局面的出现。

（4）空间误差模型要比OLS模型更适用于具有空间聚集效应回归估计及其问题研究。根据表3和表4，三种模型相比，空间误差模型要优于空间滞后模型，而空间滞后模型要优于OLS模型。因此，在探讨此类问题时，有必要先检验数据是否具有空间相依性，即人力资本存量分布是否具有空间聚集效应。当存在空间聚集效应时，空间计量经济模型要优于OLS模型。

在研究具有空间聚集效应的问题时，若采用不恰当的模型会导致结论的误差。例如根据表3，若采用OLS模型，发现女性教育发展程度对经济增长的影响是正向但不是很显著的（仅在10％下显著而在5％下不显著）；若采用空间滞后模型，发现女性教育发展程度对经济增长的影响是正向且显著（在5％下显著）。另外，若采用OLS模型，那么GDP对劳动力人数的弹性接近单位弹性其值是1012；若采用空间误差模型，则为弱弹性，其值是0.879。因此，不同的估计方法会得到不同的结论，在进行具有空间聚集效应的实证问题研究上，要检验其空间相依性，以免得到的结论存在较大误差。

参考文献（References）

［1］Mankiw G, Romer D, Weil D.Contribution to the Empirics of Growth［J］. Quarterly Journal of Economics, 1992,107:407～437.

［2］Romer P. Endogenous Technological Change［J］. Journal of Political Economy,1990,98 (5):71～102.

［3］Pritchett L. Where Has All the Education Gone?［J］.World Bank Economic Review,2001, 15(3):367～91.

［4］Kalaitzidakis P, Mamuneas T, Savvides A,Stengos T. Measures of Human Capital and Nonlinearities in Economic Growth［J］. Journal of Economic Growth, 2001, 6(3):229～254.

［5］Bassanini A, Scarpetta S. Does Human Capital Matter for Growth in OECD Countries? A pooled MeanGroup Approach［J］. Economics Letters, 2002, 74(3): 399～405.

［6］Knowles S, Lorgelly, Owen P.Are Educational Gender Gaps a Brake on Economic Development:Some Crosscountry Empirical Evidence［J］. Oxford Economic, 2002, 54(1):118～149.

［7］Barro J.Human Capital and Growth［J］. American Economic Review,2001, 91(2):12～17.

［9］顾佳峰.中国教育支出与经济增长的空间实证分析［J］.教育与经济,2007，(1):29～3 3. ［Gu Jiafeng .A Spatial Analysis on China Education Expence and Economy Development［J］. Education and Economy, 2007,(1): 29～33.］

［10］顾佳峰.经济发展与劳动力迁徙的空间实证研究［J］.人口与经济，2007,(6 ):35～39.［Gu Jiafeng. A Spatial Econometrics Analysis of Economic Development and Labor Immigration［J］.Population & Economics,2007,(6):35～39］

［11］Moran P. The Interpretation of Statistical Maps［J］. Journal of the Royal Statistical Society, 1948,(10):243～251.

［12］Moran P. A Test for Serial Correlation of Residuals［J］. Biometrica,1950,37:178～181.

［13］Anselin L.Local Indicators of Spatial Association―LISA［J］. Geographical Analysis,1995,27(2):93～115.

［14］Lucas R.On the Mechanics of Economic Development［J］. Journal of Monetary Economics,1988,22(1):3～42.

［15］顾佳峰.中国公共教育财政溢出效应分析(基于空间经济计量方法［J］.山西财经大学学报，2008,8:12～17.［Gu Jiafeng.Spillover Effect on China's Pulic Education Finance(Based on Spatial Econometrics Method［J］.Journal of Shanxi Finance and Economics University,2008,8:12～17］．

［16］历以宁.非均衡的中国经济［M］.广东经济出版社,1998.［Li Yining.Nonbalanced China Economy［M］.Guangdong Economics Publishing House,1998.

Spatial Analysis of Education Development and Economy Development

GU Jiafeng

（Institute of Social Science Survey, Peking University, Beijing 100871,China）

Abstract Education system is one of the major ways to accumulate human resource stock in a country of regin and also is an important base of economy development. The paper used the data in the year 2000 at the national level to study the

篇3

中图分类号：F061.2；F061.3 文献标志码：A 文章编号：1674-8131（2014）06-0096-04

经济增长是各国（地区）普遍追求的目标，也是经济学着力解决的问题。纵观主流经济学的发展，从重农主义强调土地的作用到重商主义强调市场的作用，到古曲主义和新古典主义综合强调各类生产要素（当然包括土地）和发挥市场效率等的作用，都展示出这样一幅图景：人们在分析经济增长时，越来越多地把各类相关要素纳入分析框架，从而越来越客观、准确地描述现实经济增长过程以及各因素所起的作用和其存在的原因，推动了经济学的发展，进而提高了人们调控经济发展的能力。但是，一个比较明显的问题却还没有引起人们的足够重视：人之所成为经济活动的主体并在一定程度上掌控经济活动的均衡发展的根本原因，在于人区别于其他物种而具有智能生命的特质，换句话说，就是人类可以通过知识积累提高其“掌控经济活动”的能力，而这正是我们推进经济增长的根本，但是这点却在很大程度上被主流经济学所忽视。本文拟通过对经典经济增长理论的反思，探讨人类知识，尤其是制度知识在经济增长中的作用。

一、经济增长理论的反思及问题的提出

人类的知识不论怎样区分，基本上可以概括为关于自然的知识和关于人类自身的知识两类，前者是人类探知和改造自然的技术性知识，而后者是关于人类自我组织的知识，可分别称之为“技术知识”和“制度知识”。如果说各种经济增长理论中涉及知识的作用，大体都是指技术知识对经济增长的作用。不论是李嘉图强调资本有机构成提高的传统经济增长，还是马歇尔的新古典主义增长，最终都只是把知识对经济增长的作用局限于技术知识的作用。直至当前，人们在研究知识对经济增长的作用时，大都是指技术知识在推动经济增长中的作用，如往往将信息技术作为知识的典型代表。这种认识的主要原因，不仅在于经济增长分析中的新古典主义倾向，而且在于人们注重于从定量上确定知识在经济增长中的作用，而技术知识更容易量化。

但是，从现实经济增长来看，人类的制度知识直接影响到社会经济制度的形成和有效性（张尚毅，1998a），进而影响甚至决定经济增长的方式和成果。新古典主义的一个最基本特征是在经济分析中不考虑制度对经济的影响，将经济制度视为经济分析的外生因素；而李嘉图的传统增长理论虽然涉及制度因素，但是并没从知识的角度进行这方面的分析。事实上，我们从经济增长理论的基本发展脉络可以看到这点。

张尚毅：制度知识对经济增长的作用及人力资本第二特征随着经济的发展以及人们对经济发展的要求，经济增长理论也不断发展演变，从重农主义到重商主义等无不如此。现代经济增长理论源于哈罗德和多马的经济增长模型，他们假定技术等经济变量不发生改变，从资本和储蓄的相互关系引出经济增长模型，从而推出一个最优经济增长路径，并以此提出经济增长的制约因素。作为新古典主义的继承者，哈罗德等人在其模型中沿袭了新古典主义传统，将经济增长直接与储蓄转化为资本联系起来，指出经济发展主要取决于资本的投入量，但这只是从一个方面论证了经济增长的因素。随着新古典主义增长模型的发展，产生了以索洛模型为代表的新的经济增长模型。索洛模型以定量分析的方法，引入劳动、技术等变量，从而使经济增长不仅和资本，而且和劳动、技术的变化联系起来（索洛，1988）。经济学的发展使人们可以用定量方法分析出技术对经济的具体贡献和大多数经济理论一样，通过将实际经济数据引入经济增长模型，进而推导出各个变量的具体效应，是在数理上有说服力的方法，正如马克思所指出的那样：“一门科学只有在它成功运用数学时，才算达到了真正完美的地步”（拉法格，1957）。经济学也正因为充分运用了数学成果，从而使其成为真正的科学，经济增长才得以在一定程度上为人类所掌控。 ，索洛在这方面作出了杰出贡献，他通过设立和技术有关的规模变量，分析出技术进步对经济增长的贡献度索洛采用美国1909―1940年经济发展的有关数据，估算出美国平均经济增长率中技术进步的贡献约占51%左右；而对1909―1949年美国非农部门的估算，这个比例提高至87.5%，并且在这40年中后半部分技术进步的贡献约为前半部分的5.83倍（索洛 等，1991）11。这些实证数据不仅验证了技术对经济增长的贡献，而且也说明了随着经济发展，技术对经济增长的作用越来越大。 。新古典主义经济增长模型强调资本、劳动、技术等经济变量对经济增长的贡献，但制度等经济变量依然被排除在经济增长分析之外。

引入技术变量，实质上是在一定程度上将知识引入经济分析中，新古典主义经济增长理论可以从定量的角度论述知识、技术等经济变量对经济的贡献度。如丹尼森曾估算出美国在1948―1973年的经济增长有28%左右归因于知识的进展（索洛 等，1991）256。这些关于知识对经济增长作用的论述，引起了人们对知识对经济增长作用的重视，一些学者也逐渐将知识纳入经济增长分析之中，从而使知识在经济增长分析中由外生变量内生化。然而，真正将知识明确引入经济增长分析的是保罗・罗默。罗默所提出的新经济增长理论，进一步从技术分解出知识对经济增长的重要性。与索洛不同的是，罗默的经济增长理论不仅使经济分析能预测经济的长期趋势，而且可以将经济的短期变化预测出来，从而能更准确地测量知识对经济发展的贡献。新经济增长理论明确指出经济增长并不依赖于劳动力的增长，进而提高了人们对知识在经济增长中作用的认识（Romer，1986）。

知识在经济增长中的重要性被人们发现并重视，得益于现实的经济发展，也得益于于经济学的发展。经济学中经济增长理论的发展，向我们展示了这样一幅图景：经济实践和经济理论相一致，而经济理论又往往超越经济实践，给经济实践以指导，而这在很大程度上要归功于人类关于经济增长的知识的进展。目前，主流经济增长理论虽然将各种生产要素纳入经济增长分析中，但是对于知识在经济增长中的作用，主要强调了技术知识的作用，忽略了制度知识的作用，也没有较为普遍地指明各类知识（特别是制度知识）分别在经济增长中所起的作用。因此，其无法说明为什么知识（实际上是技术知识）在一些经济态中的作用较强，而在另一些经济态中的作用相对较弱；更无法回答为什么技术主导的经济增长发生在一些国家或地区，而不发生在其他国家或地区。因此，要将知识真正引入经济增长分析中，不能仅从技术知识方面着手，还要将人类关于自身的知识纳入其中。由于新古典义传统理论在技术知识方面作了比较系统的论述，下文着重分析制度知识对经济增长的作用。

二、经济增长的知识基础

当我们依赖于自然资源推进经济增长时，自然会得出增长存在极限的结论（米都斯，1997）；而新经济增长理论对增长极限进行了否定，提出由知识所决定的增长递增效益。今天，在现实经济中出现的更多地依靠技术知识而相对较少地依靠其他资源推进经济增长的现象，正如罗默所说的那样，从本质上来说只不过是人类对于自然界认识的深化以及运用这些技术性知识推进经济增长。但是，由于主流的经济增长理论继承了新古典主义传统，虽然指出了知识对经济增长起着十分巨大的作用，却不能用人类全部知识的进展来解释经济增长，也正因为如此，无法解答我们前述的一些基本问题。

奥地利学派学者哈耶克在他的有关论著中将人类知识作为经济分析的基础，指出“均衡仅仅以人们在试图执行可能达到均衡的初始计划的过程中确实获得的知识为基础”（哈耶克，1989），从而将知识完全融入整个经济分析中，这种无区别地将人类关于自然的知识和人类自身的知识融入经济分析，与国际经合组织关于知识经济中知识的基本认识是一致的。用人类全部知识解释经济增长所要说明的问题是，社会经济均衡并非如新古典主义经济学假设的是具有同质性经济主体的均衡，而是具有异质性经济主体（拥有不同量和质的关于自然和自身的知识）的均衡，这就必须解决异质性经济主体相互耦合的问题，必须明确具有不同知识的经济主体之间为什么存在相互冲突，怎样才能相互耦合，进而达到均衡，保持一个经济态的稳定与发展（张尚毅，1998b）。从制度知识的角度，我们可以比较容易解决这个问题，因为不同的经济主体不但具有不同的个性知识，而且具有作为耦合基础的共性知识，这些知识就是我们所称的知识传统；知识传统决定了一个经济态可能具有的经济制度优化水平，从而也就决定了该经济态可能接受或者拥有的技术知识水平，进而呈现出与之相适应的经济增长水平这点我们可以从中国以及许多国家经济发展的历史事实看到。中国近代的落后并非在于不知道当时西方世界技术知识的发达程度，也引进过在当时较为先进的技术，但是，仍然无法改变中国落后的经济社会状况；反之，一些国家（如日本）在近代的崛起也不是因为比我们更多地了解当时先进的技术知识。决定经济发展差异的关键在于我们关于制度知识的缺乏，或者说拥有先进制度知识的人很少，不足以自我产生或接受新的经济制度。 。正如诺思所指出的那样，“制度框架为经济增长提供了一个适宜的环境”（诺思，1989）。总之，具有不同知识水平（包括制度知识和技术知识）的经济主体决定了经济均衡状态的不同，从而使经济发展呈现出不同的阶段性特征。

我们认为当一个经济态的人群中关于制度知识的分布程度相对较低时，是不可能产生出更有效率的经济制度的。因此，具有足够多的不断优化的制度知识的人群就成为一个经济态不断进化的基础。这仅仅是从经济态自组织内部看问题，如果考虑到经济增长不仅是自组织内部进化的结果，而且还可以通过获得外部性知识来实现，那么，具有先进的制度知识，或者更通俗地讲具有前沿性制度知识的人群分布状况，将决定一个经济态进化的可能性，从而决定经济增长状况。因此，人类经济发展与进步的历史，从实质上看就是人类各种经济制度进步的历史，各类不同的经济制度决定了经济可能达到的增长程度。因此，经济增长（包括我们今天所说的知识经济）事实上都是人类技术知识和制度知识共同进步的结果。

经济发展是人类知识普遍发展的结果，人类关于自然和自身的知识逐步深化过程也就是经济增长随之加快的过程。不同阶段的知识构成了经济发展的相应阶段的基础，也就是说，人类对自然和自身不同的认知阶段实现了不同程度的经济增长。每一个时代都有着自身前沿的知识，这是一个经济态乃至一个社会发展与进步的充要条件。社会经济发展虽然在传统知识的基础上进行，但是，如果没有社会前沿性知识的普遍发展，那么，这个经济态将停留在原有的基础上。这就是为什么有些国家和地区在经历了一定发展以后，停留在不发达陷阱的原因。然而，这仍然无法回答这些国家和地区为什么没有将他们的前沿性知识运用于经济发展和社会进步的这个问题。关于这点罗默也没有给出答案，他虽然指出了技术知识的增长递增效益，但是没有指出一个经济态为什么要运用前沿性技术推进经济增长。诺思对此作出了解答，他认为一些国家和地区之所以停留在不发达陷阱的关键原因，在于没有制订或实施诱致这些前沿性知识运用于经济的经济制度，“正是人类组织的成功或失败决定着社会是进步还是倒退”（诺思，19992）。对此，汪丁丁（2001）作出了更进一步的分析，他认为人类社会经济制度不断完善的原因在于人类关于制度的知识不断丰富，在探索过程中，人类代代相传、不断积累的关于制度的知识构成知识传统，而在知识传统基础上的制度创新引发了技术知识的不断进步。因此，人类在推进经济增长过程中必须全面地运用关于自然的知识和关于自身的知识，从而实现经济增长以技术进步为主导，进而使知识成为经济增长的基础。这个基础既得益于人类关于自身知识的进展――实现经济制度的演进，同时也得益于人类关于自然知识的进展――实现生产技术的进步，进而在两方面的共同作用下实现以知识为基础的经济增长。

三、制度知识：人力资本第二特征

知识对经济增长的递增作用，我们可以视为知识的经济化。知识依托于人类自身，知识所表明的经济特征和人力资本有着十分密切的关系。经济学家在研究知识对经济的作用时，几乎无一例外地要论及人力资本。从相互关系上来说，人力资本和知识是相互依存的，这点我们可以从经济以及经济学发展史中看到。费雪在1906年发表的《资本的性质与收入》一文中首次提出人力资本的概念，并将其纳入经济分析的理论框架中；1935年美国经济学家沃尔什发表了《人力资本观》，明确地指出了人力资本和个人知识的相互性，也进一步强调了受教育的经济意义；其后，舒尔茨系统阐述了人力资本在经济中的作用，指出通过对成人和儿童进行教育、提高他们健康状况等本身就是资本积累。从舒尔茨等人的基本观点中我们可以发现，和物质资本相对应的人力资本应用于经济活动的过程从本质上来说就是知识的经济化。知识在经济增长中的运用实际上就是人力资本优化的结果，这和我们在现实经济发展中所看到的现象是一致的。

人力资本的积累和经济发展是一致的，人力资本在全部资本中比例越高，知识经济化程度也越高。有关研究表明，一国人力资源占世界的比重与其国民生产总值占世界的比重基本是一致的，如美国人力资源占世界比重居前，其国民生产总值比重也居世界前列（李仲生，2006）。值得注意的是，教育是决定与现代经济增长相适应的人力资本的主要因素，也是现代人类获得知识的主要途径。从一定意义上来说，教育发达程度决定了一个国家或地区的知识分布状况，从而也就决定了其经济增长状态中国改革开放以来的发展证明了这点：经济发展比较快的地区，往往也也是教育水平相对较高的地区。相关研究表明，1982年，东部地区人均受教育年限是中西部地区的1.32倍，而到2004年扩大到1.53倍（张邦辉 等，2007）。 。

技术知识可以通过实验的方法获得，我们可以视其为人力资本的第一特征；制度知识是不能通过实验的方法获得的经验性知识，我们可以视其为人力资本的第二特征。可以说，人类经过长期积累的制度知识是制度创新的基础，具有相应制度知识的人群数量和分布状况与制度创新之间服从概率分布。而从概率的角度看，人群制度知识的分布将依大数定律收敛于某一期望值，这个期望值代表制度的优化程度。比如，中国改革开放以来，之所以受教育程度相对较高的地区经济增长较快，是由于这些地区有较多具有相应制度知识的人群。另外，从技术水平相对较低的不同地区利用后发优势发展的不同成效来看，一个地区能够吸收和消化的技术水平取决于其制度优化程度，也就是说其现实技术知识的先进程度决定于制度知识。正如诺思所指出的那样：“尽管可以利用其他社会的成就，发达国家和欠发达国家之间的差距却在继续扩大”（诺思，2013），分析其中的原因就在于欠发达国家人群的制度知识分布状况不能支持先进技术的高效应用，更不能促成新的技术创新。因此，不论是从内部产生技术知识，还是从外部引入技术知识，技术知识对经济增长作用的发挥都将取决于制度知识的分布状况，具有较先进制度知识的地区最终将成为发达地区。这给我们的启示是：着力培养人力资本，特别是提高制度知识水平是一个国家或地区经济发展的根本途径。

参考文献：

哈耶克.1989.个人主义与经济秩序[M].北京：北京经济学院出版社：51.

拉法格.1957回忆马克思[M].北京：人民出版社：72-73.

李仲生.2006.美国的人力资源开发与经济发展[J].中国人力资源开发（2）：31-34.

米都斯.1997.增长的极限[M].长春：吉林人民出版社：151.

诺思.2013.理解经济变迁过程[M].北京：中国人民大学出版社：151.

诺思.1989.西方世界的兴起[M].北京：华夏出版社：170.

诺思.1992.经济史中的结构与变迁[M].上海：三联书店：66.

索洛.1988.增长理论：一种说明[M].北京：华夏出版社：32.

索洛，等.1991.经济增长因素分析[M].北京：商务印书馆：256.

汪丁丁.2001.知识动力学与文化传统变革的三类契机[J].战略与管理（1）：77-81.

张邦辉，谭伟，邓淼.2007.从人力资本角度看人均受教育年限对区域收入差异的影响[J].石家庄经济学院学报（6）：126-129.

篇4

近几年来，内蒙古的经济增长快的惊人，然而就业却呈现了与经济发展不协调的现状和阶段性的特征，经济增长拉动的就业人数很低。产业结构不合理，第一产业就业比重占很大份额但产值很小；第二产业产值很高而吸纳的就业人数却很小，产业内部结构失衡；第三产业发展滞后，吸纳就业能力很弱。

实证研究

（一）变量和数据的选取

本文选取1980-2009年30年间的数据，来源于《2010年内蒙古统计年鉴》。主要采用指标为：一是衡量经济增长的量：内蒙古国内生产总值GDP和各产业的生产总值GDPi（i=1，2，3）；二是内蒙古的就业人数，包括总的就业人数L和各个产业的就业人数Li（i=1，2，3）。

（二）平稳性、协整、格兰杰因果关系检验

本文采用ADF检验法对LNGDP和LNL进行检验，经检变量二阶差分后是平稳的。接着采用Johansen检验，发现至少存在一个协整向量，表明变量之间存在长期均衡关系。最后进行Granger检验，发现GDP是L的Granger原因（0.0210.05），它们之间呈单向Granger因果关系。

（三）经济增长与总就业之间的关系

LNGDP与LNL的散点图。从图1可以看到LNGDP与LNL大致呈指数分布，设模型为L=aGDPα（α为就业弹性），变换为LNL=c+α*LNGDP（其中Lna=c），上述模型估计如下：

LNL=6.34+0.08LNGDP R2=0.81 D.W=0.17 （1）

（131.33）（11.19）

从方程（1）看出，模型在总体程度上拟合不错，R2=0.81，各变量都通过了检验。

各产值与各产业就业人数阶段性特征

为了能够深入研究经济增长与就业的关系，从各产业就业人数与各产值之间入手。首先做了各产业就业人数时序图，如图2、图3、图4所示（数据经过sas标准化）。

由图2、图3、图4看出，各产业的就业人数不是持续增长的，都有一定的间断性，而各产业产值却是持续增长的，它们之间呈现不协调关系，其中图3表现最为明显，从1980开始就业人数持续增长，到1996年突然下降，直到2004年才开始缓慢上升。为了进一步分析问题，综合了图2、图3、图4，分三段进行研究。第一段从1980-1995年；第二段从1996-2004年，第三段从2005-2009年。

（一）第一阶段各产值和就业人数的特征

LNL1=6.05+0.04LNGDP1 （2）

（120.60）（3.84） R2=0.51 D.W=0.72

LNL2=4.11+0.25LNGDP2 （3）

（36.83）（9.88） R2=0.87 D.W=0.29

LNL3=3.76+0.34LNGDP3 （4）

（55.39）（21.79） R2=0.97 D.W=1.21

方程（2）、（3）、（4）各变量都通过了检验，各方程在整体上拟合还不错。在第一时间段中，无论是第一、二产业还是第三产业，它们都对就业起到了拉动作用。第一产业拉动就业的弹性为0.04；第二产业为0.25；第三产业为0.34。第三产业吸纳的就业空间最大。

第一阶段从1980年到1995年，这时恰值“六五”“七五”和“八五”是改革开放初中期，内蒙古的经济在粗放型的增长方式下运行，非农经济有了很大的发展，所吸纳的就业人数空间很大，呈现出每个产业产值增加都能带动产业就业人数的增加的特点。

（二） 第二阶段各产值和就业人数的特征

LNL1=6.08+0.04LNGDP1 （5）

（57.62）（2.23） R2=0.41 D.W=2.02

LNL2=7.31-0.33LNGDP2 （6）

（35.98）（-10.34）R2=0.94 D.W=1.88

LNL3=5.03+0.11LNGDP3 （7）

（12.59）（1.79） R2=0.31 D.W=1.18

在方程（5）、（6）、（7）中，只有方程（6）通过了检验且拟合良好，其余方程都没有通过检验，拟合效果较差。情况不如第一阶段，第一产业拉动就业弹性0.04；第二产业为-0.33；第三产业为0.11。经济增长只对第一、三产业起到了拉动作用且很小，而对第二产业就业人数的拉动反而是负的，这说明经济的增长并不一定能带来就业人数的同步增加，这与经济理论相背离。产业结构和就业呈现不协调现状。

第二阶段从1996年到2004年，这时恰值“九五”和“十五”。内蒙古经济发展较快，也是产业结构调整和升级、经济增长方式转变的重要时期。这时期经济的增长对就业的拉动作用变得缓慢，第二产业的就业弹性还是负数，出现了“排斥”现象。

（三）第三阶段各产值和就业人数的特征

LNL1=6.05+0.03LNGDP1 （8）

（33.24）（1.36） R2=0.38 D.W=2.54

LNL2=3.87+0.16LNGDP2 （9）

（22.64）（7.72） R2=0.95 D.W=3.37

LNL3=4.00+0.23LNGDP3 （10）

（9.10）（4.17） R2=0.85 D.W=1.39

在方程（8）、（9）、（10）中，只有方程（8）没有通过检验且拟合效果较差。第三阶段情况还是不如第一阶段，第一产业拉动就业的弹性为0.03；第二产业为0.16；第三产业为0.23，虽然对就业的拉动都是正作用，但全都是小于第一阶段。

第三阶段从2005年到2009年，这时恰值“十一五”，内蒙古经济增长方式，产业结构趋于合理化，较第二阶段情况有所好转，每个产业的产值增加都能带动各产业的就业人数的增加，但还是弱于第一段。

各产值与各产业就业人数协调性分析

（一）产业结构和就业结构不符

从表1看出1980年内蒙古第一、二、三产业的比例为26.4∶47.2∶26.4，同期第一、二、三产业就业人数比例为65.97∶18.57∶15.46；2009年内蒙古第一、二、三产业比例为9.5∶52.5∶38，同期第一、二、三产业的就业人数比例为48.84∶16.92∶34.24。由此看出，在这三十年中第一产业的产值比重下降了16.9%，就业比重下降17.13%；第二产业的产值比重上升5.3%，就业比重下降1.65%；第三产业产值比重上升11.6%，就业比重上升18.78% 。第一产业呈现“产值低，就业高”的特点，这显然是不合理的。这说明农村牧区存在着大量的富裕劳动力，大量的劳动力积压在第一产业上，导致了农牧民的低收入，低消费，成为第二、三产业进一步发展的障碍。

第二产业产值比重很大，但就业人数比重急剧的减少，呈现“产值高，就业低”的特点。从1980年的产业比重上升了5.3%，同期就业比重却下降了1.65%。这说明第二产业的发展排斥劳动力。内蒙古的工业结构不合理，主要发展重工业，轻工业发展较慢。大量的资金都集中于重化工业行业，工业劳动密集型产业不断地萎缩。资本密集型产业会导致劳动力资源的大量闲置和浪费，造成过高的失业率。投资的高增长率主要带来的只是就业者的人均资本准备水平的提高，拉动就业的作用较差，这是内蒙古投资主导经济的快速发展而就业弹性却下降的原因所在（刘仙梅，2007）。第三产业发展速度缓慢，从这三十年中，第三产业的产值比重上升11.6%，第三产业就业比重上升18.78%

（二）外部环境和政策的影响

“九五”和“十五”期间内蒙古受市场经济体制改革、亚洲金融危机和区内外企业竞争的影响，大批亏损国有企业，集体企业不得不破产，兼并或调整结构，从而导致了大量的富余职工失去原有的工作岗位沦为失业人员，成为了第二产业劳动力净流出的原因。自1999年实施西部大开发以来，内蒙古实施了更加倾斜的财政支付政策，而这些财政支出大多数都投放在能源和基础原材料等开发项目上。这些项目虽然耗资很大，带来经济的快速发展，但吸纳的就业空间很有限。

政策建议

由上述分析可知，今后内蒙古仍面临很大的就业压力。经济增长虽然是就业增长的前提条件，也是解决失业问题的根本出路，但经济增长并不一定能拉动就业增长，如果不实施一些辅助措施，经济增长不一定直接转化为就业机会（李湘合等，2006）。因此提出以下几方面的建议：

一是无论是哪个阶段，第三产业产值的增加对就业人数的拉动作用是最大的，所以要充分挖掘第三产业的就业空间，内蒙古有丰富的自然资源和独特的自然、人文景观。应该大力发展旅游业、房地产、奶制品等为主导的第三产业。二是实行有利于扩大就业的经济发展战略合理化产业结构，促进劳动密集型产业的发展。三是鼓励和支持非国有经济和中小企业的发展，发展那些能吸纳就业人数多的个体和私营经济，广辟就业门路，多渠道地扩大就业。

参考文献：

1.刘仙梅.内蒙古经济增长与扩大就业的关系研究[J].经济论坛，2007（11）

2.齐建国.中国经济的最大威胁是就业弹性急剧下降[J].世界经济，2000（3）

篇5

改革开放以来，我国经济快速发展，取得了举世瞩目的成就，但近年来消费与投资比例失衡问题日益突出，消费在GDP中的占比逐年下降，至2010年仅为46.98%， 2003年~2010年投资占比连续八年超过40%。

根据国内一些学者的研究，我国消费率的合理区间是61%~65% ，投资率的合理区间相应为35%~38%（吴忠群，2002），按照这个标准判断我国投资率已经长时间超出了合理范围。其次，从我国建国后经济发展历史上看，共有三个历史时期投资率超过40%，分别是1959年，1993年~1995年，2003年~2010年，在前两个历史时期，当投资率超过40%后，均导致了随后经济收缩，因而最近连续八年投资率超过40%也显示我国经济失衡问题严重，经济存在运行不稳定的风险。再次，从当前经济运行的实际情况来看，全球经济危机爆发后，我国外贸需求大幅波动，导致经济出现大幅波动，进一步凸现了投资消费失衡的问题。

一、 文献综述

国内有众多学者研究投资消费失衡问题，主要的观点有：一是我国国民经济增长结构失衡的直接原因是国民储蓄率过高（程选等，2008）；二是农村人口巨大、城市化水平低、人口抚养比低的人口结构，决定了中国经济增长模式“出口导向”和“高投资、低消费”的特点（姚洋，2009）；三是“投资驱动和出口拉动”的粗放型经济增长方式是导致“两高一低”的直接的、根本的原因（龚敏等，2009）；四是当前由固定资产投资和净出口拉动的经济增长模式，其根源是现行收入分配机制中存在扭曲（汪同三，2007）。

1. 国民储蓄率过高。程选（2008）分析认为宏观经济恒等式（GDP=C+I+CA）背后隐含的国民消费-投资决策决定了高储蓄，根据储蓄与投资、出口的关系（S=I+CA），高储蓄又必然决定了高投资、高顺差。并指出资源品价格长期被压低、环境污染负外部性、社保制度不完善、金融资本市场发育不足、收入分配格局以及政府转型缓慢、居民拥有资产占比小、“低汇率安排”等六个因素导致了国民消费―投资决策的高储蓄。上述观点有以下几个方面值得商榷：一是S=I+CA反映的宏观经济运行结果，并不是宏观经济运行机制，储蓄并非单方面决定投资、顺差，相反投资、顺差的实现制约着储蓄的形成；二是程选列举的六个因素并非并列关系，因素5（我国财产制度安排）是因素1（资源品价格长期压低）的原因，并导致因素四（收入分配格局）这一结果，因而这三个因素可归并为一个因素；三是程选认为金融市场发育不足主要通过流动性约束、财富效应等因素影响消费者的储蓄，而笔者认为金融市场发育不足导致资金要素价格扭曲，进而影响了投资、消费格局。

2. 我国的人口结构。姚洋（2009）认为中国的经济增长模式的特点与中国人口结构是紧密相关的。一是人口结构决定了中国的劳动力供给非常充裕，二是中国的计划生育使人口抚养比下降得很快。这两个人口特征导致我国经济呈现高储蓄、高投资的特征。笔者认为人口因素只是影响国民经济增长模式的一个因素。除人口因素外，资源品价格长期压低、环境污染负外部成本没有内部化、金融市场资金要素价格扭曲等因素都影响我国经济增长模式的基本因素。

3. 粗放型经济增长方式。龚敏等（2009）认为我国利用低要素成本优势实现的粗放型经济增长是导致“两高一低”的直接的、根本的原因，由于粗放型经济增长方式是基于低要素成本，因而在收入分配方面向资本收益和政府倾斜。而政府特别是地方政府主导地方经济建设是导致要素价格扭曲的根源。笔者认为，我国利用低要素成本优势吸引投资的粗放型经济增长始于改革开放初期，但是“高投资、低消费”的经济增长特征在2001年~2010年期间形成并日益显著。因此龚敏等只正确分析了粗放型经济增长的内因，缺乏对外因影响的分析。而恰恰是2001年起我国加入WTO以及人民币相对贬值的外因变化， 为粗放型经济增长提供了市场空间，并造成了“高投资、低消费”的经济特征。

4. 收入分配机制存在扭曲。汪同三（2007）认为我国现阶段分配机制不完善造成企业高利润，高利润高回报是企业扩大再生产的原始驱动，实现的高利润又为下一轮投资提供了资金来源，从而形成了“高利润――高投资――高利润”的循环。并认为分配机制不完善主要表现在以下几个方面：一是工人成本被人为压低；二是行政行业垄断导致利润的相对集中；三是地方政府招商引资对“三资企业”提供优惠条件。笔者认同汪同三关于“高利润-高投资-高利润”的经济运行机制，但不认同其关于要素价格扭曲的论证：一是从2004年开始在“珠三角”出现的“民工荒”表明我国劳动力价格形成机制是市场供求决定的，劳动力要素报酬低是人口结构因素决定，而不是人为压低的结果；二是与上游及垄断行业获取了高利润相反，经过笔者分析发现水、电、天然气、石油化工四个部门利润占工业部门利润比重，1990年~1999年的平均值为17.52%，2000年~2008年平均值为8.07%，甚至在2008年四部门共亏损342.01亿元，由于政府在水、电、石油、天然气、土地价格等领域进行价格干预，降低了下游产业的生产成本，造成了下游产业的粗放式发展。

二、 投资、消费失衡的影响因素和作用机制

上述学者在“高投资、低消费”的因素分析、作用机制等方面可以互为补充，从中不难得出造成我国投资消费失衡的“七个因素、三种机制”，从而可以得出我国“高投资、低消费”为特征的经济增长方式是多种要素通过多种机制发挥作用共同造成的。

1. 七个影响因素。

（1）我国人口结构特征。我国人口结构有两个显著特征：一是我国农村人口巨大，农村劳动力持续向大中城市转移，1978年~2009年我国农村人口占比从89.36%下降到了53.41%。劳动力市场长期处于无限供给阶段（邵晓，2009），这导致劳动要素在市场经济环境下难以取得较高的报酬分额。二是抚养比持续逐年下降，从1982年的62.60%下降到2009年的36.89%。人口负担比较轻，有较多的经济剩余可以转化为储蓄。

（2）资源能源价格机制不合理。我国一些主要的资源能源产品（如：水、天然气、石油、电力等）属于政府干预定价，导致这些资源能源产品价格不能反映资源能源产品的稀缺水平。通过对工业行业利润构成进行分析可以看出，中游企业（包括水、天然气、石油、炼焦、核燃料、电力供应企业）在工业行业利润中的占比逐年降低，1990年~1999年的利润率的平均值为17.52%，2000年~2008年利润率的平均值为8.07%，在2008年亏损达342.01亿元。此外，在土地要素方面，政府部门为了招商引资，以低价格投入到工业用途，降低了企业生产成本，扩大了企业的盈利空间。

（3）金融市场的资金要素价格扭曲。我国金融市场发育不足，主要表现在：一是间接融资占主体；二是资本市场层次不丰富。这导致居民部门金融投资的主要形式为居民储蓄，同时由于我国信贷利率没有市场化，资金要素价格扭曲严重，资金要素的收益分配上利于企业部门。通过对1992年~2007年现金流量表（实物）计算可以发现，居民部门金融投资占企业部门资本形成额平均占比为45.36%，而居民部门获得利息、红利收入占企业部门初次分配收入比率逐年下降，从1992年的26.5%下降到了2008年的9.09%。

（4）环境污染外部成本没有内部化。由于我国环境保护的相关法律及管理所是不健全，环境污染的外部性成本没有内部化，企业粗放式扩张给环境造成了相当严重的破坏，但没有全部承担相应的成本。2010年环境状况公报指出：全国开展酸雨监测的494个城市(县)中，出现酸雨的城市占50.4%，酸雨程度严重或较重的城市占21.6%；近岸海域水质总体为轻度污染，四类和劣四类海水比例为23.2%；地表水污染较重， 七大水系中的五大水系受到不同程度污染。

（5）社会保障制度不完善。我国正逐步建立覆盖城乡的居民的社会保障体系，到2010年末，全国基本养老保险、基本医疗保险、失业保险、工伤保险和生育保险参保人数分别达到25 707万人、43 263万人、13 376万人、16 161万人和12 336万人，但从目前的覆盖范围来说还远远不够。由于原有的社会保障体制已经打破，个人的社会福利以及生老病死等不再由企业全部承担，但是新的社会保障制度尚不完善，居民在养老、医疗、失业、工伤、生育等方面的负担加重，这大大降低了社会居民的消费意愿，加强了储蓄倾向。

（6）外贸环境更加开放。2001年我国加入了世界贸易组织WTO，根据WTO的基本原则，关税、贸易限额等壁垒大幅消除，我国企业更加深入的参与到国际分工，而我国企业的比较优势主要体现在劳动力、资源、环境、资金要素成本低等方面，贸易环境的改变使得劳动密集型、资源消耗型、环境污染型等粗放式发展的产业向我国大量转移。

（7）汇率制度导致人民币汇率相对贬值。1994年我国建立起以市场供求关系为基础的、单一的有管理的浮动汇率制，人民币兑美元汇率由5.76:1一次性贬值到8.67:1的水平。1997年亚洲金融危机爆发后，人民币兑美元汇率长期保持在8.3:1左右的水平而未做调整，汇率制度日渐僵化。2004年以后，随着我国外贸顺差迅速扩大和外汇储备的大幅增加，人民币面临越来越大的升值压力。2005年7月，我国按照“主动性、可控性和渐进性”原则，实行参考一篮子货币的人民币汇率形成机制，此后，人民币汇率的灵活性大幅增加对美元汇率整体呈现升值状态。到2011年6月，人民币兑美元汇率升至6.54:1，相对于汇改前人民币对美元汇率升值了32.57%。但由于美元在2001年至今基本处于贬值通道，美元指数2001年7月最高位为121点，2008年3月美元指数低点为70.68点，贬值幅度为41.59%。至2011年6月美元指数为72.67，贬值幅度为39.94%。所以人民币对于非美元货币处于贬值中，这促使我国出口产品在国际市场上价格低廉，增强了出口产品的价格竞争优势。

2. 三个作用机制。

（1）国民经济初次分配机制。我国人口结构特征（农村人口占比高）、资源能源价格机制不合理、金融市场发育不足、环境污染外部成本没有内部化四个因素，形成了国民经济初次分配向企业倾斜的内在机制。这一内在分配机制导致以下结果：一是企业部门“高利润、高投资”，一方面较大的盈利空间激励企业进行投资，另一方面高盈利为企业的高投资提供了资金来源，从而形成了企业部门“高投资――高利润――高投资”的循环；二是企业部门高利润带动政府收入较快增长，由于政府部门的平均消费倾向要低于居民部门，2001年~2008年政府部门平均消费倾性为0.63，而居民部门平均消费倾向为0.67，这进一步加剧了我国经济增长“高投资、高储蓄”的特征。

（2）居民部门消费―储蓄选择机制。我国抚养比下降的人口特征、社会保障制度不完善两个因素导致社会居民消费-储蓄选择时倾向于储蓄。（1）抚养比下降意味着人口负担较轻，有较多的经济剩余可以消费和储蓄。（2）社会保障制度不完善，导致社会居民在养老、医疗等方面负担过重，使社会居民进一步强化储蓄意愿。两个因素通过影响社会居民消费-储蓄的行为选择，形成了居民部门“高储蓄、低消费”的行为特征。

（3）外贸发展的阻断机制。消费是投资及生产的目的，投资形成的产出能否在市场实现或出清，受制于由消费决定的市场需求的大小。在相对封闭的经济运行环境中，当投资增长过度超越消费增长导致投资与消费失衡时，就会引发产品积压和价格调整，导致投资增长率下降，从而恢复消费、投资的平衡关系。而在开放的经济环境中，投资不再仅仅受制于国内的消费需求，而是很大程度上取决于世界市场的需求。刘瑞翔等（2011）研究表明，1987年~2007年我国经济增长对最终需求的依存结构发生了本质变化， 对国内消费的依存度从1987年57%下降到2007年的35.5%，对出口的依存度从1987年的11%上升到2007年的32%。加入了世界贸易组织（WTO）以及近年来人民币相对于非美元货币贬值导致我国外贸快速发展，这阻断了封闭环境下消费投资平衡恢复机制，造成2003年~2010年连续八年投资占GDP比更是超过40%。

综上所述，我国经济发展“高投资、低消费”的特征，是人口结构、资源能源价格机制、金融市场、环境污染外部成本没有内部化、社会保障制度、外贸环境、汇率制度七个因素，通过国民经济初次分配、居民部门消费―储蓄选择、外贸发展阻断机制三个路径共同发挥作用造成的。

三、 转变“高投资、低消费经济发展模式”的政策建议

1. 深化四个方面的经济体制改革。一是深化资源能源价格改革。推进水、电、成品油、天然气、土地等资源能源产品的价格体制改革，使资源能源品价格能体现其稀缺价值。二是建立环境污染外部性内部化机制。建立健全环境的产权制度，发展排放权交易市场，通过市场竞价提高企业污染环境的代价。三是深化金融市场改革。发展直接融资，形成信息透明、融资渠道畅通的多层次的资本市场。推进利率市场化改革，促进金融市场竞争，发挥利率的资金价格信号作用。四是改革汇率制度。逐步实现人民币资本项目可兑换，扩大人民币跨境结算，完善有管理的浮动汇率制度，逐步实现人民币汇率的市场定价。

2. 完善社会保障制度。增加财政对社会保障投入，将资源能源价格改革中取得经济租金收入、税收收入主要用于社会保障方面，扩大社会保障范围，提高社会保障福利水平，建立健全与经济发展水平相适应的广覆盖、保基本、分层次、可持续的社会保障体系。

3. 积极研究和应对人口结构特征的变化。我国的人口特征正发生转变，农村向城市转移的适龄劳动人口数量正逐步减少，同时我国正向老龄化社会迈进。因此应积极研究人口变动趋势，降低新生儿缺陷发生率，积极利用老年人力资源，促进妇女全面发展，进一步完善计划生育政策，促进人口长期均衡发展。

4. 争取宽松的外贸环境。2008年金融危机爆发后，我国外贸环境发生了显著的变化，外贸需求大幅波动，贸易摩擦不断增多，人民币持续升值，这些都在不断恶化企业的经营环境。我国应该积极争取宽松的外贸环境，扩大和深化开放，促进对外投资，发展区域贸易自由区，为经济体制改革在时间和空间上争取有利的条件，促进我国经济转型和产业升级在平稳的环境中进行。

5. 保持经济稳定运行，把握经济体制改革的时机。目前我国外贸形势不乐观，而经济转型要求继续深化资源能源、环境、金融市场、外汇制度、社会保障等领域的改革，这势必对企业进一步造成经营压力。因此需要把握好经济体制改革的时机，要避免外部贸易环境恶化和经济体制深化改革共同叠加造成宏观经济波动，同时应出台与经济转型配套的税收政策、产业政策，形成产业升级、新兴产业等新的投资增长点，尽可能争取经济转型过程中宏观经济稳定运行。

参考文献：

1. 吴忠群.中国经济增长中消费和投资的确定.中国社会科学,2002,（3）.

2．程选,罗云毅.消费、储蓄关系状态判别与“三驾马车”的协调拉动.改革,2008,（8）.

3．姚洋.中国发展模式与当前经济危机.重庆工商大学学报（西部论坛）,2009，（7）.

4．龚敏,李文溥.论扩大内需政策与转变经济增长方式.东南学术,2009，（1）.

5．汪同三,蔡跃洲.投资、净出口拉动经济增长的深层次原因――从收入分配视角的分析.东北大学学报,2007，（1）.

6．邵晓.我国劳动力无限供给时代有没有结束.经济学动态,2009，（5）.

篇6

一、引言

截至2013年3月末，我国M2余额首次突破100万亿元大关，高达103.61万亿元。M2突破百万亿元关口，再次引起对央行存在货币超发问题的讨论。而截至去年底，我国M2余额为97.42万亿元，居世界第一，约占全球货币供应总量的1/4，是美国的1.5倍，英国的4.9倍，日本的1.7倍，比整个欧元区的货币供应量还多出20多万亿元，就此许多学者和民众开始将巨额M2与物价、房价对应起来，认为货币超发是物价上扬和房价高企的根源，并以M2/GDP指标过大来佐证中国存在严重的货币超发。针对这一问题我们进行探讨和分析。

二、概念分析

货币供应量，是指一国在某一时期内为社会经济运转服务的货币存量，它由包括中央银行在内的金融机构供应的存款货币和现金货币两部分构成，一般用M2表示。根据国际货币基金组织要求，现阶段我国货币供应量分为三个层次：M0=流通中的现金；M1（狭义货币量）=M0+活期存款；M2（广义货币量）=M1+定期存款+储蓄存款+其他存款+证券公司客户保证金。从M2涵盖的范围来看，广义货币基本上指的是全社会的货币购买力，货币供应的变化很大程度上反映的是货币需求的变化。在M2的构成中，M0的规模近年来基本稳定在5-6万亿元左右，占M2的比例在6%左右且呈现下降趋势，M2中规模最大也是影响其快速增长的根本因素是银行存款。

M2/GDP，是常用的衡量金融深化的指标，实际衡量的是在全部经济交易中，以货币为媒介进行交易所占的比重，也常被用来衡量货币超经济发行。从学术角度讲，这一指标反映一个经济体的金融深度。随着市场经济的发展、分工的细化，经济活动必然越来越依赖于货币和金融工具的使用，该过程既是市场化经济不断发展的过程中，也是金融业不断市场化的过程，金融总资产占经济总量的比重也必然不断上升。事实上，不同经济体间因M2和GDP的统计口径差异，影响因素因时因地的变化，所处发展阶段的不同等均会导致M2/GDP存在较大的差异，往往并不具有可比性。

三、M2/GDP不适宜作为衡量中国存在货币超发的指标

M2/GDP比率的变化，在很大程度上说明一国货币性财富对当年GDP的贡献度，可以在一定程度上反映出各国经济活动的活跃度或生产效率。实际上，没有任何经济学理论认为，M2必须与GDP存在一个固定的比例关系。M2作为一个存量指标，反映的是一个国家累积下来的货币供应量，GDP则是一个增量指标，反映一定时期内经济活动中生产、投资、消费创造的附加价值部分，而这些经济活动所需的中间交易并不纳入统计。以一个存量指标去与一个增量指标比较，意义并不大。货币存量本身所反映的经济活动包含的范围更广，特别是在土地、房产等交易领域，会产生大量的货币存量，却并不一定创造出较多的附加价值。

中国改革开放三十多年来，随着经济总量的增长，经济活动对货币和相关交易工具的依赖越来越重，货币化进程加速，导致金融资产规模在经济总资产中的比重上升。2012年底，我国M2余额高出GDP45.49万亿元，M2与GDP之比达到188%。据世界银行统计，2011年全球M2/GDP平均值超过125%，其中欧元区接近180%，日本达到240%，我国香港超过300%，而卢森堡高达489%。日本和卢森堡这一比率尽管非常高，但却并没有出现严重通货膨胀，相反，日本还一直努力在摆脱通货紧缩。M2与GDP比值的高低与通货膨胀并不存在必然联系。目前，国际货币基金组织常使用金融总资产/GDP这一指标来衡量一国金融资源禀赋。其中金融总资产为银行总资产加上公开发行的债券总市值和股票总市值。根据IMF计算，2011年世界平均水平为366%，其中美国、欧元区、英国、日本分别为424%、449%、784%和540%，平均水平为476%；亚洲四小龙平均水平为544%多；我国仅为303%，低于世界平均水平。说明当前我国的金融资产或金融禀赋与GDP增长相比相对不足。

通过上述分析，简单以M2/GDP指标较高来衡量中国存在货币超发是不够科学合理，难以令人信服。与此同时，我国M2存量大并未引起通货膨胀，近几年我国物价指数始终保持在合理范围之内，说明我国货币供应量增长是适应社会经济发展需要并促进经济增长的，进一步否定了货币超发的观点，否定了货币超发引起通货膨胀的观点。与经济发展情况相似度较高的金砖国家相比，2013年1月，中国、俄罗斯、巴西、印度四国的M2与GDP之比分别是188%、45%、37%和18%，但1月份CPI的涨幅却分别是2%、7.1%、6.15%和6.62%。可见，若无其他条件配合，M2存量高并不一定会直接导致通胀。

目前，我国M2/GDP较高虽不致引起很大问题，但如果不高度重视，并采取相应调控措施，可能会继续明显走高，随着总需求持续扩张、要素成本持续推升，长期内也可能会形成通胀压力。

四、基于社会经济发展需求的货币供应量增长分析

近年来，我国M2增长呈现出逐渐加速的态势。2000年底M2余额约13万亿元，到2008年底M2余额为47.52万亿元，而至2013年3月底达到103.61万亿元。这主要源于我国经济社会发展现实性货币需求。

（一）市场化改革深入推进引致货币供应量快速增长

在渐进改革的市场化过程中，我国政府通过宏观调控政策措施，采取渐进方式不断将自然资源、劳动力、资金、技术、管理等资源和要素推向市场，使得各类资源持续货币化。同时，在我国持续深入推进工业化、信息化、城镇化和农业现代化建设中，各级地方政府和各类企业，均存在较强的融资动机和较大的融资需求。融资需求的增加为银行贷款投放提供了广阔的市场，引致更大幅度的信贷资源投入。因此，随着改革开放的深入和市场化程度的提高，引起我国货币需求水平不断上升。

（二）货币增长内生性特征催生货币供应量快速增长

我国货币增长存在一定的内生性特征，即货币需求推动货币供给。1978年至上世纪90年代初期，因为产品的商品化，通过市场交易发现了商品价格，才导致货币需求增加，最终推动货币供给增长。另在我国市场经济发展前期，由于央行不具备完全独立性，在货币供给方面略显“被动”，呈现部分内生性的特征。如在上世纪八十年代，为了满足政治主导模式下的经济发展需求，不得不通过发放再贷款和对中央财政透支来“被动”投放基础货币。同时，在现行外汇管理体制下，外汇占款规模不断攀升，央行又承担了稳定汇率的重要任务，在购汇过程中不得不“被动”投放人民币。这均体现了货币供给的内生性特征。

（三）货币信贷需求高速增长引发货币供应量快速增长

M2快速增长的直接源头是信贷高速增长，因我国直接融资渠道不发达，信贷需求始终非常旺盛，银行只要有钱就可以迅速贷出去，从而使这个多倍创造货币的功能不断发挥作用，令M2存量几何式扩张。特别是为应对世界金融危机，在一揽子经济刺激计划的作用下，为配合国家4万亿经济刺激措施，2009年以来，我国信贷规模出现了大幅增长，带动了M2存量的持续走高和快速积累。

（四）金融资源配置效率较低推动货币供应量快速增长

金融配置效率的不足必然表现为同等的GDP增长需要更多的货币供给来推动，导致货币化比率的偏高。在我国，银行主导型的融资结构决定了金融资源的配置主要是通过银行进行的，而我国多数银行融资服务对象仍主要面向大型企业，以致国有经济一直是信贷资源的主要占有者。在直接融资领域，大型企业也是股票市场和企业债券市场的融资主体，中小微企业整体上仍然较难通过直接融资方式获取大量金融资源。在我国经济的高速增长以及倒闭机制的影响下，为保证经济的持续增长，银行体系只能被动增加货币供给、提供新的信贷以满足社会对资金的需求。导致M2快速增长。另外，改革开放以来，我国居民的收入普遍大幅增加，但居民缺乏多样性的投资渠道，加之国人的高储蓄偏好和银行存款的高安全性，使得居民储蓄余额长期增长，导致广义货币的沉淀和货币的体外循环。

（五）外汇占款是货币供应量快速增长的重要推动因素

外汇占款是指央行买入外汇形成储备时投放的等值人民币，多年国际收支双顺差条件下的央行购汇行为使央行每年被迫向银行体系中注入大量货币。入世以来，中国出口高增长以及累计的外汇储备已经严重改变了我国货币创造的机制和供给结构。截至2012年底，我国外汇储备已高达3.31万亿美元，这意味着100多万亿元M2中有20万亿元左右是由国际收支不平衡所带来的。外汇占款虽不具备直接多倍创造货币的功能，却会导（下转第167页）（上接第164页）致银行存贷比下降，从而进一步增强银行信贷投放的能力。

（六）积极财政政策实施对货币供应量快速增长产生重要影响

新一轮积极财政政策自2008年12月实施以来，我国货币供应量由2008年底的47.52万亿增加到2013年3月的103.61万亿，积极财政政策发挥了重要作用。扩张性财政政策是国家通过财政分配活动刺激和增加社会总需求的一种政策行为。这一政策的实施必然带来政府支出和社会居民支出的持续增加，刺激货币需求快速增长，货币需求增加必然引致货币供应量增长。

五、政策建议

我国货币供应量快速增长是基于社会经济发展的现实性需求，事实上，我们也应清醒的认识到我国经济发展仍存在着结构性失衡问题，政府一定程度上主导着要素货币化分配，金融体系发展相对滞后，金融资源配置效率偏低。经济发展过度依赖投资，而投资又过度依赖于直接融资。货币供应存在国际资本循环下的“被动创造”问题等。为保持合理的货币供应量规模以满足社会经济发展需求，将物价指数控制在合理区间内，以此促进我国经济发展方式转变和经济结构调整，建议：一是优化融资模式，减少间接融资比例，扩大债券市场和资本市场的规模。未来一个时期应坚定不移地发展信贷以外的融资方式，扩大非信贷社会融资规模，持续改善社会融资结构，从而实质性地降低M2的增长动力。二是转变政府主导的粗放型经济发展方式，提高稀缺金融资源的配置效率，警惕地方政府高涨的投资热情带来的总需求迅速扩张的压力，避免融资需求的快速增长。三是对于银行业机构来说，应当努力推进战略转型，改变过度依赖规模扩张和存贷款利差的经营现状，全方位拓展各项业务。同时，要进一步加强信贷结构调整，以国家重点项目、战略性新兴产业、中小企业和“三农”等领域作为投放的重点，进一步提高信贷资金的使用效率，最大程度地发挥信贷对经济的支持作用。四是在汇率政策方面，我国应进一步增加汇率改革的灵活性和针对性，增强汇率弹性，努力促进国际收支平衡，减轻外汇占款增长对M2总量带来的压力。

参考文献

[1]刘江，钟正生.M2/GDP水平的国际比较和借鉴[J].南方金融，2013（3）.

[2]徐云松.货币超发：原因探析与实证检验[J].经济与管理，2013（3）.

[3]李新愿.通胀对经济影响以及对策[J].时代经贸，2011（2）.

[4]孙力军，朱洪.财政扩张、货币超发与通货膨胀[J].现代经济探讨，2011（8）.

[5]黄晓颖.浅析货币超发对我国经济的影响及对策[J].财经界，2011（14）.

[6]刘满平.内外货币超发逼压“适度宽松”[J].望，2010（47）.

篇7

(一)国外有关宏观波动影响经济增长的理论研究通过将“技术创新”和“干中学”等内生经济增长因素纳入真实经济周期理论及其拓展模型，可从理论上解释经济增长与宏观波动的关系，但既有研究并无定论。主要包括:(1)标准封闭式经济增长模型认为，资本积累推动经济增长，但宏观波动对投资和经济增长的影响具有两面性:波动及不确定性一方面会加大家庭预防性储蓄和投资，且更高的风险规避度和跨期替代弹性予以强化(Jones等，2005a、2005b;Wang和Wen，2011);另一方面，不确定性也会导致经风险调整的预期回报率下降并减少投资(Kebs，2003)［10］。(2)考虑“创造性破坏”机制的模型认为，企业在衰退期会因机会成本更低而加大研发投资，且优胜劣汰提升生产率，宏观波动和经济增长正相关。该结论要求金融市场完备，但融资约束使企业在衰退期面临更大流动性风险，会削减投资，经济增长与波动可能负相关(Aghion等，2010)［11］。该理论认为创新投资有逆周期性也受到质疑(Barlevy，2007)［12］。(3)考虑“干中学”机制的模型强调人力资本和知识积累在生产率提升和经济增长中的作用，在衰退期，雇佣率下降，宏观波动和经济增长负相关(Martin和Rogers，1997)［13］。但考虑知识积累函数呈边际收益递增时，经济增长与波动可能正相关(Canton，2002)［14］。(4)其他更复杂的研究认为，理论模型选择、参数设定、冲击的不同类型等均影响经济增长与波动的相关性(如，Annicchiarico等，2011;Annicchiarico和Pelloni，2014)。

(二)国外有关宏观波动影响经济增长的实证研究少数宏观波动影响经济增长的实证研究利用行业或地区面板数据(如，Imbs，2007)，大量研究则基于跨国宏观面板数据和国别宏观时间序列数据进行，但同样没有一致性结论:(1)基于跨国面板数据的多数研究认为，宏观波动对应的不确定性导致资源错配，并阻碍经济增长(Ramey和Ramey，1995;Norrbin和PinarYigit，2005)。也有研究认为，宏观波动与经济增长表现为与“风险－收益”类似的正相关(Grier和Tullock，1989)［20］。(2)基于国别时间序列数据的实证研究一般采用各种GARCH-M模型进行，有研究认为，在美国、英国、日本等G7国家，宏观波动对经济增长具有正效应(Fountas和Karanasos，2007)［21］;但Bredin等(2009)、Bredin和Founta(2009)却发现，在部分亚洲和欧盟国家，宏观波动和经济增长负相关;还有研究认为，在美国、日本及其他OECD国家，产出波动和经济增长无显著相关性(Grier和Perry，2000;Wil-son，2006)［。(3)部分研究认为，宏观波动对经济增长的影响具有阶段性，非对称性和非线性特征:少数研究关注经济发展阶段对“宏观波动－经济增长”关系的影响，如Kose等(2006)认为贸易和金融一体化显著弱化了波动对经济增长的负效应［26］;Koren和Tenreyro(2007，2013)认为［27］－［28］，随着一国经济发展，经济结构将转向波动更小产业，且投入趋于多元化，运用熟练技能和技术的广度趋于深化，冲击引致的波动更低，经济增长与波动因此负相关。宏观波动对经济增长的影响还有非对称性，如:Neanidis等(2013)发现G7国家的宏观波动对经济增长的正效应主要存在于低增长状态，但Henry和Olekalns(2002)、Kim和Kim(2010)却发现美国宏观波动在繁荣和衰退期分别对经济增长有正、负效应［30］－［31］。研究宏观波动对经济增长的影响还需考虑二者的非线性特征，如:Fang和Miller(2008、2009)采用带结构突变点的GARCH-M模型［32］－［33］，证实了在日本和美国，经济增长与其波动无显著相关性。但这一结论并不稳健，如:采用类似方法，Fang和Miller(2014)发现宏观波动对经济增长的正效应在美国、日本等国家显著［34］728;Fang等(2008)选取美国、日本等6国为研究对象，却发现宏观波动对经济增长的显著影响仅在日本存在，且为负相关。

(三)中国宏观波动影响经济增长的相关研究利用各种GARCH-M模型和宏观数据的研究:基于月度数据，刘金全、张鹤(2003)证实了产出波动与经济增长正相关［36］32，Laurenceson和Rodgers(2010)也认为二者正相关或不相关，但不存在负相关。基于年度数据，刘金全等(2005)认为产出波动与经济增长正相关［38］5，徐伟(2013)、李永友(2006)则分别认为二者有显著或不显著的负相关性［39］54，［40］8;卢二坡、吕介民(2012)还证实了产出波动对经济增长的作用在衰退期为负、繁荣期为正。基于省际面板数据的研究:杜两省等(2011)认为产出波动与经济增长显著负相关［42］;卢二坡、王泽填(2007)证实了二者在改革开放前负相关，而后在多数省份表现为正相关。卢二坡、曾五一(2008)，陈昆亭等(2012)则分别将改革开放前后产出波动与经济增长相关性的差异归因于市场化进程加快，以及教育投入和人力资本积累增加。此外，邵军、徐康宁(2011)发现，经济向下波动反而促进技术进步，支持“创造性破坏”的观点。

(四)国内外宏观波动“大缓和”的相关研究美国及其他工业化国家的宏观经济波动于20世纪80年代后相继进入“大缓和”时期，究其成因，大致包括外部冲击减弱、信息技术与库存管理改善、经济结构转向波动更小的产业、货币政策的成功运用、金融创新与金融市场完善、技术进步与全要素生产率波动下降等多个方面(曹永福，2007)。此外，次贷危机尽管导致工业化国家宏观波动快速而短暂攀升，但仍于2010年初回落，“大缓和”仍将持续(Clark，2009;Charles等，2014)［47］－［48］。就中国而言，刘树成(2000)较早认为经济波动将从大起大落转向微波化［49］，并认为从21世纪开始，经济波动将表现为适度高位平滑化特征(刘树成等，2005)［50］。刘金全、刘志刚(2005)发现，产出波动于1997年前后表现为“凸型”特征，并伴随投资、政府支出和净出口波动降低［51］。张成思(2010)发现，经济增长、通胀、货币供给、有效汇率等宏观经济变量波动在20世纪90年代中期均发生显著结构性转变［52］。林建浩、王美今(2013)证实了“大缓和”在次贷危机前中断，且于2010年初重返“低波动、高增长”状态。大量研究还认为，结构性冲击减弱、货币政策更为完善、国际贸易发展，以及市场化进程等因素均有助于解释中国宏观波动“大缓和”(如:雎国余、蓝一，2005;殷剑锋，2010;万晓莉，2011;洪占卿、郭峰，2012;He等，2013;He，2014)。

(五)文献简评综上所述，融合真实经济周期理论、内生经济增长理论的研究尽管认同宏观波动对经济增长的影响，但其相互关系受到诸多因素制约，理论研究并无定论。由此，从客观数据出发，探究宏观波动影响经济增长的经验证据尤为重要。然而，实证研究同样无法给出一致性答案，特别的，与本文研究对应，既有基于国别宏观数据的研究在以下方面有待完善:(1)国内研究在经济增长指标和数据频率的选取方面并不恰当。Statsny和Zagler(2007)指出［59］2，利用时间序列数据考察宏观波动对经济增长影响时，广为采用的GARCH-M模型需注意:其一，与其在金融市场运用一致，应采用高频数据“捕捉”波动集聚性;其二，样本区间应足够长，以避免待估参数较多导致的结论不稳健。从国内研究来看，少数学者采用年度和季度GDP数据度量经济增长，数据频率相对较低，样本区间也相对较短;还有研究将季度GDP增长率分解为月度数据，尽管满足“高频”需求，但并没有增加有效信息量。(2)Statsny和Zagler(2007)认为［59］3，宏观波动对经济增长的影响应考虑序列结构突变，但国内研究并未加以关注，由此导致波动平稳性和持续性的误判。如:刘金全、张鹤(2003)选取GARCH(1，1)模型描述经济增长条件方差［36］34，α1和α2分别为0．8150和0．4489，波动持续性参数(α1+α2)＞1;刘金全等(2005)采用ARMA(1，2)-ARCH(1)-M模型描述经济增长与宏观波动关系［38］7，α1=1．6380＞1，条件波动均不平稳。又如:李永友(2006)用GARCH(1，1)模型刻画经济增长波动［40］12，(α1+α2)高达0．99和0．97(分别以GDP和人均GDP度量经济增长)，选用TGARCH(1，1)模型时(α1+α2)则为0．92和0．95;徐伟(2013)选取ARMA(1，2)-GARCH(1，1)和ARMA(1，2)-GARCH(1，1)-M模型刻画宏观波动与经济增长关系［39］56，(α1+α2)的估计值也分别高达0．99和0．95，即宏观波动均表现为高持续性。(3)既有国内外研究均未关注到“宏观波动－经济增长”关系的阶段性特征，以及次贷危机对此的影响，因而无助于后危机时代重新审视宏观波动对经济增长的作用机制。少数国内外研究关注到经济发展阶段、高低增长状态，以及改革开放、全球化、市场化进程等对“宏观波动－经济增长”关系的影响，但均未界定经济周期并分阶段予以考察。Fang和Miller等学者在结构突变点分析基础上考察了宏观波动对经济增长的影响，但结论并不稳健甚至前后矛盾，可能的原因是:尽管区分了经济增长与宏观波动各自的阶段性特征，但并未考虑到二者关系也会呈现出阶段性差异，即二者不存在全样本区间内、一致性的正相关或负相关。(4)如何结合高频数据判定经济增长及其波动的结构突变与阶段性特征，国内学者也未予以关注。既有国内外研究均认同宏观波动“大缓和”的存在，且次贷危机仅造成短暂冲击而未改变波动平稳化趋势。就检验数据来看，相关研究多基于季度GDP增长率进行，但国内数据样本量相对偏少，选取月度增长率指标不但能极大拓展样本容量，且能对比检验既有研究结论的稳健性，也能为考察“宏观波动－经济增长”阶段性关系提供有力支撑。针对既有研究的不足，本文选取1993年以来规模以上工业增加值的月度同比增长率高频数据，结合结构突变分析考察经济增长、宏观波动，以及二者关系的阶段性特征。论文创新性如下:(1)内生结构突变点判别发现，经济增长及其波动分别有2个和3个突变点，经济增长呈现“降－升－降”的分段趋势，宏观波动可分为“高－低－高－低”4个时段，这一结论和既有基于季度数据的研究有别，且与直观图示和经济趋势更为相符。(2)在AR(p)-GARCH(1，1)模型中纳入上述均值和条件波动突变哑变量，可“捕捉”经济增长序列的高自相关、非正态性，与国内研究不同，宏观波动的高持续性不复存在。(3)与国内外研究不同，含均值、条件波动双突变的AR(p)-GARCH(1，1)-M模型检验表明，宏观波动对经济增长存在阶段性影响，在经济增长趋缓时二者正相关、经济增长向好时负相关，具体为:宏观波动整体上对经济增长有不显著的负效应;结合经济增长的分段趋势，宏观波动在经济增长的第一、二阶段分别对其具有显著的正效应和负效应，在第三阶段有不显著的正效应;考虑次贷危机影响后，宏观波动在经济增长的第三阶段对其有较显著的正效应。

二、数据来源与研究设计

本文将基于中国经济增长的时间序列数据，采用含结构突变的AR(p)-GARCH(1，1)-M模型研究宏观波动对经济增长的阶段性影响，数据来源与研究设计如下:

(一)数据来源与预处理既有研究认为，改革开放和市场化进程是影响中国宏观波动“大缓和”及其与经济增长关系的重要因素，鉴于1992年底党的十四大明确提出了“经济体制改革的目标是建立社会主义市场经济体制”，由此选取1993年1月至2014年12月为实证样本区间。同时考虑到滞后项影响，在数据预处理时还纳入了1992年7月－12月数据，所用数据源于Wind咨询。选取规模以上工业增加值的月度同比增长率(IPt)作为经济增长变量，原因如下:有部分研究采用了这一做法;满足高频数据要求;有相对较长的样本区间;符合样本区间内我国处于工业化阶段的事实;通过图示发现样本区间内该指标与GDP增长率表现为相同趋势。数据预处理:(1)因春节影响，工业增加值增长率序列{IPt}的部分1、2月数据值缺失，在此采用三次样条函数插值予以补全。(2)由于异常点会影响研究结论稳健性，借鉴Fang和Miller(2014)的方法［34］733，对{IPt}序列，利用|IPt－mean|＞k．SD来识别异常值(其中mean和SD分别为均值和标准差)，一般取k=3，这也符合一般的3σ原则，能基本保证识别出的异常值数量适度。(3)异常点的修正:估计AR(p)-GARCH(1，1)模型，其滞后项阶数p由“t-sig”准则确定(选择最大滞后期为6，显著性水平为5%，从最大滞后阶数开始检验，直到满足显著性水平终止，以确定对应滞后项阶数)，再用模型所得预测值替代异常值。后继研究均基于经异常值修正后的{IPt}序列进行，且主要采用SAS9．1软件进行数据处理。

(二)研究设计1．经济增长及其波动序列的结构突变点判别选取Bai和Perron(1998，2003，2000)等提出的方法［60］49－52，［62］，并借鉴其提供的GAUSS程序检验经济增长变量及其波动的内生结构突变点。该方法由Bai和Perron(1998)提出［60］49－52，通过全局最小化残差平方和得到可能的多个突变点，然后据以下统计量加以检验:F统计量的上确界检验(SupF)、双极大值检验(UDmax和WDmax)、序贯检验(SupF(l+1|l))等。Bai和Perron(1998，2003)还考察了这一方法的实际运用问题［60］56－65，［61］，并认为:当样本容量不大时，截断参数(trimmingparameter)选取较小会导致规模扭曲(sizedistortion);序贯统计量SupF(l+1|l)的检验势最高，但存在多个突变点时，对SupF(1|0)的检验往往难以拒绝原假设。因此，在实际应用时，可考虑如下策略:先用UDmax或WDmax检验是否至少存在1个突变点，若是，再用SupF(l+1|l)依次检验是否存在2个以上突变点。

三、实证检验

(一)经济增长变量的描述性统计与平稳性分析数据预处理:首先对{IPt}序列进行插值，1992年7月至2014年12月共涉及27个样本;然后结合3σ原则和AR(p)-GARCH(1，1)模型，判别并修正了5个异常值点。表1列示了经上述修正后的{IPt}序列的初步考察结果(1993年1月～2014年12月)。据表1数据，对{IPt}序列而言:JB统计量表明，1%显著性水平下拒绝正态性假设;无论是检验自相关的广义DW统计量，还是检验异方差的LM和LBQ2统计量，均表明序列具有非常强而显著的自相关和ARCH效应;采用ADF检验平稳性，基于AIC准则判别滞后阶数(最大滞后阶数设定为6)，发现序列基本满足平稳性条件。以上分析表明，{IPt}序列存在明显的自相关、异方差和非正态特征，且满足平稳性要求。可考虑纳入序列的结构突变点，运用AR-GARCH类模型进行后继研究。

(二)经济增长变量及其波动的结构突变点检验主要依据序贯检验判别{IPt}序列突变点个数与位置:鉴于样本观测数为264，且检验式中含有自回归项，选取截断参数为0．15并设置最大突变点数为5。判别{IPt}波动序列的突变点时，鉴于检验式中无自回归项，选取截断参数为0．2，最大突变点数为3。按照t-sig准则，可判别{IPt}序列的最大自相关滞后阶数为3(见表1);据此结合前述Step2方法检验序列的内生结构突变点，结果如表2所示。由表2可见:5%的显著性水平下，纯结构突变模型、部分结构突变模型均可检测出{IPt}序列存在2个突变点。这两种模型检测到的第一个突变点较为一致，但第二个突变点存在较大差异。由于纯结构突变模型的设置更为灵活，以其所得突变点为准，进行后继研究。对纯结构突变模型而言，所得2个突变点将样本区间划分为3个时期，即:1993年初至1998年中，经济在过热之后趋于下行(软着陆);1998年7月至2009年中，经济增长在筑底反弹之后趋于上升，且因次贷危机冲击而出现短暂的深度下调与快速的回升;2009年7月至2014年底，经济增长在后危机时代回落并进入“新常态”。据前述Step3的方法得到{IPt}序列的条件波动，并依据Step4的方法对其进行结构突变点判别，5%的显著性水平下，得到3个突变点，如表3所示。据表3，尽管SupF(3|2)未通过检验，但按照信息准则，BIC和LWZ检验均判别为3个突变点，对应统计量值分别为1．10和1．25，均通过5%显著性检验，且序贯检验总体上判断{IPt}序列的条件波动有3个突变点，分别为1997年底4月、2006年4月和2010年8月。这3个突变点将条件波动分为4个时段，期间条件方差均值分别为4．87、1．12、2．90和0．81。结合突变点位置，由图1可知:伴随市场化改革进程，经济增长呈现三阶段特征。此外，宏观波动也呈现阶段性“大缓和”特征:从1993年初到1997年中期，伴随经济过热及其治理，宏观波动处于高位;随后经济软着陆，宏观波动处于较低水平;受经济过热及次贷危机影响，宏观波动于2006年中之后再次攀升至高位，并于2010下半年开始重新回归平稳化。由此可见，经济过热、外在冲击等因素增加不确定性，宏观波动趋高，反之则趋于缓和。从宏观波动“高”或“低”的4个时段来看:第一、三阶段，即波动维持高位的时间不到4．5年;对波动平稳化时期，第二阶段为9年，第四阶段截止2014年底将近4．5年且预期仍可持续。

(三)宏观经济波动对经济增长的阶段性影响检验首先检验考虑{IPt}序列及其条件波动结构突变的AR(p)-GARCH(1，1)模型，并结合残差分析表明其有效性;在此基础上估计均值、波动双突变的AR(p)-GARCH(1，1)-M模型，验证宏观波动与经济增长的关系具有阶段性特征;最后基于次贷危机视角，再次考察宏观波动与经济增长的关系，以证明次贷危机前后“宏观波动－经济增长”关系发生了改变。1．宏观波动与经济增长的阶段性特征:含结构突点的AR(p)-GARCH(1，1)模型估计结合前述检验所得{IPt}序列及其条件波动的结构突变点，估计含均值、条件波动双突变哑变量的AR(p)-GARCH(1，1)模型。同时选取2组AR(p)-GARCH(1，1)模型进行对照:未考虑均值或条件波动结构突变的一般形式的AR(p)-GARCH(1，1)模型，以及仅考虑均值结构突变的AR(p)-GARCH(1，1)模型。所得结果如表4所示，其中Model3为主要的检验模型，Model1和Model2为对照模型，Model4在Model3基础上剔除了部分不显著变量。由表4中的参数估计结果，可得如下结论:(1)由Model2～Model4可知，与{IPt}序列结构突变点对应的趋势参数b、b1和b2均很显著，且分别为“负－正－负”，很好刻画了经济增长“降－升－降”的三阶段特征。(2)由Model3～Model4可知，刻画条件波动结构突变的参数λ1、λ2和λ3较显著，特别是在Model4中，λ2和λ3在10%水平下显著。λ1～λ3的符号分别为“负－正－负”，也与{IPt}序列条件波动的四阶段特征对应，即:条件波动分别在第一个突变点之后下降;在第二个突变点之后上升;在第三个突变点之后重新趋于下降。此外，b2和λ3的符号表明，后危机时代经济增长与宏观波动“双降”，二者可能因此正相关。(3)JB统计量表明，Model1即一般AR(p)-GARCH(1，1)模型不能保证残差的正态性，Model2～Model4表明，在均值方程或同时在波动方程中纳入结构突变哑变量，可保证残差正态性。(4)对比Model1～Model4，考察纳入条件波动突变哑变量的必要性:对GARCH(1，1)的波动方程σ2t=α0+α1ε2t－1+α2σ2t－1而言，参数(α1+α2)1表明波动持续性高，一般选用IGARCH模型。但也有研究表明，持续性参数(α1+α2)很多时候被高估。特别的，忽略时间序列及其波动的结构突变，也将导致其波动的高持续性，由此误用IGARCH模型是不可取的(Mikosch和Stric，2004;Hillebrand，2005;Krmer和Azamo，2007)。由表4数据可知，Model1和Model2的持续性参数分别为0．99和0．98，说明在一般的AR(p)-GARCH(1，1)模型中，即便在均值方程中考虑结构突变，也无法改变波动高持续性现象(IGARCH效应)。一旦在波动方程中纳入结构突变参数，Model3和Model4的持续性参数下降为0．65和0．68，说明条件波动的结构突变是导致其高持续性的主因。2．宏观波动对经济增长的阶段性影响:含结构突变点的AR(p)-GARCH(1，1)-M模型估计接下来考虑{IPt}序列及其条件波动双突变，估计以下AR(p)-GARCH(1，1)-M模型，以检验宏观波动对经济增长的影响。表5的部分结果与表4类似:经济增长及其条件波动的阶段性特征明显，考虑均值与波动双突变可消除波动高持续性。此外，λ1～λ3的系数之绝对值有所提升，显著性均有所加强。令人遗憾的是，对于我们所关注的系数δ而言，尽管在4个模型中均为负值(在Model5中绝对值很小)，但在10%的水平下无一显著。说明即便考虑均值和条件波动双突变(Model7和Model8)，也无法检测到宏观波动对经济增长的显著影响。结合图1中{IPt}序列及其条件波动的阶段性趋势，导致表5中系数δ不显著的一个可能原因是:宏观波动对经济增长的影响可能具有阶段性特征。相对于表5中的Model8，表6中的参数估计效果有明显改进:一方面，δ、δ1和δ2的符号分别为“正－负－正”，且δ和δ1非常显著，说明宏观波动对经济增长在第一、二阶段有显著的正效应和负效应;在第三阶段即2009年7月以后，宏观波动与经济增长正相关但不显著。另一方面，其他均值方程的变量系数仍在5%水平下显著，b、b1和b2的符号同样符合预期;值得注意的是，与Model4、Model8相比，波动方程参数的系数也全部显著;此外，持续性参数λ1～λ3的估计效果良好且符合预期，表征拟合效果的R2也略有改善。3．宏观波动与经济增长关系的再检验:考虑次贷危机的影响结合图1可知，源于次贷危机的影响，从2008年6月开始，我国经济增长急转直下，与此同时，财政与货币政策也迅速转向，并于2008年底相继推出四万亿计划等宏观举措，经济增长也从2009年底开始逐步回归正常轨道。为考虑上述次贷危机对宏观波动及经济增长的影响，当t在2008年6月至2009年12月之间时，定义哑变量Crisis=1(否则为0)。由表7中数据可见:在考虑均值、条件波动双突变的AR(p)-GARCH(1，1)模型(Model9)中加入Crisis哑变量后，发现次贷危机导致经济增长显著下降(φ)，均值方程中的其他参数仍显著，且b、b1和b2的符号符合预期;就波动方程而言，次贷危机对宏观波动有微弱且很不显著的正效应(φ)，但除GARCH参数外，其他变量系数(包括λ1～λ3)均不显著，这一结果与表4中的Model4存在很大差别。Crisis哑变量对含双突变点的AR(p)-GARCH(1，1)-M模型(Model11)的影响:波动方程、均值方程的检验结果与Model9基本一致，但参数φ的显著性趋于下降，条件波动对经济增长的影响(δ)仍表现为不显著的负相关(与表5中的Model8)一致。Model9和Model11中，Crisis哑变量的加入导致波动方程参数估计效果显著变差，可能的原因是Crisis哑变量与VDk(k=1～3)不相容，为此在波动方程中仅保留Crisis哑变量，并重新估计Model9与Model11，所得结果见表7的Model10和Model12。结果发现:相对Model9而言，Model10中对应参数估计的显著性有明显上升，特别的，α0～α2的显著性大为上升，参数的估计值也由0．08上升到0．51，但仍不显著(P值由0．90下降到0．26)。Model12相对Model11的比较也存在类似规律，且δ仍为不显著的负值。进一步结合表6的检验模型，基于Model12，考察宏观波动对经济增长的阶段性影响是否会因Crisis哑变量的加入而有所不同，由此估计如下AR(p)-GARCH(1，1)-M模型。由表8中数据可知:与表6类似，在考虑“宏观波动－经济增长”阶段性关系之后，主要参数的估计效果大为改善。φ和的估计值及显著性表明，次贷危机直接导致经济下滑(期间工业增加值月度同比增长率平均约降低1．58%)，也在一定程度上助涨了宏观波动上升。与表6相比:δ、δ1和δ2符号并未改变，δ和δ1仍显著;特别的，δ2的数值与显著性大幅改善(估计值由0．15升至7．93，P值由0．76降为0．12)，表明后危机时代宏观波动对经济增长有一定的正效应。此外，其他波动方程变量、绝大部分均值方程变量的系数仍显著。

篇8

经济增长是衡量社会财富不断增加的指标，是社会再生产动态过程的具体体现，经济增长的关键在于经济结构的调整。黑龙江省作为我国重要的老工业基地，目前正处在由前一周期的衰退阶段向新发展的创新阶段转移的时期，经济增长中存在的体制性和结构性的矛盾已严重影响经济增长的速度和质量。通过经济结构的调整优化来提高经济发展水平已成为最为迫切的问题。

一、黑龙江省经济增长的总体态势与特征分析

黑龙江省经济一直保持较高的增长速度，1995年黑龙江省GDP达到35.0%的最高增幅，2007年和2009年GDP增幅分别为12.1%和11.1%（见表1）。近五年来全国平均GDP增幅为17.3%，黑龙江的平均增幅约为15%，经济增长相对滞后于全国平均水平。

表12000-2009年中国和黑龙江省GDP

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

中 国

99215

109655

120333

135823

159878

183085

209407

246619

300670

335353

黑龙江

3253

3561

3902

4433

5303

5510

6217

篇9

对外贸易是否促进经济增长一直是经济学界争论的焦点。关于对外贸易与经济增长相互关系的研究大体上存在三种观点:促进论、阻碍论、折衷论。国内外许多经济学者对此做了大量的实证研究,由于采用的研究方法和研究范围及采用的数据不同,实证研究得出的结论也各不相同。国外学者的实证研究中,Kaldor指出,经济增长使生产成本降低,有利于对外贸易;Ghartey指出,经济增长就能带来出口的增加;Balassa采用横截面数据分析10个国家的出口贸易与经济增长的关系,得出出口引致经济增长的结论。Michaely的研究发现出口对经济增长的促进有一个临界发达水平,在临界发达水平的两侧,出口对经济增长的作用大不相同,经济发达国家的出口对经济增长的作用较为明显。同时,在对外贸易是否能促进经济增长的问题上,国内学者也做了大量的实证研究。总的来说,对外贸易与经济增长之间存在着高度相关关系,但对外贸易在不同国家的不同地区不同时期有着不同的重要性,它既不是增长的充分条件也不是必要条件。鉴于此,本文在分析前人研究成果的基础上,利用协整检验、误差修正模型、Granger因果检验等方法,从不同的角度分析对外贸易对经济增长的影响。

二、实证分析

1.变量与样本数据的选取。本文选取三个变量作为研究对象,即国内生产总值(GDP)、出口额(EX)、进口额(IM)。分析所采用的样本取自于1988~2006年的年度数据,数据来源于有关各年的《宁波统计年鉴》,为了确保数据的可比性,用城市居民消费价格指数(1988年=100)对各个年度的GDP数据进行平减,平减后得到RGDP。进出口额分别用当年平均汇率换算为以人民币为单位的进出口额,然后再用城市居民消费价格指数进行平减,得到REX和RIM。为了消除数据中可能存在的异方差,对平减过的各变量取自然对数,得到三个变量LNGDP、LNEX、LNIM。

2.单位根检验。根据计量经济学理论,在利用OLS对计量经济模型进行估计时,如果时间序列为非平稳序列,则容易产生伪回归,从而使模型不能真实地反映解释变量和被解释变量的关系。因此,为了防止出现伪回归,首先应对变量的时间序列进行平稳性检验。首先观察LnG、LnEX、LnIM的时间序列图(图1),发现其表现出非平稳的特征,而且其变化特征比较相似,即有同趋势性。再观察LnG、LnEX、LnIM的一阶差分序列LnG、L-nEX、LnIM(图2),发现其表现出平稳的特征。下面用ADF(AugmentDikey-Fuller)方法对各变量进行单位根检验(本文所有的检验都用Eviews5.1软件完成)。由表1可见,所有变量时间序列都是非平稳的,而所有的变量时间序列的一阶差分都是平稳的,故它们均为一阶单整序列,变量之间符合存在协整关系的条件。

3.协整检验。协整检验是用来检验非平稳变量之间是否存在长期均衡的关系。本文采用JJ方法进行协整检验,JJ方法适用于多个协整关系的估计和检验。在进行JOHANSEN协整检验时,首先应确定一个合理的滞后阶数,以防出现伪协整。JO-HANSEN检验的最优滞后阶数根据VAR模型的最优滞后阶数p来确定。在选择滞后阶数p时,一方面要使滞后阶数足够大,以完整地反映模型的动态特征;另一方面,滞后阶数又不能太大,以免降低模型的自由度。根据AIC原则和SC原则并结合LR检验,得到VAR模型的最优滞后阶数为2,因此协整检验的最优滞后阶数为1。检验结果如表2所示。的检验结果表明,在5%的显著水平下,三个变量之间存在唯一的协整关系,说明在样本区间内,宁波市的经济增长与进出口之间存在长期稳定的均衡关系。取标准化的协整向量,得到以下协整关系表达式:（公式略）调整系数值较高表明模型拟合优度较好,F统计值表明方程总体通过显著性检验。从(1)式可以看出,出口对经济增长的弹性约为0.414,即出口每增加1%可以带来41.3%GDP增长,进口对经济增长的弹性约为0.015,即进口每增加1%可以带来1.5%的GDP增长,说明进出口对宁波市经济增长具有正向的拉动作用,并且出口对经济增长的促进作用远大于进口对经济增长的促进作用,从而支持了出口促进经济增长的假说,但也不能忽视进口对经济的增长作用。

4.向量误差修正模型。根据格兰杰定理,一组具有协整关系的变量一定有误差修正型的表达式存在。而如果变量存在协整关系,则我们可以建立包括误差修正项在内的误差修正模型,以此来研究模型的短期动态情况,误差修正项的大小表明了从非均衡状态向长期均衡状态调整的速度。由协整关系式可得误差修正项:EC=LnGDP-0.413794LnEX-0.015375LnIM-3.834458(2)以ΔLnGDP为被解释变量,以误差修正项ECt-1(作为非均衡误差)、ΔLnEX、ΔLnIM及其各阶滞后为解释变量,用OLS尝试剔除不显著变量的影响,得到如下误差修正模型:（公式略）(3)式中,第一组括号中的数字为标准差,第二组括号中的数字为t统计量的值。t统计值表明,回归系数都通过了显著性检验,且似然值较大,AIC、SC值较小,说明模型拟合效果较好。结果表明,滞后一期的进口短期变动对LNGDP存在反向影响,滞后一期的出口对LNGDP存在正向影响,两者系数的绝对值相比较,出口比进口大,表明出口对经济的拉动作用大于对进口的挤出作用。误差修正系数约为-0.152,符合反向修正机制,即进出口以15.2%的调整比例幅度从反向向长期均衡状态调整,对下年GDP增长产生影响。

5.Granger因果关系检验。由协整检验结果可知,宁波市进口、出口与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系,但是这种均衡关系是否构成因果关系,即是由于进口、出口的增加带来了经济的增长,还是由于经济的增长带来了进口、出口的增长,是由于进口的增长带来了出口的增长,还是由于出口的增长带来了进口的增长,则需要进一步验证。本文采用Granger因果关系检验法对进口、出口及经济增长之间是否存在因果关系进行检验。P概率值的含义是,拒绝原假设而出现第一类错误的概率。P概率值越小,拒绝原假设而出现第一类错误越小,故拒绝原假设概率越大。对外贸易进口不是经济增长的Granger原因,但经济增长却是进口的Granger原因,说明随着宁波市经济的增长,加大了对外贸易进口。对外贸易出口与经济增长之间互为因果关系,表明宁波市经济具有典型的“出口驱动型经济增长特征”,出口的增加导致经济的增长,经济增长反过来又促进更多的企业加大出口,产生了明显的反馈作用,经济增长是出口增加的原因。对外贸易出口是进口的Granger原因,而进口不是出口的Granger原因,即宁波市对外贸易出口的扩张加大了进口的力度,由于经济增长与出口的双向拉动作用,因此宁波市进口也显示出强劲的增长趋势。#p#分页标题#e#

三、研究结论

篇10

技术进步是经济增长的重要决定因素，但技术进步对经济增长作用并非完全独立，往往以不同方式与资本或劳动要素相结合，通过提高要素配置效率和要素生产率方式促进经济增长。技术进步和生产要素组合形式不同，对要素生产率和经济增长效率影响差异显著。其中无偏性即中性技术进步能够同比例提高所有生产要素投入效率，以全要素生产率方法就可以有效测算技术进步。但若有偏性技术进步并非单独发挥作用而是依附于资本或劳动投入，并非均等提高资本或劳动质量，仅以全要素生产率方法测算技术进步就存在许多局限，结果可能有悖于现实经济中整体技术进步的作用贡献，也无法刻画经济增长过程中整体技术进步及资本和劳动质量变化的全部。［1］

当前，世界各国普遍出现经济高增长和全要素生产率下降共存的现象，事实表明中性技术进步并非反映经济增长质量的全部。Gordon（1990、 2000、2002），Greenwood and Yorukoglu（1997），Greenwood、Hercowitz、Krusell（1997）和Greenwood、Jovanovic（2001）发现，20世纪90年代后技术进步主要与有形物化的资本品结合，一国经济正是利用内含最新技术的设备投资特别是信息软件业设备，通过资本和技术进步相耦合方式（即资本体现式技术进步）实现快速增长。Gordon［2］和Hulten［3］等测算出机器设备投资中有形的技术进步对美国经济增长的作用贡献，发现1954年到1990年间美国资本体现式技术进步每年以3%的速率增长，占技术进步总贡献率的2/3以上，其中美国战后60%的生产率增长来自资本体现式技术进步。［4］

同样，黄先海等［5］利用中国工业数据分析表明，中国的技术进步也完全可能融合于物化型设备投资中，通过设备更新换代提升技术进步和生产率。赵志耘等［6］构建了一个区分设备投资和建筑资本投资的内生经济增长模型，通过界定设备投资和建设投资相对价格与边际收益与技术进步的关系，依据中国经济改革和发展过程中高投资收益率和设备相对价格下降的经验事实，发现我国以设备进口为主的技术引进方式实现的设备积累速度远高于建筑资本积累速度，判定了中国资本体现式技术进步的存在性。同时，应该强调，生产要素对经济增长作用并非固定不变，在不同的经济发展阶段、不同资源要素禀赋和政治经济制度环境约束下，要素贡献都将呈现出时间性和阶段性的变化趋势，而技术进步作用方式因发展阶段和资源禀赋结构不同而表现迥异，即技术进步作用存在动态阶段性规律。［7］由于国内普遍缺乏对资本体现式技术进步的关注，相关的定量研究也几乎无人涉及，特别是20世纪80年代以来我国中性技术进步贡献与经济增长趋势并不保持一致，真实经济发展过程中的技术进步更多表现出与机器设备投资相融合的趋势。为考察资本体现式技术进步的作用特征，本文利用设备工业品与建筑工业品的相对价格指数，构建资本体现式技术进步指数分析蕴涵在设备中的体现式技术进步变化特征，及其与经济增长率的周期波动关联性。

一、资本体现式技术进步动态变化规律

在资本体现式技术进步的分析中，通常利用设备品的相对价格来反映。国内外相关研究也多数采用此种方法，如陈师、赵磊（2009）就以消费价格指数与设备价格指数之比来衡量投资专有技术进步。在此我们以设备资本与建筑资本的相对价格指数的倒数来表征资本体现式技术进步增长及变化趋势。在此首先利用1980—2007年建筑资本和设备资本的年度相对价格指数来构建资本体现式技术进步指数，如图1所示。

数据显示：资本体现式技术进步在改革开放初期变化幅度不大，但自20世纪80年代中期开始到90年代中期出现快速增长，特别是在1987年资本体现式技术进步的增长率超过了20%，这表明在此期间我国以设备资本品投资方式实现的技术进步增长迅速，也是类似于我国这样的发展中国家实现技术升级、缩小和发达国家技术差距的主要途径。而在90年代中期后资本体现式技术进步的增长速度放缓，基本都在4%均值上下小幅波动。考察资本体现式技术进步在80年代、90年代和21世纪初三个时段的平均增长率，分别为6.7%、4.7%和3.5%，呈现明显递减特征。观察资本体现式技术进步的趋势分量，可以看出资本体现式技术进步呈现出抛物线型的增长趋势，在20世纪80年代中期出现了一个峰，表明该时段是我国资本体现式技术进步的快速增长期，90年代中期后增速逐渐转缓。主要原因可能是，改革开放初期我国与其他发达国家的技术差距形成了模仿和复制的成本优势，因此以先进技术设备引进与投入为载体的物化型技术进步成为我国技术快速升级的主要形式，但随着与发达国家技术差距的缩小和边际收益下降，资本体现式技术进步的增长速度会逐渐减缓。进入21世纪后，资本体现式技术进步增长趋势分量近似于一条水平线。

为深入分析近年来资本体现式技术进步的变化特征，我们选择月度数据进行细化分析。首先采用分类资产价格指数构建资本体现式技术进步指数，在机械工业品中选择具有较高投资价值且质量发生明显变化的四类工业品，分别为通信设备、计算机及其他电子设备，通用设备，电气机械及器材，仪器仪表及文化办公机械，进行加权平均构建设备品价格指数PPIE，以反映机械设备质量变化的综合趋势。其权重为该行业工业总产值的比重， 即:

之所以选择通信设备、计算机及其他电子设备等四类制造业工业品出厂价格指数，原因在于通信设备、计算机及电子等设备技术含量和其他设备相比投资价值更高，技术水平高且技术更新也快于其他设备品，对资本体现式技术进步的表征更直接、更敏感。将设备品价格指数与建筑材料工业品出厂价格指数的比值的倒数作为综合设备中的资本体现式技术进步指数ETC，同时还将通信设备、计算机及其他电子设备指数与建筑材料工业品出厂价格指数的比值的倒数ETCCE，以分析蕴涵在前沿设备中的体现式技术进步，如图2所示，数据来源于国家统计局，样本区间为1999年1月到2010年3月。 #p#分页标题#e#

图2显示，综合设备中的资本体现式技术进步指数ETC与前沿设备投资品中的体现式技术进步指数ETCCE具有相似的变化特征，在2003年和2008年都出现快速增长，这与依据年度数据构建资本体现式技术进步指数的结论相一致。其中综合设备中的体现式技术进步指数ETC在2003年12月阶段最大值为7.5%，2008年8月的阶段最大值为9.02%，而前沿设备中的体现式技术进步指数ETCCE比综合设备中的体现式技术进步增长更快，在各个阶段都高于综合设备中的体现式技术进步增长率，2004年3月的阶段最大值为11.6%，2008年8月的阶段最大值为12.8%。在整个样本区间内综合设备中的体现式技术进步年均增长率为3.22%，而前沿设备中的体现式技术进步年均增长率为5.86%。

二、资本体现式技术进步和经济增长周期波动关联效应

利用月度数据考察资本体现式技术进步和经济增长率的动态变化规律。综合设备中的资本体现式技术进步ETC和经济增长率GDPR的月度变化路径如图3所示，经济增长率GDPR的月度数据是将季度数据采用频率转换获得。

图3显示的是自20世纪90年代中期以来，我国资本体现式技术进步与经济增长率的变化特征有所不同，经济增长率在90年代末期出现下落特征，但在21世纪初期开始平稳上升，在2007年达到的最大值为13%。受世界经济危机的影响在2008年初开始快速下降，但2009年初又出现明显回升。资本体现式技术进步ETC没有出现明显的增速平稳上升特征，与经济增长率相比其波动幅度较小，只是在2003年和2008年出现大幅增长，其变化特征显示其增长并没有受世界金融危机和经济危机的影响。下面，进一步采用小波变换方法分析资本体现式技术进步ETC和经济增长率GDPR各层分量的变化特征。

从小波变换系数WTf(m,n)中可以得到f(t)在时间窗[mt+n-mΔt,mt+n+mΔt]的部分信息，同时可以得到f(t)在频率窗[θ/m-Δθ/m,θ/m+Δθ/m]的部分信息。因此，当m值小时，mt+n-mΔt和mt+n+mΔt很小，时间窗很小。而在频域上θ/m-Δθ/m和θ/m+Δθ/m很大，频率窗很大，相当于在短周期内用高频小波作高分辨率分析。当m值大时，时间窗很大，而频率窗小，相当于在长周期内用低频小波作低分辨分析。［9］

本文采用DB4小波变换将资本体现式技术进步ETC和经济增长率GDPR进行分层，根据我国经济周期波动的特点和周期的划分，将小波变换的最大尺度α取为27=128个月。通过小波变换，将时间序列分解就可以得到不同尺度下的分量谱图。小波分解后的前三层尺度为21～23，是周期1～8个月的分量，即频率为0.125～1的分量，包含了序列中的随机因素和不规则因素。第四层尺度为24，是周期9～16个月的分量，即频率为0.063～0.125的分量，称为短周期分量，记为ETCS和GDPRS，如图4所示。第五层尺度为25，是周期17～32个月的分量，即频率为0.031～0.063的分量，第六层尺度为26，是周期33～64个月的分量，即频率为0.016～0.031分量，我们将小波分解后的第五层和第六层分量合并，将其称为中周期分量，记为ETCM和GDPRM，如图5所示。第七层尺度为27，是周期65～128个月的分量，即频率为0.008～0.016的分量，我们将其称为长周期分量，记为ETCL和GDPRL，如图6所示。

图4显示，在短周期资本体现式技术进步与经济增长率波动不同，部分时期呈现出相反的变化特征，如在2000年初资本体现式技术进步ETCS呈现下降趋势，而经济增长率呈现上升趋势，在2005年中期资本体现式技术进步达到波峰，而此时经济增长率却处于波谷。对比资本体现式技术进步与经济增长率的波动幅度，发现在短周期资本体现式技术进步比经济增长率的波动强烈，波动幅度大。分析短周期资本体现式技术进步与经济增长率Granger的因果关系，我们发现，当滞后的时期取2个月时，原假设为“ETCS不是GDPRS的Granger原因”的F-统计量小于10%的临界值，在1%的显著性水平上接受原假设，表明在短周期资本体现式技术进步不是经济增长的Granger原因。同时，原假设“GDPRS不是ETCS的Granger原因”的检验接受原假设，表明短周期经济增长也不是资本体现式技术进步的Granger原因，因此短周期二者不具Granger因果关系，即资本体现式技术进步不是经济增长的原因，而经济增长也不是资本体现式技术进步变化的原因。

图5显示中周期资本体现式技术进步ETCM与经济增长率GDPRM的变化在2008年之前呈现较强的共变特征，即当资本体现式技术进步达到波峰时，经济增长率也到达波峰；资本体现式技术进步达到波谷时，经济增长率也到达波谷。但在2000年后，二者变化呈现相反的特征。考察中周期二者的Granger因果关系，和短周期二者关系不同，在9%的显著性水平上拒绝“ETCM不是GDPRM的Granger原因”的原假设，表明在中周期资本体现式技术进步是经济增长的Granger原因，但不能拒绝“GDPRM不是ETCM的Granger原因”的假设，即资本体现式技术进步和经济增长在中周期存在单向Granger因果关系。中周期分量时差关系发现资本体现式技术进步与经济增长的最大相关系数为0.9665，但不是在当期，而是在资本体现式技术进步先行1个月时，这再次印证资本体现式技术进步对我国经济增长的促进作用。图6显示的是资本体现式技术进步和经济增长的长周期分量的变化趋势，二者呈现完全的共变特征，在经济增长到达波峰时，资本体现式技术进步也到达波峰，在经济增长到达波谷时，资本体现式技术进步也到达波谷。

表1的Granger因果关系检验显示，资本体现式技术进步和经济增长率的长周期分量的Granger因果关系检验在3%的显著性水平上拒绝原假设，二者具有双向Granger因果关系。利用资本体现式技术进步和经济增长率原序列进行Granger因果关系检验，发现在1%的显著性水平上拒绝原假设“ETC不是GDPR的Granger原因”的原假设，但不能拒绝“GDPR不是ETC的Granger原因”的原假设，表明资本体现式技术进步和经济增长率具有单向Granger因果关系，这表明当前资本体现式技术进步是我国经济增长重要因素。

三、基本结论

本文利用设备工业品与建筑工业品的相对价格指数，构建出资本体现式技术进步指数，分析蕴涵在现代设备投资过程中的资本体现式技术进步，并利用小波变换方法分析体现式技术进步与经济增长率的周期波动关联性。结果显示，我国资本体现式技术进步自20世纪80年代中期到90年代中期出现快速增长，之后增速放缓。体现式技术进步呈现出抛物线型变化趋势，80年代、90年代和21世纪初年均增长率分别为6.7%、4.7%和3.5%。小波变换分层分析资本体现式技术进步和经济增长的关联效应，发现短周期资本体现式技术进步与经济增长率变化特征不同，Granger因果关系检验显示资本体现式技术进步和经济增长率不具有Granger因果关系。中周期资本体现式技术进步与经济增长率变化呈现较强的共变特征，并且存在“资本体现式技术进步是经济增长的Granger原因”的单向因果关系。长周期资本体现式技术进步与经济增长率变化呈现完全的共变特征且存在双向的Granger因果 #p#分页标题#e#

关系。长中短周期关系显示资本体现式技术进步对我国经济增长的作用，不是体现在短期而是中长期，中长期经济增长动力在于技术进步。这表明在工业化的发展进程中资本体现式技术进步在较长时间内还将是我国技术进步的主要方式。

参考文献

［1］J. FELIPE. Total Factor Productivity Growth in East Asina: A Critical Survey［J］. The Journal of Development Studies, 1999, (4)．

［2］R. J.GORDON. The Measurement of Durable Goods Princes［M］. Chicago: University of Chicago Press, 1990.

［3］HULTEN, R. Charles. Growth Accounting When Technical Change is Embodied in Capital［J］. American Economic Review, 1992, (4).

［4］GREENWOOD JEREMY, HERCOWITZ ，KRUSELL. Long-run Implications of Investment-Specific Technological Change［J］. American Economic Review, 1997, (3).

［5］黄先海, 刘毅群. 物化性技术进步与我国工业生产率增长［J］. 数量经济技术经济研究, 2006,(4).

［6］赵志耘等. 资本积累与技术进步的动态融合［J］.经济研究, 2007, (11).