增长效应论文

增长效应论文（精选12篇）

增长效应论文 篇1

经济长期快速经济增长是战胜贫困最重要和最有力的途径。许多研究表明, 经济增长能有效促进贫困减少 (Deininger&Squire 1996, Ravallion2001) ;大量证据表明, 农业发展有助于经济增长 (Schultz, 1964;Gollin, Parente&Rogerson, 2002;Dowrick&Gemmell, 1991;Thirtle, Lin&Piesse, 2003) 。这样, 农业发展加速整体经济增长的贡献在多数情况也促进了贫困的减少。

一、经济增长与贫困减少

许多人曾认为发展中国家经济增长倾向于增加而不是减少贫困。比如:Chenery, Ahluwalia, Bell, Duloy&Jolly, Joll (1974) 出版一部有影响的书, 其中提到:“发展中国家十几年的快速增长使1/3人口没有从中受益。”Adelman&Morris (1973) 指出, 发展伴随着贫困人口平均收入绝对和相对的下降。这些早期关于增长与贫困关系的论点受Kuznets (1955, 1963) 影响较大。他们认为, 增长与收入分配成“倒U”型曲线关系, 主要含义是经济发展初期收入分配情况恶化, 但随着工业化的实现逐步改善。在发展中国家早期阶段, 经济增长会导致不平等, 需要很多年贫困才能下降。但是20世纪80年代, 人们对库兹涅茨假说开始提出质疑, 实证研究结果表明拒绝库兹涅茨假说 (Ravallion 1995;Deininger&Squire, 1996;Deininger&Squire, 1998;Bruno, 1998) 。通过大量研究, 对经济增长如何影响收入分配问题目前已基本上形成统一看法:经济增长对收入分配不产生系统性的影响。由于收入分配随着时间变化, 人们认为经济增长在一定程度上可以减少贫困。而经济增长在多大程度上能减少贫困至少取决于两个因素:经济增长速度和资产不平等程度。

1. 经济增长速度

快速的经济增长为战胜贫困提供坚实的物质基础。Bruno (1998) 使用国际上日人均1美元的贫困线标准对20个发展中国家进行实证研究, 结果表明贫困的增长弹性为-2.12, 也就是, 经济增长10%会引起贫困减少21.2%。20世纪90年代, 经济学家们估算贫困的增长弹性是在-2.0~-3.0之间, 也就是, 经济增长10%引起贫困减少20%~30% (Adams, 2003;Bruno, 1998;Ravallion&Chen, 1997) 。Bhalla (2002) 。把人均GDP的变化作为经济增长的衡量标准, 估计贫困的增长弹性为-5。Adams (2004) 以样本的收入均值的变化作为经济增长的衡量标准, 运用60个发展中国家的126个样本, 估计贫困的增长弹性是-2.79。

部分学者以中国为研究对象, 采用不同的数据考察经济增长与贫困减少的关系, 表明经济的快速增长是战胜贫困的可靠保证。汪三贵 (2008) 、胡兵 (2007) 指出, 中国经济的快速增长为农村贫困减少提供了坚实的经济基础, 为大范围的贫困人口的减少作出了巨大贡献。汪三贵进一步指出, 中国农村贫困人口按照官方贫困线和收入指标来估计, 农村贫困人口已有大幅度下降, 从1978的2.5亿减少到2007年的1 478万, 减少了2.35亿, 农村绝对贫困人口占农村总人口的比重从30.7%下降到1.6%, 年均下降9.3%。李石新 (2006) 提出, 1985—1996年中国农村贫困减少70%得益于经济快速增长。

2. 资产不平等程度

资产不平等程度也是造成不同部门增长减贫效应差异的一个重要原因, 特别是土地分配, 当差距缩小时, 经济增长对于贫困减少的效应更大。Ravallion&Chen (2007) 提出, 在中国, 其土地分配相对公平, 农业增长的减贫效应是工业和服务业的4倍。Dorosh, Niaza&Nazli (2003) 提出, 20世纪90年代, 巴基斯坦尽管农业GDP有了显著增长, 但农村贫困率仍没有下降, 原因在于土地分配不均。

目前, 经济学界越来越一致地认为经济增长可以减少贫困, 但减贫效果受到收入分配状况的影响。如果经济增长的过程中伴随着收入分配差距扩大, 则会使贫困人口从增长中获益少于非贫困人口。

二、农业对经济增长的影响

农业对经济增长的影响有两个方面, 即直接增长贡献和间接增长贡献。

1. 直接增长贡献

现代发展经济学家大多数都认为农业的角色和农业发展绝对是国家建设和健康发展的主要部分 (John&mellor 1961) 。Irz&Roe (2000) 的部门增长模型表明:第一, 在较大的农业经济体中需要农业增长来平衡人口增长和避免马尔萨斯陷阱;第二, 农业生产力相对较小的变化就会对工业化和整个发展有着重要影响。许多发展经济学家指出, 尽管农业的份额相对下降了, 但它的绝对数仍在增加, 同非农部门有更加复杂的联系 (Kuznets, 1968;Kalecki, 1971;Mellor, 1976;Singer, 1979;Adelman, 1984;de Janvry, 1984;Ranis, 1984) 。Bhagwati, Srinivasan (1975) 指出, 没有率先发展农业的发展中国家工业化的结果是经济增长率不高、收入分配也很不平衡。郭熙保教授指出, 要使农业部门为经济发展作出贡献, 只有保持农业持续、顺利、健康的发展才有可能。如果在农业基础还很薄弱, 草率的削弱农业, 盲目追求工业化, 那不仅会损害农业部门, 而且会严重的制约非农业部门和国民经济的发展。

2. 间接增长贡献

首先, 农业直接影响非农业的增长。保罗·贝罗赫 (1974) 对40个发展中国家1950—1970年工业和农业的增长率进行比较研究, 发现农业增长与工业增长具有很强的相关性, 农业每次衰退发生之后, 紧接着便是制造业下降;同样, 每次农业增长加快, 也能导致工业增长加快。Timmer (2002) 使用65个发展中国家1960—1985年的数据进行实证研究, 发现农业部门1%的增长率可以产生同时期非农业部门增长率增长0.2%。Tiffin&Izr (2006) 进行格兰杰因果检验, 说明了农业增加值是构成原因的变量。我国学者对我国农业增长与工业增长的观察也表明:我国每一次经济形势恶化都始于农业产出下降, 每次经济调整成功也都以农业发展形势好转为条件, 农业波动成为工业波动和整个国民经济波动的根源 (牛若峰, 2000) 。

其次, 农业与非农业部门的市场联系。库兹涅茨教授1961年发表了《经济增长与农业的贡献》一书, 提出了农业部门对经济增长和发展所具有的几种“贡献”, 即产品贡献 (粮食和原料) 、市场贡献、要素贡献 (包括剩余资本和剩余劳动力) , 以及国内农业通过出口农产品而获取收入的贡献。这四个方面的贡献是农业部门对其他经济部门的贡献 (Johnston&Mellor, 1961;Ranis, 1990;Delgado, 1994;Timmer, 2002) 。许多早期的分析学家强调农业有向更重要的工业部门转移剩余的能力 (Rosenstein-Rodan, 1943;Lewis, 1954;Scitovsky, 1954;Hirschman, 1958;Jorgenson, 1961;Fei&Ranis, 1961) 。吕耀 (2009) 测算我国工业化过程中国民收入的积累有1/3来自农业, 在工业化初期甚至达到40%以上。

第三, 农业部门的乘数效应。运用现代计量和模拟技术计算一个部门增长率对另一个部门增长率或部门对整体增长贡献的乘数效应的实证分析, 既有跨国研究也有针对一个特定国家。农业有重要的乘数效应, 能够渗透到经济的其他部门运用SAM方法, 分析华盛顿农业及加工食品出口对华盛顿经济的影响, 结果表明农业对非农相关服务行业, 比如批发零售贸易、商业服务、公共医疗卫生服务、银行及保险等有重要的间接及引致效应。对农业乘数效应的传输渠道取决于投入与产出的可交易性, 农业雇佣份额, 消费方式, 收入和财产的分配效应。

第四, 农业推进工业化、城市化进程。农业和农村经济的发展既是城市化的原始动力, 又是城市化的基础, 良好的农业基础在城市化初期起关键作用 (闫观渭、赵欢, 2008) 。我国农业的进步和农业现代化的发展, 在很大程度上推动了城市化的进程, 为农村剩余劳动力的转移提供了条件 (陈莞桢, 2006) 。我国农业在推进工业化与城市化进程等方面的作用非常突出 (吕耀, 2009) 。农村劳动力由农业转向非农产业、由农村迁向城市是促进工业化和城市化发展的重要因素 (张聪群, 2006) 。

三、农业增长与收入分配

Mellor (2001) 指出, 如果土地和收入分配高度不平等, 那么土地拥有者会消费进口或资本密集型产品, 而不是小规模的劳动密集型国内制造品和服务。Janvry&Sadoulet (2000) 提出过去30年中拉美农村贫困减少了, 但由于土地拥有水平的不平等性, 农村贫困减少是由于农村贫困人口迁移到了城市, 城市贫困增长而农村贫困下降了。大量证据表明, 穷人与整体经济增长的联系弹性在许多方面取决与增长的部门, 以及经济的最初情况, 特别是资产和收入的分配 (Timmer 1997, Ravallion and Datt 1996, 2002) , 促进农业生产率提高的农业技术对于提高这种联系弹性有重要作用。

摘要：反贫困是重要的经济发展目标之一, 而经济增长和收入分配是实现这一目标的最有效途径。经济增长、收入分配与贫困之间的关系引起了经济学家们的广为关注。目前, 对此问题的探索已经获得了很有理论和实践价值的研究成果。

关键词：经济增长,农业增长减贫,中介效应

增长效应论文 篇2

作者：黄凯南赵丽娟

学术界 07期

在经济增长研究中存在两个著名的事实，即卡尔多事实(Kaldor Facts)和库兹涅兹事实(Kuznets Facts)。前者指经济增长是一种平衡增长，即增长处于一种稳定状态，各种变量都按照一个不变的速度增长，这意味着增长过程中不存在任何的结构变迁，在平衡增长路径中，未来经济只是过去经济按比例的扩张。后者则是指经济增长过程中呈现出诸如部门产出结构的变化、就业结构的变化、农村和城市人口分布的变化以及部门间资本劳动比率的变化等。在很长一段时间里，主流增长理论主要秉承“平衡增长”的思想，采用加总生产函数、运用完全理性模型来描述技术进步以及动态一般均衡来刻画增长现象(例如，Romer，1990[1];Grossman和Helpman，1991[2];Aghion和Howitt，1992[3];Jovanovic和Yatsenko，2012[4];Luttmer，2012[5])。无论是在新古典完全竞争框架下将经济持续稳定增长的原因归结为由物质资本和人力资本等要素积累的“外部性”而引起的报酬递增(例如，Romer，1986[6];Lucas，1988[7])，还是抛弃完全竞争的框架，将报酬递增与垄断竞争和不完全垄断结合在一起，将经济持续增长归因为内生的技术创新和知识外溢(例如，Aghion和Howitt，1992; Alcouffe和Kuhn，[8])，这些研究的重点是在平衡增长的路径中如何克服要素报酬递减，而技术进步则被认为是经济持续增长的重要源泉。

近些年来，越来越多的经济学家关注经济增长中的结构变迁问题(例如，Silva和Teixeira，[9])。一些研究从技术进步率的差异考察结构变迁。例如，Acemoglu和Guerrieri(2008)[10]假设部门间生产函数中的要素比例不同，建立两部门增长模型，从而得出结构变迁和非均衡增长;Desmet和Rossi-Hansberg[11]强调运输成本和技术扩散在制造业和服务业结构变迁的作用。Kim(2011)[12]建立一个两部门技术内生的增长模型，强调部门间知识生产的差异而导致了部门间的结构变迁。还有一些研究通过引进消费者偏好或效用函数是非齐序的(nonhomotheticities)，将结构变迁的动力归结为由不同部门产品需求收入弹性差异引起的要素重新配置，这具体也体现为“恩格尔法则”(包括线性和非线性的恩格尔曲线)在产品消费份额比重变化中的作用(例如，Matsuyama，[13];Buera和Kaboski，[14];Foellmi和Zweimuller，2008[15])。例如，Kongsamut、Sergio和Xie()[16]通过引入非齐序(non-homothetic)偏好(即Stone-Geary偏好)，建立内生的结构变迁模型，其模型的核心思想是恩格尔法则，即随着收入的增加，消费者对农业产品的需求比重下降。此外，还有一些研究构建一个包含技术差异和非齐序偏好的综合模型来解释结构变迁与经济增长(例如，Buera和Kaboski，2008;Guillo、Papageorgiou和Perez-Sebastian，2011[17])。Ngai和Pissarides()[18]对Kongsamut、Sergio和Xie(2001)的模型中的Stone-Geary偏好假设提出批评，建立了一个不同全要素生产率的多部门增长模型，认为只要放松一些假设(例如，最终产品之间的低替代弹性)，在不违背新古典基本假设的前提下(例如，采用柯布―道格拉斯生产函数和等替代弹性效应函数)，部门间的结构变迁与整体经济的平衡增长并不矛盾。在他们看来，总量的平衡增长可以包含着部门间的结构变迁。

长期以来，发展经济学则更为关注发展中国家的结构变迁问题。林毅夫所提倡的“新结构经济学”吸取了传统结构经济学因政府强行扭曲要素价格而导致产业缺乏竞争力的教训，尝试将结构变迁的视角纳入新古典分析框架中，阐释发展中国家如何依据自身禀赋结构构建具有动态比较优势的产业结构升级路径，将要素结构、产业结构和金融结构等结构变迁的内在关联纳入统一的理论分析框架中，并着重考察政府在产业升级和多样化中的因势利导作用(例如，Lin，2011[19];Lin和Rosenblatt，2012[20];林毅夫，2012[21])。较之于传统结构经济学和忽略结构约束的“华盛顿共识”，新结构经济学基于“最大化实现潜在比较优势”的逻辑将“政府”和“市场”的有效边界纳入统一的分析框架中，为发展中国家制订具有动态竞争力的产业政策提供了重要的理论指导。尽管许多学者对于如何发现潜在或动态比较优势、禀赋结构内生变迁的机制以及主观能动性(例如，学习)在知识、能力或人力资本积累的重要性等问题上存在不同看法，但是，这些研究无疑都承认“结构变迁”在经济增长或经济发展中的重要性(例如，Chang，[22];Greenwald和Stiglitz，2012[23];Akio，2013[24])。

较之于主流的新古典经济学，演化经济学则更为重视经济增长过程中伴随着种种结构变迁(例如，Dopfer和Potts，2008[25];Foster，2011[26]：Galor和Michalopoulos，2012[27];黄凯南，ab[28])。根据Silva和Teixeira(2008，)[29]对“结构变迁”和“演化经济学”的文献计量学研究，从演化经济学视角研究“经济增长”和“结构变迁”问题正日益增多，许多演化模型(例如，复制者动态模型)都描述了结构变迁过程(例如，Hodgson和Huang，2012[30])。一些学者也强调，较之于发达或成熟的经济体，演化分析可能更适合于对发展中国家经济增长的分析，尤其是对发展中国家结构变迁的分析(例如，Hodgson和Huang，2013)。

本文尝试沿着演化经济学的分析思路进一步考察经济增长过程中的结构变迁效应。通过构建一个包含结构变迁的经济增长模型，我们分析了加总生产率增长率中的结构变迁效应，在此基础上进一步分析了经济增长中的结构变迁效应，并运用中国行业数据对其进行实证检验。本文的主要贡献是从演化经济学的视角考察经济增长中的结构变迁效应，构建一个包含结构变迁的经济增长模型，并将理论运用于解释中国经济增长。而且在实证研究的数据上，不同于以往大多数的研究(例如，刘伟和张辉，2008，2013[31];干春晖、郑若谷和余典范，2011[32])，本文运用行业数据而非通常的产业数据，这使得我们能够更加清晰地考察产业内部行业间的差异和变化，从而更加准确地测算结构变迁对经济增长的贡献。

二、结构变迁与经济增长：理论模型

经济演化过程总是伴随着多样性增加和减弱的过程(例如，Dopfer和Potts，2008)。创新是多样性的生成机制，为经济演化提供燃料，它是经济演化增长的源动力。而选择则是多样性减弱的机制，它通过某种标准来判断各种演化单元的适应度，选择适应度高的演化单元，淘汰适应度低的演化单元，并将适应度高的演化单元扩散到经济系统中，提高整个经济系统的适应度，是经济演化增长重要的驱动力(例如，黄凯南，2010b[33])。因此，经济演化的动力机制可以简单地归纳为“创新动力”和“选择动力”。在选择动力的作用下，那些具有较高相对适应度的经济特征在整个经济系统中的比重将上升，经济系统将发生结构变迁，而且互动者之间的经济特征值差异性越大，选择力量越大，整个经济系统的演化增长速度越快。因此，选择过程必然伴随着结构变迁过程，它提高相对适应度高的经济特征在经济系统中份额或比重，同时也提高了整个经济系统该经济特征的适应度。而且互动者之间的经济特征值差异性越大，选择力量越大，整个经济系统的该经济特征的演化增长速度越快。因此，选择过程必然伴随着结构变迁过程。

在种群思维(Population Thinking)下，经济系统可视为由不同产业组成的种群，根据研究的需要，每个产业也可视为子种群，它们分别由更低层级的组织(例如，企业)构成。以此类推，可以将经济体视为多层级子系统构成的复杂系统(例如，黄凯南，2014a[34])。为了简化分析，这里仅仅考虑两个层级，将经济体视为由各产业(或行业)构成的系统。这里尝试从演化的分析视角构建一个包含结构变迁的经济增长模型。

(一)基本假设和主要变量

将(8a)两边取对数并对时间求导可得：

方程(8a)表明，只有当产业i的劳动生产率等于整个经济体的平均劳动生产率时，产业i就业份额才等于产出份额。如果产业的劳动生产率高于整个经济体的平均劳动生产率，产业的就业份额就低于产出份额，反之，产业的就业份额则高于产出份额;方程(8b)表明，当产业i的劳动生产率增长率等于整个经济体的劳动生产率增长率时，产业i就业份额增长率才等于产出份额增长率。同样地，如果产业的劳动生产率增长率高于整个经济体的`平均劳动率增长率，产业就业份额的增长率则低于产出份额的增长率，反之，产业就业份额的增长率则高于产出份额的增长率。将方程(8b)两边乘以并相加，可得如下方程：

三、实证研究：基于1990-的行业数据

(一)数据说明

本文所采用基础数据来自1990-20《中国统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》、《中国固定资产投资统计年鉴》、《中国乡镇企业及农产品加工业年鉴》。这里采用行业数据进行分析。由于各统计年鉴有关行业数据极为缺乏，而且在统计期间进行了两次行业分类调整，我们首先根据统计年鉴各门类下的二位数编码行业分类进行调整，将经济活动单位分为15个大行业门类(包括农林牧渔业、采矿业、制造业、电力燃气、水的生产供应业、建筑业、交通运输、仓储邮政、批发零售业、住宿餐饮业、金融业、房地产业、科学技术、地质勘探和水利管理、教育、文体和娱乐业、卫生、社会保障和社会福利业、社会管理和其他等)。其中，以1990年为基期的实际GDP的确定是根据国内生产总值指数，将每年增加值折算到1990年，历史增加值数据和国内生产总值指数可以从《中国统计年鉴》获得。本文采用永续盘存法估计资本存量。由于各行业的发展规模、投资数据、资本折旧差距较大，考虑到将经济作为一个整体来估计资本存量可能会使资本存量估计存在误差，我们分别估计各行业的资本存量，然后进行加总得到总体资本存量数据。为了尽可能的体现劳动流动对行业结构调整和经济增长的贡献，本文采用全社会就业数据。后者由城镇单位就业数据、城镇私营和个体企业数据、乡镇企业数据加总获得。

(二)中国劳动生产率增长率的结构变迁效应

如图1所示，从1990至2011年，全社会平均劳动生产率呈上升趋势。根据方程(5)，对1991年至2011年的劳动生产率增长率进行分解，分为自身增长效应和结构变迁效应，并测算结构变迁效应在劳动生产率增长率中比重。如表1所示，除了到2001期间以及个别年份结构变迁降低了劳动生产率增长率，其它年份结构变迁都提高了劳动生产率增长率。1991年到2011年期间，劳动生产率增长率的均值为10.54%，其中，各行业自身增长效应均值为9.39%，结构变迁效应均值为1.15%，结构变迁效应占增长率比重为14.95%。从总体上讲，过去20多年，劳动生产率的增长率主要还是由各行业自身技术进步引致的，但就业结构的变化也提升了劳动生产率增长率。这表明劳动力要素存在明显的“结构红利”。19到期间就业结构变迁降低了劳动生产率增长率，这意味着行业间存在要素的错配和无效利用，从总体上看高于平均生产率的行业的就业比重没有增加[37]。这个结果也符合OECD(2002，)和一些学者的研究(例如，Yueh，2013[38])。

图1 全社会平均劳动生产率

(三)中国经济增长率的结构变迁效应

根据方程(10c)，建立如下计量模型：

其中，分别表示资本增长率和劳动增长率，分别表示劳动生产率增长率中自身增长效应和结构变迁效应，为扰动项，是回归系数。模型估计结果如表2所示：

由此，可得如下回归方程：

根据方程(11b)算出各因素对经济增长率贡献的绝对值(见表3)和相对比例(见表4)。通过测算可知，1991年至2011年期间，平均经济增长率45.10%由资本增长引起、23.37%由劳动力增长引起、24.40%由行业自身劳动生产率增长引起、7.14%由行业间就业结构变迁而导致劳动生产率增长引起。因此，在此期间，中国经济增长68.5%左右由资本积累和劳动力积累驱动，31.5%左右由劳动生产率的增长驱动，其中劳动生产率增长7.14%源于结构变迁[39]。从方程(11)可知，资本增长率对经济增长率的回归系数是0.297735，而结构变迁效应对经济增长率的回归系数是0.647794。因此，尽管资本累积是中国经济增长的主要驱动力，结构变迁效应对经济增长的拉动系数是资本增长的2倍多。与对劳动生产率增长率的贡献相似，年至20期间结构变迁对经济增长的贡献是负的。

图2可知，1991年至2011年，资本增长率的贡献总体上呈现上升的事态，这表明投资在经济增长中的显著作用。劳动增长率的贡献在2001年之前呈现上升的趋势，2001年后则呈现整体下降的趋势。1991年至，劳动增长率对经济增长的平均贡献为32.87%，而2001年至2011年，该值为16.79%，前后平均值下降近一半。从这个角度上讲，中国经济增长的“人口红利”从2001年就出现拐点。结构变迁的贡献在1997年达到最低值-25.12%，随后呈现上升的趋势，到达到最高值24.31%，随后呈现震荡上升趋势。1991年至20期间，结构变迁对经济增长平均贡献仅为2.14%，而2001年至2011年期间，结构变迁的平均贡献为10.31%，是前面均值的5倍左右。自2001年以来，尽管劳动增长率的贡献总体上在下降，但是劳动力结构变迁产生的贡献总体上上升。因此，过去10年，“人口红利”在降低，但是“结构红利”总体上处于上升趋势。

图2 各因素贡献份额

四、结论与启示

通过研究，本文得到如下结论：(1)经济演化动力机制可以简单地归纳为“创新动力”和“选择动力”，选择机制是促进经济结构变迁的重要力量;(2)经济体的平均劳动生产率增长率可以被分解为自身增长效应和结构变迁效应，经济增长率受到资本增长率、劳动增长率、自身增长效应和结构变迁效应等因素的影响;(3)从1990至2011年，全社会平均劳动生产率呈上升趋势。1991年到2011年期间，劳动生产率增长率的均值为10.54%，其中，由各行业自身增长效应均值为9.39%，结构变迁效应均值为1.15%，结构变迁效应占增长率比重为14.95%。除了1997年到2001期间以及20个别年份结构变迁降低了劳动生产率增长率，其它年份结构变迁都提高了劳动生产率增长率。从总体上讲，过去20多年，劳动生产率的增长率主要还是由各行业自身技术进步引致的，但就业结构的变化也提升了劳动生产率增长率;(4)中国经济增长平均68.5%左右由资本积累和劳动力积累驱动，31.5%左右由劳动生产率的增长驱动，其中劳动生产率增长平均7.14%源于劳动力在不同行业重新配置的结构变迁。尽管资本积累依旧是中国经济增长的主要推动力，但是，结构变迁效应对经济增长的拉动系数是资本增长的2倍多;(5)以2001年为分界点，劳动增长率的贡献在此之前呈现上升趋势，之后则呈现下降趋势，后10年劳动增长率的平均贡献仅仅是前10年的一半左右，但是，结构变迁效应的平均贡献则是前10年的5倍左右。因此，尽管中国经济增长的“人口红利”正在下降，但是就业的“结构红利”总体上正在处于上升趋势。

在过去20多年里，中国经济增长除了源自要素累积和行业自身技术进步，劳动力在不同行业间重新配置而对生产率的提升也促进了经济增长。这表明经济增长过程中存在明显的结构变迁效应。尽管这种结构变迁效应对经济增长贡献比重还不大，但是，从总体上讲，它的重要性正在增加。当前，中国正在积极推进经济增长模式的转型。如何通过全面深化改革以促进产业升级和结构转型是经济增长模式转型的重要组成部分。经济增长过程中的结构变迁将得到更多的重视。如何通过制度改革促使要素在各个行业间的自由流动，进而构建一个有利于经济结构沿着更有效率方向变迁的资源配置机制是未来中国经济体制改革的重要内容。结构变迁效应在中国经济增长中贡献份额将得到提高，中国经济增长也将呈现更多的“结构红利”。

“一带一路”战略的经济增长效应 篇3

关键词：“一带一路”战略；经济增长效应；对外直接投资

1.引言

构筑“中国梦”——实现中华民族的伟大复兴是在习近平主席领导下13亿中国人的最伟大的梦想。面对当前经济全球化深入发展，区域经济一体化加快推进，全球增长和贸易、投资格局正在酝酿深刻调整，亚欧国家都处于经济转型升级的关键阶段，而以美国为首的西方发达国家重返亚太对亚洲市场的抢占，加之中国在日渐强大过程中各种中国威胁论的舆论不绝于耳，种种迹象表明中国的政治经济面临巨大挑战。经过深思熟虑，统筹兼顾，以习近平同志为总书记的党中央主动应对全球形势深刻变化、统筹国内国际两个大局提出构建“一带一路”的重大战略决策，加强西部的对外开放，同时加强陆路运输的建设。国家发改委学术委员会秘书长张燕生预计，2014—2020年，中国累计向国外提供的商机将达17万亿美元，对外直接投资存量将突破1.2万亿美元，将为世界其他国家贡献700万个新增就业岗位，对世界经济增长的平均贡献率将达到27%。“一带一路”战略将用实际行动证明，中国正在为沿线国家和地区带去新的合作机遇和发展前景。

本文运用计量实证分析法，分析“一带一路”战略的经济增长效应，深刻的认识“一带一路”战略背后的强大动力，为战略的具体实施提供实证依据，针对实证分析结果，提出笔几点可行性建议。

2.“一带一路”战略经济增长效应——基于对外工程承包的实证分析

2.1数据与模型构建

2008年确立《对外工程承包管理条例》以来，我国的对外经济合作进程进一步加快，特别是自“一带一路”启动以来，合作的进程更为显著。根据国家统计局统计2014年我国对外经济合作状况如下表2-1。

由上表中可以看出，继“一带一路”战略启动以来，我国对外工程承包、对外劳务合作以及非金融类对直接外投资额成增扩的趋势，特别是我国的对外工程承包增速尤为显著，为了更为清晰的分析“一带一路”战略的经济效应，我们看2008年-2013年我国对外工程承包投资额变动趋势，如图2-1。

我們发现仅2014年11月份我国对外工程承包就已经达到823.4亿元人民币，已经超过2013年全年对外工程承包额的一半（2013年为1371.4亿元）。由此可见，对外工程承包是我国对外经济合作战略的重中之重，是促进亚洲区域经济一体化进程中非常重要的一环。

鉴于“一带一路”政策自启动至今时间不过一年有余，年度数据的时间序列模型无法操作，加之我国的《对外工程承包管理条例》是在2008年启动的，而对外工程承包额的年度数据的统计是从2009年开始统计的。因此，在这里笔者选取2009-2013年5年的数据作计量分析，来预计“一带一路”战略——基于对外工程承包的经济增长效应。笔者以国内生产总值GDP代表经济增长设为因变量，用Y表示，单位为亿元；以对外工程承包为因变量，用X表示，单位为亿元。笔者在建立模型之前先对因变量Y与自变量X做散点图分析变量之间的关系，发现两变量之间呈线性关系，因此，我们建立线性模型如下：

由3-2式可知，在其他条件不变时，X每增加1亿元，Y就随之增加163.4077亿元，从初步得出的模型来看，在其他条件不变时，对外工程承包的增加，对于经济增长具有正向的拉动作用。也就是说对外工程承包的增加是经济增长的重要原因之一。因此，我们可以得出结论，在“一带一路”战略的进一步推动之下，对外工程承包必然会超过历史以往的规模，呈现规模扩大的趋势，在中国“基建”对外投资热潮之下，中国的经济必然快速增长。这仅仅是基于对外工程承包的分析，同样“一带一路”战略还会促进其他方式的对外投资，可见“一带一路”战略的经济增长效应又开创了历史的记录。

3.“一带一路”战略展望

第一，一带一路战略对外将有助于与相关地区和国家实现互惠互利，共同发展，争取对周边贸易的主动权和加强区域影响力；对内有助于提升需求，促进更高层次、更全面的发展。有利于解决中国能源需求不足的状况，拓宽能源进口渠道，减少对海洋运输的过度依赖，缩短运输里程，降低运输成本。

第二，巩固中国同中亚和东南亚的合作基础，逐步形成两个辐射作用。海上丝绸之路经济带可以逐步辐射到南亚和非洲等地区，扩大中国的影响力。并有利于新的欧亚商贸通道和经济发展带的形成。

第三，带动中西部加快改革开放。建设“丝绸之路经济带”可以成为扩大中西部开放、打造中西部经济升级版的主引擎。促进东部地区的转型升级和对外投资。东部省份可以寻求与东南亚国家合作的新支点，加大经贸合作力度，以点带面，形成联动发展的新局面。

第四，一带一路战略未来利好五类企业：1、交通运输类公司；2、建筑及基础设施工程类公司；3、设备及配套类制造业公司；4、原材料类公司；5、中长期来看，中国的品牌消费品（医药、家电、汽车等）、传媒等板块也将受益。

总之，“一带一路”战略是国家与时俱进，开拓创新的伟大结晶，是实现中华民族伟大复兴，推动亚洲区域经济一体化的重要举措，“一带一路”战略有利于促进新兴经济体国家乃至全球经济的发展。（作者单位：贵州财经大学）

参考文献：

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[6]王敬文.“一带一路”打开筑梦空间[J].中国外资，2014.

信息资源的经济增长效应研究 篇4

一、经济增长理论的回顾

经济增长理论以经济长期增长为研究对象,分析各增长因素在长期增长过程中的作用。早在18世纪,古典经济学家就对经济增长进行了研究。1776年,亚当·斯密的《国民财富的性质和原因的研究》出版,斯密关心的首要问题是经济增长问题,宗旨是探讨国民财富增长是由什么因素决定的。斯密指出,分工是经济增长的主要源泉,因为分工导致了劳动生产率的提高,而劳动是财富的源泉。为了增加国民财富,一要提高在业工人的劳动生产率,二是提高生产劳动者人数对非生产劳动者人数的比例。为了提高劳动生产率,就需要加强劳动分工;为了增加生产工人的人数,就需要增加积累用以雇佣工人的资本;同时,资本积累还促使产业间分工更细密,通过产业数量增加而促进经济增长。后来的李嘉图在他的《政治经济学及赋税原理》一书中分析了他的经济增长论,强调资本积累是经济增长的关键。

自亚当·斯密以来,整个经济学界围绕着驱动经济增长的因素进行了长期的争论,最终形成的比较一致的观点是:一个相当长的时间里,一国的经济增长主要取决于下列三个要素:一是随着时间的推移,生产性资源的积累;二是在一国的知识技术既定的情况下,现在资源存量的使用效率;三是技术进步。长期以来,在西方经济学界,经济增长的标准解释模式是50年代美国经济学家罗伯特·索洛(R.M.Solow)提出的生产函数假设。该假设认为,经济发展取决于所投入的资本和劳动力的数量:(1)资本和劳动力翻番,则产出翻番;(2)增加对资本的投入而不增加劳动力的投入,或增加劳动力投入而不增加资本投入,那么,产出增长递减。按照这一理论,发达国家与欠发达国家之间除了在人力资本和非人力资本上的差别外,几乎没有什么差别。然而,世界经济近40年发展的事实并非如此,西方工业发达国家对于资本的投入高于对劳动力的投入,但是,投资回报并未递减;亚洲“四小龙”的经济起飞,非洲经济的停滞不前或下降等经济发展现象,都不能在新古典经济学理论框架中得到合理解释。在这种情况下,罗默、卢卡斯等人用新的方法,从新的角度开始研究这些现象,并在理论上取得了新的突破。逐步形成了所谓的新经济增长理论。

保罗·罗默(P.Romer)1986年出版的《报酬递增和长期增长》开创了经济学研究经济增长理论的新高潮。该理论通过建立内生经济增长模型来研究内生生产要素收益递增问题。他指出,知识是生产的另外一个基本要素,即经济发展的要素有四个:资本、非技术劳动力、人力资本和新思想。哈佛大学罗伯特·巴罗等运用罗默的研究方法对发达国家与欠发达国家进行的调查也说明,严重阻碍欠发达国家发展的社会因素不是缺乏有形资本,而是缺乏无形资本(知识)和人力资本(教育)。斯坦福大学约瑟夫·斯蒂格利茨和牛津大学霍华德·帕克(HowardPack)等也都从不同角度研究得出同样结论。无论是新经济增长理论中的何种理论,它们都认识到这样一个问题:知识或信息对经济增长有着直接或间接的贡献,这些贡献甚至能够被直接测算出来。

二、信息资源的经济增长模型分析

信息化是一种处于不断深入和发展中的社会现象,许多国家特别是西方一些国家的研究人员对信息化发展与理论作了非常深入的研究。美国是推动世界进入信息化时代的主要发源地,因而有关信息化发展理论与分析方法的研究也最先开始。1961年经济学家斯蒂格勒在美国《政治经济学杂志》上最早发表了“信息经济学”一文,标志着“信息经济学”诞生;对这一领域最早做出开创性工作并产生深远影响的是马克卢普教授,1962年他发表了《美国知识的生产与分配》一书,提出了一套测算信息经济规模的方法;波拉特继承并在很大程度上扩展了马克卢普的研究成果,于1977年出版了《信息经济》一书,提出了被称为“波拉特法”的信息化发展测度方法;对于信息社会的形态许多学者也进行了描述,代表性著作有托夫勒的《第三次浪潮》、贝尔的《后工业社会的来临》、斯托尼尔的《信息财富——简论后工业经济》、霍肯的《下一代经济》等,日本学者在60年代中期建立了对信息化进行社会测度的模型——信息化指数模型。

我国学者朱幼平(1996)根据保罗·罗默提出的新经济增长理论和柯布-道格拉斯生产函数的变形形式认为,在现代社会中,除资本和劳动外,决定经济增长的第三个要素是信息要素(包括科技进步),而不是单纯的科技进步。社会总产品或国内生产总值(GNP)生产函数为:Y=aIαKβLγ(1)

(1)式给出了信息化的经济增长函数。其中,Y代表社会总产品产量或国内生产总值;I代表社会信息要素量(即信息丰裕系数);K代表社会总资本量;L代表社会总劳动量;a,α,β,γ分别为系数。在此基础上,以中国国内生产总值、全社会固定资产投资、就业人数为统计数据源做回归分析。首先,将(1)式变化为:

其中,A、B和C分别为系数,Y、I、K和L分别用1980-1992年(令1980=1)我国实际GDP指数、信息要素指数、全社会固定资产投资指数和就业指数代表。计算结果为:

线性回归系数R 2=0.99728。该结果表明1980-1992年间中国实际GDP与信息、资本和劳动要素三者间的相关关系明显,其中信息要素对国民经济增长的贡献最高(系数为0.841597)。通俗地说,在该时期内,中国信息丰裕系数的对数每增长1个单位,能够引发国内生产总值指数的对数增长0.841597个单位。尽管上述定量分析结果中不能绝对排除存在自相关因素,但分析结果总体上表明的信息要素成为中国国民财富增长的重要来源这一结论依然是可信的。

三、信息资源促进经济增长的国际比较

信息化在国民经济和社会发展中发挥的作用越来越重要,信息化发展水平已经成为衡量国家综合国力与国际竞争力的重要标志。本文采用国家统计局国际中心所建立的信息化发展指数(IDI)(1)评价指标体系和评价方法,来衡量世界主要国家从1995年以来的信息化发展水平。信息化发展指数(IDI)是一个评价国民经济基础和社会信息化发展水平的综合性指标,可以用来衡量社会利用信息技术来创建、获取、使用和分享信息及知识的能力,以及信息化发展对社会经济发展的推动作用。通过世界各国(地区)信息化发展水平的比较及信息和通讯技术支出占国民经济比重不同的比较对各国信息资源对国内经济增长的促进作用进行实证分析。

1. 世界各国(地区)

信息化发展水平比较。世界主要国家(地区)按照经济发展程度,可划分为高收入国家、中高收入国家、中下收入国家和低收入国家,将所比较的信息化发展水平分为高、中高、中和低四个类型,可以看出:(1)世界主要国家(地区)信息化发展总指数均呈现出逐年提高的趋势。(2)不同类型国家(地区)信息化发展指数增长速度不同。信息化水平较低国家的信息化发展指数的年均增长速度较快,一方面由于信息化发展水平较低国家大都是发展中国家和不发达国家,这些国家在经济发展过程当中均意识到了信息资源以及信息化对于经济增长的促进作用,所以都大力发展信息化;另一方面是由于信息化水平较低国家(地区)所计算指标的基数较小,所以其发展速度较快。(3)不同类型国家(地区)信息化发展指数相差很大。

2. 世界各国(地区)

信息和通讯技术支出占GDP比重不同的比较。对于信息资源促进经济增长进行国际比较所选取的第二个指标是各国(地区)信息和通讯技术支出占GDP的比重。通过比较可以看出:(1)信息化发展指数较高的国家(地区)信息和通讯技术支出占GDP的比重较大,而且人均GDP都在15 000美元以上,属于中高国民收入国家。(2)信息化发展指数较低的国家(地区)信息和通讯技术支出占GDP的比重也在不断增加,但人均GDP较低。发展中国家由于意识到了信息技术所带来的巨大的收益,在信息和通讯领域的投资也不断加大,使得经济出现较快的增长。由于其经济基础薄弱和技术水平的限制,在信息和通讯领域的投资的回报收益率相对低。

通过上面的分析我们可以得出以下结论:在过去的10年间世界信息化水平得到了迅速发展,不仅发达国家而且发展中国家和不发达国家都意识到了信息资源对于经济增长的促进作用,纷纷制定本国的信息化战略,使得信息化发展指数都有了不同程度的提高。信息化发展指数比较高的国家(地区)信息和通讯技术支出占GDP的比重较大,而且人均GDP也比较高,信息化发展指数比较低的国家(地区)信息和通讯技术支出占GDP的比重较小,而且人均GDP也比较低。由于各国(地区)对信息资源的开发利用程度不同,信息资源对于各国(地区)经济增长的促进作用不同。

四、我国信息化发展状况及政策建议

我国信息化发展总指数在世界的位次较低,从信息化发展指数五个分类指数比较来看,使用指数和环境与效果指数均低于世界平均水平,在信息化发展水平同类国家(地区)中,中国只有信息消费指数略高于平均水平,其他四项均低于平均水平,五个分类指数全部低于信息化发展高水平国家(地区),其中基础设施指数和环境与效果指数的差距更大。

看到差距的同时要正确认识后发优势,探讨实现信息领域的跨越式发展的可能性。信息化是一把“双刃剑”,它既为中国的赶超提供了机会,也会形成“数字鸿沟”。对于中国而言,必需抓住有利时机,加速信息化与工业化的融合,实现生产力的跨越式发展。加速发展信息技术,利用信息技术加强对传统产业的改造。应制定倾斜政策,促进信息技术市场健康发展,加速发展信息技术,扶持信息技术产业发展重点发展以电子计算机技术和通信技术相结合而组成的各种信息技术。同时,加速实现利用信息技术对传统产业的更新与改造,以提高整体劳动生产率产品值附加性和产品档次,增强产品在国内外市场的竞争力。坚持教育先行,用教育信息化带动社会经济信息化。要加强三方面的教育:一是学校教育;二是对管理者的教育,要提高领导干部的信息素质;三是国民素质教育。在全社会开展广泛的信息教育,提高计算机和网络的普及应用程度。加强信息资源的开发和利用。信息资源的开发利用是国家信息化的核心任务,是国家信息化建设取得实效的关键,根据我国国情,主要应做好政务信息资源的开发利用、公益性信息资源的开发利用和信息资源产业的开发利用公益性信息资源主要包括农业信息资源、水利信息资源、高校就业信息服务和教育资源库建设等。信息资源产业主要指的是数字电影、数字动漫和网络游戏等产业。

参考文献

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[8]傅德棣.国外高技术及其产业发展态势[M].北京:地震出版社,2000:18.

增长效应论文 篇5

该文运用国际贸易理论定性的分析了FTA对中国经济的影响,并通过建立计量经济模型定量的分析了FTA对中国经济的影响.研究结果显示,出口导向率对总产出有促进作用,进口渗透率对总产出有一定的负面影响,净出口额增量占GDP比值对就业人数增长率有积极的拉动作用.表明FTA对中国的`经济发展有推动作用.

作 者：黄庆 陈柳钦  作者单位：黄庆(江西财经大学,江西,南昌,330013)

陈柳钦(天津社会科学院,天津,300191)

刊 名：鄂州大学学报 英文刊名：JOURNAL OF EZHOU UNIVERSITY 年，卷(期)：2004 11(3) 分类号：F061.3 F740 关键词：双边自由贸易协定   总产出   就业增长率  

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增长效应论文 篇6

关键词:政府物质资本投资;政府人力资本投资;效用增强型服务;经济增长

一、 引言

近年来,国内学者越来越多地利用我国财政支出结构与经济增长的经验数据进行实证研究,以便为我国财政支出结构的优化提供政策建议,遗憾的是,到目前为止仍未达成统一的共识。如,郭庆旺、吕冰洋、张德勇(2003)利用我国1978年~2001年财政支出结构与经济增长的经验数据进行实证检验的结果表明,财政支出总水平与经济增长负相关,财政生产性支出与经济增长正相关,财政科研支出和人力资本支出比物质资本支出更能促进经济增长。而孙长清等(2004)在将财政支出分为财政投资、生产性财政消费和非生产性财政消费的基础上,运用1978年~2000年全国数据进行了经验分析,结果发现财政投资与经济增长负相关,生产性财政消费支出和非生产性财政消费支出与经济增长呈正相关关系,并且指出财政投资与经济增长负相关的原因在于我国的财政投资过多而产生的低效率所致。

长期以来,我国的经济增长一直呈现出粗放型增长模式的特点,增长主要表现为高投入、高能耗、高污染的推动,而人力资本和技术进步对经济增长的贡献则相对较低。因此,经济增长的可持续性问题越来越受到社会各界的关注。在我国,随着经济的快速发展,贫富差距同样也越来越大,贫富差距不仅仅是一个社会问题,同样也是一个经济问题,它能够通过影响社会因素,从而不利于经济增长。因此,如何利用财政支出政策这个再分配工具,通过优化财政支出结构处理好经济增长和社会发展的关系,以便更好地服务于我国的经济增长,已成为一个重要的研究课题。

二、 实证分析

下面,我们将利用我国1978年~2006年的财政支出数据, 对财政支出规模及结构与经济增长的关系进行实证分析。具体地,我们构建如下的长期均衡关系计量模型:

?酌t=?琢0+?琢?子t+?琢1vI,t+?琢2vH,t+?琢3vE,t+?着t(1)

其中:?酌t为经济增长率指标,本文采用历年真实GDP增长率(先利用各年份GDP平减指数对相应年份的名义GDP进行缩减,得到1978年价GDP,再计算真实GDP增长率)来度量;?子t为政府财政支出规模指标,采用历年预算内财政支出总额占当年名义GDP的百分比来度量;vI,t、vH,t、vE,t为政府财政支出结构中物质资本投资、人力资本投资及效用增强型服务的占比,分别采用历年经济建设费、社会文教费、社会保障费支出占政府财政总支出的百分比来度量;?着t为随机干扰项,反映除财政支出规模和结构之外的所有因素对经济增长率的影响。上述各指标数据均来自《新中国五十五年统计资料汇编》和《中国统计年鉴2007》。

1. 模型的估计与检验。由协整理论可知,只有当各变量之间存在协整关系时,依据这些变量建立的长期均衡关系在统计学上才是可靠的,而各变量之间是否具有协整关系,则对各变量的单整阶数有严格的要求。因此,基于本文的研究目的,我们首先需要对上述各变量的单整阶数进行单位根检验。这里采用迪基—富勒(1981)提出的ADF单位根检验,结果如表1所示。

由表1的各变量单位根检验结果可知,度量经济增长率和度量政府财政支出相对规模的变量表现为平稳序列,而用来度量财政支出结构的三个变量都表现为一阶单整序列。这说明,我国的政府总支出和经济总产出总体上是同步增长的;而由于用来度量财政支出结构的三个变量都表现为一阶单整序列,这表明在财政支出的相对规模基本不变的情况下,我国的财政支出结构发生了重大变化。那么,财政支出结构的变化究竟对经济增长产生了怎样的影响?下面,我们将通过估计经济增长率对财政支出规模和支出结构的长期均衡关系给出回答。具体估计结果如下:

?酌t=-47.99+1.42?子t-0.24vI,t+2.03vH,t-1.32vE,t+0.44AR(1)(2)

R2=0.45 DW=1.65

在估计上述长期均衡关系时,为了校正序列相关,在回归估计中加入了AR(1)项。然而,由于上述各变量的单位根检验并不全是平稳序列,因此,还必须检验上述变量之间是否存在协整关系。依据恩格尔—格兰杰(1987)提出的协整检验方法,对上述回归估计的残差序列?着t进行AEG检验,经检验可得AEG统计量的值为-4.26,依据麦金农(1991)提供的计算临界值的响应面函数,可得在5%的显著性水平下临界值为-4.06。由于AEG=-4.26<-4.06,所以上述变量之间存在协整关系,式(2)即为它们之间的长期均衡关系。

2. 回归结果的分析与应用。改革开放以来,财政政策在促进我国经济增长方面发挥了重大作用,特别是20世纪90年中后期为应对亚洲金融危机而出台的积极财政政策,使我国经济在全球经济处于低迷的状态下仍然保持了较高的增长率。然而,为应对金融危机而出台的积极财政政策确切地说是扩大公共物质资本投资的财政政策,这在我国投资需求过大而消费需求严重不足的情况下,更多地表现为一种相机抉择的“急救”政策,并没有从根本上改变我国经济增长的模式。与此同时,政府物质资本投资的增大必将挤占财政支出中的人力资本投资和效用增强型服务的份额。那么,我国目前的财政支出现状究竟对经济增长产生了怎样的影响?以及我们应该如何进行优化?下面,我们将根据上述(2)式给出的经济增长率对财政支出的规模及结构的长期均衡关系,对这一问题作出解释。

(1)支出总量对经济增长具有积极的促进作用。由长期均衡关系的估计结果可知,预算内财政支出占GDP的比重每增加1个百分点将导致经济增长率上升1.42个百分点,这表明目前在我国增加财政支出仍能够促进我国的经济增长。在财政支出的最优规模方面,Karras(1993)对发达国家的估计结果为政府支出占GDP的20%。但是,从我国财政支出规模的经验数据来看,除改革初的前10年财政支出占GDP的比重超过20%外,其余年份均未达到此数值。这说明我国目前的财政支出还存在总量不足的问题,在现阶段扩大我国的财政支出规模仍能够继续推动我国经济的快速增长。

(2)政府物质资本投资对经济增长具有一定程度的负效应。由回归估计结果可知,经济建设费支出占政府财政总支出的比重每增加1个百分点,经济增长率将下降0.24个百分点。虽然这一结果在统计上不具有显著性,但负的系数至少说明在我国现阶段增加政府物质资本投资对经济增长将产生不利的影响。那么,为什么在我国现阶段增加政府物质资本投资对经济增长具有不利影响?我们认为,这与我国的经济增长模式密切相关。众所周知,改革以来我国的经济增长一直是靠高投资拉动的,投资率一直高居世界前列。张军(2002)通过对我国的资本—产出比进行测算后指出,我国存在过度的资本深化现象,并已导致物质资本的生产力递减。由于20世纪90年代中后期实施的扩大公共物质资本投资的财政政策进一步加深了我国的资本深化过程,因此,在我国现阶段,增加政府物质资本投资将对经济增长产生不利的影响。

(3)政府人力资本投资在促进我国经济增长中具有至关重要的作用。根据本文采用的广义人力资本指标,社会文教费支出占政府财政总支出的比重每增加1个百分点,经济增长率将提高2.03个百分点,这说明在我国现阶段增加政府人力资本投资将大大提升我国的经济增长速度。上文的分析已经指出,由于我国已经存在过度资本深化现象,并已导致物质资本的生产力递减,因此,要实现我国经济的持续快速增长,必须把支撑经济增长的动力转变到人力资本上来。虽然近年来为改善人力资本状况,国家一直在提高教育、卫生等方面的支出,但就我国目前来看这方面的支出仍然不够,距离满足经济和社会发展的需要仍然存在较大的缺口。因此,国家还必须继续加大财政支出中用于人力资本方面的投资,只有这样,才能使我国经济增长方式真正从外延向内涵转变。

(4)效用增强型服务支出的增加对我国经济增长具有负面效应。依据本文采用的衡量效用增强型服务的指标,社会保障支出占政府财政总支出的比重每增加1个百分点,经济增长率将下降1.32个百分点。从Devarajan、Swaroop、 Zou(1996)的观点来看,则反映了我国社会保障支出使用效率的低下,并不能说明我国的社会保障支出相对于其它支出的比重较高,因为与西方发达国家相比,我国的社会保障支出占总支出的比重还很小。究其原因,这可能是因为在我国目前这种体制下,面向低收入群体和困难家庭的扶贫资金的使用仍以“救济式扶贫”为主,社会保障支出的增加并没有使这部分人群真正走上脱贫致富的路子,反而使其对政府产生了某种依赖性,导致他们努力工作的意愿下降,这样反而对经济增长产生了不利的影响。然而,李永友、沈坤荣(2007)的研究表明,相对贫困程度的加深对我国的经济增长具有显著的负面影响,并且社会保障支出的增加能够通过缩小贫富差距促进我国的经济增长。这也进一步表明了,我国政府必须尽快建立健全社会保障制度,提高社会保障支出的使用效率,以使之更好地促进我国的长期经济增长。

(5)财政支出结构的优化能够提升我国的经济增长率。现在我们根据本文经验分析的结果,简单分析一下政府支出结构的调整对经济增长率的影响。假定维持支出的规模不变,而令政府经济建设费支出减少1个百分点,社会文教费支出和社会保障费支出分别增加0.7和0.3个百分点。在支出比重对经济增长率的边际影响恒定的情况下, 经济增长率将因此而提高1.26个百分点(即:?驻?酌=-0.24*(-1)+2.03*0.7-1.32*0.3=1.26)。应该看到的是,如果我们考虑社会保障支出对缩小贫富差距的增长效应,那么结构的调整将带来更大的经济增长率。由此可见,通过对支出结构进行微调(适当压缩政府物质资本投资的比重,相应提高政府人力资本投资和效用增强型服务的比重),完全有可能既兼顾到社会的全面发展,又能实现经济的持续快速增长。

三、 结论与政策建议

本文利用我国1978年~2006年的经验数据,对我国财政支出规模及结构与经济增长的关系进行了实证分析。结果表明,我国财政支出规模还未达到最优水平,财政支出结构配置也不尽合理。具体表现为:经济建设费支出过高,不利于经济增长;社会文教费支出明显偏低,因而提高其比重有助于促进经济增长;我国社会保障费支出严重不足,但由于其使用效率低下,同样不利于经济增长。运用上述实证分析的结果,我们进一步证实了,通过财政支出结构的优化(适当压缩政府物质资本投资的比重,相应提高政府人力资本投资和效用增强型服务的比重),完全可以既兼顾到社会的全面发展,同时又能实现经济的持续快速增长。

上述实证分析结论对我国财政政策的制定和财政支出结构的优化具有重要的指导意义。我们认为有以下几点:(1)由于我国目前的财政支出还远未达到经济和社会发展所需要的水平,财政支出规模的扩大对我国经济增长具有积极的促进作用,因此,政府仍需要继续加大财政支出的规模。(2) 由于我国存在的过度资本深化现象导致了物质资本的边际生产率下降,而过去的政府物质资本投资又大多投向竞争性的生产领域,这导致经济建设费支出对经济增长产生了一定程度的不利影响。因此,政府投资必须从竞争性的生产领域退出,进而转向公共基础设施领域或人力资本投资和效用增强型服务领域。(3)我国经济增长的高投入、高能耗、高污染现象非常突出,而对人力资本投资及其对经济增长的拉动作用则重视不够,这种粗放型增长模式是难以为继的。为实现经济的可持续增长,政府必须加大财政支出中用于人力资本方面的支出。(4)虽然本文的研究表明我国目前的社会保障支出对经济增长有不利的影响,但是在我国经济增长迅速而社会发展却比较滞后的情况下,为构建社会主义和谐社会的需要以及经济的长期可持续增长,我们认为适当提高财政支出中用于缓解贫困和缩小贫富差距的社会保障支出的占比,是值得的,也是非常必要的。

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基金项目:国家社科基金项目(09BTJ014)。

作者简介:夏祥谦,天津财经大学统计系博士生。

我国对外贸易经济增长效应探讨 篇7

(一)理论方面的研究

不同时期的经济学家对贸易与经济增长的关系提出了不同的理论见解:一是亚当斯密的绝对优势理论与大卫李嘉图的相对优势理论,分别从劳动力这一要素绝对优势角度与相对优势角度讨论分析了自由贸易的发展对经济增长的拉动作用。二是约翰穆勒认为国际贸易可以带来巨大的贸易利益,分别是直接利益和间接利益。直接利益是指利用国际分工实现资源的优化配置,获得本国进行生产所必须的原材料和机器设备;间接利益是指通过国际贸易可以营造一个和平的国际环境,促进经济增长。三是俄林(Bertil Ohlin)与赫克歇尔(Eli F Hecksher)的要素禀赋理论。其在严格假设条件下,证明各国应生产出口使用本国较为丰裕要素的产品,进口本国较为稀缺要素的产品,从而使各个国家均获利。四是凯恩斯的“投资乘数理论”。认为出口可以增加有效需求,一国的出口和国内投资一样,可以增加国内生产总值。而且还是存在若干倍的增长,即存在乘数效应的作用。五是罗宾逊(D.H.Robertson)提出“贸易是经济增长发动机”的观点。认为贸易不仅仅是在进行资源配置,实际上是通过对外贸易把中心国家的经济增长传递给其他国家,从而促进了经济增长。在这个意义上,贸易起到了经济增长发动机的作用。六是罗默(P.M.Romer)、卢卡斯(R.E.Lucas)等人提出的新增长理论。其核心是将技术创新纳入到经济增长的影响因素中给与考虑。而国际贸易有利于新技术、新思想的扩散与发展,使总产出水平得以提高,经济加速增长。

(二)实证方面的研究

1. 出口与经济增长的关系问题

(1)出口对经济增长作用较明显。贾金思(1998)使用SNA恒等式激增量公式和外贸对经济增长拉动作用的量化公式进行实证研究,结果表明:净出口对经济具有拉动作用。周申(2001)使用AR(1)与MA(1)残差回归分析方法,认为贸易增长率的变动与gdp增长率的变动之间存在稳定的定向关系。林毅夫、李永军(2002)使用联立方程组进行研究,认为出口增长对经济增长的具有较大推动作用。

(2)出口对经济增长作用不大或者作用不明显。赖明勇(1998)使用简单线性回归模型检验得出结论:出口贸易对经济增长的推动作用较弱。杨全发(1998)使用生产函数线性回归模型进行实证分析,结果表明:出口增长对经济增长作用不大。包群、许和连、赖明勇(2003)使用5种不同的贸易开放度度量方法、相关分析、回归分析、向量自回归模型(VAR)等计量方法,研究结论认为:基于不同的贸易开放度度量方法或者指标会导致不同的结论,其中只有贸易依存度可以较好地反映中国经济增长和贸易开放度的关系。进一步动态分析发现,经济增长主要依赖于要素投入的增加,相对而言贸易开放对经济增长的作用还不明显。

(3)出口对经济增长短期内效果明显,但在长期效果不明显。赵陵、宋少华、宋泓明(2001)使用3变量系统vecm中进行Granger因果检验,运用ADFf和PP单位根检验,JJ协整分析技术及aic、sc标准进行实证研究,得出如下结论:出口增长对经济增长的拉动作用仅仅是短期的,而长期内并不明显。石传玉、王亚菲、王可(2003)使用单整性检验、协整检验、误差修正模型等计量方法,得出短期内出口对经济增长的促进作用,而长期则不是的结论。

(4)出口与经济增长是否存在因果关系。沈程翔(1999)使用Granger(f统计量)因果检验、DF单位根检验、EG-DF协整检验及FPE标准等计量方法,得出出口与产出之间存在双向因果关系,但没有长期稳定关系的结论。

2. 进口与经济增长的关系问题

陈家勤(1999)使用外贸依存度、弹性分析、相关分析等数据与方法进行研究,结果研究表明:进口增长对经济增长作用较大。刘晓鹏(2001)使用协整分析、误差修正模型(ecm)进行检验,其认为进口增长对经济增长的具有较大拉动作用。

3. 进口、出口与经济增长关系问题

蔡南南(2007)使用1980年至2004年的年度数据进行实证检验,研究结果表明:我国对外贸易与经济增长之间存在着极强的相关关系,给出了变量间的协整方程;通过格兰杰因果检验发现:出口增长是经济增长的granger原因,经济增长是出口增长的granger原因,进口增长是经济增长的granger原因,进口增长是出口增长的granger原因,我国应采用出口贸易与进口贸易并重的贸易政策。

从国内的研究可以看到,贸易与经济增长的关系是较为复杂的。学者们站在不同的角度,使用不同的方法,得出了不同的结论。

二、实证分析

(一)数据选取及处理

注:检验形式(C,T,K)分别表示单位根检验方程的常数项、时间趋势和滞后项;K的选择是以AIC和SC值最小为标准;D表示差分算子。

笔者选取1980年—2008年GDP(国内生产总值)、EXPORT(出口总额)、IMPORT(进口总额)的相关数据进行研究。相关数据均来源于我国历年统计年鉴及各年统计公报,必要时进行了整理并进行计算处理。为了防止“异方差”情况的出现,分别对GDP(国内生产总值)、EXPORT(出口金额)和IMPORT(进口总额)取自然对数得Ln(GDP)、Ln(EXPORT)和Ln(IMPORT)序列。

(二)单整检验

为了防止“伪回归”情形的出现,先对Ln(EXPORT)、Ln(GDP)和Ln(IMPORT)序列进行平稳性检验,检查其是否存在单位根。

由表1可知,Ln(GDP)、Ln(EXPORT)和Ln(IMPORT)序列均不平稳,而DLn(GDP)、DLn(EXPORT)和DLn(IMPORT)序列在5%的显著水平下均为一阶单整,DLn(GDP)、DLn(EXPORT)和DLn(IMPORT)序列可能存在协整关系。

(三)协整检验

格兰杰因果检验只是粗略地证明在Ln(EXPORT)与Ln(GDP)存在因果关系。为了更精确地研究其数量关系,需要通过协整检验来确定其是否存在可能的数量关系。进行协整关系检验有两种方法。协整检验可以分为两种:一种是对回归残差的平稳性进行检验,代表方法是Engle—Granger两步法;另一种是对回归系数进行整体检验,如Jonansen协整检验。本文采用Engle—Granger两步法协整检验。

下面分别就序列Ln(GDP)与Ln(EXPORT)、Ln(GDP)与Ln(IMPORT)使用Engle—Granger两步法检验它们之间是否存在协整关系。

1. 对序列Ln(GDP)与Ln(EXPORT)进行检验,分两步:

第一步,对Ln(GDP)和Ln(EXPORT)序列进行回归,回归结果为:

第二步,对回归的残差序列进行平稳性检验,结果如表2所示:

2. 对序列Ln(GDP)与Ln(IMPORT)检验,分两步:

注:检验形式(C,T,K)分别表示单位根检验方程的常数项、时间趋势和滞后项;K的选择是以AIC和SC值最小为标准。

第一步,对Ln(GDP)和Ln(IMPORT)序列进行回归,回归结果为:

第二步,对回归的残差序列进行平稳性检验,结果如表3所示:

注:检验形式(C,T,K)分别表示单位根检验方程的常数项、时间趋势和滞后项;K的选择是以AIC和SC值最小为标准。

在前面的检验中,我们可以看到序列Ln(GDP)与Ln(EXPORT)在5%显著水平条件下存在协整关系,而序列Ln(GDP)与Ln(IMPORT)不存在协整关系。具体的协整方程就是:

也就是说,当出口增加1%时,可以拉动国内生产总值0.73%。证明出口对经济增长的拉动作用是比较大的。

(四)格兰杰因果检验

格兰杰因果检验要求各变量均平稳。由于Ln(GDP)、Ln(EXPORT)和Ln(IMPORT)序列均不平稳。但是其一阶差分序列平稳,所以笔者对DLn(GDP)、DLn(EXPORT)和DLn(IMPORT)序列进行检验。结果如表4所示:

从表4中,我们可以看到与Ln(IMPORT)与Ln(GDP)不存在格兰杰因果关系,而Ln(EXPORT)与Ln(GDP)存在因果关系且为单向因果关系即出口的变化能够引起国内生产总值的变化。也就是出口的变化是导致国内生产总值变化的原因之一。

(五)建立误差修正模型(ECM)

根据格兰杰定理:存在协整关系的变量之间有误差修正模型,建立如下模型方程:

误差修正模型的估计结果方程均通过了F检验与t检验,模型模拟总体效果较好。根据该方程可以得到:当出口每增长1%,那么国内生产总值将增长0.73%。上一年度的误差变动1%,则本年度GDP变动0.57%,其以0.57%的比率对本年度的GDP进行调整。

三、结论与启示

(一)结论

1. 实证分析结果表明:

我国在对外贸易中,不论是出口还是进口都对经济增长起到了一定的促进作用。只是出口比进口的促进作用更明显一些。出口的系数是0.72。而进口的系数是0.21。

2. 通过研究还表明:

我国出口贸易额与经济增长在长期内存在协整关系,通过格兰杰因果检验表明二者之间存在单向因果关系即出口贸易额的增长能够带动经济增长。但是进口与经济增长不存在协整关系,也不存在因果关系。短期内,进口也可以刺激经济增长。

(二)启示

从研究中,不难看出:我国经济增长在很大程度上是由出口所拉动的,这就再一次印证了我国是出口导向型经济体的观点。换言之,我国的经济增长对外部环境的依赖性还是很大的,外贸依存度还是比较高的。外部经济环境的变化很快就会影响到我国的经济发展,爆发于2007年的全球性金融危机就是一个很好的例子。金融危机导致我国主要贸易伙伴的进口需求大量下降,于此同时我国出口开始锐减、出口型企业倒闭、工人失业等情况出现。可以说这就是由于我国是出口导向型所造成的。因此,如何降低我国的对外依存度就成了摆在面前急需解决的重要问题了,也将是需要进一步深入研究的。

参考文献

[1]孔群喜,许贵阳.我国进出口贸易与经济增长的实证研究[J].重庆工商大学学报(西部经济论坛),2006,(5).

[2]郑晶.对外贸易对广东省经济增长作用的实证研究[J].国际贸易问题,2006,(4).

[3]蔡南南.我国对外贸易与经济增长关系的实证分析[J].市场论坛,2007,(1)

[4]孙楚仁,沈玉良,赵红军.加工贸易和其他贸易对经济增长贡献率的估计[J]世界经济研究,2006,(3).

[5]吴进红,陈珉.对外贸易与经济增长关系的协整分析——以江苏省为例[J].南京社会科学,2004,(11).

货币供应量的增长效应分析 篇8

一、1990—2015货币供应量及几项核心增长指标的分析

(一)货币供应量M2持续增长

国家统计局国家数据库的年度统计数据中,货币供应量M2自1990年开始统计(见图1)。从总量来看,M2呈现每年递增的趋势,自1990年的1.53万亿元,增加到2015年的139.20万亿元,扩张速度惊人。25年间,货币供应量M2与GDP的比重从0.81:1,上升到2.06:1。从增长速度来看:1991—1996年,每年的M2增速都超过20%,其中1993年增速为历史最高,达37.3%。1997—2015始终保持两位数的增速,其中2009年再次超过20%,达到了28.4%的增速。回顾中国经济的周期性变化发现,两次超量扩张货币的时期,都有经济出现衰退的迹象,因此,中国政府具有利用扩张的货币政策抵御经济衰退的传统。目前中国经济目前再一次面临衰退,进入所谓的新常态,因此2015年货币供应量M2再次扩张,较2014年高出两个点的增长。综上,中国的经济增长具有明显的“信贷繁荣”特征。

(二)几项核心增长指标基本情况

能够反映增长的指标很多,考虑数据可得和准确性,本文研究选择了几项最核心的增长指标:国内生产总值、工业增加值、全社会固定资产投资和社会消费品零售总额(见图2)。国内生产总值持续高增长,由1990年的1.89万亿元,增加到2015年的67.67万亿元。但是从曲线来看,国内生产总值的增速在最近几年出现放缓的趋势,有出现拐点的迹象。工业增加值在过去的25年也始终保持增长,但是工业增加值在国内生产总值中的占比呈现下降的趋势,特别是2015年已经出现拐点,几十年来第一次出现负增长,相较于2014年增长-2.09%。与国内生产总值同步明显的是全社会固定资产投资,除了个别年份增速放缓之外,绝大部分年份都保持两位数的增长。社会消费品零售总额增长较为稳定,基本每年都保持两位数的增长,但是占GDP的比重在逐年降低。从上述分析可以看出中国经济的投资驱动特征,经济结构的不合理日益明显。

综上所述,中国经济的长期高增长,货币供应量M2的扩张功不可没。货币的扩张拉动了整个经济的快速增长,在上述几个增长指标上体现明显。对信贷扩张反应最为敏感的是投资部门。随着经济总量已经居于世界第二,以往一贯的货币扩张所带来的信贷繁荣变得不可持续。本文将应用VEC模型分析过去25年的货币扩张所带来的增长效应。

二、实证分析

(一)指标选取与数据处理

本文旨在研究中国货币供应量的增加对国内生产总值、工业增加值、全社会固定资产投资和社会消费品零售总额的动态过程。因此本文选取以下5个指标变量:货币供应量(M2)、国内生产总值(Y)、工业增加值(IVA)、全社会固定资产投资(FAI)、社会消费品零售总额(TRC)。1990—2014年各变量初始数据来源于中国国家统计局国家数据库年度数据;2015年数据来源于《中华人民共和国2015年国民经济和社会发展统计公报》。国家数据库提供的货币供应量(M2)数据自1990年开始,考虑数据的可得性和一致性,本文数据选取的期间为1990—2015年,并将1990年设定为研究基期。

上述指标皆为当年价核算,进行实证分析之前,需要剔除价格因素的影响。首先,货币供应量和国内生产总值应用1990年为基期的居民消费价格指数(CPI)剔除价格因素得到实际变量。处理过程:RM2=M2/CPI;RY=Y/CPI。其次,工业增加值使用1990年为基期的工业生产者出厂价格指数(PPI)剔除价格因素得到实际变量。处理过程:RIVA=IVA/PPI。第三,全社会固定资产投资应用1990年为基期的固定资产投资价格指数(FAIPI)剔除价格因素得到实际变量。处理过程:RFAI=FVA/FAIPI。第四,社会消费品零售总额应用1990年为基期的商品零售价格指数(CRPI)剔除价格因素得到实际变量。处理过程:RTRC=TRC/CRPI。最后,为减少数据非线性变化对实证分析的影响,对各个实际变量取自然对数,即得到本文研究的变量:LRM2、LRY、LRIVA、LRFAI、LRTRC。本文使用Eviews9进行实证分析。

(二)变量ADF检验

本文采用ADF单位根检验变量序列的平稳性。根据线型图和散点图判断6个时间序列皆为含截距项和趋势项的序列。经检验,在5%临界值水平上,LRY和LRTRC原序列平稳,LRM2滞后一阶平稳,LRIVA和LRFAI滞后二阶平稳(见表1)。由于变量非同阶平稳,因此需要做协整关系检验。

注:检验类型(C,T,L)分别表示单位根检验方程包含截距项、趋势项及滞后阶数,N表示不包含C或T

(三)协整关系检验

做协整关系检验的序列数量为5个,因此采用Johansen协整检验方法检验其协整关系。考虑到分析对象属于含截距和趋势项的时间序列,因此选择有截距项和趋势项并呈现线性的检验选项。检验结果表明,各个变量之间至少存在4个协整关系(见表2),即所研究的5个变量之间存在长期均衡关系,所以本文研究模型设定为VEC模型。

(四)模型设定与检验

先估计VAR模型最优滞后期P值,而VEC模型的最优滞后期是P-1。根据LR、SC和HQ等信息准则判断,结果P=1模型最优(见表3),所以进行VEC模型分析。

VEC模型的稳定性通过对模型的AR根值是否大于1,或AR根值图是否有点落在单位圆之外来判定。经测定,AR根值都小于等于1(见图3),最大值为1,表明模型VEC是稳定的。

Trace test indicates 4 cointegrating eqn(s)at the 0.05 level

(五)脉冲响应函数分析

本文研究的逻辑思路为国内生产总值、工业增加值、全社会固定资产投资和社会消费品零售总额对货币供应量变动的动态响应过程,因此仅给出上述对应影响关系的变量之间的单向脉冲响应轨迹(图4),并结合脉冲响应数值表(表4)结果进行分析,观察期长度10。

由图4A可以看出,M2的扩张对国内生产总值的拉动作用明显,具有持续的正向冲击,在第4年达到峰值(2.4396%)。货币的扩张为经济中的投资、消费和生产提供了廉价的资金,从而带动了经济的总体扩张。也要注意到其冲击作用逐渐收敛,说明货币扩张具有中期增长效应,但是不具有水平效应。由图4B可以看出,货币扩张对工业增加值的冲击效应明显疲弱,虽然短期正向冲击,但是长期来看是负向冲击,说明过度宽松的货币政策导致的流动性过剩,增加了经济体的投机成分。由图4C看,社会消费品零售总额受到货币扩张政策多是正向冲击,在第6年达到峰值(2.718 0%),后期虽呈现收敛特征,但是其正向冲击效应持续期较长,说明货币扩张对消费既具有增长效应,也具有水平效应。由图4D看,全社会固定资产投资对货币扩张具有极大的敏感性。在固定资产投资对货币扩张的冲击都呈现出明显的正向冲击,在第6年达到峰值(6.980 1%)。投资往往具有资本密集和长周期性,其产出效应也具有长周期特征,在资金供给充裕并廉价的情况下,经济主体的固定资产投资欲望较为强烈。

三、结论与建议

从前面的分析可以看出,货币扩张对各项经济增长指标都具有或短或长的增长效应,但是对总体经济增长和工业增加值没有水平效应,收敛趋零的特征明显。而对于消费和投资,货币扩张的水平效应较为明显。货币供应量M2的持续扩张是经济增长的需要,同时也是经济增长的动力之一。在很长的一段时间,货币扩张和经济增长的各项指标具有明显的同步性。但是近几年同步性明显减弱,说明货币扩张的政策效果边际递减明显。经济增长的动力来源是多方面的,在经济总量已经如此庞大的情况下,货币政策急需做出调整。

首先,货币政策真正回到“稳健”,并逐步放慢发钞的速度,保持与经济增长相适应。其次,需要对货币量与产出比的失控高度警惕,不应简单地囿于教科书式的教条主义,认为名义通胀较低就可以让货币高速扩张,应提高对隐性通胀的关注。再次,货币的持续扩张虽然对消费具有促进作用,但是更多的货币被用于投资,进一步异化了中国的经济结构,患上了投资依赖症,与扩大内需的总方针相矛盾。最后,货币的扩张未能持续提升工业增加值,这是中国经济抗风险能力差的关键原因之一。在天量货币供应的环境中,实体经济增长缓慢,需要从货币政策的传导机制上找原因、想办法。

摘要：中国的货币供应量和经济增长具有明显的同趋势特征。选取货币供应量和国内生产总值、工业增加值、全社会固定资产投资和社会消费品零售总额5个总量指标,应用VEC模型分析货币供应的动态增长效应,认为货币扩张具有或短或长的增长效应,但是水平效应有待提高。因此,建议控制货币供应的总量和增速,警惕隐性通胀的危险,从货币政策传导机制入手,突破实体经济发展和经济结构调整的障碍。

关键词：货币供应量,经济增长,增长效应

参考文献

[1]张鹏飞.货币供应对通货膨胀、经济增长的影响——基于VAR模型的实证分析[J].统计与管理,2016,(5):98-99.

[2]张一,张运才.广义货币与国内生产总值比值增长的诱因与趋势:1978—2015年[J].改革,2016,(4):95-108.

[3]张红伟,冉芳.货币供给、资产价格波动与实体经济增长——基于2001—2015年月度数据的实证分析[J].经济问题探索,2016,(3):17-23.

[4]周方.中国的信贷配给、货币政策与经济增长——基于动态随机一般均衡的视角[J].上海金融,2015,(12):3-13.

[5]嵇正龙.江苏城镇化对经济增长的影响研究[J].对外经贸,2014,(11):97-101.

增长效应论文 篇9

关键词：垂直创新,水平创新,内生增长,中间产品,平均储蓄倾向

1 引言

创新增长理论首先由熊彼特 (1912) 提出, 他认为技术创新是经济繁荣、衰退、萧条和复苏周期过程的决定因素。早期内生熊彼特增长理论认为, 经济增长率是由经济参与者的最优化行为决定, 且政策可以影响经济增长, 主要代表有Romer (1990) 、GrossmanandHelpman (199l) 、Aghionand Howitt (1992) 。其后, 针对规模效应以及知识溢出效应指数为1的缺陷, 提出了半内生熊彼特增长理论, 主要代表有Jones (1995) 、Kortum (1997) 、Segerstrom (1998) 。认为知识生产过程中面临着递减的技术机会, 经济的持续增长应当持续增加研发投入 (主要是劳动) 。经济处于平衡增长时, 人口增长率应大于零。但是, 经济增长与人口增长正相关与现实不太相符。因此, 出现了完全内生熊彼特增长理论, 代表性工作:Young (1998) 、Howitt (1999) 、Zeng (2003) 、AghionandHowitt (2006) 、Aghion (2005) 、Bucci (2008) 、Minniti (2010) 。认为水平创新部门中没有溢出效应, 而垂直创新部门中存在较强的溢出效应;经济增长率取决于水平创新与垂直创新的速度, 其中水平创新的速度与人口增长率相等;经济中没有规模效应, 政策可通过影响总产出中用于垂直创新部门的比例进而影响经济增长。

显然, 目前这方面的研究主要沿着熊彼特创新理论思路进行分析, 主要从供给角度出发, 很少将凯恩斯学派与熊彼特创新理论结合起来, 很少把技术创新与储蓄倾向或消费倾向联系起来, 进行技术创新对有效需求拉动作用的动态分析。因此, 可以从有效需求角度进一步分析技术创新推动经济增长的内在机制。

2 最终产品生产函数和中间产品生产函数分析

假设一个封闭经济包括三个部门:研究部门、中间产品生产部门和最终产品生产部门。具有垄断竞争的中间品市场和完全竞争的最终消费品市场结构, 社会的技术进步主要通过中间产品种类增加和质量不断改进来体现。

为了有效探讨垂直创新对中间产品生产的影响, 可在Howitt (1999) 和Zeng (2003) 研究的基础上, 将最终产品生产函数假设为:

其中, Yt为经济的总产出, HtY为最终产品生产中投入的人力资本, xjt为在最终产品Yt中中间产品j (j∈[0, Nt]) 的投入量;t表示时间, Nt是连续而非离散的, 代表中间产品的种类数 (水平创新部门的个数) ;α为中间产品对最终产品的贡献度, ε为中间产品之间的替代程度, 如果ε=1, 则生产要素之间是完全替代的, 如果ε>1表示中间产品之间是替代的, 若0<ε<1则表示中间产品是互补的。Aj表示第j种中间物品的生产效率 (即垂直创新的水平) , 为垂直创新对最终产品生产的外部性, >0表示垂直创新对最终产品生产具有正的外部性, <0表示垂直创新对最终产品生产具有负的外部性。

假设中间产品生产函数为:

其中, KjtM为投入生产中间产品j (j∈[0, Nt]) 的资本, HjtM为投入生产中间产品j (j∈[0, Nt]) 的人力资本;l为生产中间产品的资本对中间产品的贡献度;φ表示垂直创新对中间产品生产的外部性。

设垂直创新的平均水平为设生产中间产品j投入的资本KjtM为总资本的μjt倍, 即KjtM=μjt Kjt, 则根据 (1) 和 (3) 可求出中间产品产量和最终产

假设生产最终产品的利润为πjtY, 则有

根据最终产品利润最大化要求, 可计算出中间产品的垄断价格pjt和生产最终产品的工资率wY分别为:

根据 (7) 可得中间产品生产函数

假设中间产品的垄断利润为πjtM, 则根据 (7) 和 (8) 可得:

同样, 根据中间产品利润最大化要求, 可分别计算出生产中间产品的工资率wMt、实际利率rt和中间产品最大利润πjMtmax:

长期而言, 最终产品的工资率和中间产品的工资率应相等, 因而根据 (6) 和 (8) 可得:

再根据 (5) 和 (14) 可得:

由 (12) 可得:

3 垂直创新和水平创新分析

在下一个创新成功出现之间, 成功的垂直创新者可以成为暂时的垄断者。假设下一质量等级该产品j创新成功的概率为并且垂直创新成功的次数服从泊松分布, 则τ时间内的概率密度函数为:

假定实际利率为r (常数) , 则产品j生产的整个垄断期间所获利润现值为:

由 (16) 和 (17) 可求出产品j的垂直创新成功的利润现值的期望值为:

相当于折现率, r是垂直创新投入资金的折现率, 是垂直创新投入资金的风险折现率。这表明, 中间产品所产生的利润将要投入下一个创新。显然, 利率越高越不利于研究投入, 预期垂直创新成功越大, 科研投入也会越大。

设产品j的垂直创新每单位时间的投入为ZjtV, 在期望收益等于投入成本的约束条件下, 由 (13) 和 (19) 可得:

假设每个部门既从事垂直创新, 又同时进行水平创新。每一部门单位时间内现期科研投入产生下期水平创新成功的概率为水平创新的期望利润现值为是垂直创新期望利润现值的η倍, 则水平创新每单位时间的期望收益为即根据Howitt (1999) 模型中, 水平创新会使产品种类N无限增多是不现实的。因此, 水平创新的成功率远小于垂直创新的成功率, 即根据Howitt (1999) 模型中, 水平创新会使产品种类N无限增多是不现实的。因此, 水平创新的成功率远小于垂直创新的成功率, 即根据Minniti (2010) , 其中σ为公共知识对垂直创新的影响参数, 由于σ>0, 0

设水平创新每单位时间的投入为:

假设全社会进行垂直创新单位时间总支出为ZV, 用于水平创新单位时间总支出为ZH, 则有:

将上 (22) 和 (23) 相加, 得全社会技术创新R&D单位时间总支出Z为:

4 市场均衡分析

设家庭总消费Ct, 则有:

由于为平均消费倾向, 由 (25) 和 (26) 可得:

设生产最终产品投入的资本为总资本的σ倍, 创新投入的资本为总资本的ρ倍, 则有:KY=σKt, Z=ρKt, 则有:μ+σ+ρ=1。因而根据KY=σKt、KY=μKt和 (28) 可得:

根据 (14) 和 (27) 可得:

根据 (4) 、 (5) 和 (30) 可得中间产品生产函数:

根据 (16) 、 (24) 和 (29) 可得投资函数:

根据 (29) 、 (31) 和 (32) 可得均衡条件下的最终产品生产函数Yt:

因而, 正相关, 与负相关。在一定范围内与N、A正相关, 与成负相关。也就是说, 经济增长与平均储蓄倾向、人力资本、科研投入所占总资本比例、垂直创新对最终产品生产的外部性正相关, 与生产中间产品所占总资本比例、生产最终产品所占总资本比例、水平创新的期望利润值与垂直创新期望利润值比例、中间产品之间的替代程度和预期水平创新成功率负相关。在一定范围内, 经济增长与水平创新、垂直创新正相关, 与预期垂直创新成功率负相关。

当满足时, 经济增长随水平创新水平的提高而提高, 而且ε越小 (由于) , 水平创新对经济增长的贡献度越大。

由于和φ可正可负, 因而Yt与A可成正相关或负相关。当满足>0时, Yt与A成正相关, 即经济增长随垂直创新水平的提高而提高。同时, 由于因而, 越大, 垂直创新对经济增长的贡献度越大。

可见, 不是任何形式的水平创新和垂直创新对经济增长的贡献度都为正, 有些技术创新对经济增长的贡献度可能为负。由此可推论:如果社会以追求经济增长为唯一目标, 对经济增长贡献度越大的技术创新越容易得到应用, 相反对经济增长贡献度越小甚至为负的技术创新则越不易得到应用, 这有可能导致易于提高居民福利的技术创新 (如环保技术、可持续发展技术、低价替代技术等) 得不到应用, 使国民经济陷入唯增长陷阱。

简言之, 经济增长取决于垂直创新和水平创新的变化, 取决于各部门所用资本比例变化, 取决于平均储蓄 (消费) 倾向变化, 取决于垂直创新对最终产品生产的外部性和中间产品之间的替代程度的变化, 取决于预期水平创新和预期垂直创新成功率的变化、以及水平创新的期望利润值与垂直创新期望利润值比例变化。

这恰好可以解释经济系统的主导技术处于不同发展阶段的经济增长变化。当主导技术处于导入期时, 垂直创新水平提高较慢, 预期垂直创新成功率也较低, 因而, 这一时期垂直创新因素对经济增长的影响较小。相反, 这一时期水平创新水平提高较快, 这对经济增长起推动作用, 但由于预期水平创新成功率较高, 这对即期经济增长起负作用, 所以, 只有水平创新水平提高对经济增长的贡献度大于预期水平创新成功率对经济增长贡献度时, 在其它因素不变的情况下, 经济增长才可能扭转经济下滑态势;主导技术处于成长期时, 水平创新水平提高最快, 预期水平创新成功率最高, 垂直创新水平呈逐步提高的态势, 预期垂直创新成功率逐步提高, 因此, 该时期的经济增长速度逐步加快;主导技术处于成熟期时, 水平创新水平提高速度呈下降态势以及预期水平创新成功率较低, 而此时的垂直创新水平提高最快, 预期垂直创新成功率处于最高水平, 因此这一时期的经济呈快速增长态势, 直至达到最高。当主导技术处于衰退期时, 水平创新和垂直创新水平的提高处于最低期, 相应的预期技术创新的成功率也较小, 因而这一时期的增长速度较慢, 如果这一时期没有新的主导技术导入的话, 经济系统将处于长期较慢增长状态。

根据 (32) 和 (33) 可得投资函数:

5 实证分析

由于数据样本的局限, 一方面本文主要检验gY和gK与gH、gN、gA、g— (1-β) 的关系, 其它相关因素用常数表示;另一方面选取1990—2008年的国民收入增长指数为的样本数据, 相应年份的资本形成总额增长指数为gY的样本数据, 在岗职工工资总额增长指数为gK的样本数据, 大中型工业企业新产品数量增长指数为gH的样本数据、全社会技术市场成交金额增长指数为gA的样本数据、全社会平均储蓄倾向增长指数为g— (1-β) 的样本数据。

注:1.国民收入增长指数、在岗职工工资总额增长指数由相关年份的《中国统计年鉴》查得;2.资本形成总额增长指数、技术市场成交金额增长指数和全社会平均投资倾向增长指数由相关年份的《中国统计年鉴》的数据计算所得;3.大中型工业企业新产品数量增长指数由相关年份的《中国科技统计年鉴》的数据计算所得;4.表中数据均为可比价, 单位为%。

运用SPSS软件对上表相关数据进行回归分析, 可得结果如下:

由于回归分析的相关系数R 2、F和Sig值表现较好, 这些说明上述计量模型拟合性较好。

从 (35) 可知, 中国经济增长与人力资本、垂直创新、水平创新和平均储蓄倾向的增长成正相关关系, 且与平均储蓄倾向增长相关性最大, 其次是人力资本增长, 再次是垂直创新增长, 最后是水平创新增长。这说明, 中国经济增长主要还是投资推动型, 技术创新对经济增长的推动作用还较小。

从 (36) 可知, 中国投资增长与人力资本增长、垂直创新和水平创新增长、平均投资倾向增长是正相关, 且与平均投资倾向增长相关性最大, 其次是垂直创新增长, 再次是水平创新增长, 最后是人力资本增长。显然, 技术创新增长尚未成为投资增长的首要决定因素。同时, 垂直创新和水平创新增长、平均储蓄倾向增长对投资增长的作用远大于它对经济增长的作用, 但人力资本增长对投资增长的作用远小于它对经济增长的作用。

6 主要结论

理论上, 经济增长和资本增长随水平创新、平均储蓄倾向、生产中间产品所占投资比例和水平创新生产力的提高而提高, 随垂直创新对中间产品生产和最终产品外部性的提高而提高, 随水平创新的期望利润值与垂直创新期望利润值比例、水平创新投入对水平创新成功率的贡献度, 随实际利率和垂直创新生产力的提高而下降;在一定范围内, 经济增长和投资增长与垂直创新水平的提高而提高。

增长效应论文 篇10

竞争市场导致了竞争的激烈性, “物竞天择适者生存”也同样适用于金融的发展。金融行业的低成本性与服务高效性不断提高是推动我国经济增长的一个重要推动力, 因此对于其进行研究具有重要意义。中国的金融发展历程相较于国外经济发达的国家而言尚显稚嫩, 而我国金融市场的不成熟也是造成我国目前经济现状的重要因素, 金融的发展意味着经济的发展。对于我国金融发展的经济增长效益和路径分析应该从多方面进行考虑, 以此作为分析基础才能得出最为准确的结论。本文通过对中国的金融发展历程进行分析, 在此基础上分析其对于经济增长带来的影响, 并且结合实际提出了几点措施。

一、中国金融发展的经济增长效应

经济发展的初级阶段, 金融与经济之间的关系表现为金融推动经济的增长, 在随后的经济与金融体系发展到相较而言较为成熟的时期, 各国学者与研究人员也提出了相关的理论, 经过漫长的研究路程, 发展到今天的金融与经济体系理论。经济的发展在一定程度上回影响金融结构的发展, 而金融的进步又推动着经济的快速发展。我国主要的两种金融形式为证券市场与银行性金融, 其对我国经济的发展做出了相当重要的贡献。金融结构与经济增长之间的因果关系进行分析具有重要意义, 而两者之间的结构技能分析和经济增长的路径探析对于我国经济的发展通用意义重大。我国自改革开放以来确定了社会主义路线以及社会主义市场经济体系, 经济体系多元化的格局。在金融影响下, 经济的发展受到制约, 我国金融体系的不断改革也正逐步追赶其他经济体系较为成熟的国家。金融发展理论最初的发展是在20实际50年代左右, 其跟随经济学理论的产生而形成, 当时的研究重点是在金融与经济增长之间的因果关系上, 即金融结构体系在经济的增长中起到的推动作用, 如何建立有效的金融结构体系 (金融中介与金融市场) 从而实现经济的最高效益, 其中金融结构方面的研究主要为合理性金融政策的确定与金融体系之间的协调配合。美籍比利时著名经济学家戈德史密斯在其著作《金融结构与金融发展》一书中对金融的规律及过程进行了描述和分析, 为了研究的方便, 他提出金融现象的三个方面:金融结构、金融工具、金融机构。主要经济因素 (金融结构、金融工具存量、金融易流量等) 的特点和变化规律, 进而解释金融发展的规律。我国的金融发展经济增长效应因为其自身的社会主义经济市场影响, 具有一定的特征, 因而我国在今后的发展过程中首先应当对经济现状进行深入的分析, 并结合自身的实际情况制定相应的策略, 实现长期经济增长的新局面。我国金融发展过程中必然会面临着诸多的难题, 尤其是在经济增长效应的影响作用下, 金融行业的发展会遇到诸多的问题, 一旦制定和实施的金融政策不符合经济发展现状, 不但会对经济的增长产生一定的阻碍, 甚至还会对当下的经济发展现状产生不利的影响, 因此我国应当加大对金融发展路径的研究力度。

二、中国金融发展的路径分析

随着近几年我国社会经济的快速发展, 我国金融行业也要不断进行创新, 以便能够适应社会发展的需求。基于此, 下面本文就结合我国金融发展实际情况, 提出推动我国金融发展的有效对策, 进而能够为我国金融行业实现可持续化发展提供一定的参考价值。

(一) 金融产品的创新和多元化发展

在现今信息时代的大背景下, 金融行业的发展也不得不遵循着时代的改变, 以满足目前的金融市场的需求。首先应当确定的是, 互联网金融行业中的部分券商应当尝试改变自己的经营思维和经营方式, 对于社会上各阶层人士的具体情况以及实际需求展开相应数据信息的调查, 并且在此基础上总结出更符合自身发展的营销模式和管理体系。目前而言, 一些券商采用降低自身的通道费用, 从一定程度上刺激金融市场的需求, 使之经营的经济规模和其服务体系得到大程度的改变, 利用其增值服务的收费标准调控来实现自身经济利益的提高, 这不仅在增强自身竞争力的同时, 更是自身获得更好发展前景的一个重要思路。另一方面, 在要求自身企业发展和不断壮大的过程中, 应当更加注重客户的实际体验, 对其实质性经纪业务服务进行更大程度的创新和金融产品的创新, 使之向多元化方向发展, 在满足客户实际需求的同时, 也让自身获得更大经济收益, 实现客户与金融企业之间的共同获益。总的来说, 金融产品的创新和服务多元化是目前长时期内不会改变的策略, 也是各大金融企业关注的焦点, 对于金融产品的创新是让自身获得更好发展的一个有效途径, 但是其也会造成一定的不利影响, 那就是在对金融产品进行创新的同时, 会对金融企业的经济造成更大的负担, 这对于一些自身经济实力较弱的企业而言, 不仅不会给其带来经济的增长, 反而会因此造成其经济减少。

(二) 部分金融企业顺应市场需求进行转型

金融服务业务的主旨都意在为其服务对象提供最为完美的服务体验, 而部分以服务为主的金融企业应当顺应市场的需求进行转型升级, 各个金融企业仍然需要具备这样的精神。首先来讲, 该行业应当以客户作为主要服务对象, 以相较而言更为开放的互联网经营模式来进行各项流程, 与此同时, 在金融企业发展的过程中, 必须要明白客户与企业是一种协作的关系, 所以在进行任何业务的推广或者实质性服务时应当从自身和客户的角度出发, 做到及时了解客户真正的需求以及内心想法, 并且对其基本信息进行反馈。这样的服务理念给金融企业注入了更强的血液, 使之具有更好的发展前景和更加旺盛的生命力。随着金融业务的不断发展, 其产品形式已经有了越来越多元化的种类, 并且随着对其理论的基本发展和探索, 金融企业的营销的方式在不久的将来必定会占据证券行业的半壁江山。在这样的情形下, 传统的金融行业对于其发展的基本路线调整已是势在必行, 对于其基本的业务模式、管理模式、内部系统等各方面的改革也随着而来。金融企业的转型不是让其放弃, 而是让其谋求更加适合自身发展的道路, 一个企业想要在目前的竞争形势下生存下来, 不能仅仅依靠自身的实力, 还要顺应社会的需求, 这两者之间的结合才是一个企业发展的关键所在。另外一个重要的问题是在互联网的影响下, 证券行业乃至是整个金融市场的各项产品的边际成本受到影响, 伴随着其改变的佣金策略也是部分券商不得不去考虑的问题。由此可以看出, 在当今互联网技术的影响下, 金融行业的发展已经发生了翻天覆地的变化, 不再像从前一样的一成不变, 金融企业具必须有更加灵活的经营体系, 更加灵活的服务管理模式, 以及更科学的发展策略。因此, 我国金融行业必须紧跟时代发展潮流, 不断加大科学技术的重视程度, 充分利用互联网技术, 为客户提供更多、更安全、更便捷的服务, 进而为金融企业成功实现转型奠定良好的基础。

三、结论

增长效应论文 篇11

关键词：加工贸易；经济增长；经济效应；实证分析

一、我国加工贸易发展的现状及特点

改革开放以来，我国的加工贸易得到了飞速发展，2008年，我国加工贸易进出口额达到71637.38亿元，比前一年增长6.8％。其中出口45907.73亿元，增长9.3％；进口25729.65亿元，增长2.7％。目前，加工贸易已涉及到我国绝大多数产业，从食品、纺织品等初级产品发展到高科技、高附加值的电子、化工等深加工产品；从事加工贸易的省区从广东、福建沿海省区扩大到内陆省市；业务往来由港澳地区发展到日本、西欧、北美地区。加工贸易的迅速发展，不仅发挥了我国劳动力资源丰富的比较优势，解决了3000多万人的就业问题，而且在扩大出口、引进外资、推动地区经济发展方面发挥了巨大作用。我国加工贸易的发展呈现出以下特点：

1.增长速度快，对外贸易中加工贸易的比重持续保持高位，加工贸易依存度一直很高。加工贸易进出口总额从1991年的574.6亿美元增长到2008年的10534.91亿美元。短短的18年间，增长了17倍。

2.加工贸易出口增长快于进口增长，且出口长期大于进口，净出口大幅提高。出口额从1991年的324.3亿美元增加到2008年的6751.14亿美元，年均增长20％；进口额从1991年的250.3亿美元增加到2008年的3783.77亿美元，年均增长17.89％，出口增长快于进口增长。同时，加工贸易净出口值逐年增加，从1991年的74亿美元到2008年的2967.37亿美元，年均增长率为25.2％，加工贸易顺差成为我国对外贸易顺差的主要来源。

二、我国加工贸易经济增长效应的实证分析

改革开放30多年来，我国的加工贸易不断发展壮大，为促进我国经济增长做出了巨大贡献。本文要对我国加工贸易经济增长效应进行实证分析。

影响一国总需求的因素主要有消费(c)，投资(I)，政府支出(G)，对外贸易净出口(NX)。理论上，消费和投资对产出影响最为重要，但我国国内消费一直不是太旺盛，而贸易顺差却不断攀升，净出口对产出的推进作用越来越明显。因此，我们选择加工贸易净出口额代表对外贸易净出口额，将其放在与投资，消费同等重要的地位来考察对产出的影响。本文选取了影响我国总需求(国家财富代表GDP)的三个主要变量，分别是“加工贸易净出口额”，“社会消费品零售总额”，“固定资产投资”。回归方程为：

In(GDP)＝C＋β1In(CX)＋β2In(1mv)＋β3ln(ptx)＋ε(1)

本文采用普通最小二乘法(OLS)对该方程模型进行线性回归。式子(1)中，GDP代表我国年度国民生产总值，cn代表社会消费品零售总额，Inv代表固定资产投资(包括柜内投资和外商直接投资)，ptx代表加工贸易净出口额，代表误差项。回归中采用的数据来自历年《中国统计年鉴》，时间跨度为1994－2009。回归结果如下：

In(GDP}＝2.061307＋0.60705In(cn)＋0.24328Ic(Inv)＋0.059074ln(ptx)

(0.324123)(0.051762)(0.015788)(0.023764)

t＝(6.359649)(11.72775)(15.45822)(2.4858335)

R＝0.999864

R＝0.99826

F＝26893.50

从上述回归结果可以看出，本文所选取的三个变量，“加工贸易净出口…固定资产投资总额”“社会消费品零售总额”都是显著的，说明它们对GDP都有着明显的影响。其中，在假定其他变量不变的情况下，加工贸易净出口额每增长一亿元，年度GDP就会增长0.059074亿元。通过对比分析可以看出，固定资产投资和国内消费仍然是拉动GDP增长的两大主力，而加工贸易虽然对GDP的增长也起到了一定作用，但加工贸易对经济增长的推动作用明显小于固定资产投资和国内消费。

三、结论及政策建议

本文通过实证检验了我国加工贸易与中国经济增长之间的关系，发现加工贸易促进了中国经济的增长，但是加工贸易对经济增长的贡献率不仅低于固定资产投资，而且也低于国内消费。从现行的发展状况来看，我国加工贸易存在这技术水平低，产品附加值低，增值率低以及产业关联度小等问题。为此，本文提出以下几条建议：

1.在加工贸易规模保持较快增长的前提下，促进加工贸易的技术进步和产业结构升级。加强自主创新，向高科技产品延伸，创立自己的名牌产品。

增长效应论文 篇12

随着国际贸易的迅速发展, 国际资本流动的发展逐渐加快, 各国资本管制的效率也明显下降。自20世纪80年代以来, 大部分发达国家相继开放了本国的资本账户, 资本账户开放也推动了本国经济的增长。此后, 发展中国家纷纷效仿发达国家, 力图通过开放资本账户促进本国经济发展, 但发展中国家实行这一政策所带来的效果却不尽相同。发展中国家开放资本账户的实践也对资本账户开放能够促进经济增长提出了质疑。在中国的资本账户开放的进程中, 流入国内的资本是否真正融入到中国的经济发展当中, 流入国际市场的国内资本是否优化了资源配置, 资本流动在多大程度上提高了中国资本的使用效率, 这些都是需要明确解释的问题。

面对世界各国资本账户开放的经济增长效应有所差别的现实情况, 理论界与实务界对资本账户开放与经济增长的关系问题的认识也经历了从“华盛顿共识”到“华盛顿分歧”再到“华盛顿新的共识”的反复争论, 涌现了大量的研究成果。早期研究认为资本账户开放能够促进经济增长。Quinn (1997) 运用自己构建的Quinn指标进行分析, 证明资本账户的开放程度对样本国家人均实际GDP增长具有显著正向影响。Caprio、Honohan和Stigilitz (2001) 基于30个样本国家的数据, 对金融自由化过程中利率变化对经济的影响进行研究, 结果表明金融自由化与金融脆弱性之间具有显著的正相关性。此外, 他们还提出金融自由化的短期效果存在不确定性, 有时可能是灾难性的副作用, 不应当完全自由化。尤其是对发展中国家而言, 多资本账户进行适当的管制要好于完全自由化。因此, 他们认为完全资本开放至少在短期内不利于发展中国家的经济增长。Kraay (1998) 采用包括Share指标、Quinn的指标和基于实际资本净流量的资本开放程度指标, 分析了1985—1997年各国资本账户开放与经济增长之间的关系, 发现资本账户开放与经济增长没有显著的相关性。在中国资本账户开放与经济增长的研究方面, 金洪飞和李子奈 (2001) 研究了开放经济条件下的小国资本流入, 发现外资流入可以缓解新兴市场国家的资本短缺, 进而促进国内经济的发展。但是, 他们认为这种通过外资流入缓解资本短缺的状况是不可能长期维持的, 现阶段外资的大量流入必然会埋下国际资本流动逆转的隐患, 甚至引发货币危机。孙立坚等 (2002) 构建了动态的一般均衡理论模型, 用于分析一国出现内外均衡时的调整机制及该机制的阶段特征, 详细分析了资本账户开放对宏观经济体系的影响。胡晓炼 (2002) 分析了开放资本账户的潜在收益, 指出资本账户开放有助于调整经济结构、提高国民经济质量、实施“走出去”的发展战略。

目前的研究大都采用单方程模型进行分析, 认为资本账户开放和其他一些相关变量的变动可用于解释经济增长。此外, 上述研究采用的数据样本、相关变量以及计量方法不同, 导致他们得出的结论也不尽相同。为了准确地刻画资本账户开放与经济增长相互关系, 本文将采用联立方程组估计, 分析资本账户开放与经济增长之间的关系, 并具体分析资本流入与资本流出对经济增长的影响。

一、中国资本账户开放的总体经济增长效应

有关资本账户开放能否促进经济增长的研究结论大相径庭, 究其原因, 目前的研究大都采用单方程模型进行分析, 认为资本账户开放和其他一些相关变量的变动可用于解释经济增长。但由于各个研究采用的数据样本、相关变量以及计量方法不同, 得出的结论也不尽相同。此外, 如果资本账户开放会对单方程模型中的部分变量产生影响, 那么得出的估计量就是有偏估计量, 并在标准的t检验中增加接受零假设的似然率。因此, 单方程模型无法准确地得出资本账户开放与经济增长相互关系的显著性。Eichengreen (2001) 以及Edison、Klein、Ricci&Slok (2002) 都指出, 目前有关资本账户开放能否促进经济增长的实证研究都无法得出稳健的、系统性的结论。因此, 为了区分和界定资本账户开放与部分相关变量的相互关系, 本文利用面板数据作联立方程组估计, 分析资本账户开放与经济增长之间的关系。

(一) 模型的设定与数据的选取

一般来说, 资本账户开放需要通过提升金融效率、吸引资本流入、扩大对外贸易等途径来促进经济增长。因此, 本文采用经济增长、金融发展和贸易开放作为被解释变量, 建立包括三个方程的联立方程组, 进行基于面板数据的联立方程估计。其中, 资本账户开放能够对金融发展和贸易开放产生显著影响, 而金融发展和贸易开放能够对经济增长产生影响, 即资本账户开放通过金融发展和贸易开放两个渠道影响经济增长。因此, 本文构建联立方程组来探讨资本账户开放能否促进经济增长:

其中, y是人均GDP增长率, x是资本账户开放度, f是金融发展程度, s是贸易开放程度, M、N和L均为列向量, 代表影响被解释变量的其他因素, i代表样本国家, t代表时间, ε、υ和ξ是为随机干扰项。在实证数据的选取中, 资本账户开放度采用资本账户开放的流量指标, 金融发展程度采用狭义货币供应量占GDP的比重代替, (1) 贸易开放程度用进出口总额占GDP的比重代替。

资本账户开放不但会通过金融发展和贸易开放两个渠道对经济增长产生间接影响, 资本账户开放本身对经济增长也具有残余效果。在 (1) 式中, 资本账户开放度x与金融发展程度f、贸易开放程度s同时作为人均GDP增长率y的解释变量。因此, 系数α1表示除金融发展和贸易开放两个渠道之外, 资本账户开放对经济增长的残余效果。在金融发展促进经济增长的研究方面, Edison、Levine、Ricci&Slok (2002) 和Schularik&Stegel (2006) 的相关研究具有较大影响力, 并被大量文献引用。 (2) 参照上述两篇文献的相关论述, (1) 式中的M包括滞后的人均GDP (对数形式) 、政府消费支出占GDP的比重以及人口增长率。

在 (2) 式中, γ1代表资本账户开放度对金融发展程度的影响, γ2代表经济增长对国内金融体系的反馈, γ3代表金融发展程度与贸易开放程度的内生关系。Rajan&Zingales (2003) 和Balatagi, Demitriades&Law (2007) 的研究指出, 影响金融发展的因素N主要包括人均GDP (对数形式) 、通货膨胀率。 (3)

在 (3) 式中, ω1代表资本账户开放度对贸易开放程度的直接影响, ω2代表经济增长对贸易开放程度的反馈, ω3代表金融发展程度与贸易开放程度的内生关系。Alesina&Waiczarg (1998) 认为影响贸易开放程度的因素L主要包括总人口 (对数形式) 、国土面积 (对数形式) 和人均GDP (对数形式) 。 (4)

此外, 研究某个变量对经济增长的促进作用, 主要分析该变量对潜在经济增长率的促进作用。因此, 笔者均用潜在人均GDP和潜在人均GDP增长率代替人均GDP和人均GDP增长率进行分析。由于潜在人均GDP和潜在人均GDP增长率无法直接观测, 所以笔者用Eviews5.0将其从均GDP和人均GDP增长率中分离出来。首先分离出潜在人均GDP, 利用Eviews5.0, 对1982—2009年各国的人均GDP进行HP滤波分解, 分解出人均GDP的趋势成分和周期成分, 并以趋势成分作为潜在人均GDP的代理变量。其中, HP滤波中的λ取Backus and Kehoe建议的100。运用同样的方法, 估计出人均GDP增长率的趋势成分作为潜在人均GDP增长率的代理变量。

(二) 模型的估计

由于中国从1982年才开始公布国际收支数据, 因此笔者采用中国1982—2009年的相关数据进行研究, 所有数据均以世界银行统计数据库 (以下简称WDI) , 或根据WDI提供的数据进行测算所得。由于中国的金融发展程度和贸易开放程度是否是外生变量同样存在不确定性, 笔者继续采用GMM进行估计。利用Eviews5.0估计该方程组, 并选取方程组中三个方程的外生变量作为工具变量进行估计, 估计结果 (如下页表1所示) :

在下页表1中, 第一列为γ2=ω2=0时联立方程组 (1) 式~ (3) 式的估计结果。此时, 估计所得的α2、α3、ω1和γ1均为正数, 并且在统计上是显著的。这意味着金融发展和贸易开放能够促进中国经济增长, 而且资本账户开放能够推动金融发展和贸易开放。因此, 金融发展和贸易开放是资本账户开放促进经济增长的两个渠道。第一列中的系数估计值意味着资本账户开放度每增加1个百分点, 狭义货币供应量和进出口总额占GDP的比重将分别上升0.19和0.15个百分点, 潜在人均GDP则在金融发展和贸易开放这两个渠道的作用下上涨0.039个百分点。此外, 资本账户开放度增加1个百分点, 其本身还能促进经济增长0.03个百分点。因此, 资本账户开放度每增加1个百分点, 能够促进中国潜在人均GDP上涨0.069个百分点。

注:***、**和*分别表示在1%、5%和10%显著性水平下通过检验。

第二列为γ2≠0、ω2≠0时联立方程组 (1) 式~ (3) 式的估计结果。此时, 估计所得的α1、α2和α3也均为正数, 且在1%的显著性水平下通过检验;ω1和γ1均为正数, 且分别在5%和10%显著性水平下通过检验。这意味着中国资本账户开放不但能够通过推动金融发展和贸易开放两个渠道促进经济增长, 而且资本账户开放本身在促进经济增长方面的残余效应不容忽视。第二列中的系数估计值意味着资本账户开放度每增加1个百分点, 狭义货币供应量和进出口总额占GDP的比重将分别上升0.13和0.1个百分点, 潜在人均GDP则在金融发展和贸易开放这两个渠道的作用下上涨0.027个百分点。此外, 资本账户开放度增加1个百分点, 其本身还能促进经济增长0.02个百分点。因此, 资本账户开放度每增加1个百分点, 能够促进中国潜在人均GDP上涨0.047个百分点。

二、中国资本账户开放中资本流入与资本流出的经济增长效应

中国1982—2009年的时间序列数据表明, 资本账户开放能在总体上促进中国的经济增长。但是, 资本账户本身的项目组成比较复杂, 每一子项目都有资本流入和资本流出。中国长期以来实行的资本管制的特点是吸引长期资本流入、严格限制短期资本的流入和资本流出的非对称性管制。要想真正了解资本账户的开放对经济增长的影响, 就需要对资本账户中的资本流入和资本流出进行剖析, 分别研究资本流入和资本流出如何影响经济增长、在多大程度上影响经济增长。因此, 笔者以中国国际收支表中的资本和金融项目的贷方作为资本流入量, 资本和金融项目的借方作为资本流出量, 分别分析中国资本账户开放中资本流入和资本流出的经济增长效应。

(一) 资本流入的经济增长效应

笔者首先采用pearson相关检验法检验中国1982—2009年的潜在GDP和资本流入量之间的相关性;在此基础上, 建立误差修正模型, 分析资本流入量和潜在GDP的动态增长弹性, 探讨短期波动偏离长期均衡时的调整力度。

首先, 笔者采用Pearson检验分析潜在GDP和资本流入量的相关性。分析结果 (见表2) 表明, 潜在GDP和资本流入量的关系数达到了0.897, 并在5%的显著性水平下通过检验, 二者具有较强的相关性较。因此, 潜在GDP和资本流入量有较强的相互作用, 两者存在明显的相互联系。

注:**表示在5%的显著性水平下通过检验。

相关分析只是表明了实际GDP和资本流入量之间的直接联系, 但不能完全刻画出外资利用对经济增长的影响机理。以下建立误差修正模型, 进一步研究实际GDP和资本流入量的关系。在建立误差修正模型之前, 首先需要分析实际GDP和资本流入量的平稳性以及二者之间的协整关系。笔者采用ADF检验分析实际GDP (对数形式) 和资本流入量 (对数形式) 的平稳性。ADF检验的结果 (见表3) 表明实际GDP (对数形式) 和资本流入量 (对数形式) 是不平稳的, 实际GDP的。因此, 可以进一步分析二者之间是否具有协整关系。对实际GDP (对数形式) 和资本流入量 (对数形式) 进行最小二乘估计, 然后对其残差序列进行ADF检验, 检验结果 (见表4) 表明残差序列在1%的显著性水平下通过检验, 即实际GDP (对数形式) 和资本流入量 (对数形式) 之间存在协整关系。

注:**和*分别表示在5%和10%显著性水平下通过检验。 (对数形式) 和资本流入量 (对数形式) 的一阶差分都是平稳

传统经济模型主要用于分析各变量之间的“长期均衡”关系, 但实际经济数据一般却是由“非均衡过程”生成的。因此, 笔者采用误差修正模型 (ECM) 来进行分析中国潜在GDP和资本流入量之间的动态关系。如果用INF表示资本流入量, 则可计算出误差修正模型为:

由误差修正模型 (4) 式可以看出, 潜在GDP和资本流入量的短期弹性为0.129。误差项的系数反映了对偏离长期均衡调整的力度, (4) 式中误差项的系数为-0.813, 表明在短期波动偏离长期均衡时, 误差修正机制将以-0.813的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。

(二) 资本流出的经济增长效应

本节笔者继续采用上文的思路分析中国资本账户开放中资本流出的经济增长效应。笔者采用Pearson检验分析潜在GDP和资本流出量的相关性。分析结果 (见表5) 表明, 潜在GDP和资本流出量的关系数达到了0.857, 并在1%的显著性水平下通过检验, 二者具有较强的相关性较。因此, 潜在GDP和资本流出量有较强的相互作用, 两者存在明显的相互联系。

注:***表示在1%的显著性水平下通过检验。

分析实际GDP (对数形式) 和资本流出量 (对数形式) 的ADF检验的结果 (见表6) 表明, 实际GDP (对数形式) 和资和资本流出量 (对数形式) 的一阶差分都是平稳的。因此, 可以进一步分析二者之间是否具有协整关系。协整检验结果 (见表7) 表明残差序列在1%的显著性水平下通过检验, 即实际GDP (对数形式) 和资本流出量 (对数形式) 之间存在协整关系。

注:**和*分别表示在5%和10%显著性水平下通过检验。本流出量 (对数形式) 是不平稳的, 实际GDP (对数形式)

同样, 笔者采用误差修正模型来进行分析中国潜在GDP和资本流出量之间的动态关系。如果用out表示资本流出量, 则可计算出误差修正模型为:

由误差修正模型 (5) 式可以看出, 潜在GDP和资本流出量的短期弹性为0.028。误差项的系数反映了对偏离长期均衡调整的力度, (5) 式中误差项的系数为-0.937, 表明在短期波动偏离长期均衡时, 误差修正机制将把非均衡状态拉回到均衡状态, 的调整力度为-0.937。

结论

从中国资本账户开放的总体经济增长效应来说, 中国资本账户开放本身能够促进经济增长, 而且还能通过金融发展和贸易开放这两个渠道对经济增长产生间接影响。从资本账户开放中资本流入与资本流出的经济增长效应来看, 实际GDP与资本流入、资本流出均有较强的相互作用, 但实际GDP与资本流入的相关性更强, 这主要是由于中国的资本账户开放政策主要服务于利用外资政策, 特别是利用外商直接投资, 形成了“宽进严出”的管理模式。直到2006年推出QDII, 才代表着中国开始逐步放宽资本流出的限制, 资本流出的数量相比流入量较小。随着中国资本流出限制的减少, 中国的对外投资逐渐成为世界市场对外投资的新生力量, 资本流出将对中国经济增长产生越来越大的影响。

摘要：随着国际贸易的迅速发展和国际资本流动逐渐加快, 世界各国开始推动资本账户开放。然而, 各国在资本账户开放在促进经济增长方面的作用却不尽相同。为了更加准确地得出中国资本账户开放与经济增长相互关系, 基于中国1982—2009年的时间数据, 首先利用联立方程估计中国资本账户开放的总体经济增长效应, 然后从资本账户中的资本流入和资本流出这两个角度分别剖析资本流动的经济增长效应。

关键词：资本账户,经济增长,联立方程

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