就业挤出效应

就业挤出效应（共9篇）

就业挤出效应 篇1

近年来, 我国的社会保险制度呈现出良好的发展态势, 社会保险收入也正在以每年26%的速度增长, 但是职工收入却以每年10%的速率缓慢增长, 由对比数据可以看出, 每年都将有大量的劳动人口失业或面临失业。

一、社会保险缴费对就业的影响概述

社会保险缴费制度建立发展以来, 就业增长速率持续低下的原因可能与过高的劳动纳税有关。相关政策规定, 我国企业员工除应缴纳个人所得税外, 还应当缴纳“五险一金”。这些费用合计起来约为个人基本工资的40%, 这个比例在全世界范围内都是相对较高的, 此外, 我国还规定了社会保险缴费的下限基数:当年社会保险缴费不得低于上一年社会平均工资的60%, 这就意味着相当一部分收入较低的就业人口, 需要缴纳更多的社会保险费。这项规定使收入较低的员工和其雇主需要承担更大的社会保险缴费负担, 从一定程度上影响了我国社会的劳动就业。

二、社会保险缴费费率与劳动就业之间的关系

从全国情况来看, 社会保险缴费对全国劳动就业的影响系数约为-0.142, 对城市就业的影响系数约为-0.05, 这也说明, 在其他影响就业的条件相同的情况下, 社会保险缴费人员总工资每增加1%, 全国劳动就业率就会降低0.142个百分点, 城市就业率就会降低0.05个百分点。通过对比不同地区之间的实际情况, 社会保险缴费对劳动就业的挤出效应与当地的平均收入水平呈正比关系, 也就是平均收入越高, 社会保险缴费对劳动就业的挤出效应也就越明显, 而在一些经济欠发达的地区, 这种影响效应并不明显。

一般来讲, 一个地区的经济发展水平越高, 人们的整体经济收入越高, 其影响就业的相关市场因素也就越成熟, 那么其劳动市场对国家相关政策的执行情况也就越好, 政府、企业规避社会保险缴费政策的情况也就越少。像北京、上海、广东这些经济高度发达的地区, 社会保险缴费额度在征缴层面上要远远高于其他地区, 而且这些地区的最低工资标准是随着整体收入水平的提高而不断提高的, 那么这些地区社会保险缴费对劳动就业的挤出效应也就远远大于其他地区。

三、减少社会保险缴费对就业挤出效应的策略

我国是人口大国, 劳动资源也异常丰富, 就业问题不仅关系到民生问题, 更关系到一个社会的稳定和谐, 过高的社会保险缴费必然增加企业的用工成本, 对劳动市场产生负面影响。随着《社会保险法》政策的出台, 社会保险监管将更加严格, 那么社会保险缴费对就业的挤出效应就会更加明显。为了减少社会保险缴费对就业的挤出效应, 应当从以下几个方面着手:

1. 降低社会保险缴费费率

通过上面的阐述可以看出, 社会保险缴费金额与工资收入有直接关系, 在一些西方发达国家, 其社会保险缴费金额与个人收入之间的比例系数往往低于20%, 不会超过25%, 因此, 在人均工资收入不断提高的社会环境下, 应当适当降低社会保险缴费费率, 这样一来, 企业和个人需要承担的保险缴费金额就会相对较少。

2. 取消社会保险缴费工资下限基数的规定

社会保险缴费工资下限基数的设定, 使我国的社会保险缴费金额始终维持在较高的水平, 而且这一规定对某些收入水平较低的群体来讲并不公平, 由于这些劳动人员的工资低于规定的工资基数下限, 其需要缴纳的社会保险费金额也就更高, 无疑增加了个人和用人企业的缴费负担, 不仅降低了低收入群体的实际收入, 还会使一些企业通过克扣工资的手段来弥补雇佣成本缺口。因此, 建议国家取消工资下限基数的规定, 并按照我国劳动就业的实际情况, 规定以个人工资基数来缴纳社会保险费用。

3. 加快社会保险制度改革

根据我国当前的社会保险制度, 企业缴纳的社保费也被纳入到社会保险统筹账户中, 而且这部分资金将全部应用到养老、医疗、失业救助、工伤等社会保险领域, 而个人缴纳的社会费用将存放于个人账户中, 但实际情况是, 大部分地区的个人社保账户还是以空账的形式存在, 这也就使当前的社保制度成为一种“现收现付”制度。这种制度无论是在公平性还是社会透明度上, 均不能有效地发挥制度制约作用, 与这种“现收现付”制度形成鲜明对比的是智利等国实行的“名义账户”社保缴费制度。因此, 不论是借鉴其他国家的社保制度, 还是改革我国现有的社保制度, 都应当立足于我国国情, 探索出一套科学、完善的社保缴费制度, 降低其对劳动就业的挤出效应。

四、结语

通过分析社会保险缴费与劳动就业之间的关系可以看出, 社会保险制度与劳动就业之间存在着自然规律, 社会保险缴费表面上是一种社会福利, 但是更深层次的是增加了用人单位和个人的缴费负担, 导致劳动市场被不断压缩, 更多的人面临失业困境。我国是人口大国, 更是劳动力大国, 保障劳动人民的正常就业对于促进家庭和谐, 维护社会稳定都具有重要意义。因此, 针对社会保险缴费对劳动市场的挤出效应, 应当逐渐降低社会保险费率, 取消社会保险缴费工资下限基数的规定, 改革现有社会保险制度, 在保证社会工作正常运行的条件下, 增加就业率, 提升我国的就业水平。

参考文献

田宋, 王飞跃.社会保障支出的就业效应实证分析——基于贵州省数据[J].中国劳动, 2015, (04) :62~68.

住房投资的挤出效应检验 篇2

摘要：为了验证对住房是否存在过度投资，通过对我国2001年第一季度至2011年第四季度的住房投资、非住房投资和总产出的协整检验、Granger因果检验和误差修正模型的估计，其结果表明：中国住房投资和非住房投资都可以作为总产出的领先指标；从长期协整关系看，中国经济增长受住房投资增长影响强烈，并且住房投资对非住房投资存在明显的“挤出效应”。回顾宏观经济的运行，认为住房投资推动通货膨胀增长的机制仍然存在，未来宏观经济政策仍将受制于住房投资的非理性增长。

关键词： 住房投资；非住房投资；总产出；向量误差修正模型

中图分类号：F293.344 文献标志码：A 文章编号：1001-862X（2014）01-0072-004

一、 引 言

在总需求中，投资需求是总需求中最活跃的部分，通过乘数效应影响GDP的增加或减少。另一方面，GDP的增加，通过加速数效应，增加投资。因此，可以通过追踪工商业的投资状况（如：开工率、存货、订单数、采购经理人指数等），预测GDP的未来增长情况。对住房投资的研究也颇引人关注，很多文献的研究结论表明，住房投资又是投资中最活跃的部分，波动性大于其他类别的投资，具有领先于经济总量的预测作用。如：Green（1997）[1]发现住房投资是GDP的领先指标，而非住房投资则不是领先指标；Coulson and Kim（2000）[2]也发现类似结论：在预测GDP上，住房投资比非住房投资更为重要，而且，住房投资对消费有显著影响。Gauger and Snyder （2003）[3]认为虽然住房投资在总需求中只占较小的比重，却在商业周期中起着不成比例的重要作用。Leamer（2007）[4]建立新的“泰勒规则”，将GDP替换为房地产的景气指标，会使宏观经济波动减小。

沈悦和刘洪玉（2004）[5]运用我国1986—2002年的房地产和GDP年度序列数据进行协整和Granger因果检验，认为GDP是房地产投资的 Granger 原因，反向则不是。广义脉冲响应和方差分解的结果均支持GDP 对房地产开发投资有着显著的单向作用。这个结果很令人意外，GDP能更好地预测房地产投资，而不是相反，明显违反了我们的直觉。如果勉强作解释，可能是我国房地产投资在1986—2002年期间的大部分时间所占总需求比重很低，以致对GDP影响较小，对GDP不具有预测作用。相反，随着居民收入的增加，对房地产需求却非常大（加速数系数较大），与这一时间段的住房政策改革相吻合；另一个原因可能是样本数据较少（16个数据点），又是二阶单整时间序列，其结论令人怀疑。

本文拟通过实证研究住房投资、非住房投资和总产出三者之间的互动关系，试图弄清以下问题：（1）住房投资是否具有经济周期中领先指标的作用；（2）住房投资对非住房投资是否存在挤出效应，挤出程度有多大？

二、 理论模型

Coulson and Kim （2000）发现住房投资对非住房投资有反向影响，即存在“挤出效应”。我国很多学者担心房地产过度投资，导致大量资金错误配置，出现类似于日本上世纪80年代末出现的金融危机。如果我国确实存在住房投资的挤出效应，有理由相信下列的循环存在：房地产价格上涨→住房投资大量增加→GDP大幅增加→通货膨胀→反通胀宏观调控（降低货币存量、利率上升）→抑制投资。其中房地产市场由于某种机制的存在，使得房地产价格存在向下调整的刚性，每次宏观调控的结果，并没有使住房投资减少，却显著地减少非住房投资，实现“挤出效应”。[6]这一循环的极端结果，将必然走向大量资产积累于房地产，金融危机将不可避免。因此，验证住房投资对非住房投资的挤出效应是否存在，是判断上述机制是否存在的关键。

为了实现以上研究目标，我们假设GDP、住房投资（RI）和非住房投资（NRI）存在协整关系

GDPt=A·（RIt）a（NRIt）

如果存在协整关系，说明三变量间存在长期均衡关系，三者关系间的误差具有“修正”作用，三变量可以用误差修正模型来估计，设三变量的向量为Xt，则有

如果不存在协整关系，就直接估计三变量的向量自回归模型（VAR），即

根据估计结果判断相互影响，采用swanson and granger（1997）[7]设计的冲击响应程序，判断三变量影响的顺序和大小，主要采用脉冲响应分析，根据不同变量的冲击，检验各变量的变化。冲击的顺序依赖变量间因果关系的判断，变量间的Granger Cause 检验可以使我们知道其中某些变量（independent variable）可以有助于预测某个变量（dependent variable）。其检验方法是采用F检验，以被解释变量前值为解释变量，检验下列方程

中的滞后变量系数k是否全为0。原假设：k=0，根据F统计量的大小，拒绝原假设犯“第一类错误”的概率（即p值）小于5%，即拒绝原假设，否则接受原假设。分别检验GDP、住房投资（RI）和非住房投资（NRI）之间的“因果关系”，推断一个标准误差带来的冲击顺序。

三、 实证分析

我们收集了2001—2011年GDP、住房投资（RI）、非住房投资（NRI）的11年季度名义数据，以2000年12月的CPI作为基期，将以上数据调整为实际值。为了回避异方差，我们使用序列的对数值，分别以LGDP、LRI、LNRI表示。从时间序列数据看，住房投资上升或下降提前于GDP，三个序列具有明显的季度变化特征，有必要进行季度调整。我们采用滑动平均方法去除季节因素，调整后的变量以LGDPSA、LRISA、LNRISA表示。

（一）平稳性检验

若要了解LGDPSA、LRISA、LNRISA三变量之间是否存在稳定的函数关系，需要知道各变量是否是平稳序列，否则会出现“伪回归”问题。我们首先对三个时间序列作平稳性检验，检验结果见表1。三个序列都不能拒绝有单位根的假设，时间序列不平稳。对三个序列作一阶差分，再作单位根检验。三个一阶差分序列可以在99%的置信度下拒绝单位根假设，所以，可以说这三个序列都是“一阶单整I（1）”时间序列。endprint

（二）协整检验

为了确定住房投资、非住房投资和国内生产总值之间是否存在长期关系，我们分别对三个变量两两进行“JJ协整检验”。在不存在“协整关系”（rank=0）的假设下，LGDPSA与LNRISA，LRISA与 LNRISA，LGDPSA与 LRISA的似然比统计量均大于5%水平的临界值，因此拒绝原假设，即认为不存在“协整关系”，应至少有一个“协整关系”。对以上变量组进行至多有一个“协整关系”（rank≤1）的假设检验，三组变量的似然比统计量均小于5%水平的临界值，因此接受原假设。与以上方法类似，我们对LGDPSA、LNRISA 、LRISA进行“JJ协整检验”，结果表明三变量之间存在一个“协整关系”。

（三）变量间Granger Cause 检验与分析

“协整关系”仅表明变量间具有稳定的长期函数关系，检验结果表明我国住房投资和非住房投资均是GDP的“Granger Cause”。这与Green（1997）运用美国1959—1992年的季度数据进行因果关系检验的结果不同，Green（1997）发现住房投资可以作为GDP的领先指标，而非住房投资并不具备领先指标的作用。我国住房投资和非住房投资对GDP均具有预测作用，可作为GDP的领先指标。

（四）误差修正模型的估计与分析

根据“Granger定理”，LGDPSA、LNRISA、LRISA存在一个“协整关系”，一定存在一个向量误差修正模型（VECM）的表达式。我们对LGDPSA、LNRISA、LRISA进行VECM估计，其结果见表1。AIC和SC统计量都很小，符合估计要求。在表1中引起我们注意的是：在住房投资方程中，随着非住房投资的增加，对住房投资有反向影响（一阶滞后系数为-0.37，二阶滞后为-0.03），显示住房投资与非住房投资的确存在“挤出效应”。这个结果与Coulson and Kim（2000）运用美国1959年第2季度—1997年第二季度数据估计VAR模型的结论一致，其系数分别为-0.26和-0.06。可见，我国的住房投资和非住房投资之间的“挤出效应”更加明显。在非住房投资方程中，住房投资的增加却对非住房投资是正向影响（系数为0.25，0.45），显示住房投资对非住房投资的拉动作用而不是挤出作用。这个结论与VECM中住房投资（LRISA）、非住房投资（LNRISA）和总产出（LGDPSA）的长期关系：LGDPSA= 5.75+0.59 LRISA+0.03 LNRISA相一致。在协整方程中，住房投资的弹性系数为0.59，非住房投资的弹性系数仅为0.03。可见，住房投资对GDP的影响远大于非住房投资。

（五）脉冲响应分析

总产出受住房投资与非住房投资的冲击显示在图1，冲击的顺序是LRISA→ LGDPSA→ LNRISA，图2显示的冲击顺序是LNRISA→ LGDPSA→ LRISA。这两种冲击的结果都指向住房投资对总产出的影响直接且巨大，即使冲击顺序为LNRISA→ LGDPSA→ LRISA，但两个季度以后，住房投资的累积影响就超过了非住房投资（见图2）。在LRISA→ LGDPSA→ LNRISA的冲击顺序下，非住房投资对总产出的影响为负，这与前面的“挤出效应”相一致。

四、结 论

从以上对住房投资、非住房投资和总产出的实证分析结果我们知道：

（一）投资是拉动中国经济增长的主要引擎，住房投资更具指示作用；

（二） 住房投资和非住房投资之间存在明显的“挤出效应”。

根据以上结论可以推知以下循环的存在：房地产价格上升→住房投资增加→ 总产出增加 →通货膨胀上升→非住房投资成本上升。住房投资存在过度投资导致投资结构不合理，经济结构调整就不可能实现。我国使用目前的宏观调控手段，并未能改变投资者的投资预期，仍然存在推动房地产价格不断上涨的基本因素，如适应性的货币政策，不断宽松的财政政策。2007年，我国出现较高的通货膨胀，当时通货膨胀率已超过8%，2008年初大有加速之势，央行不得不采取紧缩措施。2008年下半年因西方国家金融危机，国外需求骤减。国内价格在两面夹击下，从通胀迅速面临通缩。从这个过程看，我国宏观经济躲过了一场痛苦的反通胀过程，在很短的时间内解决了通胀问题。2008年底采取的扩张政策是顺应国内外的经济环境，应予以支持。但可以说扩张失度，财政政策和货币政策已达到极致。2007年之前存在的推动通货膨胀机制仍然存在，甚至被强化。

在2010年，我国再次面临通货膨胀压力，这次治理通货膨胀会不会像上一次幸运？或许因“欧债危机”再次掩盖国内过度住房投资的结构问题。不过，在美国发生金融危机后，西方发达国家普遍采用量化宽松的手段，其央行不断通过量化宽松的手段，使新兴市场国家不得不面对高通胀的危险。我国自从2011年年中以来，不得不采取适度从紧的货币政策来控制通胀，经历了近两年的时间，期间幸有欧债危机，使得反通胀的难度降低。随着西方国家纷纷采用量化宽松手段，彰显我国宏观经济调控的难度。工业经济有下行趋势，我国工业增加值从2010年2月的20.7%振荡下跌至今年3月份的8.9%，连续超过36个月下降。但是，因担心通胀，货币扩张政策受限，使宏观调控左右为难。究其原因，主要是以上通胀机制的存在，我国过分依赖住房投资推动产出增长的模式不可持续，必须转换增长方式，那就是真正的增长来自于技术创新。我国是典型的资本推动式的增长，也是后进国家赶超先进国家的主要方式，本来无可厚非。但是，如果资本集中于房地产，那么国内的经济增长必然受到制约，结构不调整，更大的衰退将不期而至。只有通过改革以前的通货膨胀机制并使之被打破或削弱，才能使宏观经济运行更为健康。

所以，未来经济结构调整依赖于基本经济制度的改革，同时考虑对房地产业征收财产税，提高保有成本，降低市场对房地产的需求，而不是通过行政手段限制购买或限制价格来短期压抑需求，对于房地产长期投资者来说，当前的调控政策也起不到改变长期需求的作用。只有提高当前保有房地产的成本，才能改变投资需求。endprint

参考文献：

[1]Green. R. Follow the Leader： How Changes in Residential and Non-residential Investment Predict Changes in GDP[J]. Real Estate Economics， 1997，4（ 25）： 53-70.

[2]贺文华.房地产、经济增长与宏观经济政策[J].西部论坛，2012，22（5）：24-33.

[3]Gauger. J. and T.C. Snyder. Residential Fixed Investment and the Macroeconomy： Has Deregulation Altered Key Relationships[J]. Journal of Real Estate Finance and Economics， 2003， 2（27）： 35-54.

[4]Learner. E. Housing Is the Business Cycle[J/OL]. NBER Working Paper 13428，2007. http：//www.nber.org/papers/w13428.

[5]沈悦，刘洪玉. 中国房地产开发投资与GDP的互动关系[J]. 清华大学学报（自然科学版）， 2004， 44（09）： 1205-1208.

[6]余川江，邓玲.中国四大经济区区域产业竞争力的类别特征研究[J].江淮论坛，2012，（04）：37-44.

[7]苟兴朝.我国房地产业宏观调控对策探析——基于房价租金比视角[J].长白学刊，2013，（03）：95-100.

[8]Swanson. N.R. and C.W.J Granger. Impulse Response Functions Based on a Causal Approach to Residual Orthogonalization in Vector Autoregressions[J]. Journal of the American Statistic Association， 1997， 4（92）： 357-367.

（责任编辑 明 笃）endprint

参考文献：

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（责任编辑 明 笃）endprint

参考文献：

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[5]沈悦，刘洪玉. 中国房地产开发投资与GDP的互动关系[J]. 清华大学学报（自然科学版）， 2004， 44（09）： 1205-1208.

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就业挤出效应 篇3

近年来, 我国的社会保障制度得到了良好发展, 使我国的社会保险收入以每年近26% 的速度增长。而与此同时, 我国就业人员的工资收入却以每年10% 左右的增长率进行徘徊。这可以看出, 我国年就业增长率仅为年劳动人口增长率的三分之一。说明我国每一年都有大量劳动人口失业或即将面临失业。

就业增长缓慢的现象, 可能是由于劳动纳税过高引起, 政策规定, 对我国企业员工除应当按其个人月收入缴纳个人所得税外, 还应有“五险一金”。所以在我国, 员工需缴纳的社会保险费用基本都会占其总工资40% 左右, 这个比例在世界范围内也是较高的。同时, 我国还对社会保险缴费的基数下限进行了规定, 即其缴费的下限应当为该地区上一年社会平均工资的60%, 这意味着相当一部分收入较低的人员, 很可能由于月收入低于往年平均标准而需要交纳更多的社会保险缴费。这种情况的存在也使这部分低收入人员及其雇主需要对其承担更多的社会缴费负担, 从而为我国社会的劳动需求带来了一定负面影响。而如何对我国社会保险缴费中可能存在的挤出效应进行掌握, 并为之提出相应的解决办法, 则成为了我国社会劳动双方共同关注的问题。

二、社会保险缴费率同就业之间的关系

经过数据分析可知, 我国的社会保险缴费对于人员的就业来说有着较为明显的挤出效应。从全国情况看来, 社会保险缴费对于我国全地区人员的总就业情况以及城市就业的影响系数为 -0.142和 -0.05, 并都在5% 的范围中较为明显。这说明了在我国社会缴纳保险同就业之间, 在其它元素保持相同的情况下, 每当社会保险缴费在缴费人员总工资增加1% 的比例, 就会使我国全地区人员的总就业率降低0.142, 城市就业率就会降低0.05。经过不同地区的比较看来, 社会保险缴费同就业间的挤出效应也同所处地区的整体收入水平有着正比的关系, 即整体的收入越高, 那么这种挤出效应就越为明显。而在一些收入较低的地区来说, 缴费同就业之间的这种挤出效应就不是很明显。

通常来说, 一个地区的整体收入水平越高, 其市场相关的一系列发展情况也就更为成熟, 那么其劳动力市场对国家政策执行的情况也就越好, 这就使得如当地政府同企业共通谋划策略来对社保政策进行规避的现象所能发生的几率较小。比如在我国的北上广等收入水平较高的地区, 社会保险无论是在其监管层面还是征缴层面来说都要高于我国的其它中、低收入地区。同时由于在这些高收入的地区中, 其最低工资标准也会随着整体收入水平的升高而升高, 所以使得这些地区中保险缴费同就业间存在的挤出效应将远远大于我国的中、低收入地区。

三、解决我国社会保险对就业挤出效应的措施

就业问题对于我国的发展建设有重要作用, 如果我国的社会保险缴费过高, 就会对我国的企业用人成本带来较大负担, 从而对我国人员就业带来一定影响。同时, 随着《社会保险法》的颁布实施, 使得我国整体监管环境也更加趋于严格, 而这种挤出效应可能在未来几年内变的更加严重。为了对我国社会保险缴费对于就业所产生的冲击情况进行有效的降低, 我们应当从以下几个措施入手:

1、减少社会保险缴费

这种挤出效应的存在, 同我国企业与个人所需要负担的保险缴费同工资之比过高的情况有重要联系。而在国际上的西方发达国家如意大利、英国、美国、加拿大等, 其保险与收入之比则通常低于20%, 而在亚洲的发达国家如韩国、日本也保持在25% 以下。在这些国家的以往经验中都已经对社会保险缴费过高对于劳动者的就业以及工资增长的负面影响进行了多次的证明, 这就需要我国针对此种情况, 在合理的范围内尽可能的降低社会保险缴费率。

2、取消我国的社会保险的缴纳工资基数下限

对于我国设置的工资基数下限来说, 如果某些群体人员的收入低于这个工资基数下限, 那么这部分低收入群体同其他普通工作者来说, 就需要缴纳更高的社会保险费率。这种情况的存在不仅更进一步对低收入人群的收入进行了减少, 还对雇佣这部分群体的企业的用人成本也进行了大幅增加, 这对于企业发展及人员就业都会造成一定影响。所以, 对此特点, 国家应对相关的工资基数下限规定进行取消, 并按照我国实际情况, 改变成以个人工资基数的方式来对社会保险费用进行缴纳。

3、加快我国保险制度改革

在我国目前的保险制度中, 将企业缴纳的保费统一纳入我国的社会统筹账户, 并将这部分资金全部应用到医疗、剩余、养老、工伤、事业等保险项目中, 并将个人的社保费用都存放在其个人账户中。但我国的大部分地区, 这些个人账户还是以一种空账的形式存在, 这就使现今的保险制度是一种特殊的“现收现付”制度, 而这种制度无论是在透明度、公平性还是激励性方面都不能够进行良好的发挥。同这种现象有对比意义的, 就是在上世纪80年代中, 一些国家如智利等所实行的“名义账户”缴纳方式, 经过对这种方式的效果进行研究, 能够较为有效的对国家就业挤出效应进行降低, 这也是我国对社保制度改革的良好借鉴。

四、结语

通过上文的分析, 我们对我国社会保险缴费情况同人员就业之间的挤出效应有了一定的了解, 并由此体会到了我国保险费率对于就业情况的负面影响。这就需要我们根据我国实际情况, 有针对性的进行改进, 从而在保证社保工作良好运行的同时, 对我国的就业水平进行有效提升。

摘要：随着我国社会的进步, 社会保险制度的飞速发展, 保险缴费金额也得到了很大增长。这一过程对我国就业市场也造成了较大影响, 最突出的表现就是近年来我国就业增长情况同劳动人口的增长情况相比, 显得较为缓慢。而根据初步研究发现, 社会保险的缴费变化会对社会的就业情况产生相应的挤出效应。在本文中, 将就我国社会保险缴费对就业的挤出效应进行分析与探讨。

关键词：社会保险缴费,就业,挤出效应

参考文献

[1]郝勇, 周敏.基本养老保险三方缴费分担比例改善与前瞻[J].改革.2011 (06) :122-127.

就业挤出效应 篇4

摘要：文章从FDI对我国民族企业产生挤出效应影响机理分析下，结合我国民族企业自身特点，建立了我国企业自主品牌创新能力体系，并相应提出了我国民族企业发展提升自主品牌创新能力的对策建议。

关键词：FDI；自主品牌；创新能力。

一、引言

近年来，随着我国对外改革开放政策的进一步完善。“以市场换技术”的策略实施，中国吸引了大量外商直接投资(FDI)。从2002年起中国已成为吸引外资最多的发展中国家之一。随着外商投资在我国不断深入，外资增资并购外资企业独资化的现象日趋严峻。国内众多知名民族企业被跨国公司收购、并购的事件频度俱增，我国的民族企业品牌被大量的吞噬。拥有企业自主品牌，是企业能够长远生存和发展的生命线，是国家经济实力的体现和市场竞争致胜的关键。因此，在当前外商对华企业挤出效应日趋严峻的形势下。培育提升我国民族企业自主品牌创新能力，提高企业自主创新能力，是维护我国经济可持续发展的最迫切的任务之一。

二、相关研究背景

诚然，FDI在华投资带来了先进技术和管理经验。从人力资本、示范效应、竞争效应、技术应用、到市场开拓效应等多种方式对我国产生技术溢出效应，推动了我国产业技术水平和创新能力的提高。但就FDI是否存在对我国自主创新能力的提升仍是学者关注的焦点。冷民(2005)认为不论FDI对我国技术进步究竟产生了何种影响，由FDI的进入而导致的发展中东道国整体技术水平的提高，并不等于本土企业技术能力的提升，并不等于发展中东道国自主创新能力的提高。沈桂龙，于蕾(2005)认为自主技术创新能力是影响经济增长内生动力的关键。但FDI究竟是挤出、激励还是补充了东道国的技术研发活动?相对于FDI对东道国技术进步的研究而言，FDI对东道国技术创新能力影响的研究显得不足。谢富纪、沈荣芳(2002)认为，中国虽然利用FDI引进了国外相对先进的技术和管理经验，使整体技术水平得以提高。在一定程度和一定范围内起到了推进企业技术进步的作用。但作用效果并不明显。李兆友(2004)认为，技术创新能力具有独创性、商品化(实用化)和系统性的特征。技术创新能力不是一种单功能能力，而是需要多种功能的配合，最主要的是研究与发展能力、营销能力、工程化能力(包括设计、工艺、工装试制、生产能力等)能力等的支撑。邓立治(2007)从企业自主品牌创新能力的角度进行研究，他认为自主品牌创新能力是进行自主品牌创新和获取自主品牌竞争力的基石，是一种整合企业内外部资源进行自主品牌创新的综合能力。将企业自主品牌创新能力的概念界定为企业自主品牌创新主体开发具有自主知识产权的产品、创建知名品牌和持续提升自主品牌价值的能力。

那么，FDI到底对我国民族企业品牌产生怎样的影响，以及如何建立我国民族企业自主品牌创新能力体系，是本文研究的切入和结合点，以求探索提升我国民族企业自主品牌创新能力的对策及建议。

三、FDI对民族企业品牌挤出效应分析

跨国公司为了扩大公司品牌及产品品牌在中国的影响，增强产品的竞争力，通常采取以下手段和方式对我国民族品牌进行挤压或消灭。

1通过合资直接买断中方自主品牌，禁止中方再使用自己的品牌，直接将本土品牌雪藏。使自主品牌直接从市场上消失。例如香雪海品牌三年的禁用期：“扬子”品牌在与西门子合资后其买断六十年的品牌使用权等等。外资实施这样的一种策略通过合资既占有了本土企业自主品牌的优势资源，又减少了一个强有力的竞争对手，从而为其开拓中国市场铺平了道路。

2通过不断增资要求。使用各种手段对合资企业利润进行价格转移，从而拖垮中方企业。一般而言，外资多为实力雄厚的跨国公司，中方的资金实力和市场理念都相对落后于外方。在这种情况下，外资通过增资中方在合资企业中的地位不断下降，最后被排挤出合资企业，企业由合资转变为独资。由于中方企业自主品牌的丧失。并且面临自己培养起来的强大的外资方企业的竞争。很难在市场上找回自己的市场份额，只能沦为外资品牌的代工工厂。

3通过收购、兼并的方式直接成立独资公司，或至少达到绝对控股。在我国投资的跨国公司独资化过程中，一个突出的表现是外资在华并购的出现。如汉高、西门子、惠尔普等早期进入我国的跨国公司近年来纷纷采取以独资为目的的收购。

4外方利用技术控制对我国自主品牌的挤压。目前许多的合资企业中，外资利用技术工艺优势对中方品牌进行挤压。如微笑曲线所示。在高附加值的两端为研发和品牌。跨国公司把核心技术掌握在自己手中，由于中方技术开发能力差、工艺技术水平低造成合资企业中对外方技术的依赖。同时国内企业轻视技术的吸收，不能掌握核心技术，致使我国自主品牌产品无法与国外相抗衡。我国的民族彩电行业虽然在国内销量已成熟，但由于其无法掌握显像管等核心元件技术，主要部件仍需从国外引进，在激烈的竞争中。利润被压得很低，利润空间都被外资截取。

四、民族企业自主品牌创新能力体系的建立

我国企业自主品牌创新自身存在不足，主要体现在市场方面表现为市场小、潜力低、竞争激烈；技术方面表现为技术共享、技术获取、技术创新困难，未能形成有效的研究开发体系；管理方面表现为管理不善、上层管理部门不支持等方面。面临外商独资化对我国企业品牌的挤出效应的威胁，营造自主品牌培育与发展的良好环境，增强企业资源的有效利用，形成企业自主品牌的持续创新能力是十分迫切必要的。

1民族企业自主品牌创新能力体系基本框架。我国企业自主品牌创新能力体系应针对FDI对我国企业品牌挤出效应的特点，并结合民族企业自身发展的实际进行构建，符合科学性、系统性、相关性、独立性、可操作性的原则。本文结合自主品牌创新过程的分析并参考《中国区域创新能力报告》中的创新能力评价指标体系，通过对专家进行访谈，从企业自主品牌研发、生产、营销、管理协调五个子系统出发，确立企业自主品牌创新能力的基本框架。

研发创新能力子系统。研发过程是形成自主创新品牌能力的源泉。企业自主研发的过程是形成企业品牌核心竞争力的决定因素。包含以下指标。A1企业自主品牌研发资金投入比例；A2企业自主品牌研发人员投入比例，以此来体现自主品牌研发的技术水平和能力；A3企业自主专利项目申请数，包含外观申请专利及实用型申请专利：A4员工教育培训经费投入比例指标，根据员工的自主学习、自主进修的教育培训经费来体现员工自主品牌创新的主动性；A5企业家自主品牌创新的意识，该指标相对复杂，可从通过企业家对企业的资金投入、员工投入数目及员工整体文化水平来体现。

产品创新能力子系统。自主品牌产品的生产是自主品牌创新成果转化的外在表现，是自主品牌创新能力的重要影响要素。其体现指标如下。B1重要生产设备技术水平。指在整个自主品牌产品生产过程中，关键作用的生产设备

的技术水平决定了品牌产品生产的质量。B2品质控制力。主要指对制造自主品牌产品所需的制造资源的控制能力，如基础设备、原材料、质量、工艺的驾驭，即对品牌品质保证的能力。B3技术扩散能力与效率。既指企业对原有品牌技术和引进品牌技术的吸收消化能力，又指品牌技术在企业创新组织中共享和扩散的能力和速度；B4现代制造技术采用率。现代制造技术采用率是指采用现代先进技术数量占所有制造技术数量的比例。表达了生产过程中对于先进制造技术引进、消化、吸收的能力。B5自主品牌产品的市场占有率，可以体现出企业品牌在所属行业的位置，B6自主品牌的产品产值增长率。

营销创新能力子系统。其构成企业品牌自主创新能力的重要内容，其构成要素如下。C1市场调查与分析能力。C2自主品牌营销经费投入强度，指企业自主品牌营销投入经费占企业自主品牌销售总额的比例，可以增强品牌的美誉度和忠诚度。C3自主品牌营销人员投入强度。指自主品牌销售人员占企业人员总数的比例。企业自主品牌销售人员的投入可以增加自主品牌的销售额度，扩展销售渠道，增强自主品牌产品使用的信息反馈。C4自主品牌营销体系的适应度。指企业所构建和运行的营销体系是否与自主品牌发展相适应。自主品牌发展包括品牌培育、品牌成长、品牌成熟和品牌持续创新等多个阶段。C5品牌产品知名度与客户满意度，是体现企业品牌创新能力有效性及结果的重要指标。

管理协调创新能力。企业自主品牌创新需要研发、营销和制造等各部门之间的全面配合，这其中包括了品牌创新知识的交流、品牌创新资源的调配、品牌创新部门间的协调等。这是衡量企业各部门之间相互合作促进品牌创新的重要影响要素。其构成要素如下包含：D1研发、营销和管理部分协调创新能力；D2产学研合作水平程度；D3企业组织学习能力；D4企业与用户交流程度；D5企业网络信息化水平。

2基于层次分析法的评价模型的确定。采用专家咨询和层次分析法(AHP)相结合的方法来确定评价指标的权重。(1)建立层次结构模型。(2)构造判断矩阵：判断矩阵元素的值反映了人们对各因素相对重要性(或优劣、偏好、强度)的认识，一般采用l～9及其倒数的标度方法。(3)层次单排序及其一致性检验：判断矩阵A的特征根为AW=kmaxW的解W，经归一化后即为同一层次相应因素相对重要性的排序权值，这一过程称为层次单排序。为进行层次单排序(或判断矩阵)的一致性检验，需要计算一致性指标CI=(λmax-n)/(n一1)，当随机一致性比率CR=CI/RI<0.1时，认为层次单排序的结果有满意的一致性，否则需要调整判断矩阵的元素取值。(4)层次总排序及其一致性检验：计算同一层次所有因素对于最高层(总目标)相对重要性的排序权值，称为层次总排序。这一过程是最高层次到最低层次逐层进行的。层次总排序的一致性检验，也是从高到低逐层进行。

最后，经由AHP法，通过总体一致性检验，计算出各评价指标的权重系数(见表1)。

五、结论分析殛对策建议

可以看出，研发创新能力子系统和产品创新能力子系统相对较为重要，且研发创新能力最为重要。这两个子系统是企业自主创新能力的关键，是企业品牌提升的基石。其中以自主品牌研发资金投入比例和企业自主专利项目申请数指标最为重要，这两个指标是实现企业品牌持续创新的动力源泉。自主品牌的产品产值增长率、自主品牌产品的市场占有率、自主品牌研发人员投入比例和员工教育培训经费投入比例几个指标是次级重要的指标值，自主品牌的产品产值增长率、自主品牌产品的市场占有率能够体现出企业品牌在所属行业的位置，反映企业自主品牌在同类市场上的增长率，较明显地反映企业品牌自主创新的水平；自主品牌研发人员投入比例和员工教育培训经费投入比例可以反映出企业进行自主品牌创新的决心及投入状况，是提升企业自主品牌创新能力的资源保证。

在营销创新能力子系统中，市场调查与分析能力和品牌产品知名度与客户满意度是相对重要的指标，市场调查与分析通过对市场中竞争对手、潜在加入者、替代品及市场需求分析过程中，可以发现外商独资化带来的潜在威胁，具备对品牌市场的分析能力，可以使企业进行自主品牌创新有的放矢，加速企业自主品牌创新能力的形成：品牌产品知名度与客户满意度，是体现企业品牌创新能力有效性及结果的重要指标。在管理协调创新能力中，产学研合作水平程度，是企业提高科研成果转化为生产力的能力；同时企业组织学习能力是企业管理协调创新的重要所在。根据企业自主品牌创新能力评价模型分析并结合FDI对我国民族企业挤出效应分析的特点。从以下两个方面探索提升我国企业自主品牌创新能力系统建设的新途径。

1微观层面。(1)增加企业自主品牌研发资金人员投入，增强企业自主品牌创新意识。形成企业内在的、长期积累的核心技术。提升自主品牌的核心价值。如文化价值、个性价值、产品品质等。(2)培育大量具有自主知识产权的品牌，提高民族企业技术创新能力，提高产业核心竞争力。加快企业自主专利申请，提高企业自主研发能力，形成产学研相关合作。打造具有自主知识产权的产品和品牌。(3)建立自主品牌创新的网络体系，提高品牌营销创新能力，发挥各自在资金、技术、人才等方面的优势。提高品牌的增长率，市场占有率，扩大品牌产品知名度，增强客户满意度，使品牌处于分销渠道的优势地位。(4)正确认识与评估我们的品牌资产价值，保护企业的无形资产价值，在FDI对华并购趋势严峻的环境下，警惕风险，健全完善企业品牌创新风险监控机制。为品牌创新构建良好的风险监控环境，对品牌创新风险进行监控识别和诊断，促进品牌创新能力系统的健康发展。(5)增强民族品牌意识，走自创品牌之路。树立品牌的生命线意识，不能在引用外资时，因急于与外资合作或贪图短期利益而放弃了自己的品牌。长期发展必然会把自己的品牌丧失，所以要在合作中时刻谨记品牌是企业的生命，果断不能丢失自己的品牌，注重品牌定位，提升品牌形象。努力将品牌打造成所在行业龙头。

2宏观层面。(1)完善政策法律法规，建立规范化、符合国际惯例的并购法律体系，防范外资并购风险。对于相关决策部门，除了加紧制定和完善反垄断法、反不正当竞争法等相关法律法规，防止和遏制各种形式的市场垄断行为外，控制外资企业的垄断风险，尽快建立适合我国国情的并购行为评价体系和标准。(2)健全知识产权制度，保护我国民族企业创新者利益和积极性。促进技术合理、有偿地扩散，是促进我国自主创新能力提升的重要制度安排。(3)规范市场竞争秩序，为民族品牌成长创造良好的环境。规范企业竞争行为、建立完善的市场竞争秩序，形成一个利于名牌企业成长的优良环境。

参考文献：

1马天毅，马野青，张二震，外商直接投资与我国技术创新能力，世界经济研究，2006，(7)：4-8。

2张小蒂，徐曼，我国基于FDI自主创新能力的培育，国际贸易问题，2005，(12)：104-109。

3邓立治，我国企业自主品牌创新能力系统研究，博士论文，2007，(6)：31。

4傅家骥，技术创新学，北京：清华大学出版社，1998。

我国政府财政支出挤出效应研究 篇5

2012年中央经济工作会议提出,要保持宏观政策的连续性和稳定性,继续实施积极的财政政策和稳健的货币政策,确定了“稳中求进”的工作总基调。会议指出,经济工作主要任务的第一项是“继续加强和改善宏观调控,促进经济平稳较快发展。统筹处理速度、结构、物价三者关系”。会议在陈述积极性财政政策时,首先提到了继续完善结构性减税政策,继之以加大民生领域投入,积极促进经济结构调整,严格财政收支管理,加强地方政府债务管理等。而在之后的改革环节,则包含了推进营业税改征增值税和房产税改革试点,合理调整消费税范围和税率结构,全面改革资源税制度,研究推进环境保护税改革。

当前诸多宏观经济指标,诸如工业增加值增速、PMI等等,都预示着中国经济面临着下行风险。从经济增长源泉的角度看,消费、投资和净出口拉动经济的三驾马车中,消费囿于传统的“高储蓄—低消费”模式始终难有起色,净出口由于受到欧债危机的影响而持续萎缩,因此2012年最为可靠的增长动力仍然是投资,正是基于此原因中国政府必然将实施积极的财政政策。结构性减税当然是此次积极财政政策的亮点,但是传统的增加政府财政支出的扩张性政策依然会成为财政政策的主要支撑力量。然而,这其中也不无担忧。根据央行2012年1月8日公布的统计报告,2011年全年财政存款减少300亿元,这创造了2000年以来的全年财政存款投放的历史记录,同时也意味着2011年12月单月的财政存款减少了1.32万亿元,2011年11月财政存款减少了3 762亿元,超过了2008年实施财政刺激的水平(2008年11月财政存款减少1 403亿元,12月1.04万亿元,全年增加408亿元)。2012年伊始,大规模的政府财政支出已见端倪,5月份发改委加快项目审批节奏的行为更是引发了学术界对于新一轮“X万亿刺激政策”的猜测,这不由得令人产生一旦政府的财政支出规模持续扩张,能否导致经济学中所谓“挤出效应”问题的担忧。换言之,政府财政支出的扩张是否会导致私人部门的萎缩?本文使用2000-2009年中国省级面板数据,研究中国的政府财政支出是否对私人部门的投资具有挤出效应。

二、文献综述

关于政府财政支出对投资的影响,国外的实证研究没有得出一致的结果,总体上来说,可以将其研究结论分为三种类别:

第一类研究认为政府财政支出对于私人投资具有积极的影响。Aschaure(1989)通过研究美国的数据发现,政府财政支出的扩张会导致投资回报率的上升,因此不但不会降低投资水平,反而会对投资产生明显的“挤入效应”。Vijverberg(1997)认为,政府部门财政支出的先期扩张,会导致私人部门的繁荣,从而促进社会的固定资产投资水平。Lopez(2006)对西班牙不同地区1965-1997年的面板数据进行了研究,指出政府财政支出具有明显的溢出性,特别市教育部门的公共支出其溢出性最为明显,但是地区间不存在政府财政支出的溢出性,即某个地区财政支出的扩张不会提高相邻地区的投资水平。Ang(2009)通过马来西亚的宏观经济数据,采用多元协整的方法检验了政府财政支出和私人投资之间的关系,发现两者之间的关系并非竞争性的,而是具有明显的互补性。Hatano(2010)考察了日本政府财政支出和投资之间的长期协整关系,并指出两者之间存在一种误差修正机制从而导致长期的均衡状态,日本的证据表明财政支出对投资是具有“挤入效应”的。

第二类研究认为政府财政支出对于投资具有消极的影响,因此“挤出效应”是客观存在的。Bairam和Ward(1993)研究25个OECD国家政府财政支出和投资之间的关系,发现其中24个国家都是负相关关系。此外,另有多篇文献针对不同国家或地区的实证检验也都发现了政府财政支出对投资的“挤出效应”,例如Blejer和Kahn(1988)对24个发达国家的研究,Ghali(1998)对突尼斯的研究,Ghura和Goodwin(2000)对亚洲和拉丁美洲国家的研究,Kitaoka(2002)、Nakazato(2004)对日本的研究等等。

第三类研究认为政府财政支出对于投资的影响是状态依赖(state dependency)或者国别依赖(country dependency)。前者认为某些因素或者状态的改变决定了到底是“挤入效应”还是“挤出效应”,而后者认为国别间的差异是明显的,到底是“挤入效应”还是“挤出效应”主要因国别而异。对于状态依赖的研究,某些文献将通货膨胀因素作为首要的关键的影响变量,例如Cohrane(2001)、Dupor(2001)提到,物价水平从根本上决定了国家或者地区的财政政策,因此不同的通货膨胀水平下结果会截然不同;而Devarajan等(1996)则认为财政支出是否为生产性的(productive)才是最根本的决定因素,生产性与非生产性财政支出的比例不同,则同时有可能出现“挤入效应”或者“挤出效应”。对于国别差异的研究则比较常见,Atukeren(2005)选择25个发展中国家进行研究,发现非洲国家存在“挤出效应”,而亚洲和拉丁美洲国家同时存在“挤入效应”和“挤出效应”,Afonso等(2009)选取17个发达国家(包括14个欧盟国家、加拿大、美国和日本)进行实证研究,他们的结论同样是财政支出对投资的影响因国家差别而异。

对我国的财政支出和投资间的关系,理论和实证研究也并未达成一致的观点。大多数研究认为我国存在“挤入效应”,例如郭庆旺(1999)、贾康(2003)等的理论和实证研究都表明我国政府财政支出和投资之间存在显著的正相关关系,因此“挤入效应”是存在的,研究方法则是采用VAR模型居多,最新的方法也有采用空间计量经济学模型的方法进行研究。也有部分研究认为我国存在“挤出效应”,例如张延(2010)研究了财政支出、投资和利率之间的关系,认为“挤出效应”尽管不大,但是仍然存在。此外,部分研究指出长期和短期结论可能会不同,地域之间也可能结论不同。董秀良等(2006)的实证结论是短期内存在“挤出效应”,长期则应为“挤入效应”。靳春平(2006)指出了财政支出的经济增长效应在东部和西部之间存在明显的区域性差异,而韩仁月(2009)采用VAR模型对我国省级数据进行了研究,发现东部地区为“挤入效应”,中西部地区则为“挤出效应”。

三、数据、变量说明及模型设定

本文的研究样本包括中国内地31个省份、自治区及直辖市1990-2009年的面板数据刘伟(2005)所言,我国长期以来固定资产投资增速一直高于GDP的增速,对投资的过度依赖已经成为影响我国经济增长方式转变的一大瓶颈。地区消费价格指数CPI的弹性为1.042%,这表明对于固定资产投资而言,存在一定的货币幻觉现象,真实固定资产投资不是中性的,会随着通货膨胀的增长而升高,通货膨胀每上升1%,则真实固定资产投资会上升0.042%。

第三,消费和私人投资存在显著的负相关关系,消费和投资存在一定的补偿效应。从理论上说,以Ramsey模型为例(戴维·罗默,2004),家庭需要在消费和资本积累之间进行衡量,因此当期消费越多,则可以用于投资的资本也就越少,因此消费和投资之间存在互相抵消的关系。从实证结果看,地区消费零售总额每增加1%,则固定资产投资会相应下降0.347%。

第四,其它因素同样可以影响地区私人固定资产投资:首先,地区私人固定资产投资和该地区的出口水平存在显著的负相关关系,这一结论初看似乎不合常理。因为出口水平越多,则出口相关产业的固定资产投资水平也应当相应地增加。但是事实上由于模型中同时包含了地区GDP和出口这两个变量,负相关关系的存在依赖于其它变量不变的前提,然而出口的增加必然伴随地区GDP的上升,进而重新提升固定资产投资。可以计算出地区出口和地区GDP的相关系数是0.852,因此实际的出口对于固定资产的影响应该为0.928(0.852×1.351-0.223),两者之间仍然是正相关关系。其次,地区货运量和固定资产投资呈现正相关关系,货运量越大,说明该地区的工业发展水平越高,因此固定资产投资也相应会提高。最后,地区工业企业资产变量的系数为正且在1%水平下显著。地区工业企业的资产越多,则相应地表明该地区的资本存量比较大,如果投资率没有差异,则资本存量比较大的地区其投资水平也必然比较高。

接下来我们继续分析动态面板差分GMM模型的拟合结果。对于差分GMM模型而言,引入了因变量的滞后项作为自身的工具变量来克服内生性问题,其前提是因变量存在明显的序列相关性,Arellano-Bond检验表明差分前的序列存在自相关性,而差分后的模型不存在序列相关性,此外,Sargan检验的卡方统计量为23.7,表明模型不存在过度识别的问题。从实证拟合结果看,滞后一期的固定资产投资变量的系数为正数,且在1%水平下显著。因此,固定资产投资存在自我加强的作用,上一期的固定资产投资越高,则本期的固定资产投资水平也相应会升高,上一期的固定资产投资越低,则本期的固定资产投资也相应会处于比较低的水平。换言之,实证结果支持厉以宁的“投资冲动怪圈”的论断,固定资产投资自身具有强烈的自相关性。另外,动态面板差分GMM模型中,和固定效应模型FEM相比某些系数发生了变化,这是因为引入了滞后一期的固定资产投资变量以后,消除了某些变量的内生性,因此其系数自然会发生相应的变化。例如,地区消费价格指数CPI变得不再显著,也就是说,当考虑到过去的固定资产投资对当期固定资产投资的影响之后,货币幻觉现象会消失。

(二)东部、西部、中部地区的“挤入效应”区域差异性分析

上文的研究表明政府财政支出对于私人投资具有“挤入效应”。在这一部分,本文将研究这种“挤入效应”是否同时存在于我国的东部、西部和中部地区。将整体样本按照东部、西部和中部划分为三个 ,具体而言,东部地区包括东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南等11个省(市),中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南等8个省(区),西部地区包括内蒙古、四川、重庆、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西等12个省(区、市)。采用固定效应模型,得到的实证结果如表3所示。

注: ***表示该变量在1%水平下显著,**表示该变量在5%水平下显著,*表示该变量在10%水平下显著。

从拟合结果看,东部、西部和中部的固定效应模型的拟合优度R2都超过了93%,整体拟合效果比较好。分区域的固定效应模型表明:东部和西部存在明显的“挤入效应”,而且两个地区的“挤入效应”非常接近,两个区域的“挤入效应”分别是22.9%和22.4%。与此相比,中部地区不存在显著的“挤入效应”,也不存在“挤出效应”。此外,三个区域的GDP和CPI边际弹性都超过了1,因此对三个区域来说,GDP的增长都会导致私人投资的更高速度的增长,以及三个区域都同时存在所谓的货币幻觉,物价水平的上涨会拉动真实固定资产投资水平的上升。最后,只有中部地区的消费对于固定资产投资存在显著的抵消作用,另外两个区域则都不显著,中部地区省份的地区社会消费品零售总额每上升1%,其固定资产投资水平会相应下降0.615%。

(三)“挤入效应”的时变特征分析:1994年分税制改革的影响

在本文研究的样本区间内,发生的最具有影响力的政策性事件就是1994年的分税制改革。1994年,我国经济体制改革在中央的“全面推进、重点突破”的战略部署指导下进入新阶段,财税体制改革充当改革的先锋,根据事权与财权相结合的原则,将税种统一划分为中央税、地方税、中央与地方共享税,建起了中央和地方两套税收管理制度,并分设中央与地方两套税收机构分别征管;在核定地方收支数额的基础上,实行了中央财政对地方财政的税收返还和转移支付制度等。成功地实现了在中央政府与地方政府之间税种、税权、税管的划分,实行了财政“分灶吃饭”。

从实质上说,分税制改革主要影响的国家和地方政府的财政收入,但是财政收入分配的改变不可避免地会影响到财政支出。分税制成功地使全国税收总收入中,中央和地方的分成比例达到六比四,然而支出改革却没有同步进行,中央和地方的支出比例仍为3:7。根据预算,2010年中央本级支出中除了65.6%是对地方的税收返还和转移支付,第二大项支出就是国防(占比11.1%)。而省本级财政的支出,以广东省2009年为例,最大的支出项是教育119亿,约占省本级所有支出的16%;第二大支出是交通运输,约114亿,占比15.4%。

分税制改革以后,地方政府的财政收入普遍依赖于中央政府的转移支付制度,其受到中央的影响也变得更为明显,中央本级财政产生的相当于其收入2/3的大量结余,绝大部分会被转移到地方政府,以弥补他们的支付缺口。因此,将全部的样本分为1990-1994,1995-2009年两个子样本,以期分析是否分税制改革会影响到“挤入效应”的水平,亦即研究“挤入效应”的时变性特征。在此我们引入Year1994的虚拟变量,该虚拟变量在1994年之前(含1994年)为0,之后的年份为1,然后引入其和政府财政支出变量的交叉项Year1994×g,分别采用固定效应模型和动态面板的随机效应模型,得到的结果如表4所示。

注: ***表示该变量在1%水平下显著,**表示该变量在5%水平下显著,*表示该变量在10%水平下显著。

从结果上看交叉项系数在5%水平下显著为负,这表明1994年的分税制改革使得“挤入效应”在分税制改革之后显著减弱了。在分税制改革之前,地方财政支出每上升1%,相应地地方固定资产投资会上升0.9%,而在分税制改革之后,仅会上升0.231%。分税制改革对“挤入效应”的削弱和上文的分析是一致的,由于改革后地方政府对于财政转移的依赖,因此其财政支出预算受到中央政府的影响增大,导致其对地方固定资产投资的自主决策能力减弱了。动态面板差分GMM模型的结果则表明,固定资产投资的自我增强现象仍然存在,而分税制改革可以部分削弱这种自我增强的趋势。

(四)“挤入效应”的非对称性:基于分位数回归的研究

本部分我们将通过分位数回归的方法研究“挤入效应”是否存在非对称性。具体而言,我们将逐个分析每个分位点回归的“挤入效应”的大小,观察其是否在不同的分位点下具有非对称性,即是否在某些分位点下存在极大或极小的“挤入效应”。与最小二乘回归相比,分位数回归(Quantile Regression)利用自变量和因变量的条件分位数进行建模,因此能充分反映自变量对于因变量的分布的位置、刻度和形状的影响,尤其是对于一些非常关注尾部特征的情况非常有效。因此,我们将利用分位数回归的方法讨论“挤入效应”的非对称性。采用不同的分为点得到的结果如表5所示(由于我们这里主要讨论的是“挤入效应”,因此此处省略了其它控制变量的回归结果)。

注:***表示该变量在1%水平下显著,**表示该变量在5%水平下显著,*表示该变量在10%水平下显著。

根据表5,可以画图来显示挤入效应(用财政支出变量的边际弹性表示)随分位点的变化情况,如图1所示。

从上图可以看到财政支出的“挤入效应”存在明显的非对称性:随之分位点的上升,其效应首先会下降,然后再逐渐上升,并超过了低分位点下的“挤入效应”。因此,在中等固定资产投资水平下,财政支出对其影响是最低的,而在较低水平和较高水平的固定资产投资水平下,财政支出的“挤入效应”是比较高的,尤其是在更高分位水平的固定资产投资下,财政支出的“挤入效应”会变得很高,在90%分位点上,政府财政支出每增加1%,固定资产投资会上升超过55%。

五、结论

本文通过中国2000-2009年省级面板数据,对政府财政支出是否存在“挤出效应”进行了实证研究,得到如下结论:

第一,整体而言政府财政支出对私人投资不仅没有“挤出效应”,反而存在显著的“挤入效应”,政府财政支出上升1%可以拉动私人固定资产投资上升0.27%。对东部、中部、西部的区域研究表明,东部和西部地区存在程度接近的“挤入效应”,而中部地区既不存在“挤入效应”也不存在“挤出效应”。

第二,“挤入效应”存在时变性和非对称性。时变性分析表明分税制改革之后“挤入效应”的程度降低了,这可能与分税制改革后地方财政对中央财政的依赖性程度增加所导致;而对其非对称性的分析则表明,“挤入效应”在较低水平和较高数量的私人固定资产投资下程度较高,而中等水平的私人固定资产投资下政府财政支出对其拉动效果较差。

第三,对于私人固定资产投资而言,存在一定的货币幻觉现象,真实固定资产投资不是中性的,会随着通货膨胀的增长而升高,通货膨胀每上升1%,则真实固定资产投资会上升0.042%。此外,消费和固定资产投资存在显著的负相关关系,消费和投资存在一定的补偿效应。

第四,动态面板GMM模型的检验表明,厉以宁提出的“投资冲动怪圈”的论断是客观存在的,固定资产投资自身具有强烈的自相关性,具有自我加强的特性。

综上所述,实施积极的财政政策扩大政府财政支出,不仅不会造成“挤出效应”,反而可以有效地提升私人固定资产投资的水平,从而拉动经济走出低谷,避免经济的继续下行。然而,本文的研究结论同样揭示了扩大政府财政支出的几点隐忧。首先,政府财政支出的扩张长期而言会诱发通货膨胀,而私人投资同时具有通货膨胀效应和自我加强效应的双重属性,因此会导致私人投资水平出现超过预期的放量增长,积极的财政政策有可能过分拉动经济迅速走向过热,伴随着高位运行的通货膨胀,必然导致经济的再次失衡。而且私人投资的过度增长也不利于中国经济结构的优化,和“十二五规划”的转型要旨相背离。其次,由于消费和私人投资之间具有补偿效应,投资的增长会导致消费的进一步萎缩,同样不利于经济结构的优化和转型,长期而言对中国经济的健康运行并无裨益。

一个财政政策挤出效应动态模型 篇6

根据现有的挤出效应理论可知, 有多个因素可以影响挤出效应的大小, 但是当多个因素同时发挥作用时, 现有的挤出效应理论无法比较各个因素对挤出效应的影响程度。现有的挤出效应理论只是对影响因素进行定性分析而未定量分析, 因此, 现实政策意义不强。所以, 政府也无法具体衡量扩张性财政政策效果的大小, 也就无法制定出有效的提高扩张性财政政策效果的政策措施。

二、相关概念的界定

(一) 对挤出效应的界定

1、一般性定义。

财政政策挤出效应是指政府实行扩张性财政政策所引起的私人消费或投资降低的效果。即政府支出的增加会形成对私人消费或投资的挤出, 从而使扩张性财政政策效果大打折扣。

2、本文使用的定义。

财政政策挤出效应是指政府支出增加所引起的私人 (民间) 投资降低的效果。文中的扩张性财政政策专指政府购买性支出增加。同时为了论述方便, 本文把财政政策挤出效应简称为挤出效应, 即用挤出效应代表财政政策挤出效应。

3、挤出效应的衡量:

挤出效应的大小是以国民收入减少的程度来衡量, 即政府支出增加所导致的私人投资减少进而使国民收入减少程度越大, 挤出效应也就越大, 反之越小。

(二) 挤出效应与财政政策效果

1、财政政策是指政府变动税收和支

出以便影响总需求进而影响就业和国民收入的政策。财政政策分为扩张性财政政策和紧缩性财政政策。扩张性财政政策是指政府通过减税和扩大政府支出以便增加经济社会总需求进而增加就业和国民收入的政策;紧缩性财政政策是指政府通过增税和减少政府支出以便减少经济社会总需求, 从而减少就业和国民收入, 抑制经济过热的政策。

2、扩张性财政政策效果的衡量。

(1) 在多数情况, 当面临经济萧条或衰退时, 相对于减税而言, 政府更喜欢用增加支出的手段来实行扩张性财政政策。 (2) 扩张性财政政策效果。其是指政府增加支出导致经济社会总需求增加, 进而使就业和国民收入增加的程度或幅度, 所以通常是以就业率提高的程度和国民收入 (GDP) 增加的程度来衡量扩张性财政政策效果大小, 其中, 更主要是以国民收入 (GDP) 增加的程度来衡量扩张性财政政策效果的大小。

3、挤出效应与扩张性财政政策效果的关系。

(1) 两者是反向变动的关系:在其他条件不变的情况下, 如果挤出效应越大, 扩张性财政政策效果就越小, 反之, 如果挤出效应越小, 即在政府支出增加时, 所导致的对私人消费和投资的挤出越小时, 政府支出增加所导致的国民收入的增加程度就越大。 (2) 两者关系的IS-LM图形说明如图1所示。政府实行一项扩张性财政政策, 它可以是增加政府支出, 也可以减少税收, 现假定是增加一笔支出△g, 则会使IS右移到IS'右移的距离是EE", EE"为政府支出乘数和政府支出增加额的乘积, 即EE"=kg·△g, 即一笔政府支出能带来若干倍国民收入 (GDP) 的增加, 在图1上则指收入应从y0增加到y3, 但实际上收入不可能增加到y3, y0y3=kg·△g。因为要到达该程度, 则必须假定利率r0不上升, 可是利率必然会上升, 原因是IS向右上移动时会导致国民收入增加, 从而使经济社会对货币交易需求增加, 但是货币供给未变动 (即LM内线未移动) , 因而人们用于投机需求的货币必须减少, 就是会导致利率上升, 从而抑制私人投资, 即所谓的挤出效应。由于存在政府支出“挤出”私人投资的问题, 因此新均衡点只能处于E', 收入不可能y0从增加到y3, 而只能增加到y1。

总之, 如果没有挤出效应、扩张性财政政策, 使收入增加y0y3。由于存在挤出效应实际的收入增加是y0y1, 挤出效应导致的收入减少是y1y3。显然, 在y0y3不变的情况下, y1y3越大, y0y1则越小, 即挤出效应越大, 扩张性财政政策效果越小, y1y3越小, 则y0y1越大。

三、构建挤出效应动态模型

(一) 模型假设

1、经济社会是一个三部门经济社会, 只有消费者、厂商和政府。

2、实行比例税, 比率税率为T。

3、货币需求函数为L=ky-hr。

4、货币供给为m, 并保持不变。

5、投资需求函数为i=e-dr。i是投资, e是自发投资, r是利率, d是参数。

6、全文理论框架是凯恩斯经济理论。

(二) 影响挤出效应大小的因素

1、支出乘数的大小, 如果乘数越大, 政府支出增加所引起的产生增加越多, 但是利率提高使投资减少所引起的国民收入减少也越多, 即挤出效应越大。

2、货币需求对利率变动的敏感程度 (用h表示) , 即货币需求函数中的h大小, 也就是货币需求的利率系数的大小。如果该系数越小, 说明货币须求稍有变动就会引起利率大幅度变动。因此, 当政府支出增加引起货币需求增加所导致的利率上升就越多, 因而对投资的“挤出”也就越多。相反, 如果h越大, 则挤出效应就越小。

3、投资需求对利率变动的敏感程度 (用d表示) 。即投资的利率系数的大小。投资的利率系数越大, 则一定量利率水平的变动对投资水平的影响就越大, 因而挤出效应也就越大, 反之其越小。

4、货币需求对产出变动的敏感程度 (用k表示) 。即货币需求函数 (L=ky-hr) 中k的大小, k越大, 政府支出增加所引起的一定量产出水平增加所导致的对货币的需求 (交易需求) 的增加也越大, 因而使利率上升越多, 挤出效应越大。

(三) 挤出效应大小的数学表示

(四) 根据凯恩斯经济理论推导挤出效应数学公式

由于挤出效应数学表示为:

所以可以通过 (1) 式, 进一步推导出挤出挤应的详细数学公式。根据投资需求函数i=e-dr, 若其他条件不变只有利率r变动, 则利率为r0和r1时的投资分别为:

把 (2) 式代入 (1) 式有:

根据货币需求公式L=ky-hr当货币市场实现均衡时, 货币供给等于货币需求, 即

在货币供给不变的情况下, 即货币政策不变的情况, y和r都可以自由变化, 在其他条件不变的情况下, 当政府购买支出增加导至收入从y0增加为y1时, 则利率从r0降为r1, 而货币供给不变, 且货币供给等于货币需求 (M0=L0) , 于是:

(6) 式减去 (5) 式有:

从而:

(△r>0, △y'表示政府支出增加导致的收入增加量)

又根据政府购买支出乘数有:

把 (8) 或代入 (7) 式得到:

再把 (9) 式代入 (3) 式有:

(由于 (9) 式中的△r>0, 而 (3) 式中的△r<0, 所以等式右边加个负号)

故设定:

所以 (10) 式进一步变形为:

显然 (11) 式即为我们求出的挤出效应数学公式。

同时设定:为挤出效应乘数, 挤出效应乘数决定挤出效应的大小;挤出效应乘数值越大, 则挤出效应越大, 反之, 则挤出效应就越小。

(五) 进一步构建挤出效应动态模型

根据上文的推导以及挤出效应数学公式可知, 决定挤出效应大小的因素是挤出效应乘数:

现在对挤出效应乘数动态化, 使之成为时间t的变量, 即各个参数不再是固定变量而是可以随时间变化的动态变量。

对上式两边取自然对数有:lnJ (t) =lnd (t) +lnk (t) +2lnkp (t) -lnh (t) 。 (14)

对 (14) 式两边同时求关于时间t的微分得:, 从而有:

显然, (15) 式即为挤出效应动态模型。该模型说明了各个影响因素对挤出效应乘数的影响, 进而对挤出效应大小的影响程度。并且可知, 货币需求的利率数h与挤出效应乘数变动方向相反, 其他三个因素与挤出效应乘数呈同方向变动, 当所有影响因素同时增加1%时, 支出乘数kp对挤出效应影响最大达到2%。

四、结论和政策建义

(一) 结论

1、财政政策挤出效应定义的数学表示为:△y=ki·△r (△r<0△y<0) 。

2、财政政策挤出效应的数学公式为:

其中 (T是比率税率, β是边际消费倾向, kp是支出乘数kp=ki=kg。

3、财政政策挤出效应乘数为J=

它决定了挤出效应的大小, 与挤出效应呈同方向变动的关系, 即在其他条件不变的情况下, J越大, 挤出效应就越大, 扩张性财政政策效果越不显著;J越小, 挤出效应也就越小, 政府支出的增加对私人投资的挤出越小, 扩张性财政政策效果越显著。

4、挤出效应动态模型为:

。该动态模型d (t) k (t) kp (t) h (t) 放松假设使各个参数可以随时间变化而变化, 从数量上指出各个影响因素对挤出效应乘数以及挤出效应的大小的影响方向和影响程度。

5、所有影响因素中, 支出乘数kp (t) 对挤出效应乘数以及挤出效应的大小的影响程度最大, 并且与之呈同方向变动的关系、只有h (t) 与之呈反向变动关系。

(二) 政策建议

1、有效地解决了现有财政政策挤出效应理论只有定性分析没有定量分析的缺陷, 完善了财政政策挤出效应理论。

2、通过财政政策挤出效应动态模型, 可以较准确算出每个影响因素的变动对挤出效大小的影响程度。

3、当所有影响因素同时、同方向、同等程度发挥作用时, 可以根据模型算出财政政策挤出效应的变动方向以及程度。

4、显然在各个因素动方向和程度相同的情况下, 支出乘数kp (t) 的变化对财政政策挤出效应的影响最大, 而决定支出乘数大小的是边际消费倾向β和税率T, 当其他因素不变时, 降低税率会提高提出挤出效应, 边际消费倾向也会提高挤出效应, 所以, 在其他条件相同的情况下, 低税率国家以及边际消费倾向高的国家, 扩张性的财政政策效果的挤出效应更大。

5、根据模型建设政府应实行如下政策, 以提高扩张性财政政策效果, 即避免施行低税率政策并大幅增加政府购买支出, 并提高经济社会的储蓄水平。

6、健全货币金融市场, 完善其体制, 提高货币需求对利率变动的敏感程度。

7、加强经济社会信用建设, 提高社会诚信度, 发展电子货币及无纸化交易, 降低货币需求对产出变动的敏感程度。

8、提高企业赢利能力和水平, 鼓励企业自我积累, 大力发展各种融资渠道和融资方式, 促进金融创新、积极发展资本市场、开辟创业板, 从而降低投资需求对利率提高的敏感程度。

参考文献

[1]、 (意) 尼古拉.阿克塞拉.经济政策原理[M].中国人民大学出版社, 2001.

就业挤出效应 篇7

关键词：政府投资,民间投资,挤出

一、关于四万亿投资挤出效应之争

目前四万亿投资计划的各项目正在如火如荼地开展, 同时对四万亿投资是否会对民间投资产生挤出效应之争也达到了白热化的阶段。目前基本达成一致的观点认为经济萧条时期通过政府扩展性的财政政策来刺激投资, 并通过投资的乘数作用带动全社会投资和消费的热情, 从而达到实现经济增长的目的, 在短期内对于恢复市场信心、稳定经济增长和扩大社会需求是最直接、最主动、最有效的方法。对四万亿投资能否在中长期内拉动内需的大讨论从投资计划一出台就没有停止过, 其中焦点问题又是四万亿投资对民间投资的挤出效应问题之争。

二、四万亿投资对民间投资挤出效应分析

(一) 从宏观经济形势来考察

美国次级债危机引发全球经济危机, 我国经济受到了很大的冲击。从2008年第三季度起, 我国经济增长率出现了加速下滑的局面。2008年国内生产总值 (GDP) 三季度增长9.0%, 四季度增长6.8%。而第一季度增长了10.6%, 第二季度增长了10.1%。2008年三季度, 第二产业增长率回落到了9.0%, 而到了四季度, 不但第二产业增长继续下滑, 达到了6.1%的低点, 第三产业的增长率也开始明显回落, 下降到7.4%。同时, 出口、民间投资和消费都面临着严峻的形势。

1. 出口受到前所未有的打击。

我国外贸依存度大, 国际经济形势不景气对我们出口影响很大。2008年11月, 中国的进出口额自2001年6月首次出现负增长, 进出口总值1898.9亿美元, 同比下降9%, 其中出口1149.9亿美元, 下降2.2%, 增速比上年同期减缓24个百分点, 进口749亿美元, 下降了17.9%。我国出口的是价廉产品, 创新能力不足, 出口企业普遍缺乏核心技术, 一旦国际经济形势严峻, 我国出品优势不复存在, 在短期内我国靠出品保经济增长不太现实。

2. 民间投资乏力。

2008年非国有经济投资增长8%, 低于全社会固定资产投资6.1个百分点, 相应拉动全社会固定资产投资增长由2007年的4.1个百分点降为3.8个百分点, 贡献率由2007年的47%降为27%。特别是2008年下半年以来, 非国有经济投资增长速度开始减缓, 慢于全社会固定资产投资的增长。

3. 消费乏力。

根据国家统计局的数据, 2008年受经济不景气、大量农民工返乡等因素的影响, 城乡居民收入水平和消费信心普遍降低, 人均消费性支出增速呈现明显减慢的态势。2008年我国城镇居民人均消费性支出为11242.80元, 比2007年名义增长12.5%, 扣除物价因素, 实际增长6.5%, 名义增长和实际增长分别比上年降低2.5和3.5个百分点。2008年我国农村居民人均生活消费现金支出为3159.4元, 比2007年名义增长为14.2%, 扣除物价因素, 实际增长为6.5%, 名义增长和实际增长分别比上年降低0.4和1.5个百分点。

(二) 从四万亿投资投向来考察

(三) 从四万亿投资资金来源来考察

四万亿投资中中央出资1.18万亿, 2.82万亿资金来自于地方政府和民间投资。一般情况下, 政府投资有三个融资渠道, 一是财政自有资金;二是发行长期建设性国债;三是动用外汇储备。本次投资主要采用前两个渠道。从财政来看, 2008年财政收入5.78万亿, 目前我国的财政赤字占GDP的比值不到1%;从国债占比来看, 目前我国国债占GDP的比重仅为22%, 而西方其他国家这一比重高达70%以上。在财政赤字和负债上均有较大的空间, 中央投资的1.18万亿资金是能保证的。对于地方政府的配套中央采取了四个措施:第一, 中央财政代地方财政今年发行2000亿的国债。第二, 发放一些期限比较长, 利率比较低的政策性的贷款, 作为项目资本金。第三, 扩大地方企业债券的发行。第四, 对于一些有收益的工程, 如铁路及企业的技术改造, 动员企业、社会和民间的投资, 积极地介入。从资金层面看, 政府投资对民间投资还是有一定的挤出效应。第一, 发行国债和增加财政赤字, 就会使民间资金进一步向政府集中, 使民间的投资和消费受到抑制。第二, 政策性贷款发放的期限长, 利率比较低, 挤占了央行的总贷款额度, 减少了银行对其他项目的投资额度。第三, 目前货币政策的低利率政策也在收益性的项目上使国有投资和民间投资融资成本存在差异, 从而排挤民间投资。

(四) 从配套政策层面考察挤出效应

1. 适度宽松的货币政策。

在2008年12月22日在百日内五次降息, 下调存款准备金率。扩大贷款规模, 确保金融体系流动性充足, 及时向金融机构提供流动性支持, 防止利率上升, 全年新增贷款额度为5万亿, 一季度新增贷款就达到了4.58万亿。研究向中小企业融资的各种措施和对策, 鼓励银行向中小企业放贷。2009年5月27日下调城市轨道交通、机场、港口和道路等基础设施以及煤炭、住房和信息技术领域的投资项目资本金比例, 一定程度上降低了社会资本进入相关领域的门槛, 有利于扩大社会投资。

2. 增加居民收入。

提高粮食最低收购价格, 提高农资综合直补、良种补贴、农机具补贴等标准, 增加农民收入, 提高低收入群体等社保对象待遇水平, 增加城市和农村低保补助;改善普通居民生活, 提升全国的消费能力。

3. 解决社会福利问题。

保障性安居工程、基层医疗卫生服务体系建设、中西部校舍改造、灾后重建、提高退休人员的养老金, 提高企业退休人员基本养老金水平和优抚对象生活补助标准, 为居民解决后顾之忧, 促进经济可持续发展。

4. 全面减税。

2009年1月1日年增值税转型改革, 允许企业抵扣新购入设备所含的增值税, 同时, 取消进口设备免征增值税和外商投资企业采购国产设备增值税和退税政策, 将小规模纳税人的增值税征收率统一调低至3%, 将矿产品增值税税率恢复到17%。为了稳定外需, 提高出口退税比率, 扩大出口退税范围。2009年6月1日再次上调五大类产品的出品退税税率, 这是自2008年10月以来的第七次上调。

三、四万亿投资经济效应分析

四万亿能否带动起民间的需求, 即家庭消费和企业的投资, 是检验刺激计划能否成功的标准。总体上看, 虽然政府投资不能代替市场需求, 不能改变经济周期下行的趋势, 但是, 增加财政支出对刺激投资和经济增长的短期效果还是非常明显的。在政府投资政策的推动下, 前2009年4个月我国投资增长明显加快, 全国城镇固定资产投资同比增长30.5%, 比上年同期加快4.8个百分点, 比上年全年加快4.4个百分点;扣除价格因素, 实际增速大约32.1%, 同比加快15个百分点。根据国家统计局的测算, 2009年一季度投资需求拉动经济增长2个百分点。受国家加大支农惠农政策的影响, 前4个月第一产业投资增长82.1%, 为同期全国城镇固定资产投资增速的2.7倍。农业、铁路、医疗卫生等领域投资增速均超过50%, 大大高于30.5%的平均增速。但2009年以来的数据也显示民间投资意愿不强。上述投资主要以国有企业为主, 国有及国有控股完成投资16055亿元, 增长39.3%。我们应该清醒地意识到在出口不振、消费乏力的情况下, 通过加大政府投资拉动经济增长是不得已的抉择, 短期内通过增加政府投资来代替社会投资的不足, 投资一些福利性的或者生产性的项目, 达到刺激社会总需求和保持经济增长的目的, 但从中长期来看, 扩大内需真正的动力来自于民间投资。因此, 加快政策和体制机制创新, 扩大社会投资, 实现经济增长从以政府投资拉动为主向以社会投资拉动为主转换, 才是促进经济稳定回升的必由之路。

参考文献

[1]剧锦文.“四万亿”投资需要着眼长远[J].中国社会科学院院报, 2008-12-09.

[2]刘锡辉.中国需要一个怎样的四万亿大投资[J].西部论丛, 2008 (12) .

就业挤出效应 篇8

外商直接投资既给东道国带来了资本流量, 也给东道国带来了稀缺的无形资产, 所以受到了发展中国家的普遍欢迎, 甚至发达国际也加入了争夺外商直接投资资源的竞争行列。但是要评估外商直接投资对某个国家经济发展所产生的效应, 这样的分析是不够的, 因为随着吸收和利用外商直接投资规模的增加, 外商直接投资的边际效应会发生递减。因此, 评价外商直接投资是否给一国的国内投资带来了挤出效应是评价外商直接投资的发展效应的一个不可缺少的方面。

作为世界第一人口大国的中国, 资本相对匮乏。因此, 吸引外资以增加中国资本存量, 促进中国资本形成就成了一个重要的任务。而从我国利用外商直接投资的行业分布来看, FDI主要集中在制造业、房地产业、交通运输仓储及邮电通信、电力煤气积水的生产和供应业等二产业, 因此, 本文主要研究外商直接投资对第二产业国内投资的影响。由于影响国有资本的非市场因素较多讨论不易, 我们主要关注FDI对私人资本的影响。

二、文献综述

传统对外商投资的研究利用“两缺口模型”, 认为外国投资能弥补发展中国家储蓄小于投资及外汇不足两个缺口, 但中国目前不存在这样的缺口。另一种研究的视角是“溢出效应”。E.Borensztein等 (1998) 研究认为外商投资的溢出效应取决于本国的人力资本存量, 在本国的人力资本存量达到一个最低限之上后, 才能对外资的技术溢出形成充分吸收, 促进本国投资和经济增长。但在竞争性行业中, 只有存活下来的企业才有可能吸收外资的技术溢出。因此, 这里关注的是外资对本国投资的影响。陆建军 (2003) 利用各省份数据建立计量模型, 得出外资对东部省份有挤出效应, 对西部省份有挤入效应的结论。

三、分析

对企业家投资决策影响最大的并不是利率, 而是回报率。设第二产业生产函数满足柯布——道格拉斯生产函数:

可见, 资本回报率随着资本存量的增加而下降, 外商投资的引入降低了资本回报率。

已经提及, 对企业家投资决策影响最大的是回报率

故此, 外商投资引入降低国内资本回报率的同时, 减少了国内投资Id。

外商投资本应增大总需求从而引致更多的投资。但在行业间劳动力无法充分流动及工资率增长缓慢的情况下, 资本量的增大只会导致回报率的下降, 从而挤出国内投资。这是因为行业间劳动力无法充分流动导致资本增长率高于劳动力增长率, 资本的边际生产力下降, 产量的增长小于资本量的增长;而货币工资率增长缓慢, 导致消费需求不足, 对产品需求的增长小于产量的增长。这两者导致了资本量的增长高于对产品需求的增长, 从而高于利润的增长, 平均利润率趋于下降。利润率太低导致了国内投资, 尤其是民营企业投资不足。

实际上, 由以上分析可见, 任何资本存量的增长都会在本文既定前提下降低资本回报率, 从而减少下一期的投资。但从我国目前情况来看, 各地为了吸引外资, 纷纷制定各种优惠政策, 尤其是税收优惠。这使得本地民营企业在与外资企业的竞争中处于绝对劣势, 从而被挤出的总是本地民营企业。而外资企业的投资收益是外国人的收入, 属于GDP但不属于GNP。外资企业在竞争中的获胜, 其利润以外国投资收益的形式汇出, 实际上是减少了本国人的收入, 进一步降低工资增长率, 而这又反过来影响到消费需求, 减少企业利润, 更进一步挤出了本地民营企业的投资。

四、计量检验

此处简化罗长远等 (2004) 的计量模型, 采用1991—2003年的数据进行回归分析, , 方程中, i表示在全社会固定资产投资中, 民营企业投资所占的比重, fdi表示GDP中外商直接投资所占的比重。若外商直接投资对国内投资有挤出效应, 则应为负值。线性回归结果为:通过检验, 说明外资对民营企业投资产生挤出效应。

五、结论

在目前中国储蓄显著高于投资的情况下, 不应再认为中国资本匮乏而盲目引进外资。尤其是在人力资源流动受到限制, 居民收入增长缓慢的情况下, 利用税收优惠吸引外资只会夺走国内民营企业宝贵的投资机会, 进而减少中国的居民的投资收益和总收入, 减少国内的总需求, 并由此而减少国内企业的总利润, 再反过来减少中国的投资机会和投资需求。此外, 提高利用直接投资的质量, 鼓励随外资的进入而输入国内稀缺资源, 对竞争性的行业的外商直接投资实行国民待遇是我国今后利用外资政策调整的重点。

参考文献

[1]陆建军.FDI对中国国内投资影响的实证分析[J].财经问题研究, 2003 (9)

[2]罗长远, 赵红军.外国直接投资, 国内资本与投资者甄别机制[J].经济研究, 2003 (9)

就业挤出效应 篇9

一、“挤出效应”理论的简单回顾

(一) 希克斯、汉森利用IS-LM模型对挤出效应的揭示

IS代表产品市场均衡时利率与收入的关系, LM代表货币市场均衡时利率与收入的关系。两条直线的交点, 代表两个市场同时均衡的状态。当政府实行一项扩张性财政政策时, 假定增加一笔支出为Δg, 则IS1右移至IS2, 右移的距离为Y1Y3, Y1Y3为政府支出乘数Kg与Δg的乘积, Y1Y3=Kg×Δg。但实际上收入不能增加到Y3, 因为收入增加到Y3必须假定利率r1没有上升, 可实际上利率上升到r2, 达到均衡。因为, 国民收入增加了, 对货币的交易需求增加了, 但货币供给没变动 (LM未变) , 因而利率上升。利率上升挤出了私人投资。古典经济学派与凯恩斯由于各自经济条件假设的不同, 分别提出了完全挤出效应和零挤出效应。古典经济学派假定货币需求量是独立于利率变化的, 即LM垂直于Y轴, 平行于i轴, 得出的挤出效应是完全挤出的。凯恩斯假定私人投资与消费与利率变动无关, 即IS垂直于Y轴, 得出零挤出的结论。

(二) 现代货币主义对挤出效应的说明

当政府支出增加引起价格上涨, 如果工人存在货币幻觉, 即不是对实际价值作出反应, 而是对用货币表示的价值作出反应, 这时名义工资没变, 而实际工资下降了, 工人仍同物价没变时一样提供相同数量的劳动, 或者由于受工资合同的约束未能与价格上涨同步调整工资, 那么, 在短期内企业对劳动的需求增加, 就业产量也增加, IS右移至IS/。然而, 在长期内, 货币幻觉会消失, 工人提供的劳动减少, 或要求涨工资, 这样投资和产出又会下降, IS/回落至IS原位置。

(三) 理性预期学派认为理性预期“挤出”了政府积极干预的效果

纵轴代表价格P, 横轴代表国民收入Y, AD代表总需求曲线, AS代表总供给曲线。Y0代表与自然失业率相对应的就业水平下的国民收入。如果政府认为该国民收入水平不能达到充分就业的均衡, 决定采取积极的干预政策, 增大需求, 总需求AD0会右移到AD1, 与AS0交于E1点, 在E1点产量和价格都上升。而理性预期学派认为, 人们不仅能依据过去的经验, 还能够利用目前可获得的一切信息, 较为准确的预期到政府这一政策所造成的物价上升, 从自身经济利益出发, 工资和名义利率都会向上调整, 结果, AS0移到AS1, 形成AD1和AS1的交点E1, 这时, 国民收入没有增加, 价格水平却提高了。理性预期学派通过以上分析说明, 人们的预期“挤出”了政府积极干预政策的效果。

二、对中国积极财政政策挤出效应问题的分析

(一) 从挤出效应形成的机理上分析

传统的经济学理论认为, 挤出效应是通过引起利率的上升而导致的。我国目前的利率政策, 应该不存在政府支出和利率上升的因果关系, 首先, 我国利率没有完全市场化, 它主要由中央银行制定和管制;其次, 我国的实际利率随着扩张性财政政策的运用也在持续上升, 但这之间不一定存在必然的联系。1995年以来我国真实利率的上升, 主要是因为物价水平下降, 中央银行没有及时随物价调整名义利率所致。而物价的下降不是财政扩张的结果, 相反扩张性财政政策增加总需求, 能在一定程度上抑制物价水平的下降

(二) 政府财政支出是否挤出民间投资

对政府财政支出要分清使用的方向, 用在消费上和投资上是不同的, 用在基础设施建设上和教育上也是不同的, 使用方向的不同带来不同的“挤出”。提高政府投资对私人投资的影响是不确定的:一方面, 公共资本投资和私人投资在私人生产函数中可以相互替代, 增加公共投资会挤出等量的私人投资;另一方面, 公共资本具有外部效应, 可提高私人生产要素的生产力, 从而挤进私人投资。这两种对立效应的相对强弱, 决定着公共资本对私人资本的最终影响。从另一角度看, 公、私部门之间总是存在一个特定的最优比例, 该比例是该经济体实现最优发展的必要条件。只要公共部门的发展低于它所应达到的水平, 它就应该排挤私人部门, 与私人部门争夺资源, 这时的挤出效应是必要的, 有益无害的, 如果不挤出可能影响经济增长的进程。如果将私人部门投资按不同收益水平分组, 则被财政赤字挤出的那一部分私人投资并不是整个私人部门投资中具有高收益或具有中等收益的部分。相反, 资本市场的特殊运行机制决定, 被财政赤字挤出的那一部分私人投资必然处于整个私人部门效益最差、风险较大的那部分投资之中, 这种挤出效应对于经济发展的好坏应具体分析。由于传统的财政赤字挤出效应理论只是一般的讲财政赤字对私人投资的挤出, 致使人们往往将被挤出的私人投资理解为具有一般或平均性质的私人投资, 因而很可能导致对挤出效应程度的高估。

三、结论及建议

现阶段我国财政赤字和国债的挤出效应不明显。这主要是因为我国经济仍然处于转型期, 市场机制还有待于进一步完善, 民间投资对利率的反应还不十分敏感, 利率也没有完全市场化。随着市场经济体制的逐步完善、成熟, 民间消费与投资的利率弹性将有所增强, 并且随着经济持续发展, 资源得到较充分利用, 劳动力、资金、土地资源等逐渐变得稀缺, 挤出效应也会相应加强, 国债政策与财政政策作用将进一步削弱, 而货币政策调控将发挥主导作用。

自改革开放以来, 特别是自20世纪90年代后期开始, 积极财政政策的调节使我国经济出现了快速发展, 消费、投资稳步增长, 物价较为稳定的良好态势。这也说明我国积极财政政策的“挤出效应”不显著。但是近几年, 经济的局部过热发展到全局过热, 也给物价、利率、汇率等的调节带来不小的压力。2005年中央决定实行稳健的财政政策和货币政策, 决定适当减少赤字, 适当减少长期建设国债的发行, 但仍要继续保持一定的赤字规模和长期建设国债规模。这样做的必要性是:第一, 政策需要保持相对的连续性, 国债项目的投资建设有个周期, 在建、未完工程尚需后续投入。在经济高速增长和部分行业、项目对国债资金依赖较大时候, “收油过猛”会对经济造成较大负面冲击。第二, 按照“五个统筹”的要求, 确实有许多“短腿”的事情要做, 保持一定的赤字规模, 有利于集中一些资源, 用于增加农业、教育、公共卫生、社会保障、生态环境等公共领域的投入。第三, 保持一定的调控能力, 有利于主动地应对国际国内各种复杂的形势。

在国债政策目标的确立上, 必须转变片面强调确保年度经济增长思想, 将重心放在支持国民经济可持续发展方面。在积极财政政策实施的初期, 国债政策作用的侧重点放在拉动需求方面, 这样做简单、容易操作, 而且见效快。但单一的需求管理政策只能解决短期的经济增长问题, 不可能解决国民经济可持续发展问题。因此, 在需求管理政策取得一定成效后, 要确保国民经济持续、快速和健康发展, 国债政策的着力点应放到优化产业结构、改善供给结构和提高供给质量及增加有效供给和增强经济竞争力上来。要通过国债政策的作用, 推动经济增长方式从粗放型向集约型转变;产业结构从低级状态向高级化状态转变, 经济增长与生态环境的保护能有机协调;西部大开发和东北等老工业基地振兴战略得以顺利实施。

摘要：我国近几年一直推行积极的财政政策, 国债规模逐年增加, 同时也出现了一些类似“挤出效应”的现象。因此, 对于我国的积极财政政策是否存在“挤出效应”, 成为经济学者争论的话题。因此, 有必要对它的适用性问题进行分析。

关键词：挤出效应,财政政策,适用性

参考文献

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