经济增长的阶段范文

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篇1

一、制度变迁、二元经济转型与我国经济增长：一种回归分析

尽管对于制度与二元经济转型两者如何推动经济增长这一问题，新制度经济学与新古典发展理论都相应的进行了大量研究；然而，为更有利于对问题的分析，我们这里拟采取直接选定变量并在建立计量模型的基础上，进行简单的回归分析。

先看制度变迁与经济增长之间的关系。由于实践中我国的经济制度变革基本上是沿着资源配置方式的变革、经济主体产权制度的变革以及发展战略的全面调整这三个方面来展开的[1]，因此，我们在构建计量模型并进而进行回归分析时，就拟将具体的经济制度变量界定在以下三个方面：市场化程度、非国有化水平与开放程度。实际测算中，市场化程度（MRL）用投资的市场化指数来表示，非国有化水平（NOSW）用非国有经济增加值占国内生产总值的比重来表示，开放程度（ORL）用对外贸易比率来表示。

依据上述制度变量的含义，我们首先可建立起制度――经济增长的经济评估模型：GY=A0=A1MRL+A2NSOW+A3ORL……（式一），回归后可得到方程：GY=167.37+5.784MRL+11.562NSOW+0.405ORL ……（式二）

（132.418）(2.377)(0.895)(1.450)

R2=0.991,DW=1.10, F=293.204

既然，（式二）中的DW值较大，也即说明了自变量之间存在着比较强的自相关性；这一点其实便说明了“非国有化”、“市场化”以及“开放水平”之间的变化并非是各自独立的，而是在发展中相互作用的。

由于“非国有化水平”、“市场化程度”、“开放水平”之间存在着强烈的正相关[1]，因此要排除这种强烈的正相关对我们制度――经济增长分析的影响，我们这里可以利用岭回归（ridge regression）的方法，用 作为回归系数的估计，以考虑变量之间的相互关联性（其中，k为岭回归的参数）。随着k值的变化，我们即可得到不同的回归参数与k2的估计值（见表一）并进而验证我们的相关结论。

表一岭回归k值与系数估计

k R2 NSOW MRL ORL

0.00000 0.98216 1.128233 -0.178237 0.019750

0.05000 0.97092 0.852649 -0.019352 0.124967

0.10000 0.95658 0.713908 0.058057 0.172222

0.15000 0.94466 0.629136 0.102854 0.197453

0.20000 0.93482 0.571193 0.131320 0.212127

0.40000 0.90574 0.446804 0.180115 0.231166

0.50000 0.89377 0.411773 0.188539 0.231628

0.55000 0.88802 0.397477 0190985 0.230494

0.70000 0.87126 0.362855 0.194113 0.226917

0.75000 0.86576 0.353313 0.194216 0.225165

0.85000 0.85484 0.336360 0.139532 0.221330

0.90000 0.84941 0.328758 0.192855 0.219304

0.95000 0.84399 0.521642 0.192012 0.217234

依据表一，我们又可作出岭回归系数的变化图（见图一）

结合表一、图一，我们可以看到，随着k值的增大，市场化程度的回归系数从负变成了正；而当k=0.5时，岭迹图已经比较稳定。为此，最后取k=0.5时，估计回归方程就为：GY=-421.714+6.119MRL+4.22NSOW+4.754ORL ……（式三）

(132.418)(2.377)(0.895) (1.450)

R2=0.945F=44.87

显然，这也就说明了我们所选定的制度变量与经济增长之间呈十分显著的正相关关系。在这些相关关系中，“非国有化水平”、“市场化程度”以及“开放水平”三者对经济增长的作用大致相当；同时，岭回归参数k=0.5以及它们之间的相关性，又说明了这三个制度性变量之间是相互推进与相互作用的，其中任何单纯的制度变量的变化都无法对经济增长产生很大的作用。至此，制度――经济增长这一结论也就基本上得以了证实。

分析完制度变迁与经济增长间的关系后，我们再来观察二元经济转型与经济增长间的关系。对于二元经济转型变量，我们选定“非农化水平（NA）”为变量，并据此建立简单的计量模型来测算二元经济转型与经济增长之间的关系。于是就有：GY=A+B・NA，计量后可得到回归方程：

GY=-762.79+26.94NA……（式四）

(72.49)(1.76)

R2=0.98DW=0.223 F=232.15

由此可见，二元经济转型与经济增长之间也存在着十分明显的正相关关系。

既然，计量方程（式三）与（式四）并没有拒绝（也即是验证了）制度――经济增长论与二元经济发展论，因而，我们也就不难作出如下判断：我国的经济增长是制度转轨与二元经济转型的协同发展与作用下的产物[2]。如此，为谋求分析的准确性与有说服力，我们又有必要将制度变量与二元经济变量同时纳入计量模型中，以测算出这些变量在协同作用下与经济增长间的关系。为此，我们又可以通过建立简单的回归方程来得出相应的计量方程：

GY=46.83+15.412MRL―4.567NSOW+1.810RL―14.653NA……（式五）

(2.77)(8.79) (-2.141) (1.303)(-2.453)

R2=0.994 F=290.994 DW=1.857

从上述结果中我们不难看出，“非国有化”这个核心的制度变量与“非农化水平”这两者对经济的作用是负面的、且明显地与制度――经济增长以及二元经济发展这一结论相冲突。不过，这一情况对我们的分析结论并无太大影响。原因在于，DW值过大，回归变量之间存在自相关性，并且很多变量的显著性无法通过，因此，上述方程（式五）其实并没有真正反映出各变量与经济增长之间的关系，而这一点也就要求我们在实际测算中有必要消除回归变量之间的这种自相关性。为此，我们同样采取上述的岭回归方法来处理此类的自相关问题。于是我们又可以得到估计回归方程：

GY=--213.83+7.321MRL+3.87NSOW+2.834ORL+0.435NA……（式六），

（126.74）(5.76) (2.343) (2.514) (0.156)

R2=0.979F=90.664

根据估计回归方程（式六）并综合前面有关的分析，我们便不难看出如下的三条结论：一是制度变革、二元经济结构的转型与中国经济增长都呈现出了较高的相关关系，也即是制度――经济增长论与二元经济发展论在我国同时存在。二是与三变量综合模型相比较，在纳入二元经济变量后，各种制度变量对经济增长的作用有较大的变化，其中对“非国有化”与“开放水平”的影响最大。这一点也就无形中说明了二元经济的转型与这两个制度变量的关系更为密切。此外，结合这些制度变量的相关性，我们还不难看出：不仅“非国有化”与“开放水平”是推动二元经济转型发展最重要的动力，而且二元经济转型对经济增长的影响在很大程度上可以归纳到“非国有化”与“开放水平”的发展上。三是二元经济与制度变量的自相关性同时也说明了，虽然制度变量对二元经济转型的影响很大，然而，这一点却并不能忽略二元经济转变在经济增长中的重要作用：二元经济转型一方面是制度变量作用于经济增长的传导机制，另一方面也是推进制度变量变化的重要因素；此外，二元经济转型的滞后不仅会严重制约到制度变革的结局，而且也还可直接影响制度调整的空间。显然，经济增长应是制度变迁、对外开放以及二元经济转型等因素相互作用与共同发展的结果[3]。

二、制度变迁、二元经济转型与我国经济增长：一种因果推导

应该说，利用回归分析方法在一定程度上是能够说明制度变迁、二元经济转型与经济增长之间的内在关系的，只是这种分析并不能完全反映出这些因素能在何种程度上导致了我国的经济增长。因为从严格的统计学意义上讲，回归关系并不等于因果关系[3]。因此，为了真正体现出制度变迁与二元经济转型在我国经济增长中的具体地位与作用，我们就有必要建立起一个既包容了制度变迁因素，又包括了二元经济结构的社会生产函数，并借此有效地分析出相关因素对我国经济增长的贡献。

在抽象的生产函数Y=AKαLβeε中，制度变迁与二元经济结构对经济增长的作用主要体现在两个方面：一是对资本和劳动的产出弹性的影响，二是对资本和劳动配置效率以及包括技术在内的生产效率的影响。据此，我们即可建立起如下的生产函数：……（式七）

式中α、β、φ为参数；x1、x2分别为“非国有经济固定资本占社会总固定资本的比重”和“非农业基本建设投资占总固定资本投资的比重”，y1、y2分别代表“非国有经济就业量占总就业量的比重”和“非农业就业量占总就业量的比重”，z1、z2、z3分别为“市场化程度”、“对外开放度”以及“专业技术人员占总职工的比重”。

对上述生产函数变形后进行计量，又可得到如下方程：

1ny=2.451+0.253Ink-0.029x1knk+0.48x2lnk-0.18lnL+0.082y1lnL+0.177y2+0.896

(1.102) (1.769) (-0.937)(2.809) (-0.662) (2.514) (2.412)

+0.155z1+0.144z2+0.639z3 ……（式八）

(0.501) (0.637) (0.764)

R2=0.999F=1686.5 sig=0.00

由此,又能得到包含各种制度结构变量和二元经济结构变量的社会生产函数:

……(式九)

依据上述(式八)与(式九)两个生产函数,我们即可得到以下的衡量我国经济增长质量的参数指标和数值。

(1)规模经济指数(弹性指数):g=0.072-0.029x1+0.484x2+0.082y1+0.177y;

(2)资本边际产出:

(3)劳动力边际产出:

(4)技术产出弹性:

(5)市场化产出弹性:

(6)开放产出弹性:

(7)资本所有制结构产出弹性(也即是非国有固定资本占社会固定资本的比重每上升1%所带来的经济增长幅度):

(8)资本产业结构产出弹性(也即是非农业基本建设投资比重每上升1%所带来的经济增长幅度)：

（9）劳动力所有制结构产出弹性（也即是劳动力由国有经济向非国有经济流动所带来的经济增长幅度）：

（10）劳动力产业结构产出弹性（也即是劳动力由农业向其他产业流动所带来的经济增长幅度）：

（11）所有制结构产出弹性（也即是所有生产要素的所有制结构变化所带来的经济增长变化）：

（12）产业结构产出弹性（也即是所有生产要素的二元经济转型带来的经济增长变化）：

上述各种参数指标及其数值也就表明了不同生产因素在经济增长过程中的效率。当然，如果在这些效率指标的基础上，再考虑不同时期各种参数的具体历史变化幅度，那么我们又可以得到所有制度变量对经济增长的边际贡献以及二元经济转型带来的产业结构升级对经济增长的边际贡献。

（13）制度――增长贡献率＝市场化产出弹性×市场化指数变化率＋开放产出弹性×开放指数变化率＋所有制结构产出弹性×所有制变化率＝0.155z1+0.144z2-0.029x1lnX+0.082y1lNl.

（14）二元经济――增长贡献率＝资本产业结构产出弹性×资本变化率＋劳动力产业结构产出弹性×劳动力变化率＝0.484x2lnK+0.177y2lNL

将改革开放以来的各时期数据（1982年至2005年）代入上述14个方程中，即可得到相关的参数时间序列值（因篇幅限制，这里略去了相关的参数时间序列值）。

依据相关的各参数时间序列值变化的具体情况，我们又可以形成如下的五方面认识：一是从制度变迁、二元经济结构转型对经济增长质量的提高上来看，二元经济结构转型带来的资源配置效率的提高程度要远高于所有制度的变量（因为二元经济转型带来的产业结构产出弹性的平均水平达6.025，而制度变迁的只有0.26），因此，从经济增长质量与效率的角度上讲，我国过去二十来年的经济增长应当是以二元经济转型带来的产业结构的调整为主导。二是结合过去各种变量调整的幅度，我们又可以看到我国大幅度的经济制度变量弥补了其产出弹性低下的缺点――非国有经济劳动力就业比重提高了64.23%，非国有经济固定资本比重提高了253.33%，市场化程度提高了245.68%，对外开放指数提高了90%；而与此同时，二元经济转型的较小变化幅度却抵消了其高弹性的作用――非农业基本建设投资比重增加了1.23%，非农劳动力就业比重提高了72.88%。显然，经济制度变量对整体经济增长的贡献与二元经济转型对整体经济增长的贡献相比，两者间的差异其实并不太大――制度变迁对经济增长的贡献率为14.29%，二元经济转型的贡献率为46.54%，技术水平提高的贡献率为23.13%，而要素投入的增加却达到了16.04%。尽管如此，数据对比上的差距还是告诉我们：我国的经济增长并不似人们想象的那样完全来源于或主要来源于制度的变革，增长的主要来源应可归结为二元经济转型所带来的产业结构的升级上。总的说来，我国的经济增长不仅是渐进式的制度变迁的产物，更为重要的是享受到了体制转轨过程中的“后发优势”（当然，这种“后发优势”又是与制度变迁紧密相连的）。三是之所以我国制度变迁并未象人们想象的那样对我国的经济增长起到核心与主要的作用，而二元经济转型的作用却是异乎寻常的显著，其原因应主要有以下的三点：首先从规模经济指数上看，我国的规模经济指数虽一直都在提高，但却长期处于低水平状态，而且无约束值也应低于1（位于0.6-0.7之间），这也即说明了我国的经济增长长期处于规模经济递减的状态。其次，从资本的边际产出方程式中（式九），我们又可以看到非国有经济固定资本的增加也有弱化整体资本边际产出的作用。其中的原因就在于，非国有经济主要集中在中小企业里，而大部分中小企业又是以粗放式的经营为主，因此，国有经济的民营化在其初期并没有提高资本的技术质量和相应的使用效率。最后，从劳动力边际产出及其方程αk/αk=（-0.181+0.082y1+0.177y2）y/L中又可以看到,我国劳动力的边际产出一直处于恶化状态，而导致这种状态的重要原因就在于y1、y2的值不足够大,以及L存量的只增不减。四是与技术产出弹性相比,各种制度产出弹性的平均水平都很高;然而从发展趋势上看,从1999年起各种制度产出弹性的增长态势均趋于平缓,甚至还有下降的趋势。这一点无形中也就说明了由制度变革推动经济增长的空间已经变窄；相反技术产出弹性却出现了较大幅度的增加。显然，这种情况也就充分表明了核心技术的培育将是未来经济增长的核心要素之一[4]。五是与所有制产出弹性、市场化产出弹性以及开放产出弹性的变化趋势相比较，产业结构产出弹性直接上升的趋势也就表明了，产业结构的调整将成为未来经济增长的核心，而制度变量推动经济增长的时期将成为历史。原因在于，我国二元经济转型的空间依然很大，而各种经济制度变化的空间却已经很小（如，第一产业的比重仍高达16%，农业的劳动力比重仍高达50%多；与此同时，市场化程度与开放度接近80%，非国有工业企业占工业总产值的比重也高达63%左右）。由此可见，我国未来的经济改革应当将重心放在如何推动我国二元经济转型以及产业结构的升级上面{5}。

三、结论与政策建议

根据上述的实证计量以及其他相关分析，我们不难得出如下的一些结论及政策建议：第一，我国经济制度的变迁与二元经济的转型共同构成了过去二十多年来我国经济增长的主导力量。从总体上讲，我国的经济增长是制度转轨、对外开放以及二元经济转型等因素共同作用与协同发展的结果。作为制度变量作用于经济增长的传导机制以及推进制度变量变化的基础，二元经济转型的滞后不仅会严重制约到制度变革的传导，而且也会直接影响到制度调整的空间。因此，在我国经济增长的过程中，制度――经济增长论与二元经济发展论可以同时成立[6]。第二，如果从各种增长因素对经济增长的质量和效率影响的角度上看，二元经济转型所引起的产业结构变化对于经济增长效率的提高起到了主导性的作用；同时，虽然从各因素对经济增长的总量贡献上看，二元经济转型、技术进步、制度变迁以及生产要素的增长都起到了十分重要的作用。然而，总的说来，二元经济转型的贡献要高于其它因素。因此，从某种意义上看，我国的经济增长不仅享受了渐进式的制度变革的好处，而且也无形中享受到了转轨的“后发优势”[7]。第三，从各种因素对经济增长作用的发展趋势以及作用的空间上看，制约我国未来经济增长的核心经济因素将会从以往的经济制度瓶颈转向产业结构升级与技术进步上。而且我们也可以说，核心技术的培育以及产业结构的转型将是我国经济边际增长的主导力量[8]。显然这一点也就决定了我国未来经济改革的重心应当从所有制改革、市场化和开放化转向资本产业结构和劳动力产业结构的调整以及技术的进步上来。第四，资本产权的非国有化虽然对经济增长的绝对速度变化起到了十分重要的作用，然而在过去简单的“非国有化”发展中，资本产权结构的变化却有弱化我国规模经济与资本边际产出效率的作用。因此，未来的产权制度变革，不仅要注重资本产权所有制之间的流动，而且还必须要注重资本规模的调整以及资本产权调整与劳动产权调整的协调发展[9]。此外，资本产业结构产出弹性、劳动力产业结构产出弹性分别高于它们的所有制结构产出弹性，这一点也就无形中说明了未来资本的产业开放与劳动力的产业流动引导将比所有制结构的调整更为重要。因此，往后以所有制为核心的产权制度改革应当逐步淡出，并让位于行业的开放以及二元经济结构的进一步调整。

主要参考文献

[1]纪宝成、杨瑞龙.中国人民大学中国经济发展研究报告2004[M].北京：中国人民大学出版社. 2005:223-227

[2]纪宝成、杨瑞龙.中国人民大学中国经济发展研究报告2002[M].中国人民大学出版社. 2003:108-110

[3]刘元春.国有企业宏观效率论[J].中国社会科学. 2001（5）：23-30

[4]沈坤荣.体制转型期的中国经济增长[M].南京：南京大学出版社.1999:65-68

[5]杨小凯.经济学原理[M].北京：社会科学出版社.2000:133-136

[6][美]戴维・梅斯.经济计量学的应用[M].北京：商务印书馆 1994:221-222

[7]William L, Muggings, “From state To Market: A survey of Empirical studies On privatization”, Journal of Economic Literature, vole axle (June 2001)PP.321-389

[8]Sachs, Jeffrey D, “The Transition at Mid Decade”, American EconomicPreview papers ,1996.86:2PP128-133

[9]Vladimir Popov, “shock Therapy verses Gradualism; The End of the Debate”, Comparative Economic Studies, 2000,XLII,No:1 (spring: 1-57)

A Source Analysis on Our Country economic grow at the present stage: System Changes and Duality Economic Transformation Visual Angle

JIANG Man-Yuan TANG Yu-Bin

篇2

中图分类号：F121 文献标识码：A

文章编号：1007—7685（2013）09—0005—03

改革开放30多年，我国经济增速年均达到9.8%，比全球同期平均增速超过6个百分点。1978—2012年，我国人均GDP由154美元上升到6060美元，按照购买力平价计算由220国际元上升到9100国际元，由低收入国家迈入中等收入国家行列。货物贸易占世界份额由不足1%，到成为全球第一货物出口大国；制造业总产值超过美国成为全球第一。GDP总量达到8.2万亿美元，是仅次于美国的世界第二大经济体。但高速增长并不能永远持续，受内外环境、发展阶段和国际经济格局变化影响，我国经济增长已呈现不同以往的特征，中长期经济潜在增长率开始逐步下移，经济运行的脆弱性有所增加，一个充满挑战同时更加接近高收入社会的新阶段正在开启。

一、潜在增长率将逐步下降，发展进入新增长阶段

（一）低劳动力成本优势削弱，储蓄率和投资率呈下降态势

近年来，我国人口呈现“低出生、低死亡、低增长”的特点，劳动年龄人口峰值预计将在2015年达到，老龄人口抚养比将快速上升。长期以来形成的低劳动力成本优势将明显削弱，居民储蓄率将会下降，进而使投资率下降。国际经验表明，投资率的峰值期与经济增速的峰值期基本同步。

（二）现成可利用的技术空间缩小

追赶型国家之所以可在短时间内走完先行国家多年走过的道路，一个重要原因就是可以利用现成的先进技术和制度，以推进其全要素生产率（TFP）快速提升。但当自身技术逐步向技术前沿靠近时，那些可以低成本获取的前沿技术和经验就可能逐步减少。根据国际经验，追赶型国家的TFP增长速度呈现阶梯式下降的趋势，尤其是当人均GDP达到10000国际元左右后，TFP会出现明显下降。当快速追赶学习期结束，技术上快速跨越的步伐将明显放缓，表现为TFP对经济增长的贡献下降。

（三）工业化特征的内需增长空间逐步变小

工业化的基本特征是产品生产的标准化、规模化，工业内部分工不断细化，中间投入不断提高。一方面，对重要工业品和资本品的需求快速增长，如钢铁、电力、汽车、水泥、家电等产量快速增加。另一方面，人口和要素的集聚，国内市场日趋一体化，城市化率快速提升，基础设施建设需求巨大。经验证明，当人均GDP达到11000国际元左右时，主要工业品生产的峰值也将同时出现，而且城市化率增速趋于放缓。根据这一规律和我国现有人均重要工业产品水平推算，钢铁、水泥、建筑、汽车产量的绝对峰值或增速峰值会在2015年后逐步出现。

（四）出口增长速度有所放慢

中国经济融入全球化后，外需空间得到快速拓展，成为推动我国经济快速增长的重要动力。值得注意的是，我国贸易占世界份额已经与日本、德国历史峰值水平相当。随着我国产业的升级，“两头挤压”的情况日渐明显。一方面，随着我国出口产品进一步升级，竞争对手将更加强大（主要是欧美日等发达国家），错位竞争将变为同质竞争，抢占国际市场空间的难度不断增加。另一方面，由于我国劳动力成本不断攀升，传统出口优势来自新兴国家的竞争也日益激烈，加上国际金融危机后全球经济进入相对低速增长期，这都将使我国出口增速逐渐放缓，预计原来超过20%的年均增长将下降到10%左右，对经济的拉动作用趋于减弱。

二、追赶型经济体经历高速增长期后，增速会出现两类不同性质的回落

工业革命以来各国（经济体）的增长历史显示，经济有起飞，就有降落，没有一个国家可以永远保持高速增长。其中，追赶型经济体往往能利用技术、管理、市场、制度等方面的现成经验，经济增速在一段时间内会明显提高，与先行经济体相比，达到一定发展水平所用的时间明显缩短，呈现出压缩式快速增长特点。如，人均GDP从1800—11000国际元，英国用了141年，美国用了109年，日本用了54年，新加坡用了37年，中国香港用了31年，韩国和中国台湾用了27年。而且追赶型经济体的初始人均GDP水平越低，追赶进程中经济平均增速就越高；起飞的时间越靠后，达到特定发展水平所用时间就越短。

历史经验表明，不是每个能起飞的经济体，都能顺利实现工业化并平稳降落，追赶过程中不少经济体会中途掉队。1960年以来，全球有101个国家或地区经过短期快速增长，进入中等收入国家或地区行列，但到2008年只有其中13个国家或地区成功迈入高收入行列，基本完成追赶任务。如，日本、韩国、中国台湾、中国香港、波多黎各、毛里求斯、新加坡和以色列等。而大多数国家并没有顺利完成这一过程，在追赶的中途掉队，因种种原因导致经济增长停滞甚至倒退，跌入“中等收入陷阱”。

经济追赶中高速增长期的结束，存在两种完全不同性质的情况。一种是成功实现工业化，基本完成追赶任务后的增长减速，钢铁、水泥、基础设施等产量或增速峰值也大致出现在同一时期，回落发生的时点一般在人均GDP达到11000—12000国际元。日本、韩国等都是二战后实现成功追赶的国家，基本都符合这一规律。另一种则是追赶任务并没有完成，却因经济体制、发展战略、社会分化或其他原因，追赶进程中断，经济长期陷入停滞或倒退。回落时点往往发生在人均GDP4000—6500国际元时段，工业化并没有完成，且经济增速回落幅度更大，多数超过5%甚至50%，经济发展长期落入“中等收入陷阱”。

三、中国经济落入“中等收入陷阱”可能性小，但风险因素犹存

那些落入“中等收入陷阱”经济体的共性原因是：发展战略或体制长期僵化，适应能力下降；没有使更多人参与到现代产业的发展中；收入分配恶化且缺乏有效的调节机制；社会分化使达成社会共识难度增加；等等。目前，我国这方面的问题也有所凸显。首先，受改革复杂性增加和利益集团干扰，近年来我国改革步伐有所放缓，部分体制僵化、束缚经济发展潜力释放的问题有所突出。其次，收入分配不公问题有所恶化，基尼系数持续高位，个人发展对家庭地位和社会关系网的依赖度增加，社会纵向流动性有所下降，腐败和司法不公问题比较突出。再次，虽然我们没有形成拉美、南非式的贫民窟，城市新二元问题确实开始突出，大量农业转移人口进城后并没有真正融入城市。这些问题若处理不好，再与经济增速下行叠加，社会不满情绪会放大，存在落人“中等收入陷阱”的潜在危险。同时也应看到，从发展阶段看，当前我国人均GDP水平已经远远超越落人“中等收入陷阱”的危险期（4000—6500国际元）。更重要的是我国发展战略总体仍保持灵活，并具备做出适应性调整的能力。深化体制改革的共识仍在，改革的总体方向并没有出现严重分歧，社会主流期盼深化改革、拥护全球化、支持进一步开放。这就决定了改革有条件达成共识，而且新一届领导也展现了改革的更大勇气和决心。因此，我国落入“中等收入陷阱”的可能性总体较小，至少具备迈过这一关口的基础条件。

四、我国经济增长阶段转化呈现混合特征

当前，我国人均GDP为9100国际元，低于成功追赶经济体自然回落时点的11000～12000国际元，又高于落人“中等收入陷阱”经济体的4000—6500国际元，但这并不能说明我国经济是一个例外。

首先，11000—12000国际元是一个平均规律，不同国家存在一定波动范围。按照相对较低增长和汇率升值速度，3年左右时间我国经济就会进入这一平均范围。其次，以上落人“中等收入陷阱”风险因素，对我国经济潜力释放形成一定约束。更重要的是，与很多市场化改革比较彻底的成功追赶国家相比，中国市场化改革进展并不平衡。要素领域价格不顺、市场分割，基础产业开放不够、准人不公平、竞争不足的问题依然突出，市场机制难以发挥基础性作用，政府对经济干预过多问题依然突出。在微观上导致资源错配和低效利用，在宏观上则出现了产能过剩与供给能力不足并存，严重抑制规模依然可观的增长空间的释放，从而使经济运行显示出增长提前下台阶的一些特征。

当前，我国经济表现出增长阶段转换的特征，是由快速追赶期后的增长逐步自然回落的中长期趋势因素主导，加上需求周期波动的短期因素和落入“中等收入陷阱”的风险因素共同作用使然。表面看不符合国际经验，实质上并不例外，而且具有混合特征，中长期潜在增长率下降将不可避免。

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(二)高消耗。我国经济的快速增长在很大程度上是靠消耗大量物质资源实现的。与世界先进水平相比，我国单位产出的能耗和资源消耗水平明显偏高。从主要产品的单位能耗来看，火电供电煤耗比国际先进水平高22．5％，大中型钢铁企业吨钢可比能耗高2l％，水泥综合能耗高45％，乙烯综合能耗高31％。从主要耗能设备的能源效率来看，机动车百公里油耗比欧洲高*％，比日本高20％，比美国高10％；载货汽车百吨公里油耗比国际先进水平高l倍以上。单位建筑面积采暖能耗相当于气候条件相近的发达国家的2～3倍。

从水资源利用来看，我国人均水资源拥有量仅为世界平均水平的1／4，且时空分布不均，但水资源浪费严重，利用效率低下。农业灌溉用水利用系数为0．4，是国外先进水平的一半左右；工业万元产值用水量为100立方米，是国外先进水平的10倍；多数城市供水管网跑冒滴漏损失率超过20％。从矿产资源的消耗强度看，在现行汇率下，我国每万美元GDP消耗的钢材、铜、铝、铅、锌分别是世界平均水平的5．6、4．8、4．9、4．9和4．4倍，即使按购买力平价计算，也高出许多。

(三)高排放。高消耗换来的高增长，必然是高排放和高污染。小机组发电比例高，耗煤就多，粉煤灰和二氧化硫排放量就多；立窑水泥比重高，矿山利用率就低，废石和粉尘排放量就多；草浆造纸比例高，耗水量就大，废水排放量就多；低效磷肥比例大，磷矿利用率就低，废渣和废石就多。我国废弃物排放水平大大高于发达国家，每增加单位GDP的废水排放量比发达国家高4倍，单位工业产值产生的固体废弃物比发达国家高10多倍。*年我国工业和生活废水排放总量453亿吨，其中化学需氧量排放1348万吨，居世界第一；二氧化硫排放量2120万吨，居世界第一；二氧化碳年排放量仅次于美国，居世界第二。目前，我国每年工业固体废弃物产生量近10亿吨。

(四)不协调。经济学有一个著名的“木桶定律”，是说木桶的实际容量，不是取决于桶壁上最长的那条板，而是取决于最短的那条板，那些高出最短木条的部分是无效部分。同样的道理，经济结构不协调状态下的增长，会有相当一部分是无效增长。目前，我国经济发展中，无论是三次产业结构、产业内部结构、企业组织结构、产品结构、技术结构，还是城乡结构、地区结构、重大生产力布局等都存在不合理的问题，有些方面还比较突出，严重制约着经济的整体增长和总体效益的提高。

从农业来看，我国农业基础依然薄弱，“三农”问题长期没有得到有效解决。农业的“短板”，直接影响农民收入水平的提高，进而影响农民的消费水平和农村市场的开拓，并进一步制约其他产业乃至整个国民经济的快速增长。

从服务业来看，目前我国服务业发展相对滞后。服务业增加值占GDP的比重只有32．3％，不仅低于全世界平均64％的水平，而且低于低收入国家平均45％的水平。服务业不发达，就不能为其他产业提供便捷、高效的物流服务，质优、价廉的信息服务，以及高效的融资、市场中介等服务，就难以促进其他产业的专业化分工和技术创新，降低运营成本，提高经济效益。服务业的“短板”，影响其他产业的竞争力和发展水平，并最终降低经济增长的效益。据估算，我国社会物流总成本占GDP的比重高达20％，比发达国家高出近1倍。

从工业来看，虽然与改革开放初期相比，我国工业的整体水平已有了很大提高，但传统产业、低技术含量和低附加值的产业仍占主导地位，高技术产业发展相对滞后，装备制造业的水平不高。许多关键设备都要依赖进口。据统计，我国光纤制造设备和60万千瓦发电站控制设备的几乎100％，集成电路芯片制造装备的85％，石油化工制造装备的80％，轿车工业装备和数控机床等的70％都被进口产品占据。装备制造业基础性强、关联度高，在很大程度上决定着社会生产消耗水平和国民经济的整体效益。技术装备水平落后，能源、原材料消耗就高，产品的层次和附加值就低，产业的竞争力就差，增长的代价就大。这些行业的“短板”，特别是关键技术设备受制于人，必然会减缓我国产业结构升级的进度，增加结构升级的成本，削弱在国际竞争中的主动权，从而制约增长质量和竞争力的提高。

从企业组织结构看，我国企业组织结构相对落后，“大而全”、“小而全”在某些行业依然突出，专业化分工不够发达，行业集中度不高。不合理的企业组织结构，影响劳动力、技术、资金等资源的优化组合，会造成人力与物力资源的浪费，影响劳动生产率的提高，增加企业的成本，削弱整个产业乃至整个国民经济的竞争力。

(五)难循环。从资源流程和对环境影响的角度考察，增长方式存在着两种模式：一种是传统模式，即“资源一产品_废弃物”的单向线性过程，创造的财富越多，消耗的资源就越多，产生的废弃物也就越多，对资源环境的负面影响就越大；另一种是循环经济模式，即“资源_产品_废弃物_再生资源”的闭环反馈式循环过程，可以更有效地利用资源和保护环境，以尽可能小的成本，获得尽可能大的经济效益和环境效益。

循环经济作为一种新的、符合可持续发展理念的经济模式，在一些发达国家取得了明显成效。目前，全世界钢产量的1／3、铜产量的1／2、纸制品的1／3来自于循环使用。水的循环利用更为普遍，一些发达国家在17个产业部类的生产中，水资源的消耗速率已达到“零”增长，有的已实现负增长。国外钢铁企业采用高炉喷废塑料、余热余压发电等资源综合利用技术，不仅减少了污染，还提高了企业的经济效益。美国用铝废料生产的再生铝占其铝产量的50％以上。巴西铝饮料罐的回收率高达85％，日本为82．5％，美国为55．4％。

目前，我国资源回收率还比较低，综合利用率不高，许多可以利用或再利用的资源却成了废弃物。我国能源利用效率为33％，工业用水重复利用率为55％，矿产资源总回收率为30％，分别比国外先进水平低10个、*个和20个百分点。煤炭资源综合回收率为30％左右，其中大中型煤矿为40％～50％，小型煤矿只有10％一15％。我国每年产生上亿吨的粉煤灰，历年积存量已有30多亿吨，目前的综合利用仅限于生产水泥、墙体材料或者铺路、建坝等，大量高附加值的物质没有开发利用。我国每年约有500万吨废钢铁、20多万吨废有色金属、1400万吨的废纸及大量的废塑料、废玻璃等没有回收利用。

(六)低效率。高投入、高消耗、高排放、不协调、难循环的增长，必然是低效率。我国全社会从业人员的劳动生产率只相当于美国的1／46、日本的1／41、法国的1／34、德国的l／32。剔除农业人口多的因素，第二产业劳动生产率也只相当于美国的1／30、日本的1／18、法国的1／

16、德国的1／12和韩国的1／7。我国水泥企业的人均年产量不到500吨，世界先进水平一般在8000吨以上。我国重点煤矿原煤生产效率是每人每天3．4吨，而美国为44吨，德国为11吨，俄罗斯为9吨。

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(二)高消耗。我国经济的快速增长在很大程度上是靠消耗大量物质资源实现的。与世界先进水平相比，我国单位产出的能耗和资源消耗水平明显偏高。从主要产品的单位能耗来看，火电供电煤耗比国际先进水平高22．5％，大中型钢铁企业吨钢可比能耗高2l％，水泥综合能耗高45％，乙烯综合能耗高31％。从主要耗能设备的能源效率来看，机动车百公里油耗比欧洲高*％，比日本高20％，比美国高10％；载货汽车百吨公里油耗比国际先进水平高l倍以上。单位建筑面积采暖能耗相当于气候条件相近的发达国家的2～3倍。

从水资源利用来看，我国人均水资源拥有量仅为世界平均水平的1／4，且时空分布不均，但水资源浪费严重，利用效率低下。农业灌溉用水利用系数为0．4，是国外先进水平的一半左右；工业万元产值用水量为100立方米，是国外先进水平的10倍；多数城市供水管网跑冒滴漏损失率超过20％。从矿产资源的消耗强度看，在现行汇率下，我国每万美元GDP消耗的钢材、铜、铝、铅、锌分别是世界平均水平的5．6、4．8、4．9、4．9和4．4倍，即使按购买力平价计算，也高出许多。

(三)高排放。高消耗换来的高增长，必然是高排放和高污染。小机组发电比例高，耗煤就多，粉煤灰和二氧化硫排放量就多；立窑水泥比重高，矿山利用率就低，废石和粉尘排放量就多；草浆造纸比例高，耗水量就大，废水排放量就多；低效磷肥比例大，磷矿利用率就低，废渣和废石就多。我国废弃物排放水平大大高于发达国家，每增加单位GDP的废水排放量比发达国家高4倍，单位工业产值产生的固体废弃物比发达国家高10多倍。*年我国工业和生活废水排放总量453亿吨，其中化学需氧量排放1348万吨，居世界第一；二氧化硫排放量2120万吨，居世界第一；二氧化碳年排放量仅次于美国，居世界第二。目前，我国每年工业固体废弃物产生量近10亿吨。

(四)不协调。经济学有一个著名的“木桶定律”，是说木桶的实际容量，不是取决于桶壁上最长的那条板，而是取决于最短的那条板，那些高出最短木条的部分是无效部分。同样的道理，经济结构不协调状态下的增长，会有相当一部分是无效增长。目前，我国经济发展中，无论是三次产业结构、产业内部结构、企业组织结构、产品结构、技术结构，还是城乡结构、地区结构、重大生产力布局等都存在不合理的问题，有些方面还比较突出，严重制约着经济的整体增长和总体效益的提高。

从农业来看，我国农业基础依然薄弱，“三农”问题长期没有得到有效解决。农业的“短板”，直接影响农民收入水平的提高，进而影响农民的消费水平和农村市场的开拓，并进一步制约其他产业乃至整个国民经济的快速增长。

从服务业来看，目前我国服务业发展相对滞后。服务业增加值占GDP的比重只有32．3％，不仅低于全世界平均64％的水平，而且低于低收入国家平均45％的水平。服务业不发达，就不能为其他产业提供便捷、高效的物流服务，质优、价廉的信息服务，以及高效的融资、市场中介等服务，就难以促进其他产业的专业化分工和技术创新，降低运营成本，提高经济效益。服务业的“短板”，影响其他产业的竞争力和发展水平，并最终降低经济增长的效益。据估算，我国社会物流总成本占GDP的比重高达20％，比发达国家高出近1倍。

从工业来看，虽然与改革开放初期相比，我国工业的整体水平已有了很大提高，但传统产业、低技术含量和低附加值的产业仍占主导地位，高技术产业发展相对滞后，装备制造业的水平不高。许多关键设备都要依赖进口。据统计，我国光纤制造设备和60万千瓦发电站控制设备的几乎100％，集成电路芯片制造装备的85％，石油化工制造装备的80％，轿车工业装备和数控机床等的70％都被进口产品占据。装备制造业基础性强、关联度高，在很大程度上决定着社会生产消耗水平和国民经济的整体效益。技术装备水平落后，能源、原材料消耗就高，产品的层次和附加值就低，产业的竞争力就差，增长的代价就大。这些行业的“短板”，特别是关键技术设备受制于人，必然会减缓我国产业结构升级的进度，增加结构升级的成本，削弱在国际竞争中的主动权，从而制约增长质量和竞争力的提高。

从企业组织结构看，我国企业组织结构相对落后，“大而全”、“小而全”在某些行业依然突出，专业化分工不够发达，行业集中度不高。不合理的企业组织结构，影响劳动力、技术、资金等资源的优化组合，会造成人力与物力资源的浪费，影响劳动生产率的提高，增加企业的成本，削弱整个产业乃至整个国民经济的竞争力。

(五)难循环。从资源流程和对环境影响的角度考察，增长方式存在着两种模式：一种是传统模式，即“资源一产品_废弃物”的单向线性过程，创造的财富越多，消耗的资源就越多，产生的废弃物也就越多，对资源环境的负面影响就越大；另一种是循环经济模式，即“资源_产品_废弃物_再生资源”的闭环反馈式循环过程，可以更有效地利用资源和保护环境，以尽可能小的成本，获得尽可能大的经济效益和环境效益。

循环经济作为一种新的、符合可持续发展理念的经济模式，在一些发达国家取得了明显成效。目前，全世界钢产量的1／3、铜产量的1／2、纸制品的1／3来自于循环使用。水的循环利用更为普遍，一些发达国家在17个产业部类的生产中，水资源的消耗速率已达到“零”增长，有的已实现负增长。国外钢铁企业采用高炉喷废塑料、余热余压发电等资源综合利用技术，不仅减少了污染，还提高了企业的经济效益。美国用铝废料生产的再生铝占其铝产量的50％以上。巴西铝饮料罐的回收率高达85％，日本为82．5％，美国为55．4％。

目前，我国资源回收率还比较低，综合利用率不高，许多可以利用或再利用的资源却成了废弃物。我国能源利用效率为33％，工业用水重复利用率为55％，矿产资源总回收率为30％，分别比国外先进水平低10个、*个和20个百分点。煤炭资源综合回收率为30％左右，其中大中型煤矿为40％～50％，小型煤矿只有10％一15％。我国每年产生上亿吨的粉煤灰，历年积存量已有30多亿吨，目前的综合利用仅限于生产水泥、墙体材料或者铺路、建坝等，大量高附加值的物质没有开发利用。我国每年约有500万吨废钢铁、20多万吨废有色金属、1400万吨的废纸及大量的废塑料、废玻璃等没有回收利用。

(六)低效率。高投入、高消耗、高排放、不协调、难循环的增长，必然是低效率。我国全社会从业人员的劳动生产率只相当于美国的1／46、日本的1／41、法国的1／34、德国的l／32。剔除农业人口多的因素，第二产业劳动生产率也只相当于美国的1／30、日本的1／18、法国的1／

16、德国的1／12和韩国的1／7。我国水泥企业的人均年产量不到500吨，世界先进水平一般在8000吨以上。我国重点煤矿原煤生产效率是每人每天3．4吨，而美国为44吨，德国为11吨，俄罗斯为9吨。

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一、有关要素投入与经济增长关系的理论综述

经济增长关系到一个社会的根本。经济增长问题的渊源至少可上溯至古代财富增长的思想，以亚当・斯密为代表提出了古典经济增长理论，把国民财富的增长归结为分工的发展与资本的积累，认为劳动是国民财富的源泉并要更有效的发挥资本的作用，以更多的增加社会财富；以哈罗德，多马，索洛为代表的新古典增长理论认为在假定技术水平不变的前提下，资本积累在经济增长中具有决定作用；而以卢卡斯，罗默为代表的新增长理论将经济增长源泉完全内生化认为技术进步是长期经济增长机制的关键，而技术进步又是知识积累的结果，所以知识积累和技术进步是经济增长的决定因素。

综上所述，从经济增长思想和理论的研究分析，可归纳得出劳动资本积累、知识积累、技术进步等因素是经济增长的重要因素与源泉。

二、指标选取与模型的建立

通过以上理论综述，我们首先选取国内生产总值（GDP）、固定资产投资（K）、劳动力（L）人力资本（H）几个指标来分析劳动、资本积累、知识积累、技术进步等因素对经济增长的作用。其中数据可从统计年鉴中找到，而人力资本存量（H）我们采用受教育年限累计法。

其次，我们采用以下两个经济增长模型对湖南省经济增长进行分析：1.新古典经济增长模型，其一般形式为。本文将采用双对数经济计量模型估计各种要素的产出弹性，其回归方程为;2.有效劳动模型。为估计要素产出弹性，采用的双对数回归方程为。

三、湖南省要素投入与经济增长关系的阶段性实证分析

湖南省的经济增长在改革开放后进入了一个崭新的发展阶段，根据GDP增长率态势我们可将湖南省的经济发展状况分为两个阶段来研究，第一个阶段为改革开放初期阶段（1978～1990）；第二阶段为改革开放的深入阶段（1991～2005），数据收集截至到2005年。

根据收集整理的数据，在湖南省两个阶段的发展进程中，分别运用新古典经济增长模型和有效劳动模型，通过OLS回归得到各因素的产出弹性系数。具体情况如下表：

下面根据估计的模型结果进行如下分析：

1.新古典经济增长模型的要素分析。对于物质资本要素、劳动力要素与经济增长的关系，可得出：在改革开放的第一阶段劳动投入的贡献率（产出弹性）（1.33）远远大于物质资本的贡献率（0.24）；在改革开放的第

二个阶段劳动力变量产出系数t检验未能通过，劳动力的贡献被挤出，即对经济增长的贡献变为零，但在改革开放的总过程中劳动力要素的贡献率（0.66）要大于物质资本要素的贡献率（0.56）。这说明，在改革开放初期湖南省在加大物质资本投入的同时，不断提供新的就业岗位，从而加大从业人员的数量，湖南省的经济有个突飞猛进的发展势头，但随着改革的深化，劳动力要素的贡献为零。为什么会出现这种情况呢？实际上这种情况在国内外同内研究中均有出现，这当然有其他原因，例如劳动相对资本相对富余或本阶段经济增长依靠物质资本积累所推动，但仅仅用劳动力数量作为测度劳动投入的指标只能反应劳动投入的数量而不能反应其质量，因此去改进选择既能反应劳动者人数有能反应其素质的人力资本存量作为劳动投入的指标。

2.有效劳动模型的要素分析。对于物质资本要素、人力资本要素与经济增长的关系：在改革开放的第一及第二阶段物质资本的贡献率（0.23，0.35）均小于人力资本的贡献率（0.87，1.32），总过程中人力资本的贡献率也优于物质资本的贡献率。

这种模型的分析结果更能反应湖南经济增长的支撑点，即越来越依赖于人力资本的投入说明随着改革开放的深化，知识积累、技术进步对湖南经济增长的作用愈加明显与重要，人力资本即人才资源将日益发挥收益递增作用。由于这个模型既考虑了劳动者数量又考虑了他们的素质――人均受教育程度，因此能够真正反映出有效劳动对经济增长的重要性。

四、湖南省经济增长政策建议

实现经济增长方式从粗放型向集约型转变，从劳动密集型和资本密集型到技术密集型转变是其经济发展的关键所在，为此，提供以下建议：

1.加大人力资本投入，发展教育科技，加强人力资源管理。“百年大计，教育为本”新经济增长理论证明了经济增长的决定因素是知识与人力资本积累这样一些内生因素。上述实证结论也显示人力资本对经济增长的作用也日益明显。无论是基础教育还是高等教育湖南省的人力资源在全国都占据前列，湖南省要充分利用这种比较优势提高教育质量鼓励创新，发展高科技，加强人才资源管理，实现人才强省的腾飞。

2.扩大资本积累优化融资机制。资本积累对推动湖南经济增长功不可没，资本积累的扩大与知识技术相结合必定产生巨大推动力。湖南省储蓄率较高但储蓄转化为投资的渠道不畅，造成巨额的资金闲散与浪费，不利于经济的增长。因此，政府必须改革融资体制简化或取消先行审批过程，推进投资主体多元化，优化融资机制，推进经济增长。

3.推进制度创新，加强政府管理。任何的经济增长过程都是在一定的制度环境与制度安排中发生，制度因素贯穿于经济增长的全过程，不同的制度安排可以影响和改变要素对经济增长的作用及作用程度，从目前来看，束缚经济发展和生产率提高的制度因素还有不少计划经济体制，政府管理中的短视行为、趋利行为、寻租腐败行为等问题尚未较好解决，要通过行政体制改革来改善政府的治理模式，为经济增长创造良好的制度环境。

总之，正确选择经济发展政策对经济长期增长至关重要，要素投入不仅要求数量上的优势，更应强调其质量上及组合上的效益，只有这样才能促进经济长期持续增长。

参考文献:

[1]张一力:人力资本与区域经济增长――温州与苏州比较实证研究.浙江大学出版社

[2]贺东伟:经济增长、要素投入与发展战略选择.西安财经学报，2007（1）

[3]龚六堂:经济增长理论.武汉大学出版社

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中图分类号：F120.2文献标志码：A文章编号：1673-291X（2011）01-0004-02

关于中国的经济增长模式是近年来国内经济学界争论的热点问题之一。很多研究尝试用全要素生产率（TFP）的方法分析中国经济增长的来源，以此判断中国现有经济增长模式的可持续性，提出未来经济增长模式的改革建议。关于现在的经济发展模式，主要有两种观点，郑玉歆（1999）等认为，经济增长方式具有阶段性规律，现阶段投资对经济增长是经济发展的一个阶段，不能超越这个阶段谈论经济发展的可持续性。另一种观点认为，中国的经济发展必须转变经济增长方式，由投资带动经济增长会出现一系列的问题。蔡（2007）从劳动力供给方面探讨了中国经济增长方式问题。本文将在新古典经济增长理论框架内，从劳动、资本和全要素生产率对中国经济增长的贡献探讨中国转变经济增长方式的必要性和具体措施。

一、二元经济结构下的劳动力供给

刘易斯首先研究了发展中国家典型存在的二元经济结构下的经济增长问题。他把一国经济分成两个部门，即传统经济部门和现代经济部门。由于传统部门的存在，现代部门在扩大和增长过程中，只要提供稍微高于传统部门的工资便可以实现劳动力的无限供给，同时由于现代部门的积累和资本相对于劳动力的有力分配，使得现代部门逐渐扩大。在这个过程中，一方面是以维持生计的工资源源不断地提供劳动力的传统经济部门；另一方面是由积累率制约的不断扩张的现代经济部门，直到现代经济部门的发展把传统部门的劳动力消耗殆尽，二元经济结构才会消失，而劳动力无限供给结束的点被称为刘易斯转折点。

中国是一个典型的二元经济国家，作为传统部门集中的农村与作为现代部门集中的城市发展水平有很多的差距，城乡分割和地区分割的迹象仍十分明显。微观机制上的严重缺陷和资源配置的无效率导致中国经济虽然取得了高速的增长，但是经历了巨大的波动。在改革开放时期，根据林毅夫的比较优势理论，充分利用中国的劳动力数量巨大的优势，发展劳动密集型工业，吸收了大量的剩余劳动力，促进了劳动力的转移。在这个时期中国的人口抚养比下降的人口结构特征；一方面保证了经济增长过程中的劳动力充分供给，另一方面提高了资本积累率，由此形成的这种人口红利，通过资源配置机制的改革得以释放，并且通过参与经济全球化的过程得以实现，从而延缓了资本报酬递减的过程。中国在劳动力的质量和价格上体现出来的资源比较优势，通过劳动密集型产品在国际市场的竞争地位而得到发挥，国际劳务市场使得中国丰富的劳动力资源能够得到有效配置。

二、资本形成与经济增长

在中国的经济增长过程中，投资一直是主导因素，资本形成对中国经济增长的贡献最大。已有资料表明，在1978―2008年间，资本对中国经济增长的贡献率一直稳定在56.2%。在一国工业化过程中，投资对国民经济的贡献是一个发展过程。罗斯托在其《经济成长的阶段》一书中把经济增长分为五个阶段：传统社会为发动创造前提条件阶段发动阶段向成熟推进阶段高额群众消费阶段。

按照他的发展阶段论，中国正处在向成熟推进阶段，投资对国民收入的增长是必不可少的。郑玉歆（1999）认为，要素投入作为增长来源的相对重要性是随发展阶段变化的。在发达国家，技术进步是增长的主要来源，而在低速增长的发展中国家，技术进步对增长的贡献较小。发达国家在其工业化时期也曾经历过经济增长主要依靠要素积累的阶段。只是在资本积累到一定程度之后，这种增长方式才发生了改变。从上面的分析可知，中国的投资还处于资本深化阶段，我们用新古典增长理论来说明。

在索罗增长模型中，资本积累方程为：Δk=sy-（n+δ）k，Δk为人均资本增长率，s为储蓄率，y人均产量，n人口增长率，δ资本折旧率，一定量的人均储蓄必须用于装备新工人，每个工人占有的资本为k，用于这一用途的储蓄为nk，同时一定量的人均储蓄用于替换这就是资本，这一用途的储蓄为δk，（n+δ）k是资本的广化，因此上式表示，资本深化=人均储蓄-资本广化。当Δk=0时，经济达到稳态。蔡（2007）认为中国的人口增长率一直在下降，即n在减小。中国的储蓄率从1996―2007年从36%～51%，即s在上升，一般来说折旧率不会发生太多变化，因此中国还处在资本的深化阶段，在没有达到稳态时，资本存量的增加也会使人均收入得到增长（如上图所示），假设中国前期处于稳态增长，资本存量为k*1，现在由于人口出生率的下降和储蓄率的上升，使得s1y移动到s2y，（n1+δ）移动到（n2+δ），达到新的稳态资本存量k*2，在此过程中，资本的增加不仅使总产出增加，而且人均收入也会增长。

虽然在现阶段，投资对经济增长的作用仍十分巨大，但是单纯依靠投资带动经济增长会遇到经济条件的限制，要求我们必须转变经济增长方式。

（1）中国的经济增长过度依赖投资，造成了经济结构的失衡，投资形成的过剩的生产能力在本国内需启动不了的情况下，只能依赖出口，加大了中国经济风险。（2）中国的生产要素成本优势的消失，以前中国利用丰富劳动力和国家价格管制造成的工资和利息低廉的优势，发展劳动密集型产业，今后的改革会加大企业的生产成本，企业的利润将来自于创新，来源于生产率的提高。（3）环境压力增大，随着全球气候变暖，国际对气候的关注，以前较低的环境成本在未来的发展过程中将不再出现。中国提出的可持续发展要求人与自然的和谐相处，就要求我们要改变过去的不断消耗资源对环境的破坏。（4）资源限制，由于中国的工业制成品附加值不高，每单位GDP 所消耗的资源是发达国家的几倍，所以对于基础能源和矿产资源的需求增加，而中国的人均拥有的自然资源十分有限，加上国家对于能源价格的提高，中国未来经济发展所需要的资源将面临巨大的挑战。

三、全要素生产率及变化因素

越来越多的研究表明：即使物质资本和人力资本积累被考虑进来，全要素生产率（TFP）仍然构成了人均GDP水平与增长率的跨国差异的主要部分（Easterly and Levine，2001）。已经有一些研究指出：物质资本和无形资本不能解释今日各国间巨大的收入差异，储蓄率也仅有有限的重要性，全要素生产率（TFP）才是最重要的，要想理解国家间巨大的收入差异，必须有一个关于全要素生产率的增长的模型（Prescott，1998）。

由于数据的度量和对全要素的定义不同导致了不同的结论，林毅夫、任若恩（2007）在《东亚经济增长模式相关争论的再探讨》这篇文章中对全要素生产率作了详细的探讨，全要素生产率绝不等同于技术进步，所谓技术进步包括与资本融合在一起的和不包括资本投入的两类，而全要素生产率增长所测定的仅是不包括资本投入的技术进步。郑玉歆（1999）、易纲（2003）在考察东亚经济增长模式中指出，全要素生产率对经济增长的贡献在发达国家与发展中国家之间有很大的不同，不能忽视经济增长方式转变的阶段性规律。由于对资本度量中包含了人力资本投资，他们认为，中国经济在现阶段靠投资带动经济增长是一个阶段性规律。郑京海（2008）指出，尽管对全要素生产率的测度出现了较大的分歧，但是通过已有资料的分析，中国近年来的经济增长越来越靠投资推动，粗放型经济增长方式将使中国的经济增长不可持续。因此中国经济发展必须要转变经济增长方式，从依靠要素投入转变到依靠全要素生产率提高上来。

参考文献：

[1]郑玉歆.全要素生产率测度及经济增长方式“阶段性”规律[J].经济研究，1999，(5):1-15.

[2]易纲.关于中国经济增长与全要素生产率的理论思考[J].经济研究，2003，(3):6-18.

[3]孙咏梅.转变经济增长方式，重在走自主创新之路[N].人民日报，2007-02-02.

[4]蔡.中国经济面临的转折及其对发展和改革的挑战[J].中国社会科学，2007，(3):4-16.

[5]Zuliu.F.Hu and Mohsin S.Khan，“Why is China Growing So Fast?”，Staff Papers of International Monetary Fund，1997，Vol，44，pp.103-131.

[6]Yutaka Kosai，Jun Saito ，“Declining Population and Sustained Economic Growth：Can They Coexist?”，The American Economic Review，1999，Vol. 88，No. 2 pp. 412-416.

[7]Krugman，Paul，“Myth of East Asia’s Miracle”，Foreign Affairs，1994，Vol.73，pp.62-78.

[8]林毅夫.中国的奇迹:发展战略与经济改革[M].上海:上海三联书店，1994:85-90.

[9]罗斯托.经济成长的阶段[M].北京:商务印书馆，1962:34-35.

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

关于金融发展和经济增长之间的关系，学术界存在的不同的观点。这些观点大多基于一国的实践，很少从中国转轨经济的实际出发探讨在两者的关系，由此得出的结论就不能直接用于中国实际。而今，中国经济走到了一个重要的拐点，金融改革也到了一个关键的时期，迫切需要从理论的角度来来回答金融发展和经济增长的关系，给中国金融改革的实践给予理论支撑。本文拟对金融发展和经济增长的“双向关系论”进行分析，探讨其在中国实际情况下的适用性，并选取中国相关数据设计实验对两者关系进行实证研究。

一、文献综述

关于金融发展与经济增长的研究，其滥觞可以追溯到Hicks（1987）、Roussean和Sylla（1999）。他们从经济史的角度，分别从工业革命和1790～1840年美国金融系统的发展来讨论金融发展与经济增长，得出了金融发展对经济增长至关重要、是经济发展的先决条件的结论。

从国家层面，对两者关系进行研究的是戈德·史密斯（1969），其研究表明在大多数国家，经济增长与金融发展之间存在着“大致平行的关系”，但是其没有解决两者之间的关系的问题，他不能确定“到底是金融因素促进了经济的发展，抑或金融发展是由其他因素引起的经济增长的反映[1]。”McKinnon和Shaw（1973）一起研究了受抑制发展中经济，得出了著名的“金融深化理论”，他指出在所有情况下，“金融抑制”都严重阻碍了经济的发展，而金融深化总是促进经济发展的，金融自由化对经济发展非常重要。之后，King与Levine（1993）在1993年，设计了四个金融发展指标和四个经济发展指标对80个国家在1960～1989年的数据进行了跨国回归。他们发现，不仅同期经济增长指标和金融发展指标是正相关，而且在10年初的金融发展指标和随后10年的经济增长指标也是正相关的。他们断言，金融并非是仅仅跟在经济发展的后面，而是金融导致了经济增长[2]。Rioja和Valev（2004）对74个国家1966～1995的数据研究表明，在不同的阶段，金融发展与经济增长的关系不同。在金融发展的初级阶段，其对经济发展的影响不确定；在中级阶段，对经济增长又较大的正向作用；在高级阶段，其虽是正向作用，但比中级阶段作用要小。

一些学者从行业角度对这一问题进行探讨。Jayaratne和Strahan在1996年研究了美国银行业改革对经济增长的作用，他们认为放松管制是金融发展的一个跳跃，金融发展是经济发展的重要原因。Rajan与Zingales（1998）考察了金融发展水平对不同产业的影响，进而分析金融发展与经济增长的关系。

另一些学者从金融结构与经济增长的角度进行研究。Levine（2002）年通过对48个国家1980～1995年大量数据进行了跨国分析，发现市场与银行对经济增长都很重要，难以确定与经济增长相联系的是哪一种金融体制。Beck和Levine（2004）采用GMM技术处理了遗漏变量和因果关系，其结果依然与上面相同。Carline和Mayer（2003）研究表明，在经济不同的发展阶段，应采取不同的金融机构。早期应当建立有效的银行体系；后期应当关注透明、高效的股票市场。

这些理论纷繁复杂，但其结论无外乎为以下几种：

一是金融发展与经济增长无关，这多为新古典经济学家所持有。

二是金融发展影响经济增长，但却是其障碍。其原因是金融泡沫与货币危机对经济增长的负面影响。

三是需求遵从论（demand—following），即认为经济增长导致经济发展，经济增长带来金融结构的变化，促使金融市场的建立与发展。

四是供给主导论（supply—leading），金融发展是经济增长的一个决定因素，金融的发展促进了经济的增长。

五是经济增长与金融发展之间有双向关系。这种观点认为，金融发展和经济增长之间关系取决于经济发展所处的阶段，两者的关系可以是需求遵从也可以是供给主导。

二、金融发展和经济增长的理论分析

关于上述金融发展和经济增长之间的关系的观点，笔者认为经济增长和金融发展之间的双向关系更为符合新兴的经济转型国家。虽然这种理论考虑到了经济发展的不同阶段金融发展和经济增长的相互作用，但是没有考虑一国具体实际的理论不能用来指导一国的实践，还需要根据一国的实际加以调整才能用于分析中国转轨经济下金融发展和经济增长之间的关系。

帕特里克（Patrick）[3]对需求遵从、供给主导进行了总结，并对他们之间的关系进行了论述，进而提出了双向关系论。他认为，金融发展与经济增长之间的关系取决于经济发展所处的阶段。在发展早期，金融部门的扩张通过金融机构的产生与金融服务的供给来促进经济增长，至于“供给主导”的观点一致。但是在经济发展的高级阶段，金融部门则处于“需求遵从”的地位，即经济增长诱导金融发展。

金融部门在生产中的主要功能是为生产部门的生产进行融资。随着经济的增长，必然产生基于实际生产需要的资金需求，这些资金很多时候需要从金融市场获得，且不论这种需求的满足是金融市场量的扩张还是质的提高。因此，首先要区分的概念是金融的发展仅是指量的增长还是包含了质的提高。若指前者，则经济的增长必然导致“金融发展”；但若是指后者，显然不是所有金融增长都是金融发展，帕克里特认为，在经济发展的低级阶段，这种促进往往反映为量的扩张；只有在经济发展的高级阶段，才表现为质的提高。但从实际情况来看，两者的区分有往往不是那么明显，往往是量增长的同时伴随着质的提高。可以这样解释：经济增长所导致的金融发展过程中，首先体现在量的增长，在资金来源的潜力都被挖掘几近殆尽时，其量的扩充没法进行下去，这时就要求其内在效率的提高，即金融质的提高。因此，其内在逻辑是经济发展金融量的扩张金融质的提高。

发展中国家经济起点较低，往往处于金融量的扩张阶段，而发达国家其量的扩张潜力有限，很多时候表现是金融质的提高。因此，无论从量还是质的角度来说，都是由于经济发展所导致。仅仅认为是供给主导了经济增长的观点忽视了只有实际需求才是导致经济增长的最根本力量，当没有实际的需求时，提供再多的金融供给，只会造成金融市场的泡沫，而不会促进经济的增长。供给主导发挥作用往往是需求未被满足（这种需求可以是“潜在需求”，即在现有的技术、制度等外在约束的条件下，本可以满足而现实未满足的需求）的条件下，这个结论无论是从金融角度还是在经济学的角度都是如此。

然而，不是所有的金融发展都会促进经济的增长。金融的发展，会使融资更有效率。资金更易或者以更低的成本获得，这样就可以更好地满足生产部门对资金需求，促进经济的增长。但是，没有反映或者超出了经济需求的金融发展，仅仅是会产生泡沫。一旦泡沫破裂，会对实体经济产生较大的冲击，阻碍经济的发展。

因此，最终的结论是经济增长导致金融发展，金融发展在一定条件下促进经济增长。从理论上分析是如此，但其正确与否，还需要实证进行检验。下面以中国来进行实证分析来验证这个结论是否正确。

三、对金融发展和经济增长的实证分析

（一）实证方案的设计

1.实证目的。实证的主要目的是检验金融发展与经济增长之间的关系。但是，这需要两者之间具有长期稳定的关系，如果两者之间不存在稳定的长期关系，就无法去验证两者之间是否有因果关系。因此，实验的必须要经历两个阶段，其一是检验经济增长与金融发展是否具有长期均衡；其次是在两者均衡的基础上检验是否具有因果关系。

2.数据和变量选取。变量选取采用了两个指标麦金农指标：M2/GDP，来表示经济的货币化程度[4]。戈德·史密斯指标：FIR，即金融相关程度指标，FIR=（M2+L+S）/GDP，其中L为各种贷款（包括向政府提供的贷款）；S为有价证券（包括政府债券、企业债券、金融债券、保险费及股票市值等）[5]。

检验的数据来自《中国统计年鉴》（1996—2011），部分来自其他论文及网站。原始数据。

3.实证方法。考虑到实证的目的，采用Granger因果检验法来检验金融发展变量和经济增长变量之间是否存在因果关系[6]。首先对数据进行平稳检验，如果数据平稳，可以直接进行因果检验；如果数据不平稳，先对数据进行差分后进行协整检验，再采用Granger因果检验法来检验。本文分析借助与EVIEWS76.0完成。

（二）实证分析过程

1.描述性统计。从描述性统计可以发现GDP、M2/GDP、FIR的波动都比较大，分别为108439.3、1.009881、0.071583。于是对有关变量取对数，一方面可以减轻波动，另一方面可以消除异方差性。

2.变量的单位根检验。使用ADF检验法对各变量进行单位根检验，即检验数据是否具有平稳性（即不存在单位根），若数据是平稳的，就可以直接对数据进行格兰杰检验，以确定因果关系；若数据不平稳，此时可以对数据差分项进行ADF检验，检验差分项是否平稳，若协整阶数一致，则数据间可能存在协整关系，所谓的协整关系是指变量之间存在长期的稳定关系。

通过ADF检验可知，LGDP，LM2/GDP，LFIR均不平稳；而其一阶差分项DLGDP，DLM2/GDP，DLFIR却是平稳的。因此，对三个平稳变量进行协整检验，以确定三者之间是否存在协整关系。

3.Johanson极大似然检验。在检验协整关系时采用Johanson极大似然协整法来测定协整关系。相比较E-G两步法，Johanson极大似然协整法的误差更小，并且可以测定两个以上变量的协整关系。

在进行协整检验之前，首先要确定VAR模型结构，这里选取带截距不带趋势项的VAR模型，选择滞后阶数为2，得到实验所需的模型。

当滞后阶数选择2时，由检验可知不存在单位根，所以VAR系统是平稳的，可以进行协整检验。由协整检验可知，没有一个、仅有一个协整关系的假设通过了检验；至少有两个协整关系没有通过检验。由此可以得出三个变量之间存在两个协整关系。

4.格兰杰检验。由Jonhanson检验可以知道，三个变量之间存在着两个协整关系，可以对他们进行格兰杰因果检验以确定他们之间的因果关系。

因为上述VAR模型我们选择滞后阶数为2，通过格兰杰因果检验得出DLGDP与DLFIR存在单项因果关系，DLM2G与DLGDP存在双向因果关系。因此，得到结论，DLGDP与DLFIR存在单向因果关系，而DLM2G与DLGDP存在双向因果关系。

四、研究中存在的问题

M2/GDP与GDP成反比，这与谈儒勇[7]（1999），曹啸，吴军（2002）的结论相仿，他们对此的解释是货币当局逆风向操作引起。另外，M2/GDP和FIR更多是从量而非质的角度来说明，并且无法说明在何种条件下金融发展引致经济发展。未考虑通胀因素。在选取指标时，存量指标未剔除通胀。事实上[8]，在把通胀作为一个变量考虑时，其结论往往会有很大不同。

参考文献

[1]戈德·史密斯.金融结构与增长[M].浦寿海、毛晓威、王巍译.北京：中国社会科学出版社，1993：341.

[2]King，Robert.G.Levine，Ross，“Finance and Growth： theory and evidence”[J]，Journal of Monetary Economics，1993（32）：515-542.

[3]Patrick，H.T.，“Financial Development and Economic Growth in Undeveloped Countries”[J]，Economic Development and Cultural Change，1966（34）：174-189.

[4]姚耀军.中国农村金融发展与经济增长关系的实证分析[J].经济科学，2004（5）：24-31.

[5]武志.金融发展与经济增长：来自中国的经验分析[J].金融研究，2010（5）：58-67.

[6]范学俊.金融体系与经济增长：来自中国的实证检验[J].金融研究，2006（3）：57-66.

篇9

本文依据已有的实践，认为“中等收入陷阱”的实质是经济增长出现了问题，这首先需要解决经济增长过程中的问题，其次才是如何调节分配关系的问题。本文拟从经济增长的角度对“中等收入陷阱”做一些解释，以期能对“中等收入陷阱”的理解有所增进。

“中等收入陷阱”的分析框架

为什么有些国家大体上没有落入“中等收入陷阱”或顺利跨过“中等收入陷阱”，而有些国家却落入陷阱之中？为什么有些落入“中等收入陷阱”的国家后来又能够跳出陷阱？要回答这些问题，我们需要一个一般性的分析框架。可能跨过或落入“中等收入陷阱”的国家会有这样或那样的特殊因素在起作用，但是为了能够更好地学习别国经验或吸取教训，我们需要关注对“中等收入陷阱”问题能够有所解释的一般性因素。这里我们选取影响一国经济增长的主要因素作为分析的起点。

根据经济学的原理，一国经济增长的主要驱动要素是劳动力、资本、技术和制度。最初的新古典经济学只是将劳动力和资本纳入经济增长的分析框架中，后来由于解释经济增长的剩余残差较大，仅靠劳动力和资本两个要素无法解释经济增长的全部内容，经济学家通过对经济增长的解释要素进行修正，将过去认为的那些外生变量转化为内生变量纳入经济增长的模型中，这就出现了内生经济增长理论。内生经济增长理论主要是将新古典经济学中的剩余残差即全要素生产率，其实就是技术进步分离出来，作为经济增长的内生变量。后来随着制度经济学的发展，制度作为重要的内生变量也被纳入经济增长的分析框架中。

尽管经济学力图将影响经济增长的要素尽可能抽象到一个高度，对经济增长过程进行一般性解释，但是具体到现实中来，我们需要把被高度抽象的要素还原到具体要素。我们知道，影响一国经济增长的因素有很多，可分为外部因素和内部因素。外部因素主要是国际经济和政治环境，特别是大国和发达国家对世界环境所施加的影响；内部因素主要是一国的主动作为程度和客观的资源条件。主动作为主要是政府对经济发展的战略选择和所实施的政策。客观的条件包括一国的生产要素，如自然资源、劳动力、资本和技术以及制度或一国的社会政治结构。

需要注意的是，上述因素对一国经济增长的影响可能是双重的。比如外部环境，二战后发达国家因产业转移留下的巨大消费需求空间为那些推行出口导向型的后进国家创造了经济增长的机会，反之，在一个封闭的经济贸易环境中，由于生产要素难以在全球范围内实现流动和配置，也就不可能通过要素流动为各国提供经济增长的机会。

再如政府的主动作为，正确的战略选择会促进一国经济的快速发展，毕竟政府有部分动员或集结资源的能力，会对该国的社会资源配置起到引领作用，且这种引领作用往往具有“乘数”效应。当一国政府对其经济发展战略做出错误选择时，通过乘数效应，会对该国的经济发展起到更大破坏作用。

劳动力资源的数量和质量对一国的经济发展起主要作用，特别是在从低收入阶段向高收入阶段迈进的时候，人力资源的质量（是技术进步的另一种表达）往往起到决定性的作用。当然，拉动经济增长的劳动力资源在不同收入阶段所起的作用是不同的，根据一般经验，越是收入水平高的国家越依赖人力资本而不是劳动力的数量实现经济增长。

资本的丰裕或贫瘠程度以及利用的效率也对一国经济增长起着关键性的作用。资本贫瘠的国家通常难以启动工业化进程，同时没有一定规模的资本积累也难以构筑工业化的物质基础。不过，随着全球资本趋于丰裕，资本对一国经济增长的作用不再如过去资本紧缺时那么重要了。

自然资源作为物力资本，是一国经济增长不可或缺的必要条件。由于自然资源在世界各国分布不均，自然资源丰裕的国家会比贫瘠的国家有更优越的发展经济的条件，但是物极必反，过分依赖自然资源，将其作为经济发展的动力往往会导致“荷兰病”①的出现。

一国的社会政治结构（也可称为制度）既是历史发展的结果，也是现阶段社会政治形态发展的必然，一国社会政治结构对经济发展同样起促进或阻碍作用。

总体来看，各类要素在一国经济发展中所起的双重作用导致世界经济发展呈现纷繁复杂的局面。

有关“中等收入陷阱”的因素分析

利用上述分析框架，我们选取一些典型国家进行有关“中等收入陷阱”现象的分析。典型国家主要包括巴西、阿根廷（以这两个国家代表拉美国家）、沙特、马来西亚、日本和韩国。日本和韩国作为顺利跨出“中等收入陷阱”的国家代表，而其他国家作为落入“中等收入陷阱”的国家代表，当然这些国家中也包含那些走出陷阱的国家。

表1 落入或顺利跨出“中等收入陷阱”的典型国家

资料来源：世界银行数据库和国际货币基金组织

从表1中可以发现，至少在目前的世界范围内，是否落入“中等收入陷阱”与自然资源、政府经济发展战略、人力资本有关，而与人口规模和社会政治结构没有太大关系。从经济增长的要素来看，落入“中等收入陷阱”的国家主要特点是自然资源丰裕、人力资本发展不充分、政府实施的经济发展战略不当，而能够如期迈过“中等收入陷阱”的国家刚好与落入“中等收入陷阱”的国家特点相反，如日本和亚洲“四小龙”，这类经济体基本上是自然资源贫瘠但人力资本充裕的经济体，政府在其经济发展的每一个转折点上都能够做出正确的战略选择，因而较快地越过经济发展中可能存在的障碍。

表2 2009年全部人口的收入结构 （单位：%）

资料来源：世界银行数据库

导致自然资源丰富的国家落入“中等收入陷阱”的主要原因是该国过分依赖自然资源而较少发挥本国劳动力资源作用的结果。过多依赖自然资源来拉动经济增长面临如下几个风险：一是依赖自然资源出口作为经济增长的动力，难以保障经济增长的稳定性，这主要是因为自然资源价格受国际市场影响较大，而这些因素难以控制在一国手中，特别是对于没有影响力的国家更是如此；二是依赖自然资源使得该国将更多的资金和政策倾斜于此，往往容易忽略了经济增长的核心动力，即“人”这一重要的生产要素的培育，也因此不能为下一个经济发展阶段储备各种力量，包括人的素质提升和技术研发实力增长等等，使得该国缺乏进入更高阶段的前提条件；三是过分依赖自然资源带来的结果是分配不公，由于收入往往集中在少数部门和少数人手中，使一国经济增长的成果难以归于普通民众，反过来削弱经济增长的广泛基础。例如，巴西的中产阶级占全部人口的比重一直不高（见表2），相比之下不依赖于自然资源的国家如日本和韩国则伴随经济增长，中产阶级人口占全部人口的比重迅速提升。

与依赖自然资源国家相反的则是依赖人力资本的国家，如日本和韩国，这类国家通常比较顺利地跨过“中等收入陷阱”。在进入中等收入阶段后，日本和韩国迅速调整经济增长中的人力资源结构，将更多的资源和政策倾斜在教育、社会保障等方面，尽可能提高劳动力素质和促进中产阶级的规模扩大。由图1可见，日本和韩国的教育支出占GDP比重一直比巴西和阿根廷的水平高，而阿根廷和巴西跳出“中等收入陷阱”之前均有一个教育支出占GDP比重大幅攀升的过程，由此可以判断人力资本积累是顺利跨过或跳出“中等收入陷阱”的重要条件。目前来看，巴西和阿根廷教育支出占GDP比重超过日本，与韩国比肩，可以预计巴西、阿根廷和韩国将会在高收入阶段继续保持良好的发展势头。可以说，中等收入阶段是人力资本积累时期，是完成工业化中后期也即是资本技术密集型阶段的必要条件，也是为高收入阶段的经济增长创造条件时期。

图1 用于教育的公共支出占GDP比重 （单位：%）

当然，是否落入“中等收入陷阱”与政府作为也有极大关系。马来西亚通常作为东亚落入“中等收入陷阱”的典型代表。马来西亚与韩国在经济发展的起点上差不多，即人均GDP水平大体一致，执行的发展战略也大体差不多，即出口导向型战略，但是韩国利用10年左右的时间迅速跨过“中等收入陷阱”，而马来西亚却长期在“中等收入”阶段徘徊。马来西亚的主要问题是政府长期推行的歧视性经济政策，羁绊了马来西亚经济的前行。长期以来，马来西亚一致推行马来族人优先政策，这无形中破坏了经济增长的市场基础，阻碍资源的自由配置，导致马来西亚经济发展后劲不足，甚至长期处于停滞状态。在经历长达多年的徘徊之后，马来西亚决定推行新经济模式②，采取“一个马来西亚”的政策，打破长期推行的类似“种族”隔离政策，同时在其新经济增长模式别强调市场在国家资源配置中的作用，力争使马来西亚能够在不远的将来向高收入国家迈进。而巴西也因长期执行进口替代战略，导致经济增长在波动中走走停停。今天的巴西能够走出陷阱，部分原因在于政府抛弃了传统的经济发展的思维模式，调整经济发展战略，实行出口导向型战略，加上有利的外部环境，巴西能够迅速跳出陷阱，成为高收入国家。

值得注意的是人们近来将“中等收入陷阱”的产生原因放在了利益集团上。③利益集团是否是影响一国经济发展的关键要素，要视情况而定，但不应视为决定性因素。利益集团是现有制度安排下的特殊利益群体，它们往往凭借特权来优先获取经济资源利用的好处，其结果是破坏了社会公平秩序，更损伤了市场在资源配置中的基础作用，因而诸多文献认为应关注利益集团对“中等收入陷阱”形成所起的重要作用，政策建议往往是应尽可能消除利益集团对经济发展所起的破坏作用，避免一国因利益集团问题而深陷“中等收入陷阱”中难以自拔。但是通过对比，我们可以发现，巴西在长期的“中等收入陷阱”徘徊中为何时至今日能够有望摆脱陷阱，而其利益集团在经济中的地位尚没有发生特别大的改变，再看日本和韩国，这两个国家的经济特征是大企业占据主导地位，控制着社会资源的分配，但是上述的社会政治结构并没有阻碍这两个国家向高收入阶段迈进。其中的原因在于利益集团对经济增长起到的作用取决于其所建立的经济基础。如果是建立在依靠垄断地位获得经济利益的话，则为固守其既得利益，容易导致社会资源配置的不公平，但是如果是建立在竞争机制基础上形成的利益集团，则有可能促进社会的进步。可见，利益集团可能对一国能否跨过“中等收入陷阱”起促进或阻碍作用，但不是阻碍一个社会迈向高收入阶段的主要因素。

中国落入“中等收入陷阱”的可能性及调整方向

“中等收入陷阱”现象不过是经济增长出现问题的另一种表达，而不主要涉及收入分配领域。目前一些研究习惯于将“中等收入陷阱”与收入分配关联起来，这有一定道理，但是核心的问题不在于此，我们仍需要首先解决一国经济增长的问题。

第一，一国应将其经济增长的动力关注点放在“人”（人力资本）而不是“自然资源”（物力资本）上。人与自然资源的差异在于人可以通过创造，增加自然资源的附加价值，但是自然资源本身不能做到这一点，如果没有人的价值附着其上，自然资源本身不能实现“无限”增值。从本质上说，经济增长就是人的劳动创造过程。与自然资源相比，人的潜能是没有穷尽的，这就为经济创造了可持续增长的前提和条件。以日本为例，虽然自然资源对日本经济增长有着较强的制约作用，但是这并不影响日本的经济发展，由于日本在经济增长时期始终将关注点放在人的素质提高上，因而能够比其他国家更顺利地越过“中等收入陷阱”。而拉美国家尽管有好的经济发展的条件，却因忽视“人”的因素而难以实现更快的经济增长。世界上部分国家能够不断提升人均收入水平，其中的共同点是紧紧依赖“人”的因素，包括人口规模、人口质量，且这些顺利度过陷阱的国家的共同做法是不断提升人的价值，最大限度地发挥“人”的作用。即使今天韩国在制定中等强国的目标时，仍以人为先，重视人的潜力和价值的挖掘。韩国提出要提高每位国民拥有的人类价值和知识价值，通过人力资本的高度化来寻求出路。因而，在经济发展的进程中，如何重视人的价值，使得一国保有与其经济增长相匹配的人力资本，是需要我们认真探讨的问题。

第二，政府的正确战略选择有利于跨过“中等收入陷阱”，加快向高收入阶段迈进。巴西能够走出“中等收入陷阱”，与其调整经济发展战略密切相关。上个世纪90年代末期，巴西摒弃了传统观念，转向出口导向型发展战略，加大与国际市场的联系，也加快了经济增长的步伐，迅速向高收入阶段迈进。马来西亚也在调整影响长期经济发展的关键制约因素，为走出“中等收入陷阱”或提供经济增长的可持续性条件至少是做了战略上的准备。

第三，国际环境是影响一国经济发展的重要因素，但是不能将其看作是决定性的因素。巴西等拉美国家甚至比二战后的东亚有更好的经济发展基础，人均收入水平高，自然资源丰富，没有遭受二战的破坏，而东亚遭受二战的创伤之大使得东亚地区哀鸿遍野，民不聊生，充裕的劳动力资源和贫瘠的自然资源形成鲜明的对照，人均收入在很长时间里排在世界倒数的位置上。但是之后的发展却令人瞠目结舌。诸多拉美国家落入了“中等收入陷阱”，而东亚国家却实现了一个又一个经济增长奇迹。同时处在相同国际环境下的国家，有的国家能够顺利度过陷阱，而有的国家不能，显然国际环境在某种程度上只能对一国的经济发展起到促进或制约作用，但是不能起到决定性的作用。党的十报告指出，我们面临的国际环境带来的机遇和挑战并存，并不是说环境变坏了，我们就没有发展的机会，而是我们应该学会如何更多地利用环境，甚至可以通过主动作为，来创造良好的国际环境促进我国的经济增长。

中国目前正处于上中等收入阶段，同时也已在向高收入阶段迈进。鉴于拉美国家的经验教训，国内外学者对中国是否落入中等收入陷阱展开了较热烈的讨论。依据已有的经验，本文认为中国落入“中等收入陷阱”的可能性较小。④

首先，中国不算作是自然资源丰裕的国家，很难患上“荷兰病”。中国从20世纪90年代就已经是自然资源的进口大国了。以石油为例。随着汽车工业的发展和家庭私用车的日益普及以及货物运输规模日渐扩大，中国对石油资源的需求也日益扩大。目前中国的经济结构早已不是依赖自然资源而是工业制成品出口参与国际竞争。如果中国要获得下一个阶段的发展机会，仍需要继续发挥“人力资本”优势，凭借高素质的劳动力来提升国际竞争力。

其次，自改革开放以后，中国的经济发展战略保持在正确的轨道上。这可以从战略作用的结果得出此结论。作为经济发展的后起国家，中国在其改革开放后一直在不断总结他国的经济发展经验和教训，在短短的30年时间里完成了发达国家数百年的工业化进程，迅速崛起为世界第二大经济体。

再次，人力资本积累已经为中国跨过“中等收入陷阱”，迈入下一个发展阶段创造了条件。目前中国高等教育的人口占总人口的比重不断提升，中国的科技实力也在不断提升。1985～2009年，中国人力资本总量年增长率为7.2%，其中，1985～1994年年均增长率为2.3%，1995～2009年年均增长率达10.2%。2009年中国科学家和工程师人数为182.3万人，而美国、欧盟27国、日本分别为141.3 万、159.2万、65.7万人。⑤

不过，中国目前面临的主要难题是如何进一步提升人力资本的质量，以解决经济增长面临的资源和环境等问题。这包括财政收入进一步向教育、社会保障方面倾斜，完善分配体制，以创造更多的“机会平等”，而不仅仅是实现收入分配上的“平等”，进而加快“人”的潜能转化为现实生产要素的步伐，实现经济的更快、更好发展。

【注释】

①荷兰病是指一国特别是中小国家经济的某一初级产品部门异常繁荣而导致其他部门的衰落的现象。

②郭惠琳：“马来西亚陷入‘中等收入陷阱’的原因和政策应对”，《亚太经济》，2012年第5期。

③方浩：“利益集团与‘中等收入陷阱’：拉美模式之反思”，《经济体制改革》，2011年第5期。

篇10

中图分类号：F812.7 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2013）10-0023-05

以1998年全国财政工作会议提出“构建中国的公共财政基本框架”为标志，我国财政体制开始由生产财政向公共财政转型，试图为公众提供更多的教育、医疗卫生和社会保障等基本公共服务。而在此期间，我国经济先后经受了两次金融危机的冲击，第一次是东南亚金融危机，第二次是由美国次贷危机引发的国际金融危机。在两次金融危机期间，为了扩大内需和“保增长”，我国都采取了积极财政政策，并且在扩大财政支出规模的同时，力图通过财政支出结构的调整为经济增长增添新的活力。那么，在两次金融危机期间，我国的地方财政支出结构有何不同？财政支出结构的变化对经济增长产生了怎样的影响？特别地，为了“保增长”，是否延缓了我国向公共财政转型的进程？显然，对此做一个比较分析将有助于我们进一步明确财政转型的方向。

一、文献综述

关于政府支出和经济增长之间的关系，一直是国内外学术界研究的热点问题之一，但是到目前为止，国内外学者对于政府支出结构和经济增长之间关系的实证研究结果仍存在着较大的分歧。Barro（1990）[1]通过建立内生增长模型，对98个国家1970—1985年的数据进行了分析，发现生产性财政支出与经济增长呈正相关关系，而非生产性支出对经济增长的影响不显著，甚至具有负效应。Devarajan、Swaroop和Zou（1996）[2]在Barro（1990）[1]分析框架的基础上，依据单部门新古典增长模型，使用1970—1990年43个发展中国家的面板数据进行分析，结果表明政府经常性支出对经济增长具有显著正效应，而政府资本性支出与经济增长负相关；但同样的回归方法应用于21个OECD国家时，却得到了完全相反的结论。Colombier（2011）[3]以瑞士为例研究公共支出结构对经济增长的影响，结果表明用于交通基础设施、教育和行政管理的公共支出对经济增长有促进作用。Adewara和Oloni（2012）[4]采用尼日利亚1960—2008年的数据，运用向量自回归模型分析公共支出结构与经济增长的关系，结果表明，教育和水利方面的支出对经济增长有阻碍作用，而医疗卫生、农业和交通运输方面的支出对经济增长有显著的促进作用。

和国外学者不同，近年来国内学者着重对我国的财政支出结构与经济增长的关系进行了研究，但由于研究的角度和方法不同，他们得出的结论也各有不同（王婷婷、朱建平，2011[5]；王新军、赖敏晖，2010[6]；夏祥谦，2010[7]；余可、温海滢，2011[8]）；特别是仅有少数学者注意到我国经济和社会发展正处于转型的过程中，对我国财政支出结构与经济增长的关系进行了分阶段的比较研究（王新军、赖敏晖，2010[6]；夏祥谦，2010[7]），其他文献大都没有做阶段性划分。

考虑到1997年东南亚金融危机爆发后，我国对东盟的出口严重萎缩，为扩大内需和刺激经济增长，国家于1998—2003年实行了的积极财政政策，通过扩大财政支出规模来支持大量的基础设施建设和增加社会保障、科教文卫等重点领域的支出。通过多年的努力，我国经济才逐渐从外需不足和内需疲软的双重困境中走出来，并于2003年重新实现两位数的经济增长。但好景不长，2008年以来我国再次遭受美国次贷危机引发的全球金融危机的影响，出口大幅萎缩，对经济增长的拉动作用急剧下降。在此背景下，国家果断实施了“四万亿投资计划”，希望通过将财政政策重新从稳健转向积极，实现“保增长”的目标。本文拟在现有文献的基础上，采用我国的省际面板数据，对两次金融危机期间地方财政支出对经济增长的影响做一个比较分析，然后结合向公共财政转型这一现实需要，对如何优化财政支出结构，实现经济的可持续增长，给出相应的政策建议。

二、模型设定和指标数据说明

（一）模型设定

夏祥谦（2010）[7]在对比分析生产财政和公共财政下财政支出规模与结构对经济增长的影响时，在数理模型分析的基础上，采用了如下的计量经济模型：

其中，？酌t为t年真实GDP增长率；skt为t年物质资本储蓄率；nlt为t年劳动增长率；子t为t年政府财政支出规模；t均为财政支出结构指标，分别为t年预算内经济建设支出、社会文教支出、国防支出、行政管理支出和社会保障支出占预算内财政总支出的比重。

考虑到我国各省区经济的外向度存在显著差异，而且在金融危机期间，越是外向度高的省区，其出口和经济增长受国外经济形势恶化的不利影响也越大。为比较分析两次金融危机下不同财政支出结构对经济增长的影响，本文借鉴夏祥谦（2010）选取变量的方法，同时引入对外开放水平指标，采用如下的计量经济模型：

其中，下标i、t表示i省区t年；？酌it为经济增长率指标；？琢i为常数项；kit为物质资本储蓄率指标；lit为劳动增长率指标；？子it为政府财政支出规模指标；wit为对外开放水平指标为按政府职能划分的财政支出结构指标，分别为财政支出中经济建设支出、社会文教支出、行政管理支出和社会保障支出所占比重；？着it为随机扰动项。需要说明的是，这里之所以剔除了国防支出占财政支出的比重，是由于国防支出主要由中央财政负担，在各省区财政支出中国防支出所占比重相对较小，不是影响经济增长的关键性因素。

（二）指标选取及数据说明

为比较分析两次金融危机期间地方财政支出对经济增长的影响有何不同，本文采用1998—2003年和2008—2011年31个省（市、自治区）的面板数据。其中，经济增长率指标（？酌it）为各省区真实GDP增长率，这里用各省区各年以2000年为基期的GDP价格指数调整当年的现价GDP，得到各省区各年的不变价GDP，然后再计算出各省区相应年份的真实GDP增长率；物质资本储蓄率指标（kit）用各省区固定资本形成总额占该省区当年现价GDP的百分比来近似计算，用以表明各省区物质资本的积累情况；劳动增长率指标（lit）为各省区就业人数的增长率，用以表示各省区劳动力的参与情况；政府财政支出规模指标（？子it）采用各省区预算内财政支出总额占当年现价GDP的百分比来度量，用以反映各省区政府干预经济的情况；对外开放水平指标（wit）用各省区按境内目的地和货源地分货物进出口总额占当年现价GDP的百分比来表示，其中进出口总额用相应年份人民币兑美元的年平均汇率转化为人民币金额；财政支出结构指标分别为预算内经济建设支出、社会文教支出、行政管理支出和社会保障支出占预算内财政总支出的比重。

需要说明的是，本文在按政府职能对地方财政支出进行分类时，前一阶段（1998—2003年）的经济建设支出包括基本建设支出，企业挖潜改造资金和科技三项费用，增拨企业流动资金，地质勘探费，工、交、商部门事业费，支农支出，城市维护建设支出，政策性补贴支出；社会文教支出包括文教、科学、卫生和教育费附加支出；行政管理支出包括行政管理费，公检法司支出，武装警察部队支出，外交外事支出，税务等部门事业费；社会保障支出包括抚恤和社会福利救济费，社会保障补助支出和行政事业单位离退休经费。由于自2007年开始我国实行了新的财政收支分类，为增强两个阶段财政支出结构的可比性，我们按前一阶段（1998—2003年）政府职能分类对后一阶段（2008—2011年）的地方财政支出进行了重新归类，其中经济建设支出包括农林水事务、交通运输、工业商业金融等事务和粮油物资储备管理等事务的支出；社会文教支出包括教育、科学技术、文化体育与传媒、医疗卫生的支出；行政管理支出包括一般公共服务（不含国内外债务付息）、外交、公共安全等支出；社会保障支出包括社会保障和就业以及保障性住房支出。

三、实证分析

为避免伪回归，在利用时序数据建立模型之前需要对变量进行平稳性检验和协整分析。但是当样本数据为面板数据且时期数较短时（时期数

（一）模型的选择

面板数据模型的形式有三种：混合模型、变截距模型和变系数模型。如果模型的形式设定不正确，估计结果将与实际的经济情况有所偏离。因此，在建立面板数据模型之前，通常需要检验样本数据符合哪种模型形式。经常使用的检验是协方差分析检验（F检验），但由于本文所用两个时段的样本数据时期数都较短，选取的解释变量又较多，不适合建立变系数模型，并且，通过变截距模型可以剔除各省区的特殊影响，集中分析比较两次金融危机期间地方财政支出对经济增长的影响。因此，我们对两个时段的样本数据分别拟合变截距模型。

变截距模型可以反映模型中被忽略的反映个体差异的变量的影响，具体又分为固定影响变截距模型和随机影响变截距模型两种。通过运用Eviews6.0软件进行Hausman检验，两个时段的检验结果如表1所示。

可以看出，在1%的显著性水平下，1998—2003年和2008—2011年两个时段都拒绝了随机影响变截距模型的原假设，因此，两个时段都应建立固定影响变截距模型。

（二）模型的估计结果

根据上述模型设定的检验，运用Eviews6.0分别估计1998—2003年和2008—2011年两个时段的固定影响变截距模型，结果如表2所示。

在表2中，两个时段的模型F值均通过了1%的显著性检验，R2和调整后的R2均较大，可见模型整体的拟合效果比较理想；此外，财政支出规模（？子it）、物质资本储蓄率（kit）的偏回归系数均为正，符合经济意义。所以，可以据此分析两次金融危机期间地方财政支出对经济增长的影响。

（三）模型结果的经济涵义

1. 财政支出规模对经济增长的影响。1998—2003年为显著的正效应，而2008—2011年则已不显著。这说明尽管在东南亚金融危机期间扩大财政支出规模对经济增长有显著的促进作用，但到了国际金融危机期间，继续提高财政支出规模对经济增长率的影响已很有限。

2. 财政支出结构对经济增长的影响。首先来看1998—2003年的模型。从财政支出各项目的偏回归系数符号来看，只有社会保障支出占财政总支出的比重对经济增长率的影响为正，系数值为0.015 1，但在10%的水平下仍不显著。这可能是由于在经历了长时间的非均衡增长之后，地区差距、城乡差距、三农问题、城市低保问题已变得非常突出，加之在这一时期我国密集出台了住房、医疗、教育等福利制度改革，在“铁饭碗”已打破而未来的支出预期增加的情况下，急需完善新的社会保障制度，急需政府承担更多的社会保障责任，所以社会保障支出占财政总支出比重的提高，无论对于保持社会的稳定还是经济的可持续增长都具有积极的作用；但是，也正因为当时我国的社会保障制度正处于转型阶段，新的社会保障体系覆盖面小，保障力度有限，因而对经济增长的正向促进作用还不是很显著。

与此相反，1998—2003年经济建设支出、社会文教支出和行政管理支出占财政总支出的比重对经济增长率的影响系数均为负值。鉴于当时主要是国家部委机关正在精简机构，而地方政府人浮于事、效率低下的状况并未有任何触动，各地方行政管理支出比重的增加不利于各省区的经济增长是显而易见的。社会文教支出比重的提高对各省区的经济增长有一定的负面作用，乍一看不合理，但也与相关的研究结论相吻合。究其原因，主要是由于社会文教支出的结构不合理，使用效率偏低。比如，有分析表明，如果将我国的教育分为三个层次：基础教育、中等职业教育和高等教育，并将财政用于教育的支出分为基础教育支出、中等职业教育支出和高等教育支出，那么，仅有基础教育支出对全国和各类经济区域的经济增长具有显著的正效应；中等职业教育支出仅在经济发展水平较高的一类地区对经济增长表现出显著的正效应，而在经济较落后的二、三类地区对经济增长均表现出显著的负效应；高等教育支出也仅在经济发展水平较高的一类地区对经济增长表现出显著的正效应，而在经济较落后的二、三类地区则对经济增长表现出微弱的负效应；在全国层面，中等职业教育支出对经济增长表现为显著的负效应，而高等教育支出对经济增长表现出微弱的负效应。而这一切则与我国各地区高等教育“一刀切”的盲目扩招，以及财政教育经费在地区间和不同教育层次间的分配不合理有关（周国富、李时兴，2012）[9]。至于经济建设支出占财政总支出的比重对经济增长率的影响为显著的负效应，我们认为主要是由于当时由政府主导的经济建设支出以西气东输、青藏铁路、“五纵七横”国道主干线和西南出海通道等大规模基础设施建设为主，这些项目对经济增长的拉动作用存在一定的时滞，而且政府投资没有有效地带动民间投资，因而其扩大内需和促增长的效果非但没有在当期表现出来，反而有一定的挤出效应。

2008—2011年的模型显示：社会保障支出占财政总支出的比重对经济增长率的影响系数为0.293 1，几乎是前一阶段的20倍，并且在1%的水平下显著。这说明在此阶段，社会保障支出占财政总支出比重的增加比前一阶段更能促进社会的公平和经济的增长。这可能是因为我国现阶段的贫富差距较之前一阶段更加悬殊（据国家统计局测算，2003年全国居民收入的基尼系数为0.479，2008年上升至0.491，2012年仍高达0.474），如再不加大社会保障支出的力度，可能会损害经济效率，所以表面看社会保障支出占财政总支出比重的增加与经济增长无关，实则不然，反而是更有利于经济的可持续增长。

在其他三类财政支出中，经济建设支出占财政总支出的比重对经济增长率的影响已从前一阶段的显著为负变为微弱的正效应；而社会文教支出占财政总支出的比重对经济增长率的影响仍为负，且在统计上仍不显著；至于行政管理支出占财政总支出的比重对经济增长率的影响，则由前一阶段的显著为负变成了后一阶段的显著为正。这既说明这一阶段的经济建设支出对于“保增长”发挥了一定的积极作用，也说明社会文教支出结构不合理、与社会经济发展的需要脱节的状况仍未得到彻底的扭转。那么，如何理解后一阶段的行政管理支出与经济增长之间呈显著的正向关系？我们的看法是，虽然随着我国经济市场化程度的提高和政府职能的转变，行政管理支出的相对规模不可能无限扩张，甚至应有所下降，但是这并不排除在特殊时期行政管理支出的相对规模出现反弹的可能。比如，在国际金融危机这样的经济动荡时期，由于出口受阻，就业机会减少，为了维护社会的稳定，各地方的行政管理支出必然随之增加；而且越是经济低迷的时期，对于“三公消费”的控制也会相应放松，这些因素都有可能导致行政管理支出的反弹，从而与经济增长呈现出同向变化的关系。

3. 其他控制变量对经济增长的影响。比较分析的同时引入模型的其他变量可以看出，物质资本储蓄率（kit）对经济增长率的影响在前一阶段为显著的正效应，但在后一阶段已不显著；劳动增长率（lit）对经济增长率的影响在两个时段都不显著，只是前一阶段为微弱的正效应，而后一阶段已变为微弱的负效应。这说明在我国经济高速增长了30多年之后的今天，如果继续追加资本和劳动等要素投入，对经济增长的促进作用已经非常有限，以高投入、高消耗为特征的粗放型经济增长方式已经走到了尽头。对外开放水平（wit）对经济增长率的影响在前一阶段显著为正，而后一阶段不显著，这可能是因为前一阶段的金融危机是局部的（仅限于东南亚），对外开放水平较高的沿海省区仍可以通过开拓其他国家的市场来保出口、保增长；而后一阶段的金融危机是全球性的，各主要经济体都受到了严重冲击，因而尽管对外开放水平较高的沿海省区采取了若干应对国际经济环境恶化的措施，但保出口、保增长的效果不明显。另外，在我国各省区的出口中，外资企业的出口占比较大，在国际金融危机期间，这些出口企业的处境更为艰难，对增长的贡献也会随之减弱。

四、结论与启示

本文利用我国1998—2003年和2008—2011年两阶段的省际面板数据，比较分析了在东南亚金融危机和全球金融危机期间地方财政支出对经济增长的影响。结果显示，在东南亚金融危机期间，扩大财政支出规模对经济增长有显著的促进作用，但到了国际金融危机期间，扩大财政支出规模对经济增长的促进作用已不显著，这说明在持续实行了多年的积极财政政策之后各省区的财政支出规模已经不小，通过扩大财政支出规模来促进当地经济增长的效果已经不再明显。此外，在两次金融危机期间，社会保障支出比重的提高对经济增长的影响都表现为正效应，而且后一阶段的正效应更大、更显著；而社会文教支出比重的提高对经济增长的影响在两个阶段均表现为微弱的负效应；经济建设支出比重的提高对经济增长的影响在前一阶段表现为显著的负效应，在后一阶段则表现为不显著的正效应；而行政管理支出比重的提高对经济增长的影响在两个阶段截然相反，前一阶段为显著的负效应，后一阶段则为显著的正效应。我们认为，主要的原因在于：我国现阶段的贫富差距较之过去更加悬殊，如再不加大社会保障支出的力度，可能会损害经济效率，所以表面看社会保障支出占财政总支出比重的提高与经济增长无关，实则不然，反而是更有利于经济的可持续增长；文教支出属于人力资本投资，其比重的提高本应有利于经济增长，但在文教支出（特别是教育支出）结构不合理、使用效率低下的情况下，增加文教支出反而是一种资源的浪费；前一阶段的经济建设支出以大规模基础设施建设为主，其对经济增长的促进作用存在一定的时滞，而且政府投资没有有效地带动民间投资，比较而言，后一阶段的“四万亿投资计划”“保增长”的效果更为明显；随着经济市场化程度的提高，行政管理支出的相对规模不可能无限扩张，反而应该有所下降，但是在经济低迷的时期，其反弹有一定的必然性和合理性，从而与经济增长呈现出同向变化的关系。

既然在持续实行了多年的积极财政政策之后，通过扩大财政支出规模来促进当地经济增长的效果已经不再明显，这实际上启示我们，今后各地方政府应该把财税工作的重点转到结构性减税和优化财政支出结构上来。比如，各地政府应在控制经济建设支出规模的同时，继续加大社会保障支出在财政总支出中的比重，使其充分发挥对经济增长的促进作用；还应该在改善文教支出结构、提高其使用效率的基础上，逐步提高社会文教支出在财政总支出中的比重，使其逐步达到国际平均水平。总之，尽管为应对两次金融危机的影响，各地方政府不得不保持了较高的财政支出规模，并且将财政总支出的很大一部分用在了经济建设方面，财政体制由生产财政向公共财政转型的进程也因此受到了一定的影响，但是稳步向公共财政转型，为各阶层的民众提供均等化的基本公共服务，仍是今后财政体制改革的方向。

此外，物质资本储蓄率对经济增长率的促进作用由前一阶段显著为正变为后一阶段的不显著，而劳动增长率对经济增长率的影响在两次金融危机期间都不显著，说明我国在经济高速增长了30多年之后，要素投入的增加对经济增长的促进作用已经非常有限，未来要实现经济的可持续增长，必须转变经济增长方式。

对外开放水平对经济增长率的影响在东南亚金融危机期间显著为正，而在国际金融危机期间变得不显著，这启示我们，越是开放度较高的地区，其应对不利经济形势的能力越强，但是在国际经济形势极度恶化的时期，对外开放度较高的地区受到的不利冲击也较大，这时政府应通过减税等措施帮助其渡过难关。

参考文献：

[1]Barro，R. J. Government Spending in a Simple Model of Endogenous Growth[J]. Journal of Political Economy，1990，98（5）：103-125.

[2]Devarajan，S.；Swaroop V. & Zou， H.F. The Composition of Public Expenditure and Economic Growth [J].Journal of Monetary Economics，1996，37（4）：313-344.

[3]Colombier. C. Does the Composition of Public Expenditure Affect Economic Growth？ Evidence from the Swiss Case[J].Applied Economics Letters，2011，18（16）：1583-1589.

[4]Adewara， S.O. & Oloni， E. F. Elizabeth Funlayo. Composition of Public Expenditure and Economic Growth in Nigeria[J].Journal of Emerging Trends in Economics and Management Sciences，2012，3（4）： 403-407.

[5]王婷婷，朱建平.基于VAR的福建财政支出与经济增长研究[J].商业研究，2011，（7）：114-118.

[6]王新军，赖敏晖. 财政分权、地方公共支出结构与区域经济增长——基于1979—2006年省际面板数据的分析[J].山东大学学报（哲学社会科学版），2010，（5）：24-33.

篇11

关键词：全要素生产率；经济增长；测算方法

时至今日，我们关于经济发展的认识，已不再局限于过去单纯依托经济发展的规模与数量作为衡量经济增长成果的标准的状况，而逐渐关注经济增长的效率、质量等。我们不仅希望经济能够在数量上增长，更希望通过经济增长能够提高民众的福利，改善民众的生活。自从改革开放以来，中国的经济取得了突飞猛进的发展。但是随着我国经济几十年的飞速增长，随之而来的却是越来越多的问题的产生。为此，我们不禁反思，经济增长真的只是从GDP增长总量数据就可以判断经济增长的效率与质量吗？对于衡量经济增长质量与效率的迫切需要，客观上也促进了利用全要素生产率，即TFP（Total Factor Productivity）衡量与评价经济增长质量与效率的发展，如今，利用TFP衡量经济增长已成为国内最为流行的一种测算方法之一。

1. TFP内涵

自索洛提出了规模报酬不变的生产函数以及由此推导出来的增长方程，通过将产出增长率中超出资本与劳动力生产要素投入增长率的扣除（索洛余值）形成了全要素生产率的概念，并将全要素生产率来源定义为由技术进步引起的产出增长。由索洛余值的求解可以看出，全要素生产率除了包括技术进步引起的产出增长，还包括没有识别的经济增长因素以及由此产生的误差。

它的一般含义是指一定时间内生产活动的开发利用的效率，等同于一定时间内各种生产要素与总产量之间的比值，可以衡量一个国家在一定时间经济增长的质量与效率，也是关于技术进步对经济发展作用的综合反映，但是因为TFP还包括未识别的经济增长因素以及测量误差，因此，TFP对技术进步的衡量只是一种近似测量。TFP的来源除了包括技术进步，还包括效率提升与规模效应，比如组织创新、专业化以及生产创新等。但是，在索洛模型中，假定技术进步是外生变量，并没有考虑知识进步以及人力资本提升对于经济增长的溢出效应，在没有考虑技术进步的外部性情况下，因为边际产量递减规律，最终技术进步带来的产出效应会为零。这显然与现实生活中，通过改进技术水平，从而带来边际产量递增的现象不符，这也使全要素生产率的解释能力与借鉴意义大打折扣，即全要素成产率成为“黑箱”。[1]

2. TFP测算方法的缺陷

TFP的测算方法虽然简单可行，但是其中也存在着一些问题，这些问题影响着TFP作为衡量一国经济增长质量与效率指标的有效性与代表性。

2.1 用于测算TFP的要素投入数据为存量数据

在对TFP进行测算时，必须考虑要素投入与产出之间的关系。而根据新古典生产理论，一定时期的投入带来一定时期的产出，换言之，我们所要考虑的要素投入只是某段时期的投入量，即该段时期的流量数据，而不是某一时点上的存量数据。但是，从目前关于资本的指标统计口径来看，我们将资本分为固定资本和流动资本。用固定资本的存量数据代替资本的流量数据，其中隐含了固定资本某一时点上的存量与其在此段时期内的资本流量成正比的关系，但是，在现实生活中，这种假设显然是不一定成立的。综上所述，因为，用于衡量相应变量的指标，尤其是资本，在统计口径以上存在局限，造成计算结果投入与产出的不一致，从而使TFP的测量值偏离真实结果。

2.2 TFP自身的“黑箱”使其内涵含混，需要进一步分解

TFP既包括劳动生产率，又包括资本生产率，那么如果求接触TFP，如何看出其中到底是劳动生产率的作用比较显著，还是资本生产率的作用比较显著呢？显然，并不能一概而论，并且TFP自身的“黑箱”特点还使其包括不能识别的经济增长因素与由此带来的误差，所以对TFP进一步分解，将其分解为其中影响较大的影响因素的综合作用，可以进一步分析技术进步的外部性的如何作用。技术进步自身也可以分为三种类型：中性技术进步、资本扩张型技术进步以及劳动扩张型技术进步。例如，管理方式的改进，可以促进资本生产率和劳动生产率的提高，属于中性技术进步；而机器设备的投资可以提高劳动生产率，属于资本扩张型技术进步；劳动者人力资本的提升，可以促进投资利用率的提升，属于劳动扩张型技术进步。针对不同类型的技术进步，TFP作为衡量技术进步的最佳指标，也有必要进一步分解，从而判断技术进步的类型。

2.3 TFP测算弱化一国阶段性经济增长方式特点

一个国家的经济增长必然会经历一个从粗放型经济增长再到集约型经济增长方式的过程，在经济增长的初期，由于对于资源的利用率不高，投入一单位的资源，带来的边际产出较大，因此，必然会带来要素累积，例如资本累积，当要素累积到一定阶段，就可以进行更大规模的生产，而随着要素投入的逐渐增长，要素投入的技术系数即各种生产要素的配合比例会接近一个最佳技术系数。当资源配合比例达到最佳系数，如果继续增加要素投入量，就会带来边际产出递减的结果，这个时候开始从粗放型经济增长逐渐步入集约型经济增长，边际产出会逐渐递减为零，此时达到总产出的最大值。为了发挥生产的规模效应，在集约型经济增长阶段，我们可以通过改良生产技术，提升人力资本，遏制边际产出递减的趋势，甚至到达边际产出递增的结果。因此，如果一国处于粗放型经济增长阶段，那么用于要素累积的部分必然较大，而TFP是扣除要素投入对产出影响的这一部分，所以粗放型经济增长阶段的TFP较集约型经济增长阶段TFP低。而发展中国家大部分是属于粗放型经济增长阶段，如果盲目将发展中国家的TFP与发达国家的TFP进行对比，所得出的结论必然欠妥。[4]

另外，上文中提到TFP既包括劳动生产率，又包括资本生产率，且三种不同类型的技术进步所带来的劳动生产率与资本生产率的变化是不一致，除此之外，三种不同类型的技术进步一般也在不同的经济增长阶段处于主导地位。例如，在一开始的工业经济阶段，通过增加物质的投资带来的边际产出是递增的，但是随着物质投资的增大，最终，物质投资带来的边际产出会趋于零。因此，随着知识经济的发展，对人力资本的提升将会成为主导力量，且人力资本的提升是没有上限的。而TFP的测算，显然没有考虑技术进步的类型，以及其在不同发展阶段上的特点，这也使得TFP的计算结果过于模糊。（作者单位：贵州大学经济学院）

参考文献：

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经济学家库兹涅茨在其《经济增长与收入不平等》一文中指出，在经济发展过程中存在着使收入不平等扩大的因素，其中一个因素就是储蓄和积累在少数高收入阶层的集中，另一个因素则是经济发展过程中工业化与城市化所引起的收入分配恶化，即农村与城市收入分配差距的拉大。随着收入差距扩大，还会出现一些抑制因素，使收入分配不平衡趋势逐步缓和。1，法律和行政干预。随着人们对社会收入分配关注的加强，对收入不平等的不满情绪也会增强，由此对国家的法律和政策产生压力，政府就会通过累进所得税、遗产税以及其他转移支付的方式来缓和收入分配差别扩大的趋势。这些干预措施使储蓄和积累集中的倾向受到抑制。2，人口变动因素。高收入阶层的人口增长率存在下降趋势，但高收入人口在总人口中的比例是相对固定的，于是一些来自中等收入甚至较低收入阶层的人进入高收入阶层，以维持其固定的比例。这样，导致高收入阶层整体收入水平下降，一定程度上抑制了收入分配不平等的扩大。3，产业结构调整因素。由于科学技术迅速发展，新兴产业不断出现并高速增长，持有这些新兴产业资产的人，其收入增长速度必然快于那些旧产业资产持有者的收入增长速度。在总资产收入中来自新产业的比例呈上升趋势，与此相对应，旧产业所占的比例是逐渐减少的。在动态经济社会中，由于存在着上述因素，形成抑制社会收入分配差别扩大的机制。这就是随着经济发展，社会收入分配不平等先扩大后缓和呈倒"U"型轨迹的主要原因。

二、我国经济增长与收入分配的实证分析

居民收入差距不断扩大对经济增长究竟具有怎样的作用，并不是一个始终不变的趋势，与不同的经济发展阶段相适应，收入分配差距对经济增长的影响也不同。本文认为，在经济发展的初级阶段，居民收入差距的扩大有利于经济增长，而在经济发展的高级阶段则不利于经济增长。

基尼系数是意大利经济学家基尼于1912年提出的，定量测定收入分配差异程度，国际上用来综合考察居民内部收入分配差异状况的一个重要分析指标。由于给出了反映居民之间贫富差异程度的数量界线，它可以较客观、直观地反映和监测居民之间的贫富差距。

改革开放以来，我国收入分配制度发生了重大变革，计划经济体制实行的以追求平均主义为目标的分配制度。逐步转变为由市场机制主导的收入分配制度。与之相适应，我国的收入分配差距也呈现一种不断扩大的趋势。

三、收入分配差距影响我国经济增长的理论分析

改革开放以来，我国经济保持了较快的增长，国内生产总值从1978年3645.2亿元增长为2005年的183084.8亿元，经济年增长率基本保持在7%以上，总体趋势呈现持续的高速增长。

（一）经济发展初期收入分配差距有利于经济增长

改革开放初期，我国居民收入差距扩大对于经济实现持续增长起到了积极作用。在我国经济发展的初期，经济基础薄弱，经济规模、供给能力等都比较低，整个经济处于短缺状态，这就决定了在启动经济时，不一定要求全部人口的消费需求增长来拉动经济增长；相反，使一部分人先富起来，不仅容易实现，而且足以拉动尚未扩大的经济规模的增长。

（二）经济发展中后期收入分配差距不利于经济增长