經濟增長的特征匯總十篇

序論：好文章的創作是一個不斷探索和完善的過程，我們為您推薦十篇經濟增長的特征范例，希望它們能助您一臂之力，提升您的閱讀品質，帶來更深刻的閱讀感受。

篇（1）

第二，作為這一輪經濟增長“龍頭”的住宅、汽車等產業，具有相當長的較快增長周期。根據已經完成工業化的大國經驗，當汽車產業進入大眾消費階段后，將保持長達20年～30年的較快增長。我國正處在城市化的加速時期，有關研究顯示，現有城市居民的居住水平提高和農村居民進入城市，將會拉動住宅產業至少20年的較快增長。由于住宅、汽車屬于10萬元級的產品，其價值量遠超過其他消費品，它們較快增長的長周期特性，將為今后相當長一個時期國民經濟的較快增長奠定最重要的基礎。電子通訊產業由于設備制造的下滑而較前幾年的增速有所降低，但消費類電子通訊產品的高速增長對這種下降勢頭有所抵消。農村進城人口對電子通訊產品的消費增長和技術快速進步導致的產品頻繁換代，將會支持電子通訊產業在今后四五年繼續保持增長強勢。與近年呈現出的趨勢相似，家電產業今后可能呈周期性波動走勢，相關的影響因素包括農村進城人口消費增長、新產品換代和國際市場份額變動等。盡管不同產業增長周期不同，影響經濟增長的因素也多樣而多變，但住宅、汽車兩大產業的崛起，將使中國經濟有可能在較長時間內保持較快增長。

篇（2）

為擴展經濟增長理論,更好地解釋發展中國家的經濟增長過程,筆者曾構造了一個新古典與內生經濟增長理論的綜合體(《資本積累、技術進步與中國積極增長路徑轉換》,刊載于《中國軟科學》2009第3期)。其中,市場的活動主體為逐利的廠商,可以選擇模仿或者自主創新來推動技術進步,同時也考慮了資本投入的異質性,以中間產品種類的差別體現資本異質性,其中的擴展模型是基于發展中國家的情況展開分析,當條件滿足時,發展中國家能夠實現趕超;當條件不具備時,這些國家就只能陷于模仿陷阱,增長停滯。在發展中國家應以模仿為主的發展階段,創新型企業無法在競爭中戰勝直接引進國外先進技術設備的模仿型企業,因而研發投入并不會對經濟增長表現出更多的促進作用。而且,由于研發活動還要占用一定的生產資源,可能反而會表現出與經濟增長負相關性。所以,在發展中國家技術水平處于較低階段時,技術進步主要靠模仿來實現是有效率的,此時研發活動對于經濟增長的推動作用較小,甚至會阻礙增長,投資特別是物化了更先進技術的設備投資,對于經濟增長應有顯著的推進作用;當發展中國家的技術水平發展到一定階段以后,發達國家出于保護本國技術領先及國家安全等方面的考慮,會停止向發展中國家轉讓技術,繼續模仿的成本上升至自主創新開始有利可圖時,發展中國家的自主研發才會表現出對經濟增長的正向影響。此時,設備投資不再成為推動技術進步的主要形式,對于經濟增長的促進作用讓位于研發活動了。在由以模仿主導的技術進步向以獨立自主創新為主導的技術進步轉變的過渡階段中,逐利企業也會發揮主體作用,同時政府干預,向下扭曲要素價格,高估企業價值對于經濟快速實現趕超也發揮著重要作用。與新古典增長模型相比,不同之處在于,筆者的“模仿通向創新之路”的模型之中,融合進了內生的技術進步;而與內生經濟增長理論相比,最為顯著的不同之處在于推動技術進步的主導形式具有階段性。

這樣,我們得出如下基于理論分析對于中國及發展中國家未來發展的幾點判斷:

1.對于發展中國家而言,技術進步路徑具有內生的演化機制。逐利的微觀主體為引導全社會推進技術進步的主要形式發生變化,由以模仿發達國家先進技術為主要形式推動技術進步的階段,過渡到以自主研發為主要形式實現技術進步的階段。所以,后發國家要建立起市場環境,特別是培育具有創新精神的企業家,這種創新精神有助于推動全社會的技術進步。

2.模仿的先進技術多數物化在機器設備當中,因而對于處在模仿階段的國家,高投資率是更多引入先進設備,推動技術進步,從而實現經濟更快增長的保障。如果國內的儲蓄率過低,不足以支撐高投資率,可以借助外國直接投資的方式彌補國內投資不足。國際經驗表明,相對于向國外借款,外國直接投資因無需還本付息,對于經濟剛剛起步的發展中國家可能更為穩妥。但是,當一國技術水平發展到以自主創新為主要形式推動技術進步的階段以后,外國直接投資對于本國經濟增長的貢獻就會下降,所以不能盲目迷信引進外資來促進增長的作用,FDI加速經濟增長具有階段性。

3.由于受到一些因素的影響,并非所有國家都能夠順利實現由模仿到創新的轉換,有的國家陷于模仿陷阱,經濟停滯。陷于模仿陷阱的因素有很多,相應地也為政策選擇留有很大余地。依靠高儲蓄率和高投資率,能夠得到較快的增長速度,但并不能使得陷入模仿陷阱的國家避免經濟最終停滯在較低水平的均衡處。此時,需要選取的政策措施包括提高模仿效率和降低資本使用成本,增強企業的獲利能力,提高企業價值,借此擺脫模仿陷阱。

4.對于能夠自發實現技術進步形式提升的國家,在本國技術進步處于模仿階段時,可以通過高估企業價值的政策手段加速經濟增長過程,縮短該國經濟處于模仿階段的時間。高估企業價值可以通過向下扭曲要素價格和本幣貶值得以實現。這樣的政策手段在依次創造了經濟增長奇跡的新興工業化國家和中國的增長路徑中,都可以或多或少地看到。

5.中國30年經濟快速增長,很大程度上得益于處在模仿階段中,低價工業化的加速效應,這在改革初期的制度變化帶來的效率提升消耗殆盡后更為明顯。所以,截至本世紀初,中國的經濟增長都在最優增長路徑上或在其附近運行。伴隨著經濟增長,中國實現了大幅度的技術進步,而非毫無意義的粗放式增長。

6.中國目前的經濟增長路徑,基本處于由模仿向創新的過渡階段,對外模仿、吸引外資對于經濟增長的促進作用將會出現下降,而自主研發對于經濟增長的貢獻會顯著上升。要保持經濟長期穩定地增長,必須處理好模仿階段和自主創新階段的銜接,不同階段支持經濟增長的政策極為不同。模仿階段政府可以有較大的活動空間,甚至可以主導經濟的發展,通過向下扭曲要素價格和超貶本國匯率等手段,直接干預經濟,提高企業的獲利能力來加快經濟增長的速度。在自主創新階段,政府的活動空間相對減小,因為任何違背市場的定價機制從長期來看都是難以為繼的,如果廠商和消費者具有完全理性,那么政府對于經濟的干預在短期內也是無效的。在由模仿階段向創新階段的過渡期間,最優狀態應該是政府逐漸減少對經濟的扭曲,將生產資源的定價權逐步交還給市場。

7.由模仿階段向創新階段的過渡絕不是瞬間能夠實現的跳躍式過渡,而是漸進式的過渡。起先是整個國家處于模仿階段,生產中間產品的所有廠商完全向發達國家模仿;隨著本國技術水平的提升,小部分能力最強的廠商開始創新,而大部分廠商仍然處于模仿階段,此時模仿企業可能會將模仿對象轉移為國內的技術領先者,特別是在國內市場需求超過領先廠商生產能力時,更為顯著;當國內技術水平進一步提升,大部分廠商開始轉向研發活動,只有小部分能力極差的廠商模仿,直至最后所有技術領先者均自主研發來推動技術進步。在過渡階段中,國家支持經濟增長的政策也要相應地作出調整與變動,以適應經濟增長路徑的順利過渡。這就包括在模仿階段被扭曲的要素價格和被貶低的本國幣值的調整。理論與實踐都告訴我們,這種調整應該謹慎對待,否則極易引起整個經濟的大幅度震蕩。如日元升值過于激烈,相應配套政策推出不利,致使日本的整體經濟陷于停滯達十年之久。

向下扭曲要素價格,高估企業的獲利能力,確實實現了經濟的快速增長。但是,這種增長只限于模仿階段,具有明顯的階段性。當企業進入創新階段以后,被扭曲的要素價格也包括被低估的匯率都要回升至正常值。如果中國真的已經進入了創新階段,或者是進入由模仿到創新的過渡階段,那么這種價格重估就是常態,而非短期沖擊。要做到兩個接受:一是接受模仿企業獲利能力逐漸下降的事實,二是接受經濟增長率開始放緩的事實。

勞動力的價格增添了社會保障性的支出;資金價格的重新估值是恢復了資本的市場價格,或者,至少是資本價格向其自身的市場價格回歸;資源價格和土地出讓也不再為招商引資服務,開始體現它們應有的價值;這一切都在壓縮企業的獲利能力,進而降低了企業的價值。企業價值的降低宏觀上相應表現在經濟增長率上,就是經濟增速的減緩。

當然,生產要素價格的回歸幅度與速度要有優化選擇,與所處的技術進步路徑的狀態(即模仿實現技術進步與創新推動技術進步的相對比重)相適應。特別是對勞動力的價格回歸更要平穩,如果分配給消費的資源過多,就極易形成未富先老的社會狀態,追求過多的社會福利將使得經濟增長的速度放緩。

篇（3）

中圖分類號：F061.2；F061.3 文獻標志碼：A 文章編號：1674-8131（2014）06-0096-04

經濟增長是各國（地區）普遍追求的目標，也是經濟學著力解決的問題?？v觀主流經濟學的發展，從重農主義強調土地的作用到重商主義強調市場的作用，到古曲主義和新古典主義綜合強調各類生產要素（當然包括土地）和發揮市場效率等的作用，都展示出這樣一幅圖景：人們在分析經濟增長時，越來越多地把各類相關要素納入分析框架，從而越來越客觀、準確地描述現實經濟增長過程以及各因素所起的作用和其存在的原因，推動了經濟學的發展，進而提高了人們調控經濟發展的能力。但是，一個比較明顯的問題卻還沒有引起人們的足夠重視：人之所成為經濟活動的主體并在一定程度上掌控經濟活動的均衡發展的根本原因，在于人區別于其他物種而具有智能生命的特質，換句話說，就是人類可以通過知識積累提高其“掌控經濟活動”的能力，而這正是我們推進經濟增長的根本，但是這點卻在很大程度上被主流經濟學所忽視。本文擬通過對經典經濟增長理論的反思，探討人類知識，尤其是制度知識在經濟增長中的作用。

一、經濟增長理論的反思及問題的提出

人類的知識不論怎樣區分，基本上可以概括為關于自然的知識和關于人類自身的知識兩類，前者是人類探知和改造自然的技術性知識，而后者是關于人類自我組織的知識，可分別稱之為“技術知識”和“制度知識”。如果說各種經濟增長理論中涉及知識的作用，大體都是指技術知識對經濟增長的作用。不論是李嘉圖強調資本有機構成提高的傳統經濟增長，還是馬歇爾的新古典主義增長，最終都只是把知識對經濟增長的作用局限于技術知識的作用。直至當前，人們在研究知識對經濟增長的作用時，大都是指技術知識在推動經濟增長中的作用，如往往將信息技術作為知識的典型代表。這種認識的主要原因，不僅在于經濟增長分析中的新古典主義傾向，而且在于人們注重于從定量上確定知識在經濟增長中的作用，而技術知識更容易量化。

但是，從現實經濟增長來看，人類的制度知識直接影響到社會經濟制度的形成和有效性（張尚毅，1998a），進而影響甚至決定經濟增長的方式和成果。新古典主義的一個最基本特征是在經濟分析中不考慮制度對經濟的影響，將經濟制度視為經濟分析的外生因素；而李嘉圖的傳統增長理論雖然涉及制度因素，但是并沒從知識的角度進行這方面的分析。事實上，我們從經濟增長理論的基本發展脈絡可以看到這點。

張尚毅：制度知識對經濟增長的作用及人力資本第二特征隨著經濟的發展以及人們對經濟發展的要求，經濟增長理論也不斷發展演變，從重農主義到重商主義等無不如此。現代經濟增長理論源于哈羅德和多馬的經濟增長模型，他們假定技術等經濟變量不發生改變，從資本和儲蓄的相互關系引出經濟增長模型，從而推出一個最優經濟增長路徑，并以此提出經濟增長的制約因素。作為新古典主義的繼承者，哈羅德等人在其模型中沿襲了新古典主義傳統，將經濟增長直接與儲蓄轉化為資本聯系起來，指出經濟發展主要取決于資本的投入量，但這只是從一個方面論證了經濟增長的因素。隨著新古典主義增長模型的發展，產生了以索洛模型為代表的新的經濟增長模型。索洛模型以定量分析的方法，引入勞動、技術等變量，從而使經濟增長不僅和資本，而且和勞動、技術的變化聯系起來（索洛，1988）。經濟學的發展使人們可以用定量方法分析出技術對經濟的具體貢獻和大多數經濟理論一樣，通過將實際經濟數據引入經濟增長模型，進而推導出各個變量的具體效應，是在數理上有說服力的方法，正如馬克思所指出的那樣：“一門科學只有在它成功運用數學時，才算達到了真正完美的地步”（拉法格，1957）。經濟學也正因為充分運用了數學成果，從而使其成為真正的科學，經濟增長才得以在一定程度上為人類所掌控。 ，索洛在這方面作出了杰出貢獻，他通過設立和技術有關的規模變量，分析出技術進步對經濟增長的貢獻度索洛采用美國1909―1940年經濟發展的有關數據，估算出美國平均經濟增長率中技術進步的貢獻約占51%左右；而對1909―1949年美國非農部門的估算，這個比例提高至87.5%，并且在這40年中后半部分技術進步的貢獻約為前半部分的5.83倍（索洛 等，1991）11。這些實證數據不僅驗證了技術對經濟增長的貢獻，而且也說明了隨著經濟發展，技術對經濟增長的作用越來越大。 。新古典主義經濟增長模型強調資本、勞動、技術等經濟變量對經濟增長的貢獻，但制度等經濟變量依然被排除在經濟增長分析之外。

引入技術變量，實質上是在一定程度上將知識引入經濟分析中，新古典主義經濟增長理論可以從定量的角度論述知識、技術等經濟變量對經濟的貢獻度。如丹尼森曾估算出美國在1948―1973年的經濟增長有28%左右歸因于知識的進展（索洛 等，1991）256。這些關于知識對經濟增長作用的論述，引起了人們對知識對經濟增長作用的重視，一些學者也逐漸將知識納入經濟增長分析之中，從而使知識在經濟增長分析中由外生變量內生化。然而，真正將知識明確引入經濟增長分析的是保羅?羅默。羅默所提出的新經濟增長理論，進一步從技術分解出知識對經濟增長的重要性。與索洛不同的是，羅默的經濟增長理論不僅使經濟分析能預測經濟的長期趨勢，而且可以將經濟的短期變化預測出來，從而能更準確地測量知識對經濟發展的貢獻。新經濟增長理論明確指出經濟增長并不依賴于勞動力的增長，進而提高了人們對知識在經濟增長中作用的認識（Romer，1986）。

知識在經濟增長中的重要性被人們發現并重視，得益于現實的經濟發展，也得益于于經濟學的發展。經濟學中經濟增長理論的發展，向我們展示了這樣一幅圖景：經濟實踐和經濟理論相一致，而經濟理論又往往超越經濟實踐，給經濟實踐以指導，而這在很大程度上要歸功于人類關于經濟增長的知識的進展。目前，主流經濟增長理論雖然將各種生產要素納入經濟增長分析中，但是對于知識在經濟增長中的作用，主要強調了技術知識的作用，忽略了制度知識的作用，也沒有較為普遍地指明各類知識（特別是制度知識）分別在經濟增長中所起的作用。因此，其無法說明為什么知識（實際上是技術知識）在一些經濟態中的作用較強，而在另一些經濟態中的作用相對較弱；更無法回答為什么技術主導的經濟增長發生在一些國家或地區，而不發生在其他國家或地區。因此，要將知識真正引入經濟增長分析中，不能僅從技術知識方面著手，還要將人類關于自身的知識納入其中。由于新古典義傳統理論在技術知識方面作了比較系統的論述，下文著重分析制度知識對經濟增長的作用。

二、經濟增長的知識基礎

當我們依賴于自然資源推進經濟增長時，自然會得出增長存在極限的結論（米都斯，1997）；而新經濟增長理論對增長極限進行了否定，提出由知識所決定的增長遞增效益。今天，在現實經濟中出現的更多地依靠技術知識而相對較少地依靠其他資源推進經濟增長的現象，正如羅默所說的那樣，從本質上來說只不過是人類對于自然界認識的深化以及運用這些技術性知識推進經濟增長。但是，由于主流的經濟增長理論繼承了新古典主義傳統，雖然指出了知識對經濟增長起著十分巨大的作用，卻不能用人類全部知識的進展來解釋經濟增長，也正因為如此，無法解答我們前述的一些基本問題。

奧地利學派學者哈耶克在他的有關論著中將人類知識作為經濟分析的基礎，指出“均衡僅僅以人們在試圖執行可能達到均衡的初始計劃的過程中確實獲得的知識為基礎”（哈耶克，1989），從而將知識完全融入整個經濟分析中，這種無區別地將人類關于自然的知識和人類自身的知識融入經濟分析，與國際經合組織關于知識經濟中知識的基本認識是一致的。用人類全部知識解釋經濟增長所要說明的問題是，社會經濟均衡并非如新古典主義經濟學假設的是具有同質性經濟主體的均衡，而是具有異質性經濟主體（擁有不同量和質的關于自然和自身的知識）的均衡，這就必須解決異質性經濟主體相互耦合的問題，必須明確具有不同知識的經濟主體之間為什么存在相互沖突，怎樣才能相互耦合，進而達到均衡，保持一個經濟態的穩定與發展（張尚毅，1998b）。從制度知識的角度，我們可以比較容易解決這個問題，因為不同的經濟主體不但具有不同的個性知識，而且具有作為耦合基礎的共性知識，這些知識就是我們所稱的知識傳統；知識傳統決定了一個經濟態可能具有的經濟制度優化水平，從而也就決定了該經濟態可能接受或者擁有的技術知識水平，進而呈現出與之相適應的經濟增長水平這點我們可以從中國以及許多國家經濟發展的歷史事實看到。中國近代的落后并非在于不知道當時西方世界技術知識的發達程度，也引進過在當時較為先進的技術，但是，仍然無法改變中國落后的經濟社會狀況；反之，一些國家（如日本）在近代的崛起也不是因為比我們更多地了解當時先進的技術知識。決定經濟發展差異的關鍵在于我們關于制度知識的缺乏，或者說擁有先進制度知識的人很少，不足以自我產生或接受新的經濟制度。 。正如諾思所指出的那樣，“制度框架為經濟增長提供了一個適宜的環境”（諾思，1989）?？傊?，具有不同知識水平（包括制度知識和技術知識）的經濟主體決定了經濟均衡狀態的不同，從而使經濟發展呈現出不同的階段性特征。

我們認為當一個經濟態的人群中關于制度知識的分布程度相對較低時，是不可能產生出更有效率的經濟制度的。因此，具有足夠多的不斷優化的制度知識的人群就成為一個經濟態不斷進化的基礎。這僅僅是從經濟態自組織內部看問題，如果考慮到經濟增長不僅是自組織內部進化的結果，而且還可以通過獲得外部性知識來實現，那么，具有先進的制度知識，或者更通俗地講具有前沿性制度知識的人群分布狀況，將決定一個經濟態進化的可能性，從而決定經濟增長狀況。因此，人類經濟發展與進步的歷史，從實質上看就是人類各種經濟制度進步的歷史，各類不同的經濟制度決定了經濟可能達到的增長程度。因此，經濟增長（包括我們今天所說的知識經濟）事實上都是人類技術知識和制度知識共同進步的結果。

經濟發展是人類知識普遍發展的結果，人類關于自然和自身的知識逐步深化過程也就是經濟增長隨之加快的過程。不同階段的知識構成了經濟發展的相應階段的基礎，也就是說，人類對自然和自身不同的認知階段實現了不同程度的經濟增長。每一個時代都有著自身前沿的知識，這是一個經濟態乃至一個社會發展與進步的充要條件。社會經濟發展雖然在傳統知識的基礎上進行，但是，如果沒有社會前沿性知識的普遍發展，那么，這個經濟態將停留在原有的基礎上。這就是為什么有些國家和地區在經歷了一定發展以后，停留在不發達陷阱的原因。然而，這仍然無法回答這些國家和地區為什么沒有將他們的前沿性知識運用于經濟發展和社會進步的這個問題。關于這點羅默也沒有給出答案，他雖然指出了技術知識的增長遞增效益，但是沒有指出一個經濟態為什么要運用前沿性技術推進經濟增長。諾思對此作出了解答，他認為一些國家和地區之所以停留在不發達陷阱的關鍵原因，在于沒有制訂或實施誘致這些前沿性知識運用于經濟的經濟制度，“正是人類組織的成功或失敗決定著社會是進步還是倒退”（諾思，19992）。對此，汪丁?。?001）作出了更進一步的分析，他認為人類社會經濟制度不斷完善的原因在于人類關于制度的知識不斷豐富，在探索過程中，人類代代相傳、不斷積累的關于制度的知識構成知識傳統，而在知識傳統基礎上的制度創新引發了技術知識的不斷進步。因此，人類在推進經濟增長過程中必須全面地運用關于自然的知識和關于自身的知識，從而實現經濟增長以技術進步為主導，進而使知識成為經濟增長的基礎。這個基礎既得益于人類關于自身知識的進展――實現經濟制度的演進，同時也得益于人類關于自然知識的進展――實現生產技術的進步，進而在兩方面的共同作用下實現以知識為基礎的經濟增長。

三、制度知識：人力資本第二特征

知識對經濟增長的遞增作用，我們可以視為知識的經濟化。知識依托于人類自身，知識所表明的經濟特征和人力資本有著十分密切的關系。經濟學家在研究知識對經濟的作用時，幾乎無一例外地要論及人力資本。從相互關系上來說，人力資本和知識是相互依存的，這點我們可以從經濟以及經濟學發展史中看到。費雪在1906年發表的《資本的性質與收入》一文中首次提出人力資本的概念，并將其納入經濟分析的理論框架中；1935年美國經濟學家沃爾什發表了《人力資本觀》，明確地指出了人力資本和個人知識的相互性，也進一步強調了受教育的經濟意義；其后，舒爾茨系統闡述了人力資本在經濟中的作用，指出通過對成人和兒童進行教育、提高他們健康狀況等本身就是資本積累。從舒爾茨等人的基本觀點中我們可以發現，和物質資本相對應的人力資本應用于經濟活動的過程從本質上來說就是知識的經濟化。知識在經濟增長中的運用實際上就是人力資本優化的結果，這和我們在現實經濟發展中所看到的現象是一致的。

人力資本的積累和經濟發展是一致的，人力資本在全部資本中比例越高，知識經濟化程度也越高。有關研究表明，一國人力資源占世界的比重與其國民生產總值占世界的比重基本是一致的，如美國人力資源占世界比重居前，其國民生產總值比重也居世界前列（李仲生，2006）。值得注意的是，教育是決定與現代經濟增長相適應的人力資本的主要因素，也是現代人類獲得知識的主要途徑。從一定意義上來說，教育發達程度決定了一個國家或地區的知識分布狀況，從而也就決定了其經濟增長狀態中國改革開放以來的發展證明了這點：經濟發展比較快的地區，往往也也是教育水平相對較高的地區。相關研究表明，1982年，東部地區人均受教育年限是中西部地區的1.32倍，而到2004年擴大到1.53倍（張邦輝 等，2007）。 。

技術知識可以通過實驗的方法獲得，我們可以視其為人力資本的第一特征；制度知識是不能通過實驗的方法獲得的經驗性知識，我們可以視其為人力資本的第二特征?？梢哉f，人類經過長期積累的制度知識是制度創新的基礎，具有相應制度知識的人群數量和分布狀況與制度創新之間服從概率分布。而從概率的角度看，人群制度知識的分布將依大數定律收斂于某一期望值，這個期望值代表制度的優化程度。比如，中國改革開放以來，之所以受教育程度相對較高的地區經濟增長較快，是由于這些地區有較多具有相應制度知識的人群。另外，從技術水平相對較低的不同地區利用后發優勢發展的不同成效來看，一個地區能夠吸收和消化的技術水平取決于其制度優化程度，也就是說其現實技術知識的先進程度決定于制度知識。正如諾思所指出的那樣：“盡管可以利用其他社會的成就，發達國家和欠發達國家之間的差距卻在繼續擴大”（諾思，2013），分析其中的原因就在于欠發達國家人群的制度知識分布狀況不能支持先進技術的高效應用，更不能促成新的技術創新。因此，不論是從內部產生技術知識，還是從外部引入技術知識，技術知識對經濟增長作用的發揮都將取決于制度知識的分布狀況，具有較先進制度知識的地區最終將成為發達地區。這給我們的啟示是：著力培養人力資本，特別是提高制度知識水平是一個國家或地區經濟發展的根本途徑。

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篇（4）

已有研究不足之處主要有兩點：其一，現有的方法忽略了經濟區域內不同觀測點的市場一體化對當地經濟增長影響的不同，只得到一個平均結果；其二，忽視了觀測點存在空間溢出效應等導致觀測點之間存在空間相關性，回歸結果將無法滿足一致性和無偏性。因此，本文以珠三角9個城市為例，研究最近十年內珠三角商品市場一體化對珠三角各城市經濟增長的影響。

二、市場一體化的經濟增長效應概述

區域市場一體化是區域市場化和一體化的融合，是指一國內部區際資源的自由流動以及產品和要素在區際間的無歧視，市場一體化是過程和狀態的統一。過程是指區際資源自由流動的障礙被消除的運動，狀態是指區際市場的一體化程度，區域市場化和一體化的深化同時推動著區域市場一體化水平的提高。其中，區際市場化是推動區際資源自由流動的主要動力，區際合作的深化，即市場層面的一體化則消除產品和要素在區際間的歧視。商品市場一體化是區域市場一體化的部分內容，此外還有要素市場一體化等。

市場一體化的測度是研究的難點之一，已有研究分別從狀態和過程進行測度。對市場一體化狀態測度的方法主要有：生產法、經濟周期法和相對價格法；對過程的測度方法有：貿易流法、社會網絡分析法和問卷調查法。

市場一體化的測度有兩個作用：研究區域市場一體化的趨勢和現狀，量化它對經濟的影響。理論分析認為，市場一體化導致交易成本的降低，企業實現規模經濟，地區競爭加劇使得消費者獲益增加，需求增加又導致投資進一步的增加，投資增加又促使價格的下降，實現良性的經濟循環。因此，市場一體化意味著競爭加劇和技術進步與創新，從而提高整個地區的經濟效率。

然而，經驗研究結果并不完全支持理論分析，實證結論包括三種情形：第一種，市場一體化有助于經濟增長；第二種，市場非一體化會促進經濟增長；第三種，市場非一體化對經濟增長影響與區域經濟發展水平有關。

概述之，市場一體化對經濟增長的影響并非一成不變，個體和時期的差異性會影響結果，但是并未得出統一性的結論。文獻閱讀發現，已有研究至少忽略了區域空間異質性和相關性兩個方面的不足。為彌補已有研究方法的不足，本文基于內生增長模型，采用空間面板數據地理加權回歸方法，實證研究珠三角商品市場一體化影響內部9個城市經濟增長的差異性。

三、研究方法選擇和模型設定

（一）研究方法的選擇

已有文獻對市場一體化的經濟增長效應研究采用傳統的不變系數模型，即假定變量之間的經濟關系在觀測點之間保持一致性，變量系數不隨觀測點位置的移動而改變。傳統方法既存在忽略樣本差異性，從而可能得到與實際情況不符的結論，又存在應用對象的局限性。

為了解決傳統方法對異質性的忽視，Brunsdon等提出了變系數的地理加權回歸方法（GWR，Geographically Weighted Regression）。GWR方法能夠有效處理空間參數的非均衡，而且其處理異質性的模型更為靈活，其參數隨空間變動而不再依賴于具體的函數形式。本文將GWR方法擴展至面板數據，同時考慮了空間相關性，最后應用于商品市場一體化的經濟增長效應研究。

（二）模型設定與估計

1.GWR模型介紹

GWR模型的設定形式：

Yi=Xiβ（ui，vi）+εi i=1，2，...，N（1）

其中，Yi表示被解釋變量，Xi是1×K的解釋變量，β（ui，vi）表示參數，ui、vi表示回歸點i的空間屬性變量，如經度和緯度，εi～N（0，δ2）。該模型將樣本點的空間位置引入到回歸參數中，利用局部加權回歸方法分別對每個樣本點進行估計，獲得各樣本點參數的不同估計值。若i為回歸點，j點的權重是其與i點空間距離的函數，如wij=exp，其中，h為帶寬。從wij的表達式可以看出，h直接決定了在對i點進行回歸時j點的權重。

2.空間面板數據GWR模型的設定與估計

空間面板數據地理加權回歸模型：

Y=ρoWY+Xβo+u， u=v+ε（2）

其中，Y=（Y1，Y2，...YN）T表示因變量向量，Yi=（Yi1，...，YiT）T。ρo為空間自相關系數矩陣，矩陣W表示空間權重矩陣，通常對其進行行和等于1的標準化，WY表示因變量的空間滯后項，表示Kronecker積。X為NT×NK的外生變量對角矩陣，其對角線上的元素為T×K矩陣，βo為NK×1維參數矩陣。u為NT×1維干擾項向量，v為個體效應向量，ε～N（0，δ2εINT）是隨機擾動項。

根據空間面板數據地理加權回歸模型的設定方式，采用ML估計方法可得到模型（2）中個體效應v為隨機效應時的參數估計值由于篇幅所限，文中未列出混合效應和固定效應模型的估計過程，實證模型中其他變量的回歸結果也未詳細列出，有興趣的讀者可向作者索取。：

i=（X′Ω-1iX）-1X′Ω-1iAY（3）

2ε=F（Ψ2，hi，ρi）=（u′（（TΨ2IN+Gi）-2GiT+G-1i（IT-T））u）∑j=1，...NgijTΨ2+gij+N（T-1）（4）

其中，Ωi表示估計i點時干擾項的方差協方差陣，ET=IT-T，T=JT/T，JT表示元素全為1的T階方陣，Ωi=（Tδ2vINT+δ2εGiIT）（INT）+（δ2εGiIT）（INET），2ε表示回歸時得到的δ2ε的估計值。Ψ2=δ2v/δ2ε，δ2v表示個體效應v的方差。

然后根據隨機效應模型的集中化對數似然函數CLNFC（Ψ2，hi，ρi）：

CLNFC（Ψ2，hi，ρi）=c-12∑j=1，...，NΨ1-NT2lnF（Ψ2，hi）-12u′^Ψ21F（Ψ2，hi）+lnabs∏q=1，...，NT（1-ρiwq）（5）

其中，P=INT，Q=INT-P，Ψ1=ln（TΨ2+goi）+（T-1）ln（gij），Ψ2=（（TΨ2IN+Gi）-1IT）P+（G-1iIT）Q，表示干擾項的估計值。模型（5）需要估計3個參數，Ψ2、hi和ρi，將其估計值代入式（3）和式（4），即可完成隨機效應模型的估計。

四、商品市場一體化影響經濟增長的實證研究

（一）珠三角商品市場一體化的測度

本研究采用Parsley和Wei提出的相對價格法測度珠三角商品市場一體化指數。該方法的研究思路從冰川成本模型出發：假設商品k在i地價格為pi，在j地的價格為pj，在i和j之間銷售商品k的交易成本為商品價格的一個比例C，0pkj或者pkj（1-C）>pki時，存在套利活動，即會有人進行跨區域的貿易活動獲取利潤，直至達到均衡狀態。因此，得到相對價格pki/pkj的無套利區間。由于眾多商品的絕對價格很難獲得，而且現實的統計數據通常采用相對價格形式，Parsley和Wei等提出利用區際間相對CPI或相對商品零售價格指數的方差Var（qkijt）來測度區域商品市場非一體化程度，Var（qkijt）越大則說明區域間的商品市場非一體化越嚴重，反之則反是。

本文以2001～2010年《廣東省統計年鑒》中珠三角各城市的9大類居民消費價格指數包括服務項目、食品、煙酒及用品、衣著、家用設備用品及維修服務、醫療保健和個人用品、交通和通信、娛樂教育文化用品及服務、居住。為基礎，根據相對價格法測度珠三角商品市場一體化指數。

根據桂琦寒等（2006）的定義，商品市場一體化指數越大，對應城市的商品市場非一體化程度越深，反之則反是。表1的統計結果表明，研究期內各城市的商品市場非一體化水平總體呈下降趨勢，在2008年普遍出現了提高，很可能是“次貸危機”導致地方保護加劇。此外，珠三角各城市的商品市場一體化程度，廣州最高，深圳和東莞最低。

（二）商品市場一體化的經濟增長差異效應研究模型

本研究基于陸銘和陳釗（2009）的研究文獻，得出商品市場一體化的經濟增長效應模型：

growthit=ci+βi1MIit+βi2MI2it+ρi∑j=1，...，i-1，i+1，..Nwijgrowthjt+γiXit+uit，uit=vi+εit（6）

其中，growthit表示地區i在時期t的真實人均GDP增長率（%），ci表示常數項，MIit是地區i在t時期的商品市場一體化指數，MI2it表示MIit的平方項，ρi表示空間自相關系數，wij是空間權重系數。系數下標i表示該系數與回歸點i的地理位置有關。在模型中分別用滯后一至三期的MI_LAG代替MI，以研究商品市場一體化對經濟增長影響的滯后效應，即表2中的模型Ⅱ～模型Ⅳ。Xit表示一系列控制變量，包括人均資本k的對數lnk，通貨膨脹率CPI，對外開放OPEN，實際利用外資（AFC）占GDP比重，人口增長率PG（‰）。uit表示擾動項，包含個體效應vi和獨立同正態分布的隨機擾動項εit。

lnk的估算采用永續盤存法：

Kit=Kit-1（1-δit）+IitKit（7）

其中，Kit和Kit-1分別表示第t年和t-1年的物質資本總量，δit表示資本重置率，Iit表示當年的投資總量。令δit=9.6%，并用各城市1980年的全社會固定資產投資總額除以10%作為該市的初始資本存量，得到人均資本存量kit=Kitpopit，popit表示年初和年末人口總數的算術平均。

（三） 數據來源和回歸結果

模型（6）和模型（7）的數據均來源于2001～2010年《廣東省統計年鑒》?；貧w分析包含模型的估計和檢驗兩部分：首先，采用ML方法對混合效應、固定效應和隨機效應下的模型（6）進行估計；其次，采用基于擬合優度的擬合χ2分布檢驗固定效應模型相對于混合效應模型，以及漸進χ2分布的隨機效應模型相對于混合效應模型的LM檢驗。兩個檢驗統計量值分別為F（1.01，54.9）=0.00015和LM=8.00。因此，本研究認為隨機效應模型適合所使用數據。

在包含MI的回歸模型中，空間自回歸系數ρ的估計結果不顯著，而且在不變系數面板數據模型的空間自相關Moran’s I檢驗也表明自變量不存在空間自相關（Pmoran’s I=0.53）。該統計結果表明珠三角各城市的經濟增長在研究期內并無顯著的空間溢出效應，即周圍城市的經濟增長對該地區經濟增長無統計上顯著的影響。因此，在分別包含MI_LAG1、MI_LAG2和MI_LAG3的模型Ⅱ～Ⅳ中未再加入被解釋變量的空間滯后項。

表2為包含不同時期商品市場非一體化指數模型的估計結果?？偟膩砜矗芯科趦戎槿巧唐肥袌鲆惑w化對各個地區經濟增長的影響存在顯著的個體差異性。其中，商品市場一體化程度的提高會提高廣州、深圳、惠州和江門的經濟增長水平，但會降低肇慶和東莞的經濟增長水平。此外，珠海的市場一體化對經濟增長的影響隨滯后期變動：

模型Ⅰ，模型的商品市場一體化指數只包含當期MI，大部分城市的經濟增長不受珠三角商品市場一體化當期值的影響。但是，東莞和中山的MI顯著為正，即說明采取商品市場非一體化的方式將更有利于同期的經濟增長；江門的MI顯著為負，說明商品市場非一體化程度的提高會降低當地的經濟增長水平。

模型Ⅱ～模型Ⅳ的回歸結果顯示，商品市場一體化指數的滯后期對地方經濟增長效應更顯著，與MI相比，MI_LAG1、MI_LAG2和MI_LAG3在9個地區中分別有7個、4個和5個地區顯著。廣州、深圳、珠海、惠州、中山和江門的MI_LAG系數總體為負數，即商品市場一體化對這些地區的經濟增長有明顯滯后的積極影響；東莞和肇慶的MI_LAG1和MI_LAG3系數都顯著為正，說明滯后一期和滯后三期的商品非市場一體化對這兩個地區的經濟增長有促進作用。

表2的實證結果表明，經濟發展水平相對較高的城市的經濟增長受商品市場一體化的有利影響。當商品市場一體化程度提高至一定水平時，商品市場一體化將不利于相對發達地區的經濟增長（見表3）。由于發達地區在高技術產業擁有比較優勢，且通常具有較快的技術進步速度，所以往往在貿易利益的分享中得到較大的份額，商品市場一體化對較發達地區的經濟增長更有利。但隨著商品市場一體化程度的不斷提高，相對落后地區通過獲得相對發達地區的技術溢出，或者采用趕超戰略等方式使其擁有部分高技術產業的生產能力，提高其與相對發達地區貿易中所享受的利益份額，相對發達地區的經濟增長不再受益于商品市場一體化。本文結果一定程度上可以解釋國際或國內部分區域的一體化組織不斷擴大的原因，只有通過不斷添加相對落后的個體，才能夠保持較發達地區獲取區際貿易的正面影響。

但是，在經濟發展水平相對較低的城市中，只有肇慶市和東莞市的經濟增長明顯受商品市場非一體化的有利影響，江門和惠州的經濟增長受商品市場一體化的有利影響，兩種不同的影響同樣會隨著商品市場（非）一體化程度提高而出現拐點（見表3）。雖然商品市場分割能夠保護當地企業免受外部競爭，從而促進經濟增長，但是這種經濟增長是以犧牲經濟效率為代價的結果。根據區域經濟增長理論，決定區域經濟增長的因素可分為兩大類：需求因素和供給因素。商品市場一體化通過區際貿易同時直接或間接影響需求因素和供給因素，商品非市場一體化則只能影響供給因素①。如果相對落后地區的產品和企業太缺乏競爭力，促進落后地區經濟增長的只有供給因素，則商品市場非一體化更有利于當地經濟增長，這樣能夠保護本地企業免受外地企業的競爭（肇慶和東莞）。但是隨著商品非市場一體化程度的提高，過于封閉的商品市場會給技術創新等供給因素造成負面影響，從而對地方經濟增長起阻礙作用。如果促進落后地區經濟增長的同時包含需求因素和供給因素，則商品市場一體化更有利當地經濟增長（江門和惠州）。

表3的結果可檢驗商品市場非一體化對經濟增長的影響是否存在拐點，即是否存在U型或倒U型的趨勢。回歸結果表明，除了模型Ⅰ的東莞和模型Ⅱ的江門以外，β1顯著的絕大部分城市都存在拐點，即商品市場一體化對大部分城市經濟增長存在拐點，該結論與陸銘和陳釗（2009）的結論相似。根據拐點公式-β12β2計算得出，大部分觀測點仍處于拐點的左側，即說明商品市場（非）一體化對經濟增長影響的趨勢在大部分地區未發生方向性的變動。

從β2的總體分布情況來看，商品市場（非）一體化對幾乎所有研究對象的經濟增長影響都存在拐點，當商品市場一體化達到一定程度后，商品市場一體化會不利于相對發達地區的經濟增長。同樣地，當商品市場非一體化達到一定程度時，商品市場非一體化也會阻礙相對落后地區的經濟增長。

此外，其他系數的估計結果顯示，所有地區的lnK系數都顯著為正，說明物質資本的增加對dylw.net 所有地區的經濟增長具有促進作用。4個模型的CPI系數都顯著為負，陸銘和陳釗（2009）認為當期的通貨膨脹導致經濟的周期波動，當年的通貨膨脹有可能伴隨著未來更低的經濟增長。東莞和肇慶的對外開放OPEN系數顯著為負，珠海和江門對外開放OPEN系數顯著為正。說明對外開放加劇了地區的競爭，但并非一定能促進地區經濟增長，所處經濟發展階段不同，地區本身的特征差異影響區域對外來競爭的消化能力，因此表現出區域之間的差異性。同樣地，實際利用外資AFC變量也出現了區域間方向性的差異性，其中，東莞和肇慶的AFC系數顯著為負，珠海和江門的AFC變量系數顯著為正。綜合OPEN和AFC兩個變量來看，雖然東莞和肇慶在進出口貿易對經濟增長帶來負面影響，但是外來資本的投入對地區經濟增長帶來了正面影響，而珠海和江門則出現與它們相反的結論。為了有效地吸收貿易及外資的有利方面，去除其不利影響，這兩組城市之間應該相互借鑒，增進交流，從而實現共同進步。

五、結論及建議

本文的研究表明，商品市場一體化對經濟增長的影響具有明顯的時滯性。商品市場一體化對地方經濟增長的影響存在兩種不對稱性：相對發達地區和相對落后地區之間的不對稱，以及相對落后地區內部之間的不對稱。商品市場一體化有利于相對發達地區的經濟增長，但是不一定有利于相對落后地區的經濟增長。商品市場一體化對經濟增長的影響主要通過需求因素直接或間接起作用，由于構成相對落后地區的產品和產業結構差異，有些相對落后地區無法消化外來產品的競爭，從而商品市場非一體化對當地經濟增長更有利（如東莞和肇慶）。相反地，如果相對落后地區的產品結構和當地企業競爭力可享受到區際貿易中的利益分配，則商品市場一體化同樣能促進當地經濟增長（如江門和惠州）。

商品市場一體化對研究對象的經濟增長影響都存在拐點（模型Ⅱ的中山市除外），當商品市場一體化達到一定程度后，其對地方經濟增長的影響會發生方向性的轉變。即隨著商品市場一體化程度的變化，相對發達地區或者相對落后地區不會一直收益或受損，這可能是影響區際關系波動的原因之一。

總之，商品市場一體化降低了區際間的交易成本，有利于區際間的產業分工，從而提高整個區域的經濟效率。不同經濟體的經濟發展水平和經濟系統的構

成存在空間非均衡，導致經濟組織內部成員受商品市場一體化的影響不同。提高區域商品市場一體化，完善區際經貿關系需要重（上接第4頁）

點解決落后地區與相對發達地區在商品市場一體化過程中的利益分配。因此，相對發達地區需要在發展本地技術創新和生產能力的同時，兼顧相對落后地區的可持續發展，一味地實現自身利益最大化不僅會損害落后地區的利益，而且會促使落后地區選擇帶來市場非一體化。同樣地，相對落后地區在商品市場一體化過程中的獲利有賴于自身的產品競爭力，當地政府和企業應該更多地生產具有比較優勢的產品，而不是單純選擇技術含量高，利潤可觀的產品。最后，相對發達地區和相對落后地區在實現區際合作時，應該形成互惠互利的政策，從而減少區際貿易中的摩擦，降低區際貿易的風險，以提高區際合作為手段，促進區域經濟增長、提高人民生活水平為目的。

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篇（5）

中圖分類號：F061．2文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2009）01-0022-08

一、引 言

長期以來，經濟周期波動問題一直是經濟學界和政府部門關注和研究的焦點，經濟學家們不僅提出經濟周期波動研究的經典理論，同時也在不斷開發定量判斷經濟周期波動狀態和特點的方法，以期避免經濟產生更大的波動。由于經濟行為的繁榮和衰退可以通過不同部門經濟變量的時間序列來觀測，因此，可以選取一組與經濟周期波動一致的重要的經濟指標，捕捉經濟周期的共同波動成分。美國國家經濟研究局在20世紀60年代末開發了經濟周期先行、一致和滯后合成指數（Composite Index），用來刻畫經濟狀態和描述未來發展動向，對衰退和復蘇做出預測[7]。這種方法一直使用至今。近年來經濟學家們不斷建立更嚴密的數學模型研究經濟時間序列問題，識別經濟周期的共同特征。自回歸移動平均（Autoregressive Moving Average，ARMA）模型、向量自回歸（Vector Autoregressive，VAR）模型、多元統計分析方法、狀態空間模型和Kalman濾波[6]、HP濾波[3]、帶通（BP）濾波方法[1]等等被廣泛地用來分析時間序列和經濟周期問題。Hamilton用狀態轉移模型（Regime-Switching，RS）模擬了經濟狀態的變化[5]。Stock和Watson利用狀態空間模型，并采用卡爾曼濾波方法構造了捕捉經濟變量之間協同變化的景氣指數，認為宏觀經濟變量的共同變化存在一個共同的成分，這個共同成分體現了經濟系統的景氣狀態，刻畫了經濟系統的協同變化[9-10]。

近年來國內學者對我國經濟增長周期波動做了大量研究，劉金全研究了現代經濟周期理論中的宏觀經濟沖擊及其傳導機制問題[12]；陳昆亭等用濾波方法研究了中國經濟周期波動的特征[13]；陳磊對中國經濟周期波動理論及測定方法做了詳細的論述[14]；劉樹成主編的《中國經濟周期研究報告》中收集了國內學者關于中國經濟周期理論、模型和計量方法研究的新成果[15]。

1．古典周期波動（Classical Cycles）

早期的資本主義國家實行自由放任的經濟制度，其局部平衡和資源配置依靠競爭機制和價值規律進行自動調節。微觀經濟的目標是追求企業利潤最大化，宏觀經濟運行具有很大的盲目性，因而周期性地出現供大于求，即總供求關系失調，結果導致經濟蕭條，失業率上升，壟斷資本形成，競爭機制削弱，經濟危機周期性地發生。從圖1可以看到20世紀30年代大蕭條帶來的美國GDP的深谷。第二次世界大戰前，資本主義國家進入經濟衰退時期，各種經濟活動的“絕對水平”本身處于下降狀態，所以，人們研究經濟周期波動時采用古典型經濟周期的概念是自然的。第二次世界大戰后，各國政府運用立法、財政、金融等手段對經濟進行了大規模干預，這些努力雖然沒有能從根本上克服經濟周期波動和經濟危機，但是從圖2中可以看出經濟波動變得比較平緩了，周期波動的收縮期變短了，擴張期延長了，同時波動的幅度也變小了。例如，美國1961年2月到1969年12月曾連續106個月處于擴張期，且1991年3月到2001年3月美國又連續10年保持一種低速增長的狀態。鑒于經濟周期波動形態的變動，一些經濟學家提出了增長周期波動（Growth Cycle）的概念。[8]

2．增長周期波動

宏觀經濟學研究一國經濟長期增長趨勢和短期波動狀況，前者構成經濟增長理論，后者構成經濟周期波動理論。傳統的宏觀經濟學將經濟的增長與周期、趨勢與波動、長期與短期問題割裂開進行研究，而現代增長經濟周期理論試圖把經濟的長期增長趨勢與短期周期波動二者結合起來進行研究。

經濟增長周期波動的計算方法存在兩種類型：

1．增長循環（Growth Cycles）

增長周期波動的一種類型是把圍繞著趨勢線上下的短期波動稱為增長循環。作為增長循環應用的典型例子，是OECD開發的OECD先行指標[8]。OECD于1978年開始基于“增長循環”的概念，利用景氣分析的手法對其成員國的經濟周期波動進行研究，開發了各成員國除去趨勢的景氣指數CI（Composite Index），并確定了各成員國經濟周期波動的基準日期。

從圖1中可以看出中國工業總產值序列圍繞著趨勢線上下波動，圖2顯示了除去趨勢后增長周期波動的變化。圖1的趨勢序列和圖2的循環序列都采用BP濾波方法對工業總產值序列進行分解的。

2．增長率循環（Growth Rate Cycles）

觀察經濟時間序列的增長率（考察與上年同月或同季比的變化率），如果這些增長率上下波動具有某種規律性，稱為增長率周期波動。中國從改革開放至今的30年來，大多數經濟指標在絕對量上都是增長的，在圖5和圖6中可以看出，從1978年以來中國實際GDP不存在絕對水平的下降，經濟周期波動表現為經濟增長速度的高低。因此，中國大多數研究部門和政府機構研究經濟周期波動都利用增長率周期波動來研究中國的經濟周期波動狀況。

二、利用狀態空間模型及卡爾曼濾波方法構建景氣指數

1989年，Stock和Waston[9]提出了新的景氣指數概念和制作方法。他們認為景氣變動不應僅僅是針對GNP的變動而言，而應該把景氣循環看做更廣泛的包括金融市場、勞動市場和商品銷售市場在內的總體經濟活動的循環。而為了反映以上這些方面的多個總量經濟指標的共同變動，可以認為在這些變量的共同變動背后，存在著一個共同的因素，這一因素可由一個單一的、不可觀測的基本變量來體現。這一基本變量代表了總的經濟狀態，它的波動才是真正的景氣循環。這一不可觀測的基本變量被稱為Stock-Waston型景氣指數。

由于Stock-Waston景氣指數是不可觀測變量，不能利用一般的統計模型求解，本文利用狀態空間模型（State Space Model）估計Stock-Waston景氣指數。狀態空間模型的特點是提出了“狀態”這一概念。而實際上，無論是工程控制問題中出現的某些狀態（如導彈軌跡的控制問題）還是經濟系統所存在的某些狀態都是一種不可觀測的變量，正是這種觀測不到的變量反映了系統所具有的真實狀態，所以被稱為狀態向量。狀態空間模型建立了可觀測變量和系統內部狀態之間的關系，從而可以通過估計各種不同的狀態向量達到分析和觀測的目的。利用狀態空間形式表示動態系統主要有兩個優點：第一，狀態空間模型將不可觀測的變量（狀態變量）并入可觀測模型并與其一起得到估計結果。第二，狀態空間模型是利用強有力的迭代算法――卡爾曼濾波（Kalman filter）來估計的。

2．建立中國經濟增長率周期波動景氣指數

為了利用前述的狀態空間模型和卡爾曼濾波方法建立中國經濟增長率周期波動景氣指數，首先要決定的是構成變量的選取問題。構成變量必須是與我國的景氣變動基本一致，能反映各主要經濟活動領域變化的、相互獨立的有代表性的宏觀經濟變量。為此，我們將表1中所列一致指標組的6個指標作為一致景氣指數的構成指標。這6個指標反映了工業生產、商品銷售、投資、消費、貨幣和外貿等6個經濟領域的變動，所選數據的樣本區間為1980月―2008年3月。同時為了分析物價的波動還篩選了一組物價景氣指標，所選數據的樣本區間為1997年1月―2008年3月。為了得到去掉趨勢的平穩的時間序列，我們分別對所選指標作了與上年同月比，得到增長率序列，并進行季節調整消除季節性因素和不規則因素的影響，最后還要進行標準化處理。

表1中國經濟增長率周期波動景氣指標組本文數據來源于國家統計局《中國經濟景氣月報》和中國經濟信息網《宏觀月度數據庫》。基準指標選擇工業增加值比較合適，但是由于統計數據的限制，該指標的數據較短，而工業總產值數據較長，和工業增加值變化一致，因此采用工業總產值作為基準指標，固定資產投資1992年以前的數據是用基本建設投資增速向前推算得到的；全行業產品銷售收入1994年以前數據用預算內企業銷售收入增速向前推算得到。進口總額是用月度人民幣兌美元的匯率序列轉換為億元人民幣為單位。本文經濟指標篩選方法和景氣指數計算都是采用作者所編制的程序計算。

經濟總量一致指標組物價一致指標組

指標名稱超前或滯后月數相關系數指標名稱超前或滯后月數相關系數

工業總產值增速01．00居民消費價格指數01．00

全行業產品銷售收入增速00．82商品零售價格指數00．97

社會消費品零售總額增速-10．68生活資料工業品出廠價格指數00．93

固定資產投資增速+10．43生產資料工業品出廠價格指數-20．75

進口商品總值增速-10．57農副產品類購進價格指數-20．89

狹義貨幣供應量（M1）增速-20．66原材料、燃料及動力購進價格指數+10．81

注：經濟總量一致指標均是與上年同月比增長率序列，基準指標是工業總產值；物價指數都是上年同月=100的指數，物價一致指標組的基準指標是居民消費價格指數，所有指標都進行了季節調整，去掉了季節要素和不規則要素，“+”表示滯后，“-”表示先行。

分別對表1的2組k（k=6）個指標計算景氣指數。方程（1）―（3）中的延遲構造，即參數（p，q，r）的確定，主要根據BIC準則，同時也參考AIC準則和對數似然函數值的大小。通過對多種（p，q，r）不同組合模型的大量試算和結果比較，最終選擇（p，q，r）=（4，3，2）為最合適的模型。于是利用極大似然法求出了未知參數向量{1，…，4，γ11，…，γ63，θ11，…，θ26，h1，…，h6}的估計值，然后給出Kalman濾波的初值a0和P0，對t=1，…，n，利用Kalman濾波公式反復進行計算便得到了狀態向量αt估計值。αt的第一個元素ct（t=1，…，n）即為經濟增長率周期波動景氣指數。

圖3和圖4分別顯示了利用狀態空間模型和卡爾曼濾波方法合成的中國經濟增長率周期波動的總量景氣指數（記為SS_GR）和物價景氣指數（記為SS_P）。為了便于比較分析，這2個景氣指數均以2000年平均值為100。

通過分析圖3中SS_GR景氣指數波動狀況，可以發現改革開放尤其是市場經濟體制改革以來，經濟增長率周期波動很頻繁，波動幅度也很大。2007年10月經濟總量景氣指數SS_GR達到峰值。

從圖5可以看出以2000年為基年進行比較，2004年以來物價的波動要比經濟周期波動劇烈得多，并且物價波動的峰、谷都滯后于經濟周期波動，大約滯后8個月左右。隨著經濟增長率周期波動處于下降階段，物價增長率周期波動也會出現下降階段。

三、分解趨勢和循環要素的濾波方法

增長循環的研究需要對時間序列進行趨勢和循環要素的分離，如何分離出趨勢和循環成分是增長循環研究的關鍵。較早的趨勢分解方法有一階差分方法、回歸分析方法和移動平均方法等。Beveridge和Nelson分析了差分平穩的時間序列如何分離趨勢和循環，提出了基于ARIMA模型的B-N分解方法[2]。如果差分平穩時間序列的趨勢成分和循環成分生成機制已知，可以將其作為不可觀測成分（Unobserved Component，UC），寫成狀態空間形式（State Space Form）并利用Kalman濾波進行估計。對于多數應用研究來說，B-N分解和UC模型方法過于復雜，因此，研究者又構造了大多數情況下效果都較好的趨勢估計方法，使用最為廣泛的是HP（Hodrick-Prescott Filter）濾波。Baxter和King研制的BP濾波帶通濾波（Band-Pass Filter）有不同的計算方法，為了敘述方便起見，本文將Baxter和King[1]研制的帶通濾波簡稱為BP濾波。，能夠捕捉經濟時間序列中的特定循環成分，可以在此基礎上計算具有經濟增長周期波動特征的景氣指數[1]。

1．HP濾波方法

HP濾波因在宏觀經濟分析中用來得到經濟時間序列的長期趨勢而被廣泛使用[3]。設經濟時間序列為Y = {y1，y2，…，yn}，趨勢要素為T={t1，t2，…，tn}，n為樣本長度。一般地，時間序列Y 中的不可觀測部分趨勢ti常被定義為下面最小化問題的解：

式（6）存在一個權衡問題，即要在趨勢要素對實際序列的跟蹤程度和趨勢光滑度之間做一個選擇。λ=0時，滿足最小化問題的趨勢等于序列yi；λ增加時，估計趨勢中的變化總數相對于序列中的變化減少，即λ越大，估計趨勢越光滑；λ趨于無窮大時，估計趨勢將接近線性函數。一般經驗地，λ的取值如下：

圖6是社會消費品零售總額月度對數序列（季節調整后）、利用HP濾波方法對季節調整后的序列分離出來的趨勢序列圖形，從中可以看到分離結果較好地擬合了社會消費品零售總額月度對數序列趨勢。

2．BP濾波方法

自時間序列分析產生以來，人們對經濟周期波動的分析不僅集中在時間域內，即直接分析數據隨時間變化的結構特征，而且從頻域角度研究經濟周期波動的時間序列譜分析方法也在受到重視和應用，譜分析方法又提供了一種研究經濟周期波動的有力工具。譜分析的基本思想是：把時間序列看做是互不相關的周期（頻率）分量的疊加，通過研究和比較各分量的周期變化，以充分揭示時間序列的頻域結構，掌握其主要波動特征。因此，在研究時間序列的周期波動方面，它具有時域方法所無法企及的優勢。

式（11）為濾波的頻率響應函數（frequency response function），稱|W（e-iλ）|2為濾波的功率傳遞函數（power transfer function）。通過適當設計（11）式中的權重序列，可以使w（λ）在某些頻率區間內等于或近似等于0，這樣就可以將輸入中所有在這個頻率帶中的分量“過濾”掉，留下其它成分。根據被保留下來的頻率位于低頻處、高頻處或某個中間帶上，分別稱為低通濾波（low-pass filter，LP）、高通濾波（high-pass filter，HP）和帶通濾波（band-pass filter，BP）。但是，在實際應用中，我們只能對序列進行有限項濾波，設截斷點為m，這時的頻率響應函數為：

Baxter和King對比了BP濾波與包括HP濾波在內的其他常用的方法，指出線性剔除趨勢方法和一階差分法具有明顯的缺陷，利用HP濾波方法得到循環成分的效果類似于BP濾波的一種特殊形式――高通濾波（high pass filter）[1]，HP濾波方法得到的結果沒有通過BP濾波得到的循環成分光滑。可見，在經濟周期波動問題的研究中，BP濾波能夠比其他方法更好地達到提取合意的波動成分的目的，因此，得到了廣泛的實際應用。Stock和Watson在研究美國宏觀經濟時間序列的周期波動中采用了BP濾波方法[10]；Gerlach和Yiu在研究亞洲幾個國家的產出缺口中使用了BP濾波方法等[4]。

四、構建中國經濟增長循環景氣指數

1．利用BP濾波方法構建經濟增長循環景氣指數

筆者仍利用表1中一致指標組的月度指標，對這些宏觀經濟指標的對數序列本文BP濾波的計算使用Eviews5軟件。BP濾波在分離時間序列的趨勢和循環要素時，將二者視為相加關系，因此，為了得到實際經濟增長相對于趨勢增長的偏離程度，即循環要素與趨勢要素的比值，可以對原序列進行對數處理，然后再運用BP濾波，就可以得到循環成分相對于趨勢成分的偏離程度。進行季節調整剔除季節性因素和不規則因素的影響，數據區間為1980年1月至2008年3月，然后利用BP濾波分離出循環要素。

在使用BP濾波時，截斷點m的選擇是決定近似理想濾波優劣的根本因素，如果m取值過小，將會在剔除不想保留的成分的同時，也將想要保留下來的成分的一部分剔除掉了。但是，m選擇太大時，序列兩端將缺失過多數據。因此，在保證濾波效果較好的前提下，應該選擇盡可能小的m值。為此，本文考察了不同截斷點數值對頻率響應函數的影響，選擇m =18。BP濾波的周期范圍介于18―60個月之間。為了能夠充分利用近期的數據信息對當前的特征進行刻畫，本文利用ARIMA模型等方法將每個指標都外推了18個月。

本文仍利用狀態空間模型和卡爾曼濾波方法，基于BP濾波計算出來的各指標的循環要素，構建反映中國經濟增長偏離長期趨勢程度的增長循環景氣指數，記為SS_BP（以2000年平均值為100），見圖7。通過中國經濟增長循環景氣指數SS_BP，可以對中國20世紀80年代以來經濟增長中出現的周期波動進行描述和分析。我們研究的增長循環的含義是經濟的實際運行與趨勢水平的偏離程度，這表明中國經濟增長與潛在增長水平的偏離程度的波動是很劇烈的。

2．比較中國經濟增長率循環景氣指數和經濟增長循環景氣指數

觀察中國20世紀80年代以來的經濟增長路徑，可以看出宏觀經濟總量長期處于一種沿著趨于指數型上升的趨勢增長路徑上下波動的狀態，但是短期內實際產出和潛在產出呈現出很大的偏差（產出缺口），這就導致增長型經濟周期波動的存在。經濟在潛在產出的上方運行時，由于存在對生產擴張的約束，即可用資源不足，對向上擴張存在一個直接的限制，使得經濟過熱難以維持。而經濟在潛在產出的下方運行時，由于技術進步、創新和為更新目的所進行的新投資和新的消費熱點等出現，又會開始一種積聚向上的運動，回到長期趨勢水平。政府進行宏觀經濟調控的目的是力圖縮小中國增長型經濟周期波動的幅度，延長經濟周期波動的上升期，縮短下降期，保持經濟處于持續、穩定和適度增長的良好局面。

圖8中將2個景氣指數畫在一起，可以看出兩種景氣指數的差別。中國近年來研究經濟周期波動多以增長率循環為主，增長率指標的缺點是它的波動受前一年的基數影響較大，往往不能準確地反映景氣波動的幅度。由圖8可以看出增長循環景氣指數SS_BP和增長率循環景氣指數SS_GR的大多數峰、谷時點差別不大，但是1990年達到谷后的回升有較大差別。由于1990年的谷太深，前一年的基數較小，故SS_RG回升得很快，而SS_BP在谷底徘徊了一段時間才緩慢回升。另外，在波動的幅度上，兩種不同類型的景氣指數也有差別。除了少數的幾個峰，如1985年和1989年的峰相差不多以外，增長循環景氣指數要比增長率循環景氣指數的波幅小。

五、結論與政策建議

本文使用三種濾波方法研究中國經濟周期波動問題。篩選了反映國民經濟各領域波動的多個重要宏觀經濟月度指標作為景氣指標，這些景氣指標涵蓋了改革開放以來較長的時間區間。首先利用狀態空間模型和卡爾曼濾波方法，計算了中國增長率循環景氣指數SS_RG和物價景氣指數SS_P；其次討論利用HP濾波和BP濾波計算景氣指標的循環要素，最后同樣利用狀態空間模型和卡爾曼濾波方法構建了反映中國經濟增長偏離長期趨勢程度的增長循環景氣指數SS_BP。根據本文的計算結果，對改革開放以來中國經濟增長周期波動的特征進行了分析。本文認為，雖然改革開放30年來我國經濟一直高速增長，但增長型的周期波動還是很激烈的。宏觀調控趨于成熟和市場經濟體制的逐步確立將使中國經濟周期波動振幅減小，市場經濟體系中總需求內在持久的擴張決定了中國在當前經濟周期上升階段出現了平緩和持續期間延長的特征。

本文中經濟增長率景氣循環指數SS_BP分別于2007年10月和12月出現了峰，進入下降階段。由于美國次貸危機引發的金融動蕩及全球經濟的不景氣，對我國經濟穩定造成較大的沖擊，使得2008年以來我國經濟增長周期波動處于下行階段。

對于中國這樣的發展中國家，社會的發展離不開經濟的快速增長，但是，在經濟的快速增長中產生了對各種原材料、能源、礦產資源和土地資源等的高消耗及對環境的高污染等一系列問題。房地產和汽車等行業投資與生產的擴張，帶動了整個投資規模的過快增長。因此，在經濟周期波動過程中出現的問題需要引起足夠的重視，要采取適當的宏觀調控措施，減小經濟周期波動的振幅，延長其上升期，縮短下降期，使經濟快速增長與社會的和諧發展相適應。同時，應該促進粗放型經濟增長方式向節約型經濟增長方式的轉變，增強自主創新能力，提高經濟增長質量，把經濟社會發展轉入全面協調可持續發展的軌道。

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篇（6）

一、引言

截至2013年3月末，我國M2余額首次突破100萬億元大關，高達103.61萬億元。M2突破百萬億元關口，再次引起對央行存在貨幣超發問題的討論。而截至去年底，我國M2余額為97.42萬億元，居世界第一，約占全球貨幣供應總量的1/4，是美國的1.5倍，英國的4.9倍，日本的1.7倍，比整個歐元區的貨幣供應量還多出20多萬億元，就此許多學者和民眾開始將巨額M2與物價、房價對應起來，認為貨幣超發是物價上揚和房價高企的根源，并以M2/GDP指標過大來佐證中國存在嚴重的貨幣超發。針對這一問題我們進行探討和分析。

二、概念分析

貨幣供應量，是指一國在某一時期內為社會經濟運轉服務的貨幣存量，它由包括中央銀行在內的金融機構供應的存款貨幣和現金貨幣兩部分構成，一般用M2表示。根據國際貨幣基金組織要求，現階段我國貨幣供應量分為三個層次：M0=流通中的現金；M1（狹義貨幣量）=M0+活期存款；M2（廣義貨幣量）=M1+定期存款+儲蓄存款+其他存款+證券公司客戶保證金。從M2涵蓋的范圍來看，廣義貨幣基本上指的是全社會的貨幣購買力，貨幣供應的變化很大程度上反映的是貨幣需求的變化。在M2的構成中，M0的規模近年來基本穩定在5-6萬億元左右，占M2的比例在6%左右且呈現下降趨勢，M2中規模最大也是影響其快速增長的根本因素是銀行存款。

M2/GDP，是常用的衡量金融深化的指標，實際衡量的是在全部經濟交易中，以貨幣為媒介進行交易所占的比重，也常被用來衡量貨幣超經濟發行。從學術角度講，這一指標反映一個經濟體的金融深度。隨著市場經濟的發展、分工的細化，經濟活動必然越來越依賴于貨幣和金融工具的使用，該過程既是市場化經濟不斷發展的過程中，也是金融業不斷市場化的過程，金融總資產占經濟總量的比重也必然不斷上升。事實上，不同經濟體間因M2和GDP的統計口徑差異，影響因素因時因地的變化，所處發展階段的不同等均會導致M2/GDP存在較大的差異，往往并不具有可比性。

三、M2/GDP不適宜作為衡量中國存在貨幣超發的指標

M2/GDP比率的變化，在很大程度上說明一國貨幣性財富對當年GDP的貢獻度，可以在一定程度上反映出各國經濟活動的活躍度或生產效率。實際上，沒有任何經濟學理論認為，M2必須與GDP存在一個固定的比例關系。M2作為一個存量指標，反映的是一個國家累積下來的貨幣供應量，GDP則是一個增量指標，反映一定時期內經濟活動中生產、投資、消費創造的附加價值部分，而這些經濟活動所需的中間交易并不納入統計。以一個存量指標去與一個增量指標比較，意義并不大。貨幣存量本身所反映的經濟活動包含的范圍更廣，特別是在土地、房產等交易領域，會產生大量的貨幣存量，卻并不一定創造出較多的附加價值。

中國改革開放三十多年來，隨著經濟總量的增長，經濟活動對貨幣和相關交易工具的依賴越來越重，貨幣化進程加速，導致金融資產規模在經濟總資產中的比重上升。2012年底，我國M2余額高出GDP45.49萬億元，M2與GDP之比達到188%。據世界銀行統計，2011年全球M2/GDP平均值超過125%，其中歐元區接近180%，日本達到240%，我國香港超過300%，而盧森堡高達489%。日本和盧森堡這一比率盡管非常高，但卻并沒有出現嚴重通貨膨脹，相反，日本還一直努力在擺脫通貨緊縮。M2與GDP比值的高低與通貨膨脹并不存在必然聯系。目前，國際貨幣基金組織常使用金融總資產/GDP這一指標來衡量一國金融資源稟賦。其中金融總資產為銀行總資產加上公開發行的債券總市值和股票總市值。根據IMF計算，2011年世界平均水平為366%，其中美國、歐元區、英國、日本分別為424%、449%、784%和540%，平均水平為476%；亞洲四小龍平均水平為544%多；我國僅為303%，低于世界平均水平。說明當前我國的金融資產或金融稟賦與GDP增長相比相對不足。

通過上述分析，簡單以M2/GDP指標較高來衡量中國存在貨幣超發是不夠科學合理，難以令人信服。與此同時，我國M2存量大并未引起通貨膨脹，近幾年我國物價指數始終保持在合理范圍之內，說明我國貨幣供應量增長是適應社會經濟發展需要并促進經濟增長的，進一步否定了貨幣超發的觀點，否定了貨幣超發引起通貨膨脹的觀點。與經濟發展情況相似度較高的金磚國家相比，2013年1月，中國、俄羅斯、巴西、印度四國的M2與GDP之比分別是188%、45%、37%和18%，但1月份CPI的漲幅卻分別是2%、7.1%、6.15%和6.62%?？梢姡魺o其他條件配合，M2存量高并不一定會直接導致通脹。

目前，我國M2/GDP較高雖不致引起很大問題，但如果不高度重視，并采取相應調控措施，可能會繼續明顯走高，隨著總需求持續擴張、要素成本持續推升，長期內也可能會形成通脹壓力。

四、基于社會經濟發展需求的貨幣供應量增長分析

近年來，我國M2增長呈現出逐漸加速的態勢。2000年底M2余額約13萬億元，到2008年底M2余額為47.52萬億元，而至2013年3月底達到103.61萬億元。這主要源于我國經濟社會發展現實性貨幣需求。

（一）市場化改革深入推進引致貨幣供應量快速增長

在漸進改革的市場化過程中，我國政府通過宏觀調控政策措施，采取漸進方式不斷將自然資源、勞動力、資金、技術、管理等資源和要素推向市場，使得各類資源持續貨幣化。同時，在我國持續深入推進工業化、信息化、城鎮化和農業現代化建設中，各級地方政府和各類企業，均存在較強的融資動機和較大的融資需求。融資需求的增加為銀行貸款投放提供了廣闊的市場，引致更大幅度的信貸資源投入。因此，隨著改革開放的深入和市場化程度的提高，引起我國貨幣需求水平不斷上升。

（二）貨幣增長內生性特征催生貨幣供應量快速增長

我國貨幣增長存在一定的內生性特征，即貨幣需求推動貨幣供給。1978年至上世紀90年代初期，因為產品的商品化，通過市場交易發現了商品價格，才導致貨幣需求增加，最終推動貨幣供給增長。另在我國市場經濟發展前期，由于央行不具備完全獨立性，在貨幣供給方面略顯“被動”，呈現部分內生性的特征。如在上世紀八十年代，為了滿足政治主導模式下的經濟發展需求，不得不通過發放再貸款和對中央財政透支來“被動”投放基礎貨幣。同時，在現行外匯管理體制下，外匯占款規模不斷攀升，央行又承擔了穩定匯率的重要任務，在購匯過程中不得不“被動”投放人民幣。這均體現了貨幣供給的內生性特征。

（三）貨幣信貸需求高速增長引發貨幣供應量快速增長

M2快速增長的直接源頭是信貸高速增長，因我國直接融資渠道不發達，信貸需求始終非常旺盛，銀行只要有錢就可以迅速貸出去，從而使這個多倍創造貨幣的功能不斷發揮作用，令M2存量幾何式擴張。特別是為應對世界金融危機，在一攬子經濟刺激計劃的作用下，為配合國家4萬億經濟刺激措施，2009年以來，我國信貸規模出現了大幅增長，帶動了M2存量的持續走高和快速積累。

（四）金融資源配置效率較低推動貨幣供應量快速增長

金融配置效率的不足必然表現為同等的GDP增長需要更多的貨幣供給來推動，導致貨幣化比率的偏高。在我國，銀行主導型的融資結構決定了金融資源的配置主要是通過銀行進行的，而我國多數銀行融資服務對象仍主要面向大型企業，以致國有經濟一直是信貸資源的主要占有者。在直接融資領域，大型企業也是股票市場和企業債券市場的融資主體，中小微企業整體上仍然較難通過直接融資方式獲取大量金融資源。在我國經濟的高速增長以及倒閉機制的影響下，為保證經濟的持續增長，銀行體系只能被動增加貨幣供給、提供新的信貸以滿足社會對資金的需求。導致M2快速增長。另外，改革開放以來，我國居民的收入普遍大幅增加，但居民缺乏多樣性的投資渠道，加之國人的高儲蓄偏好和銀行存款的高安全性，使得居民儲蓄余額長期增長，導致廣義貨幣的沉淀和貨幣的體外循環。

（五）外匯占款是貨幣供應量快速增長的重要推動因素

外匯占款是指央行買入外匯形成儲備時投放的等值人民幣，多年國際收支雙順差條件下的央行購匯行為使央行每年被迫向銀行體系中注入大量貨幣。入世以來，中國出口高增長以及累計的外匯儲備已經嚴重改變了我國貨幣創造的機制和供給結構。截至2012年底，我國外匯儲備已高達3.31萬億美元，這意味著100多萬億元M2中有20萬億元左右是由國際收支不平衡所帶來的。外匯占款雖不具備直接多倍創造貨幣的功能，卻會導（下轉第167頁）（上接第164頁）致銀行存貸比下降，從而進一步增強銀行信貸投放的能力。

（六）積極財政政策實施對貨幣供應量快速增長產生重要影響

新一輪積極財政政策自2008年12月實施以來，我國貨幣供應量由2008年底的47.52萬億增加到2013年3月的103.61萬億，積極財政政策發揮了重要作用。擴張性財政政策是國家通過財政分配活動刺激和增加社會總需求的一種政策行為。這一政策的實施必然帶來政府支出和社會居民支出的持續增加，刺激貨幣需求快速增長，貨幣需求增加必然引致貨幣供應量增長。

五、政策建議

我國貨幣供應量快速增長是基于社會經濟發展的現實性需求，事實上，我們也應清醒的認識到我國經濟發展仍存在著結構性失衡問題，政府一定程度上主導著要素貨幣化分配，金融體系發展相對滯后，金融資源配置效率偏低。經濟發展過度依賴投資，而投資又過度依賴于直接融資。貨幣供應存在國際資本循環下的“被動創造”問題等。為保持合理的貨幣供應量規模以滿足社會經濟發展需求，將物價指數控制在合理區間內，以此促進我國經濟發展方式轉變和經濟結構調整，建議：一是優化融資模式，減少間接融資比例，擴大債券市場和資本市場的規模。未來一個時期應堅定不移地發展信貸以外的融資方式，擴大非信貸社會融資規模，持續改善社會融資結構，從而實質性地降低M2的增長動力。二是轉變政府主導的粗放型經濟發展方式，提高稀缺金融資源的配置效率，警惕地方政府高漲的投資熱情帶來的總需求迅速擴張的壓力，避免融資需求的快速增長。三是對于銀行業機構來說，應當努力推進戰略轉型，改變過度依賴規模擴張和存貸款利差的經營現狀，全方位拓展各項業務。同時，要進一步加強信貸結構調整，以國家重點項目、戰略性新興產業、中小企業和“三農”等領域作為投放的重點，進一步提高信貸資金的使用效率，最大程度地發揮信貸對經濟的支持作用。四是在匯率政策方面，我國應進一步增加匯率改革的靈活性和針對性，增強匯率彈性，努力促進國際收支平衡，減輕外匯占款增長對M2總量帶來的壓力。

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篇（7）

一、引言

經濟增長收斂性研究對區域經濟增長的長期趨勢和區域經濟差異的變化都具有較強的解釋能力，因此被廣泛應用到區域經濟領域。收斂假說指出，基于資本邊際報酬遞減傾向，如果區域間要素可以自由流動，在市場機制的作用下，區域間的人均產出或收入水平將趨于均衡。如果區域經濟增長存在收斂趨勢，則意味著區域經濟差距會在市場機制作用下自動趁于縮小，從而有助于政府實現區域經濟差距的縮小。如果區域經濟增長存在發散(趨異)的趨勢，區域經濟差距將會拉大，則意味著政府縮小區域經濟差距的難度加大，縮小區域經濟差距的政策效果會受到影響。政府可以通過創設有利于收斂發生的條件，來有效地縮小區域經濟差距。

二、模型選擇及數據定義

本文在以前這些研究結果的基礎上，采用β-收斂法來測算區域經濟增長的收斂性，這是由新古典增長模型演變而來的，通過測算β-收斂系數來考察地區經濟增長的收斂性，β-收斂系數是指落后地區的某些經濟指標接近發達地區水平的速度。該模型中，僅有兩個時點t-T和t上的觀測值，T是時段的長度，這一時間區間上的平均增長率即為：

為盡可能保持各區域間經濟體制變量一致性的假定，時期的選取是從建立市場經濟體制后的1994年開始的，分析的總時段是從1994年到2005年，以1999年為分界點。本文選取人均國內生產總值(GDP)作為衡量各省經濟增長的基本指標，人均GDP的增長反映了區域經濟增長實際帶來的人均財富的提高，能比較真實地反映區域經濟增長的實際效果。

本文分析的原始數據主要來自《中國統計年鑒》(國家統計局，1994～2006)。本文分析中提到的人均GDP均為真實人均GDP，即對人均GDP進行平減指數的修正?？紤]到各省的GDP名義指數、可比價格GDP指數難以獲得，統一采用同年全國的GDP名義指數、可比價格GDP指數進行處理，全國的可比價格GDP指數采用以1978年為基期，GDP的名義指數同樣采用1978年為基期，具體的計算公式為：

第i年的平減指數=第i年的GDP名義指數/第i年按可比價格計算的GDP指數。

各省第i年真實人均GDP=各省第i年人均GDP/第i年平減指數。

三、區域經濟增長收斂性的實證分析

(一)絕對收斂分析

絕對收斂假說是指技術、制度、文化、偏好等相似結構特征的區域有相同的經濟穩態，無論經濟的初始條件如何，人均產出的增長率與初始人均產出水平負相關，長期內不同區域的人均收入水平將收斂于相同的穩態水平。首先筆者采用上述經典回歸方程(1)分時段對各省截面數據進行了非線性回歸(回歸結果見表1)。由表中回歸結果可見，各個方程都具有較強的解釋能力。單從收斂系數β的估計值來看，3個時段的估計值B均小于零，說明這3個分析時段全國各省都沒有收斂的趨勢，各省經濟都趨于發散。從β值的顯著性檢驗t值來看，1999年到2005年這一時段，t值顯著水平不是很高，其他兩個時段在5％的顯著水平下通過檢驗，說明發散的特征很顯著。從發展階段來看，社會主義市場經濟體制實行的初期，1994～1999年全國各省的經濟具有明顯發散的特征，1999年以后各省的經濟發散的跡象并不是很顯著。所以總體來看，全國各省的經濟沒有收斂的傾向，具有明顯的發散的特征。

由于收斂研究關注經濟發展的長期趨勢，而非短期階段性變化。因此從1994年到2005年來看，中國省際經濟增長并不存在明顯的收斂趨勢。也就是說。從長期趨勢和整體上而言，中國各省之間經濟增長不存在絕對收斂的特征。

(二)條件收斂分析

條件收斂指出，不同區域之間具有不同的結構特征，從而具有不同的經濟穩態，無論經濟的初始條件如何長期內不同區域的人均水平將收斂與各自的穩態水平。由于條件收斂承認不同區域具有不同的結構特征和穩態值，比絕對收斂更加接近現實，更具有說服力。

在(1)式中再加入其他變量，構建條件收斂的回歸模型：

是一些用于測度區域穩態值的變量，也被稱為收斂條件。如果回歸方程8大于零，且能很好的度量穩態值，則說明發生了條件收斂。

條件收斂研究的關鍵問題是收斂條件的尋找和確定。巴羅強調政府支出是“增長的催化劑”。他檢驗了政府各種支出對經濟增長率的貢獻度，這些變量分別以獨立的形式直接加入，結果表明它們對經濟增長率的貢獻截然有別：其中公共教育支出部分估計系數顯著為正，而用于純政府消費的部分估計系數顯著為負。財政支出作為政府干預經濟的一個重要特征參數，它自然是分析框架中一個不可或缺的重要元素。

參考巴羅的上述結果，我們選擇財政支出――一個反映政府綜合行為的經濟變量，來進一步觀察政府行為對中國經濟增長收斂性的影響。本文中采用財政支出與GDP比例這一變量在總體上考察政府行為對經濟增長的宏觀干預程度，此變量只能反映上述各種變量的一個綜合效應。

筆者將條件收斂回歸模型(2)式中控制穩態的變量設置為財政支出與GDP之比的變量gi，回歸模型如下：

篇（8）

傳統研究經濟增長的理論是從土地、資本和勞動力的貢獻來分析，無法揭示出經濟可持續發展的源泉。內生增長理論特別是新增長理論把技術進步內生化，強調技術進步是經濟長期增長的唯一源泉，為經濟可持續增長指出方向。索洛指出，美國長期人均收入增長中,技術進步起到了80%的作用,投資增加只解釋了余下的20%。正如克魯格曼指出的中國經濟增長的問題一樣，經濟取得了卓越的增長率，卻沒有與之相當的卓越的生產率增長。經濟的增長大部分是資源投入，而不是效率提升的結果。

當前，新疆正處于大發展的新時期，面臨歷史性重大機遇，中央新疆工作座談會提出了新疆跨越式發展和長治久安的戰略決策，進入了新的歷史發展階段。在這一背景下，新疆要實現中央制定的跨越式發展目標，傳統的發展模式不可持續，必須要轉變經濟增長方式。

一、新疆經濟增長方式特征

改革開放30多年來，新疆的經濟發展取得了舉世矚目的成績，從1978年的39.07億元增長到2011年的6574.54億元，年均實際增長率高達10.4％。新疆在大力發展經濟的同時，也在著力調整產業結構和加快農牧業現代化、新型工業化和新型城鎮化“三化”建設來轉變經濟增長方式，但新疆經濟增長方式仍存在增量不增質的問題。經濟增長方式的“三高一低”特征明顯，即高投入、高消耗、高污染和低效益。具體表現為:

（一）資源性產業支撐經濟，產業長期處于低端化，產業利潤長期處于低水平狀態

雖然新疆產業已經融入國際國內產業體系中，但是基本處于價值鏈低端，主要集中在低附加值的能源、原材料等初級產品上。新疆石油石化產業仍占主導地位。2011年，石油石化產業增加值占工業增加值的60%（加上礦產業合計約為67%）。2011年新疆原煤、原油產量分別為1.12、0.26億噸，分別增長20.8％和2.2％。2011年新疆重點監測的十大產業中，資源類的有色、化學、煤炭、鋼鐵工業分別增長32.9%、31.2%、22.5%、17.7%，而裝備制造工業則下降3.3%。

（二）產業結構比例不協調，重化工業特征明顯

與發達國家和我國東部省區相比，新疆的整體產業結構明顯存在比例不協調的問題。2011年，新疆的第一產業占GDP的17.3%，第二產業占50%左右，服務業占32.7%。相比2002年18.9︰37.4︰43.7的結構，近十年產業結構呈逆向調整，當前進一步強化了重化工業化趨勢，第三產業則呈下降趨勢。橫向與全國產業結構10︰47︰43相比，也呈現出第一二產業過高，第三產業偏低的特征。2010年新疆輕重工業比例為13.7:86.3，重工業中加工制造業僅占工業增加值的8.3%，說明新疆工業發展基礎薄弱，工業體系不健全，產業鏈發育不完備。

（三）新型工業化發展不足

新疆2005年提出的新型工業化，比全國晚了3年，是以農業為重點向以現代工業為重點的重大戰略轉型。但當前的工業增長仍然依賴于石油開采、化工、電力等傳統行業。在信息工業基礎上發展起來的新型工業絕對發展迅猛，相對發展不足。全國新型工業化戰略持續穩步上升，但新疆尚處于起步階段。按照胡毅與邢瑞軍（2011）的綜合新型工業化指數，新疆從2001年的52分降低至2008年的43分。以新疆風電產業為例，風電裝機量增長緩慢，從2000年的7.3萬KW，增加到2009年的100.3萬KW，但占全國份額卻從21.08％下降到3.89％。

（四）高投入與高消耗并存

2011年新疆全社會固定資產投資總額為4712.77億元，占GDP的比重逐年增大，從1978年的33%逐年增加到2011年的72％。這反映出新疆經濟的高速增長在相當程度上是靠高投入支撐的。新疆經濟結構中，傳統產業所占比重很大，這種格局決定了其經濟增長必然要依賴相當大的資源與要素投入。新疆的石油加工、建材、鋼鐵、有色、電力等高耗能行業能源消費比重占規模以上工業企業能耗的四分之三。2009年，新疆萬元GDP能耗為1.93噸標準煤/萬元，是全國平均水平的1.8倍，其中，萬元工業增加值能耗為3.10噸標準煤/萬元，是全國平均水平的1.5倍。新疆屬于典型的高耗能工業。

二、基于全要素生產率的新疆經濟增長分析

探討和描述經濟增長方式的文獻非常多，依據不同的判斷標準和視角有多種增長方式，但從定量的方法來分析經濟增長方式的方法是全要素生產率(Total Factor Productivity，簡稱TFP)方法。TFP方法是分析經濟增長方式的重要工具，估算TFP有助于進行經濟增長源泉分析，即分析各種要素對經濟增長的貢獻，確定增長的可持續性。TFP的增長是支持經濟長期增長的唯一源泉，是一個國家和地區經濟增長質量、技術進步和管理效率提高的重要標志。

篇（9）

對外貿易是否促進經濟增長一直是經濟學界爭論的焦點。關于對外貿易與經濟增長相互關系的研究大體上存在三種觀點:促進論、阻礙論、折衷論。國內外許多經濟學者對此做了大量的實證研究,由于采用的研究方法和研究范圍及采用的數據不同,實證研究得出的結論也各不相同。國外學者的實證研究中,Kaldor指出,經濟增長使生產成本降低,有利于對外貿易;Ghartey指出,經濟增長就能帶來出口的增加;Balassa采用橫截面數據分析10個國家的出口貿易與經濟增長的關系,得出出口引致經濟增長的結論。Michaely的研究發現出口對經濟增長的促進有一個臨界發達水平,在臨界發達水平的兩側,出口對經濟增長的作用大不相同,經濟發達國家的出口對經濟增長的作用較為明顯。同時,在對外貿易是否能促進經濟增長的問題上,國內學者也做了大量的實證研究?？偟膩碚f,對外貿易與經濟增長之間存在著高度相關關系,但對外貿易在不同國家的不同地區不同時期有著不同的重要性,它既不是增長的充分條件也不是必要條件。鑒于此,本文在分析前人研究成果的基礎上,利用協整檢驗、誤差修正模型、Granger因果檢驗等方法,從不同的角度分析對外貿易對經濟增長的影響。

二、實證分析

1.變量與樣本數據的選取。本文選取三個變量作為研究對象,即國內生產總值(GDP)、出口額(EX)、進口額(IM)。分析所采用的樣本取自于1988~2006年的年度數據,數據來源于有關各年的《寧波統計年鑒》,為了確保數據的可比性,用城市居民消費價格指數(1988年=100)對各個年度的GDP數據進行平減,平減后得到RGDP。進出口額分別用當年平均匯率換算為以人民幣為單位的進出口額,然后再用城市居民消費價格指數進行平減,得到REX和RIM。為了消除數據中可能存在的異方差,對平減過的各變量取自然對數,得到三個變量LNGDP、LNEX、LNIM。

2.單位根檢驗。根據計量經濟學理論,在利用OLS對計量經濟模型進行估計時,如果時間序列為非平穩序列,則容易產生偽回歸,從而使模型不能真實地反映解釋變量和被解釋變量的關系。因此,為了防止出現偽回歸,首先應對變量的時間序列進行平穩性檢驗。首先觀察LnG、LnEX、LnIM的時間序列圖(圖1),發現其表現出非平穩的特征,而且其變化特征比較相似,即有同趨勢性。再觀察LnG、LnEX、LnIM的一階差分序列LnG、L-nEX、LnIM(圖2),發現其表現出平穩的特征。下面用ADF(AugmentDikey-Fuller)方法對各變量進行單位根檢驗(本文所有的檢驗都用Eviews5.1軟件完成)。由表1可見,所有變量時間序列都是非平穩的,而所有的變量時間序列的一階差分都是平穩的,故它們均為一階單整序列,變量之間符合存在協整關系的條件。

3.協整檢驗。協整檢驗是用來檢驗非平穩變量之間是否存在長期均衡的關系。本文采用JJ方法進行協整檢驗,JJ方法適用于多個協整關系的估計和檢驗。在進行JOHANSEN協整檢驗時,首先應確定一個合理的滯后階數,以防出現偽協整。JO-HANSEN檢驗的最優滯后階數根據VAR模型的最優滯后階數p來確定。在選擇滯后階數p時,一方面要使滯后階數足夠大,以完整地反映模型的動態特征;另一方面,滯后階數又不能太大,以免降低模型的自由度。根據AIC原則和SC原則并結合LR檢驗,得到VAR模型的最優滯后階數為2,因此協整檢驗的最優滯后階數為1。檢驗結果如表2所示。的檢驗結果表明,在5%的顯著水平下,三個變量之間存在唯一的協整關系,說明在樣本區間內,寧波市的經濟增長與進出口之間存在長期穩定的均衡關系。取標準化的協整向量,得到以下協整關系表達式:（公式略）調整系數值較高表明模型擬合優度較好,F統計值表明方程總體通過顯著性檢驗。從(1)式可以看出,出口對經濟增長的彈性約為0.414,即出口每增加1%可以帶來41.3%GDP增長,進口對經濟增長的彈性約為0.015,即進口每增加1%可以帶來1.5%的GDP增長,說明進出口對寧波市經濟增長具有正向的拉動作用,并且出口對經濟增長的促進作用遠大于進口對經濟增長的促進作用,從而支持了出口促進經濟增長的假說,但也不能忽視進口對經濟的增長作用。

4.向量誤差修正模型。根據格蘭杰定理,一組具有協整關系的變量一定有誤差修正型的表達式存在。而如果變量存在協整關系,則我們可以建立包括誤差修正項在內的誤差修正模型,以此來研究模型的短期動態情況,誤差修正項的大小表明了從非均衡狀態向長期均衡狀態調整的速度。由協整關系式可得誤差修正項:EC=LnGDP-0.413794LnEX-0.015375LnIM-3.834458(2)以ΔLnGDP為被解釋變量,以誤差修正項ECt-1(作為非均衡誤差)、ΔLnEX、ΔLnIM及其各階滯后為解釋變量,用OLS嘗試剔除不顯著變量的影響,得到如下誤差修正模型:（公式略）(3)式中,第一組括號中的數字為標準差,第二組括號中的數字為t統計量的值。t統計值表明,回歸系數都通過了顯著性檢驗,且似然值較大,AIC、SC值較小,說明模型擬合效果較好。結果表明,滯后一期的進口短期變動對LNGDP存在反向影響,滯后一期的出口對LNGDP存在正向影響,兩者系數的絕對值相比較,出口比進口大,表明出口對經濟的拉動作用大于對進口的擠出作用。誤差修正系數約為-0.152,符合反向修正機制,即進出口以15.2%的調整比例幅度從反向向長期均衡狀態調整,對下年GDP增長產生影響。

5.Granger因果關系檢驗。由協整檢驗結果可知,寧波市進口、出口與經濟增長之間存在長期穩定的均衡關系,但是這種均衡關系是否構成因果關系,即是由于進口、出口的增加帶來了經濟的增長,還是由于經濟的增長帶來了進口、出口的增長,是由于進口的增長帶來了出口的增長,還是由于出口的增長帶來了進口的增長,則需要進一步驗證。本文采用Granger因果關系檢驗法對進口、出口及經濟增長之間是否存在因果關系進行檢驗。P概率值的含義是,拒絕原假設而出現第一類錯誤的概率。P概率值越小,拒絕原假設而出現第一類錯誤越小,故拒絕原假設概率越大。對外貿易進口不是經濟增長的Granger原因,但經濟增長卻是進口的Granger原因,說明隨著寧波市經濟的增長,加大了對外貿易進口。對外貿易出口與經濟增長之間互為因果關系,表明寧波市經濟具有典型的“出口驅動型經濟增長特征”,出口的增加導致經濟的增長,經濟增長反過來又促進更多的企業加大出口,產生了明顯的反饋作用,經濟增長是出口增加的原因。對外貿易出口是進口的Granger原因,而進口不是出口的Granger原因,即寧波市對外貿易出口的擴張加大了進口的力度,由于經濟增長與出口的雙向拉動作用,因此寧波市進口也顯示出強勁的增長趨勢。#p#分頁標題#e#

三、研究結論

篇（10）

十報告指出要適應國內外經濟形勢新變化，加快形成新的經濟發展方式，把推動發展的立足點轉到提高質量和效益上來。同時，報告也強調了深化經濟體制改革是加快轉變經濟發展方式的關鍵。

現代經濟增長的基本理論綜述

關于經濟增長方式的類型有很多種提法，如數量型與質量型、外延型與內涵型、粗放型與集約型等。盡管劃分角度不同，但在本質上，數量型、外延型和粗放型是一致的，主要依賴要素投入數量的增加來實現產出的增長；而質量型、內涵型和集約型是一致的，主要依賴要素質量和使用效率的提高來實現產出的增長。

從古典學派經濟學家開始，就對經濟增長的性質、原因和條件等進行了探討。亞當·斯密把決定和影響經濟增長的因素歸結為：生產性勞動、勞動分工和資本積累。約翰·穆勒深入研究了人口增長、資本積累、技術進步、勞動分工和合作等因素在經濟增長中的作用。此后，馬歇爾注意到組織管理以及知識在經濟增長中的作用，熊彼特強調了企業家創新對與經濟增長的影響。上述研究所涉及的影響因素都可以歸入“要素投入增加”和“要素生產率提高”兩個方面。

1939年，哈羅德-多馬模型奠定了現代經濟增長理論分析的基本框架，主要分析了勞動力和資本要素投入對于經濟增長的貢獻，但不能解釋要素利用效率的提高對于經濟增長的貢獻。1956年，美國經濟學家索洛在哈羅德-多瑪模型的基礎上增加了技術進步因素，提出了著名的索洛模型，并推出增長速度方程：

y=a+αk+βl

式中y為產出增長率，k為資本投入增長率，l為勞動投入增長率，a為全要素生產率，α為資本彈性系數；β為勞動彈性系數。從該方程式中可以看出，經濟增長因素分為全要素生產率和要素投入增長率兩大類，而要素投入增長率又細分為資本投入增長率和勞動投入增長率。

索洛模型把經濟增長的因素劃分為“要素投入增加”和“要素生產率提高”兩大類，在比較完整地描述和解釋經濟增長動因的同時，把人們對于經濟增長因素的理解帶入了一個新階段，為人們從量化角度分析和把握經濟增長的因素貢獻提供了方法論基礎。以索洛模型作為經濟增長方式劃分的依據，主要是從該模型的經濟增長因素貢獻的量化分析角度進行的。當要素投入增長的貢獻率高于全要素生產的貢獻率時，屬于粗放型增長方式；當全要素生產的貢獻率高于要素投入增長的貢獻率時，這屬于集約型增長方式。

由于索洛模型把技術進步作為外生變量，因此全要素生產率（TFP）成為所謂索洛余值的暗箱。之后新經濟增長理論通過技術進步的內生化，打開了索洛余值的暗箱，使人們看到了勞動分工、知識積累、人力資本積累等帶來的要素邊際收益遞增，也為探討經濟增長方式由粗放型向集約型轉變提供了新的思路。

我國經濟增長方式特征相關文獻綜述

李京文（1991）分析了1953-1988年我國的經濟增長因素，采用了喬根森等人提出的超越對數形式的生產函數方法，估算了資本、勞動投入和生產率增長（即技術進步）對經濟增長的貢獻。其研究表明，改革開放以前，我國的經濟增長方式比較粗放，要素投入對經濟增長的貢獻遠高于生產率提高的貢獻，而要素投入又主要依賴于資本要素的投入。改革開放以來至1988年，生產率增長對經濟增長的貢獻明顯提高，其作用日益重要，顯示出這一階段的農村改革以及城鎮的企業改革，激發了勞動者的生產積極性，推進了技術進步，提高了資源的配置效率。盡管這一時期粗放的程度有所下降，但要素投入對于經濟增長的貢獻仍然超過生產率增長的貢獻，占到59.9%，因而經濟增長方式仍然屬于粗放型。

陳琳（2008）采用C-D生產函數，研究了1978-2004年我國經濟增長的因素貢獻情況。估計的資本產出彈性為0.54，勞動產出彈性為0.46。根據其研究，1978-2004年期間，資本年均增長率為10.1%，高于同期GDP的年均增長率，資本投入對經濟增長的貢獻率為56.2%。勞動力投入在此期間對經濟增長的貢獻率為11.7%，資本投入貢獻大大高于勞動力投入貢獻，二者的貢獻率之和為67.9%，說明要素投入在我國經濟增長中發揮了主要作用。全要素生產率（TFP）的年平均增長率在此期間達到3.1%，對經濟增長的貢獻率為32.1%。從1978-1990年和1991-2004年的分階段比較來看，1990年之后，勞動力投入對經濟增長的貢獻率急劇下降，由19.7%降為4.9%，資本貢獻率有所上升，由51.1%提高到60.6%，但要素投入的總體貢獻率是下降的，由70.8%下降為65.5%。全要素生產率的貢獻有所提高，由29.2%提高到34.6%。就經濟增長方式而言，兩個階段都主要依賴于要素投入來推動，資本要素投入的增加是最主要的推動力，屬于粗放型增長。

楊飛虎（2010）進一步分析了1952-2008年期間我國經濟增長的各因素貢獻情況。研究采用C-D生產函數，設立了我國總量生產函數模型，分別對1952-1977年、1978-2008年、1993-2008年、1952-2008年這四個時期進行了分析。估計的要素產出彈性為，在1952-1977年期間，資本產出彈性為0.398，勞動產出彈性為0.239。在1978-2008年期間，資本產出彈性迅速上升到0.939，勞動產出彈性為-0.04。在1993-2008年期間，資本產出彈性高達0.934，勞動產出彈性急劇下降到-0.062。在1952-2008年期間，資本產出彈性高達0.813，勞動產出彈性為0.112。

根據楊飛虎的分析，資本投入是我國經濟增長的主要源泉，其對經濟增長的貢獻率從1952-1977年期間的50.47%上升到1978-2008年期間的95.33%；而勞動投入經濟增長的貢獻率從1952-1977年期間的9.72%急劇下降到1978-2008年期間的-0.01%。在整個1952-2008年期間，資本投入對經濟增長的貢獻率高達89.58%，勞動投入僅為3.23%。在1952-1977年期間，全要素生產率對經濟增長的貢獻率為39.81%；而1977-2008年期間，貢獻率急劇下降為5.67%，但在1993-2008年期間，其貢獻率緩慢上升到7.016%。在整個1952-2008年期間，全要素生產率對經濟增長的貢獻率僅為7.19%，略高于勞動投入的貢獻率。

上述分析盡管因研究方法和數據口徑的差異，在結論上存在著一定分歧，但都反映出一個事實，即：我國的經濟增長仍然主要依賴于要素投入，而要素投入又主要依賴于資本的投入，資本投入增長迅速且增速提高，勞動投入增長緩慢且增速下降，全要素生產率有所提高，但十分緩慢。我國經濟增長方式仍然具有高投資、低就業、低技術含量的典型粗放型特征。

我國粗放型經濟增長方式特征與政府的不當干預

經濟增長是由企業活動實現的，而企業依賴于要素價格體系，其決策是在給定產出的前提下，根據要素的相對價格來選擇要素投入組合以實現成本最小化。因此，企業面對的相對要素價格體系決定了企業選擇的要素投入組合，因而也最終決定了整個宏觀經濟的增長方式。一國的要素價格體系又主要取決于一國的要素稟賦結構特征和政府的干預。一般而言，一個國家某種要素越豐裕，它的相對價格就越低；而越稀缺的要素的相對價格就越高。

（一）與經濟發展階段同步的粗放型經濟增長方式

生產要素一般可分為三種，即勞動、資本和土地，這3種要素如何進行組合以從事生產則依賴技術。一個企業要獲取這三種要素和技術，都需要付出一定的成本。

就我國的要素稟賦結構來看，勞動力資源最為充裕，資本和土地（自然資源）次之，而技術最為短缺。由此形成的要素價格體系表現為勞動力價格相對最低，資本和土地次之，而技術相對最為昂貴。此處技術是指憑借自主研發實現的。由于我國尚處于發展中階段，進行自主研發實現技術進步往往需要很高的研發投入，而且風險較大，因而價格高昂，在其他國家有現成技術可以引進的情況下，通過引進技術來推進技術進步，取得技術的成本和風險都較低，更具有經濟合理性。不過，引進的技術一般包含在所購買的技術設備里，在進行經濟增長核算時會表現為資本的增加，而不是索洛余值的增加，即不表現為全要素生產率對經濟增長的貢獻。相反，如果以自主研發來取得技術進步，研發的成本不被包括在經濟增長核算中，所以，自主研發所獲得的技術進步就會表現為經濟核算中的索洛余值，即全要素生產率的增長。

另一方面，隨著我國經濟的持續快速增長，勞動力和土地價格出現相對上升趨勢，迫使企業逐漸改變要素投入結構，開始重視研發投入，以促進技術進步。因此，我國的經濟增長方式表現為主要依賴于要素投入的粗放型模式，一方面迅速成長為“世界工廠”，產生大量以加工組裝為主的勞動密集型企業，大量農村剩余勞動力進城就業；另一方面全要素生產率對經濟增長的貢獻率雖然不高，但出現緩慢上升的趨勢。盡管資本價格相對較高，但在發達國家主導的技術進步以資本密集性技術為主的情況下，企業不得不通過加大資本投入提高競爭力，這在宏觀上就表現為以大規模資本投入促進經濟增長，這與一個發展中國家在工業化初級階段的發展模式是吻合的?？梢哉f，這些粗放型特征都具有一定的經濟發展階段適應性。

（二）政府不當干預導致經濟增長方式過度粗放

從我國要素價格體系中的政府干預來看，存在著對要素價格的嚴重扭曲現象，主要表現在以下幾個方面：

1.自然資源（包括能源）價格偏低。我國的能源和原材料價格仍然沒有市場化，自然資源價格形成體系不合理，對環境成本的估計不足，價格偏低，不能反映我國自然資源的稀缺性。由此導致我國生產過程中的自然資源消耗驚人。我國單位GDP能耗遠高于世界平均水平，與發達國家相比，差距懸殊，是日本的10倍，德國的7倍，甚至相比同為發展中國家的印度還要高出31%-45%。我國對石油、水資源、鋼材、水泥、有色金屬等資源的消耗同樣居于世界前列，不僅遠高于發達國家和地區，也大大高于世界平均水平。我國萬美元的GDP消耗的石油、水資源、鋼材和水泥分別是世界平均水平的3倍、4倍、6.8倍和11.6倍。

2.資本價格長期偏低。我國在計劃經濟體制下，實行重工業優先發展戰略，人為壓低利率，使利率水平長期低于市場利率，這一現象在改革開放后仍未做到實質改變。作為一個發展中國家，資本原本不充裕，但名義利率在有的時期卻低于美國，如2007年6月我國一年期人民幣貸款基準利率為6.57%，與美國當時6.5%的再貼現率水平持平。另外，我國特有的所有制結構，國有銀行控制了大部分金融資源，主要貸放給國有企業，銀行沒有謹慎貸款的激勵，國有企業也沒有還貸的動力，甚至一些非國有企業憑借人情借貸也是如此，這使得企業實際支付的貸款利率可能更低。企業賴賬得不到應有的制約，進一步加劇了我國信貸市場的逆向選擇和道德風險。

3.勞動者權益不能有效保障降低了勞動力實際價格。我國勞動力資源豐富，導致勞動力價格低廉，但其底線應該基本能夠保障勞動力的再生產。但在我國，勞動者尤其是農民工權益得不到有效保障，拖欠工資甚至逃避支付工資的現象時有發生，工作日、節假日加班往往不支付或者少支付加班工資的現象很多，農民長期離鄉背井打工，在惡劣的工作環境下勞動往往缺乏必要的勞動保護，身心健康嚴重透支，工人、農民等勞動者的實際社會保障水平很低。這些方面的影響進一步降低了勞動力的實際價格。

4.對知識產權的保護不力提高了技術的實際價格。在我國這樣的發展中國家，企業進行自主研發的投入高、風險大。即使取得研發成果，由于市場的法制環境不完善，也導致知識產權被侵犯的現象較多，某種新產品一上市，市場上很快就會出現大量假冒偽劣產品，企業為維權還需支出打假、訴訟等費用。這使得企業自主研發的實際成本提高，提高了技術要素的實際價格。

政府的干預不力導致了我國要素價格的扭曲，表現為資本價格嚴重偏低、勞動力價格偏低和技術價格偏高，由此形成的要素相對價格體系，這促使企業傾向于多使用資本、勞動力等要素資源，而不愿進行自主研發。由此形成了比合理情況下更為粗放的經濟增長方式，表現出與經濟發展階段類似的發展中國家更低的資本利用效率、更高的自然資源消耗等特征。

從粗放型向集約型增長方式轉變的路徑選擇

我國的要素價格體系受到了政府過多的不當干預，經濟增長方式表現出了過度粗放的特征。這帶來了環境被嚴重破壞、資本被浪費性使用、技術進步緩慢等一系列問題，削弱了經濟增長的可持續性。因此，需要采取措施對政府的干預進行矯正，在市場調節的基礎性作用與政府調節的輔作用下，形成能夠反映資源稀缺程度的合理的要素價格體系和創新激勵體系，來引導經濟增長方式從粗放型向集約型的轉變。

（一）營造有利于經濟增長方式轉變的法制環境

從發達國家的發展經驗來看，在知識產權保護、能源利用和環境保護等方面均形成了比較完備的法律體系和嚴格的執法體系，做到了有法可依，違法必究。而我國一方面相應領域的法律不完備，在執法上更是問題重重，制約了經濟增長方式的轉變。因此，加強和完善促進技術研發和利用、知識產權保護、資源節約和環境保護等方面的立法，將一些有效的制度和措施上升為法律層面，尤其是加強執法體系建設，使法律法規落到實處更是當務之急。

（二）有效發揮產業政策的引導作用

產業政策是通過確定產業發展的優先順序、限制落后產業擴張、鼓勵和支持高新技術產業發展等措施來達到產業結構升級、節約資源、保護環境以及促進經濟發展的經濟政策。產業政策最常用的工具是市場準入制度，政府應重點針對高耗能、高污染和產能過剩產業制定嚴格的市場準入標準和監管法規。技術落后、單位產出能耗高、達不到技術準入和環保要求的項目不能進入市場，現有企業達不到標準的應逐漸關?；蜣D產，對于產能過剩產業嚴格限制企業進入。產業政策還應進一步加大對技術先進、綠色環保、市場前景廣闊的產業的支持，優先審批，優先投資。在產業布局上，應支持產業投資向落后地區傾斜，并避免重復投資和重復建設。以此引導產業結構的優化調整，提高要素使用效率。

（三）有效發揮財政和金融政策的引導作用

政府可以通過財政、金融政策來激勵和約束企業的投資行為，以此引導企業進行集約式生產，從而推動經濟增長方式的轉變。政府可通過財政政策對實施自主創新、不可再生資源循環利用的企業給予激勵，為其提供一定的稅收優惠，加大研發費用的扣除比率，通過金融政策予以優先貸款，使企業愿意加大創新研發的投入，愿意通過重大技術突破和對現有技術、工藝的改進及對引進技術的消化、吸收來增強企業競爭力，愿意采取節能降耗措施進行生產。同時，政府可提高高能耗、高排放企業的稅收比例，抑制高耗能、高排放行為，鼓勵其通過技術創新、管理創新來節能降耗。

此外，為引導經濟增長方式的轉變，政府還可擴大資源稅的征收范圍，逐步提高資源稅的稅負水平，改革“從量定額”的計征方式為“從價定率”，從而使財政政策能夠促進資源的更加有效地開發和利用，促進環境保護。新修訂后的《中華人民共和國資源稅暫行條例》于2011年11月1日起施行。新方案主要涉及兩個方面的改變：一是增加了從價定率的資源稅計征辦法，對原油、天然氣資源稅由從量計征改為從價計征，并相應提高了原油、天然氣的稅負水平，稅率為5%-10%，這次改革暫按5%的稅率征收。二是統一內外資企業的油氣資源稅收制度，取消了對中外合作油氣田和海上自營油氣田征收的礦區使用費，統一改征資源稅。

（四）提高教育投資的利用質量

加大對教育的投資力度，可以提高勞動者的人力資本水平，提高勞動者的勞動生產率，可以提高國家的自主創新能力，為經濟增長方式的轉變奠定人力資源基礎。近年來，政府對教育的投資力度不斷加大，但人才的培養質量還有待提高，人才的培養結構也不太合理，表現為人才的創新能力不強、大學生就業難、熟練技術工人嚴重短缺等方面。因此，在加大教育投資力度的同時，政府應注重提高教育投資的質量，如加大對職業學校的硬件投入、加大對優秀學生的獎勵力度、加強師資隊伍建設等。

總之，在我國面臨轉變經濟發展方式的關鍵階段，既要充分發揮市場機制的調節作用，也要發揮政府干預的推動作用，以有效的市場機制結合科學的宏觀調控政策來引導企業的要素使用偏好，優化產業結構，推動經濟增長方式向集約型轉變。

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