经济增长路径范文

经济增长路径范文（精选11篇）

经济增长路径 第1篇

当前摆在江苏面前的一个现实问题是形成了苏南和苏北两个差异明显的区域经济带, 江苏经济呈现自南由中而北逐步走低之势, 梯度特征非常明显。由于江苏各区域间经济发展水平的失衡, 严重制约着江苏总体经济实力的进一步提升。为此, 在新的历史条件下, 江苏人民如何在科学发展观的指导下, 尽快缩小南北差距实现均衡发展, 是一个不可回避的问题。

事实上, 针对这一问题, 学术界从不同的角度提出了各自的建议和主张, 归纳起来主要有: (1) 生产力布局论。戴先杰 (1994) [1]、汪汉忠 (2003) [2]等认为苏北经济之所以落后, 根源在于苏北地区的生产力布局落后, 除了传统的第一产业占主导地位外, 基础设施也非常落后, 从而导致投资环境恶劣。因此, 苏北地区应首先从加大基础设施投资力度入手, 逐步调整生产力布局。 (2) 教育先行论。布鲁斯·家博 (2006) , 王瑛 (2007) [3]认为苏北地区的落后, 表面上看是基础设施落后, 但从根本上讲则是苏北地区人才缺乏和区域文化保守, 而这一切又源于苏北地区教育的落后。因此, 要缩小南北差距, 应主要从发展教育入手。 (3) 制度创新论, 认为制约苏北经济发展的深层原因在于体制与制度的落后, 包括所有制结构、市场机制等方面。例如张卫东等 (2003) [4]认为, 由市场机制引导的、由非国有经济拉动的江苏经济非均衡发展呈现出较严重的极化效应。市场经济比较活跃的苏南地区, 因国有经济的调整力度较大, 经济发展都很快, 例如昆山、常熟、江阴等一些市 (县) 的非国有工业产值比重均高达90%以上。因此, 要缩小苏北与苏南的差距, 制度创新是关键。 (4) 加大开放论。储东涛认为, 苏北地区欠发达是因为苏北陷入了“贫穷恶性循环”, 越差越穷, 越穷越差。因此, 要摆脱贫困恶性循环陷阱, 必须借助外力作用, 加大对外开放力度。 (5) 自主创业论。杨宇、郑垂勇 (2006) [5]认为, 目前要使苏北经济发展赶上苏南, 在加快对外开放和加强全省支持的同时, 关键是激发苏北的内生力量。苏北地区最缺乏的就是企业家精神。所以, 政府应该着力培育企业家精神, 鼓励自主创新和自主创业, 营造全民创新和创业的社会氛围。 (6) 城镇化发展论。马远军等 (2006) [6]认为, 与苏南地区特别是长三角地区相比, 苏北地区发展差距的一个重要方面就是城镇化落后。由于农村人口比重过大, 城市体系不发达, 城镇对周边经济的聚集和辐射作用薄弱, 影响了产业结构的调整和市场体系的培育。因此, 苏北地区必须加快实施城镇化战略, 逐步形成以大中城市为中心、小城镇为依托的现代城镇体系。

毫无疑问, 上述的各项建议和主张都是对江苏经济现状进行总结和一般的定性分析后提出来的。但是, 缩小江苏南北差距到底应从哪方面入手, 应该选择什么样的增长路径才是最佳的, 只有通过定性与定量相结合的分析才能得出令人信服的结论。更为重要的是, 分析区域差距是无法通过一两个因素的比较就得出全面、准确的结论。因为这些因素往往交融在一起发挥合力的作用, 而且不同历史时期影响经济发展的主要因素不同。基于此, 本文从系统和动态的角度对影响江苏经济增长的因素进行研究, 以期为江苏经济增长路径选择提供科学依据。

二、模型构造

(一) 影响区域经济增长的因素

经济增长是指一国或一个区域内在一定时期内 (通常为一年) 产品与服务总产出量的增加, 它可以用国民生产总值或人均国民生产总值计量。以国民生产总值计量的经济增长意味着本期t=1的国民生产总值Y必须大于前期t=0的国民生产总值, 即Y1>Y0。以人均国民生产总值计量的经济增长意味着Y1Bundefined>Y0Bundefined。按照第二种含义定义的经济增长, 是与人口增长紧密相关的。如果国民生产总值增长率小于或等于人口增长率, 那么就意味着没有经济增长。

决定经济增长的因素是多方面的。在一个封闭的国民经济或区域经济内, 国民生产总值Y1是现存的生产能力 (产出) S和需求D的函数, 即:

Y1=f (S1, D1)

从供给方面看, 产出主要取决于劳动力L, 资本K和自然资源 (包括土地) N等生产要素的数量和质量。即:S1=f (L1, K1, N1, …) 。

从需求方面看, 总需求是由消费需求 (私人、公共) C和投资需求 (私人、公共) I两部分构成的。即:

D1=f (C1, I1, …)

除此之外, 经济增长还受其他一系列因素的影响, 其中主要包括市场化程度M、技术进步T、空间结构 (产业布局) R、产业结构SE、基础设施IN、政治体制PO、社会文化习惯SO、企业自生能力CO、政府区域发展战略G, 以及这些因素随时间而发生的变化。这些因素对经济增长主要起着加速或延缓的作用。所有这些因素对经济增长过程的作用, 既发生在供给方面, 也发生在需求方面, 这些因素的相互作用决定了一个国民经济或区域经济的内生增长。如图1所示:

图1表明, 区域经济增长是由诸多因素共同作用的结果, 任何单一因素都难以解释经济增长的全部。但问题是, 这些影响因素之间是什么关系, 如何判定这些因素在区域经济增长中所扮演的角色?古典政治经济学家配第认为, “土地是财富之母, 劳动是财富之父”。新古典经济学家哈罗德和多马认为资本积累是影响经济增长的决定性因素。因此, 我们有理由相信, 各地投入要素的数量和质量是影响区域经济增长的决定性因素。试想, 如果各地投入的要素量为零, 即便有再好的制度和技术, 也只能是“巧妇难为无米之炊”。在图2中, 要素投入的贡献表现为生产函数曲线从A增到D, B增到E, C增到F。

事实上, 一个区域所拥有的要素状况只构成了经济增长的必要条件, 而非充要条件。这些要素如何配置, 是影响区域经济增长的另一个重要因素。一般地, 要素配置的基本方式有两种, 一是计划方式;二是市场化方式。其中计划方式是建立在高度完善的社会理性主义基础上的要素配置方式, 实践证明其效率是低下的。而市场化方式则是建立在经济人理性主义的分散决策基础上的要素配置方式, 其效率可以从我国改革开放以来的实践经验和国外百余年的快速发展中得到印证。但由于我国选择的是一条渐进式市场化改革道路, 这就决定了市场化进程在不同的时空范围内存在差异。这种差异直接导致了要素配置效率的差异, 并进而导致了经济增长的差异, 它是区域差距的另一个重要影响因素。在图2中, 要素配置效率的贡献表现为生产函数曲线由A到B, D到E的移动。

在要素的量和质既定, 并且已经得到了某种形式的配置的条件下, 经济增长还要取决于另一个因素——要素使用效率。企业要素使用效率和企业内部的技术水平密切相关, 而技术进步最根本的源头是劳动分工。所以, 一个社会里的分工越细化, 要素的使用效率就越高。此外, 政府区域发展战略、城市化水平、社会制度、教育文化等也是影响要素使用效率的关键因素。在图2中, 要素使用效率的贡献表现为生产函数曲线由B到C, E到F的移动。

(二) 对江苏经济增长路径选择的假设

结合江苏实际, 以下的因素可能对江苏经济增长起着比较重要的作用: (1) 物质资本的投入规模; (2) 劳动投入量的多少; (3) 人力资本的投资状况; (4) 城镇化水平的高低; (5) 对外开放的程度; (6) 政府对经济的干预程度, 即经济的市场化程度; (7) 基础设施的状况等。但这些因素并不是一成不变的, 它们的作用程度因时间而发生变化。为此提出以下假设:

假设1:改革开放前, 在国家赶超发展战略的大背景下, 江苏实行了不均衡发展战略, 而这一战略又是通过要素的空间投入来实现的。因此, 本阶段影响江苏经济增长的主要因素是物质资本的投入规模、劳动投入量的多少、基础设施状况等。

假设2:改革开放后, 为了实现要素配置效率, 我国走上了渐进式市场化改革道路。因此, 在这个阶段, 市场化程度和对外开放度可能成为影响江苏经济增长的一个新的因素。

假设3:2003年以后, 我国走上了以提高要素使用效率和“统筹城乡发展”、“统筹区域发展”的科学发展之路。因此在本阶段, 分工水平、要素禀赋结构、政府区域政策和城市化水平将上升为影响江苏经济增长的重要因素。

由于上述三个基本假设是建立在对我国大的经济背景所作出的简单判断下设立的, 它对江苏的情况能否成立, 还需要进行定量分析与假设检验。

(三) 模型的选择

选择C-D生产函数作为分析的基本模型:

Y=AXundefinedXundefined…Xundefined

式中:Y表示产出, Xi为各种影响因素, A是常数, αi为各要素对产出的弹性值。在一般的C-D函数中, 由于假设要素之间可以完全替代, 故各要素对产出的贡献弹性之和等于1;而在此模型中, 通过定性分析可知各要素之间并不是完全可替代的, 因此各要素对产出的弹性值之和不等于1, 即α1+α2+…an≠1。

对以上模型进行对数变换, 得到:

LN (Y) =LN (A) +α1LN (X1) +α2LN (X2) +…+αnLN (Xn)

方程末知参数的估计采用最小二乘法估计。求出线性回归方程后, 还需对其进行显著性检验。在具体处理时, 主要运用逐步回归法挑选对Y有显著影响的因素。

三、实证分析

(一) 数据来源

该研究以江苏省所有的 (13个) 地级市作为区域经济差异格局演变分析的基本单元。考察时期选择了1974-2006年的连续时间序列, 以减少短期波动的影响, 准确反映区域经济差异的演变轨迹。所有数据来自于江苏省统计局编制的《江苏五十年》、《江苏统计年鉴》, 以及《中国县域经济》各卷、《新中国五十五年统计资料汇编》和各地级市统计年鉴。

(二) 假设检验

采用OLS对上述假设进行分阶段检验。在数据处理时, 首先通过简单的相关关系对变量进行初步筛选, 然后运用逐步回归法选择对Y有显著影响的因素。

1.1974-1978年:在这个时期, 经过初步的变量筛选, 新增固定资产投资额、财政支出、公路里程数、各产业的就业人数对于GDP的影响都很大。因此, 设定如下变量:X1为新增固定资产投资额, 代表物质资本投入;X2为财政支出, 代表政府干预程度;X3为公路里程数, 代表基础设施状况;X4为各产业的就业人数, 代表劳动投入。在对设定变量进行逐步回归时, 发现常数项A、公路里程数难以通过T检验和F检验, 为此, 调整后得到的标准化回归方程为:

Y=X10.526·X20.109·X40.431

(3.72) (2.48) (5.65)

R2=0.92;undefined;DW=2.90;F=42.62

回归方程的显著性检验和回归系数的显著性检验都通过了, 而且通过残差图分析发现也没有出现异方差问题。从模型分析来看, 各个变量的系数都是正的, 说明物质资本投入、财政支出、劳动投入与GDP之间均呈正相关关系。比较标准化后的变量系数, 可以发现在这个时期, 对江苏经济增长影响最大的因素是物质资本投入, 其弹性值为0.526。其次是劳动投入, 其弹性值为0.431。此外, 财政支出对江苏经济增长也产生一定影响。这一研究结果表明, 在本阶段, 拉动江苏经济增长主要依靠的是要素投入, 这与改革开放前我国大的经济发展背景相一致。

2.1978-2003年:从相关分析的结果来看, 影响GDP的因素比较复杂。运用逐步回归法选用了5个变量:X1:新增固定资产投资额;X2:财政支出;X4:各产业的就业人数;X5:进出口额和实际引进外资额之和占GDP的比例, 代表对外开放度;X6:国有工业总产值占工业总产值的比重, 用以表示市场化进程。标准化回归方程为:

Y=X10.569·X20.163·X40.324·X50.251·X6-0.169

(2.12) (2.31) (3.25) (2.08) (3.12)

R2=0.91;undefined;DW=2.35;F=24.83

比较标准化后的变量系数, 发现影响度按大小依次排列为新增固定资产投资额、就业人数、进出口额和实际引进外资额之和占GDP的比例、国有工业总产值占工业总产值的比重、财政支出。这说明在这个时期, 虽然影响江苏经济发展的主要因素仍然是要素的投入增长状况, 但是以进出口额和实际引进外资额表示的对外开放度开始成为一个新的因素, 居于第三位。国有工业总产值占工业总产值比重的弹性系数和要素投入的弹性系数影响方向相反, 说明在这个时期, 市场化程度高的地区发展比较快。

3.2003-2006年:利用以上的逐步回归方法建模, 标准化回归方程为:

Y=X10.593·X20.157·X6-0.185·X70.610·X80.521·X90.240

(2.30) (2.01) (3.31) (2.82) (3.17) (1.98)

R2=0.93;undefined;DW=2.19;F=18.26

其中, X7:文教事业费支出, 代表人力资本投入;X8:非农人口占总人口的比例, 代表城市化水平;X9:服务业就业结构, 代表分工水平。

这表明最近几年影响江苏经济发展的主要因素发生了重大改变, 最突出的表现是在要素投入中, 人力资本投资的贡献 (0.610) 首次超过了物质资本投资的贡献 (0.593) , 上升为第一位。城市化水平 (0.521) 和服务业就业结构 (0.240) 对经济增长的贡献越来越大, 分别位居第三位和第四位。同时在本阶段, 市场化程度也有所提高, 而政府干预有所下降。

四、研究结论

通过上述分析, 可以得出以下几点结论:

第一, 从源头上加大对落后地区的要素投入, 是缩小江苏经济差距的首要途径。各个阶段的分析都显示出, 在区域经济发展中, 要素投入是一个非常重要的因素, 所以要保证区域间协调发展, 必须从源头上来进行调整。从经济的长远发展来看, 加快落后地区的要素投入必须有助于该地区的产业结构升级, 实现产品由劳动密集型向技术密集型的转变。因此对落后地区的要素投入并不仅是物质资本投入, 更重要的是人力资本的投入。因为现代经济增长的实践已经表明了人力资本的数量和质量对经济增长的贡献远远超过了其他因素, 而人力资本的积累, 则主要取决于教育的发展。所以, 加快落后地区的教育投资应该成为各级政府加强要素投入的切入点。

第二, 提高落后地区要素配置效率, 是促进江苏经济均衡发展的根本保障。实证结果显示, 虽然要素的投入对经济增长具有明显的拉动作用, 但这种作用必须是建立在较高的要素配置效率基础上。这一点可以从改革开放前后新增固定资产投资的弹性系数和国有工业总产值占工业总产值比重的弹性系数比较中充分表现出来。因此, 缩小江苏南北差距实现均衡发展应主要采取市场方式, 尽可能减少政府干预。但考虑到苏北与苏南经济市场化程度的巨大差异, 政府的全面退出对苏北经济增长极为不利。在此情况下, 政府对经济的干预必须适可而止, 而且必须符合WTO的基本原则;另外, 还要提高政府干预决策的科学化水平。

第三, 提高要素使用效率是全面促进江苏经济快速发展的重要途径, 发展经济的主体主要是企业, 而要素最终是交由企业使用, 如何提高企业要素使用效率自然成为影响区域经济增长的重要因素。研究表明, 除建立在分工基础上的技术进步外, 城市化水平是影响要素使用效率的非常重要的因素。因为城市是各种生产和经济要素的供给地, 经济发展所需要的一系列生产条件、技术条件、人才条件等, 要由供给地源源不断地提供;同时, 区域性各种网络枢纽, 诸如交通、通信、科技、教育、服务、市场、城乡联系等, 也只能是城市。城市以其产业集中、规模效益显著、基础设施和公共服务设施完善、科技人才众多、创新能力强等优势, 降低了企业的交易费用, 提高了企业的要素使用效率。

总之, 影响江苏经济增长的因素是多方面的, 而且在不同的历史时期, 主要影响因素也不同, 但大体而言, 它们基本遵循要素投入→要素配置效率→要素使用效率的逻辑演进路径。

参考文献

[1]戴先杰.江苏省生产力总体布局态势分析[J].地理研究, 1994, 13 (3) :76-82.

[2]汪汉忠.苏北自然经济的历史特点及其对社会转型的影响[J].江海学刊, 2003 (4) :146-147.

[3]王瑛.基于市场选择与区域协同发展的苏北地区人才战略研究[J].东南大学学报 (哲学社会科学版) , 2007 (1) :20-26.

[4]张卫东, 肖宝源.江苏所有制结构调整与产业结构优化互动研究[J].江苏统计, 2003 (6) :32-34.

[5]杨宇, 郑垂勇.基于路径依赖理论的苏北经济欠发达原因分析[J].安徽农业科学, 2006, 34 (18) :4798-4800.

经济增长路径 第2篇

一、技术进步对世界各国经济增长的推动作用

随着经济发展，新的生产方式逐渐取代了旧的生产方式，技术已广泛渗透到社会生产力的各个要素之中。在20世纪初，劳动生产率的提高主要依靠增加劳动、资本、设备以及原材料的投入，技术进步的作用仅占5％～20％。表1反映了19世纪70年代到20世纪30年代末世界主要国家的劳动生产率，可以看出当时经济远远低于1990年的水平。而今，各发达国家多以集约型增长取代了粗放型增长，劳动生产率的提高主要依靠技术进步，技术进步的作用上升为60％～80％。技术进步对劳动生产率的提高发生革命性改变（见表2）。

表1 二战前世界主要国家的劳动生产率 单位：1990年为100

附图

资料来源：麦迪森，《世界经济二百年回顾》李德伟，盖建玲译，改革出版社，。

表2 新技术对世界经济增长的贡献率 单位：％

附图

资料来源：王宪磊，《全球“新经济”的.发展》。

工业化国家20世纪60年代下半期至80年代上半期技术实力情况中，美国的技术开发能力最强，相对应的技术实力也最强；60年代下半期西德的技术开发能力排名第二，其技术实力也居第二位；英国和法国的技术开发能力位居第三，技术实力分别为第三、第四；日本技术开发能力为第五，技术实力也在第五位。随后日本由于提高了本国的技术开发能力水平，其技术实力相应得到提高（见表3）。可以得出结论：国家的技术实力与其技术开发能力相对应，技术开发能力决定了一国的技术实力水平，从而决定了该国的经济发展。

表3 西方主要发达国家技术实力与技术开发能力指数比较

附图

资料来源：李京文、方汉中主编，《国际技术经济比较》，中国社会出版社。

二、发达国家出口结构中的技术进步与经济增长

（一）美国的技术进步与经济增长

美国作为世界经济最发达的国家，经济增长模式在一定程度上代表了世界经济增长方式演进的方向。根据美国出口产品中高科技产品出口的统计数据，所描绘的高科技产品出口额占工业出口总额百分比与GDP增长率拟合图（见图1），可以清楚地看到，高科技产品出口额占总出口额比重曲线与GDP增长率移动平衡趋势线，在长期增长过程中是吻合的，高科技产品出口额占总出口额的比重与GDP增长率呈正相关的关系。技术通过出口对经济增长有明显的拉动作用。

（二）日本技术进步与经济增长

战后日本经济不断发展，在很短的时间内得到恢复，但实际GDP增长率则在长期中呈下降的趋势（见图2），其经济增长的三个阶段：“高度增长期”，即1956～1970年的年平均增长率大约是10％；“稳定成长期”，即1975～1990年是4％；“低速增长期”，即1992～降为1％。通过将实际GDP增长率分解为资本、劳动的投入量对全要素生产力（TFP）的贡献份额，对决定经济增长因素进行研究和分析。

附图

图1 美国高科技产品出口占工业出口百分比与GDP增长率拟合图

附图

图2 1961-19日本实际GDP增长率

附图

图3 影响日本实际GDP增长率的主要因素分析

分析结果表明：日本的实际GDP增长率的绝大部分靠资本和TFP的贡献份额来说明，劳动投入量的变化几乎可以忽略。而其中TFP贡献是实际GDP增长的决定性因素，TFP的变动在很大程度上决定了实际GDP增长率的变动。如：在经济的高速增长期，TFP贡献占GDP增长的比重为33.3％，而在稳定成长期为19.2％，在平成不景气期为0。因此，日本经济增长发挥主要贡献的诸因素中，技术进步是关键因素。

对日本高科技产品出口与经济增长关系作类似研究。高科技产品出口额占工业出口总额百分比与GDP增长率拟合图（见图4），同样说明了高科技产品出口额占总出口额比重曲线与GDP增长率移动平衡趋势线，在长期上大致吻合，高科技产品出口额占总出口额的比重与GDP增长率呈正相关关系。

附图

图4 日本高科技产品出口占工业出口百分比与GDP增长率拟合图

（三）英国技术进步与经济增长

英国经济增长平缓，1988～GDP年均增长率为2％，

经济增长路径 第3篇

一、从依靠生产要素投入转变为依靠全要素生产力投入

通过我国众多经济学家对中部六大省份的经济增长进行实证分析表明, 自从改革开放以来, 劳动力、物质资本、人力资本 (生产要素) 三个方面对中部经济增长的贡献比全要素生产率的贡献要高出许多 (见表) 。

从此表数据可以清楚地看出, 中部经济增长走的是依靠生产要素的大量投入来实现的, 这就是所谓的粗放型增长道路。然而在这种方式的发展过程中往往会受到经济结构不合理、制度创新迟缓等问题都会严重制约中部地区生产率提高, 人们的生活水平尤其是农民并没有得到明显的提高。为了解决这个问题, 我们可以从以下几个方面进行努力: (1) 加快制度创新的速度与步伐。通过仔细观察我们可以发现, 世界各国的经济发展都有一个共性:经济体制的不同势必会导致经济运行机制的不同, 而运行机制的不同会在很大程度上影响增长方式与经济效率。通过多年的研究结合我国中部地区这些年来的发展状况, 我们应当加快制度变迁的步伐, 包括市场制度的变迁、经济组织形式的变化、创新经营管理方式等, 大量的事实已经得到证明, 这些因素不仅会在一定程度上影响经济长期的增长, 同时还影响经济效率与资源配置效率的提高; (2) 进一步优化产业结构。因为现阶段的各大产业劳动生产率之间存在着较大的差异, 因此调整产业结构成为一种必然趋势, 最好的办法就是对产业劳动生产率进行重新分化与组合来强化专业化作业与分工, 事实证明通过这种方式可以大大提高经济总合生产力的增长速度, 从而很好地拉动经济增长; (3) 加快农村劳动力转移的速度。农村富余劳动力为了生存与发展, 势必有很大一部分都会向城镇与非农产业进行转移。据相关数据统计显示, 目前我国的农村剩余劳动力已经超过两亿, 而其中有大约1亿人就在中部地区。鉴于这种情况, 加速农村剩余劳动力的转移, 不仅可以增大农村劳动力人均资源, 提高农业劳动生产率和促进农业现代化发展, 而且还可以有效补充城镇劳动力。

二、从依靠物质资本向依靠人力资本转变促进经济增长

通过众多经济学家研究发现, 物质资本本身具有边际收益递减的特征, 因此投入物质资本过多很容易引起自然资源的过度开发和环境污染等问题。而人力资本则具有边际收益递增的特征。事实证明, 通过加大人力资本的投入对节约自然资源与持续利用大大有利。然而在过去很长时间里中部地区是通过投入大量的物质资本来实现的, 通过这种方式所得到的经济效益是极其低下的。随着自然资源被大肆开采, 仍旧采取这种粗放型的经济增长方式不利于经济的持续发展, 而且还会对我们的环境造成重大的伤害, 长此以往下去的话势必会导致构建和谐社会成为一句空话了。然而人力资本的弹性系数是比较大的, 而且呈现出逐年递增的趋势, 这充分表明与物质资本相比它的投资效益更高。但是值得注意的是, 这并不意味着物质资本一点都不重要, 而是在积累物质资本的时候要注重投资结构和质量的统一, 从而可以促使投资的经济效益得到提高。就目前我国的实际状况来说, 中部地区正处于从初级阶段全面进入中级阶段的关键时期, 在这个过程中是需要物质资本的大量投入来推动工业化的进一步发展, 但是这种投资不能盲目进行, 而是要兼顾质量和效益进行科学合理的分配。通过扩大开放力度来吸引大量资金, 通过多种形式、多种渠道来积累物质资本, 从而有效推动工业化进程。但是单纯依靠物质资本的大量投入是无法实现经济的快速增长的, 必须要加大具有规模报酬递增特性的人力资本的投入才能持续推动经济的快速发展, 这对中部经济的快速发展起到不可替代的重要意义。鉴于此, 我们必须在增大物质资本投入的同时, 应想方设法加强发展教育的力度来提升人力资本水平来充分发挥出物质资本的投入效应。

三、总结

综上所述, 随着改革开放以来我国的中部地区经济得到了飞速发展, 但是经济增长的方式主要依赖于物质资本的大量投入, 这种方式的劳动力效益极其低下。鉴于此, 我们必须及时转变经济增长方式和发展路径, 适时的加大人力资本的投入来促进中部地区的发展, 这样既发展了经济, 也保护了环境, 从而可以走可持续发展道路。

参考文献

[1]张镇.建设工程项目管理信息化发展问题研究[J].建筑.建材.装饰.2013 (07) .

[2]都吉平.建设工程项目管理信息化发展问题研究[J].城市建设理论研究 (电子版) , 2013 (28) .

经济增长论文 第4篇

理论模型

计算基础设施投资对经济增长贡献的主要方法有生产函数法、成本(利润)函数法和向量自回归法等。其中美国数学家柯布和经济学家道格拉斯于20世纪30年代提出的C-D生产函数以其简单的形式揭示了经济学家关注的生产本质，自产生以来一直被广泛使用。本文的实证研究主要在C-D生产函数的框架内展开的，利用C-D生产函数估计湖北省农村基础设施资本投资的产出弹性。

在农村GDP的投入要素中，土地、资本、劳动力是现在农村生产生活必不可少的生产要素。而资本可以根据经济增长中地位的不同分为基础设施资本和一般固定资产资本。基础设施资本是社会的基础资本或先行资本，在经济增长中发挥着基础性作用。除基础设施之外的其他物质资本称为一般固定资产资本，也是农村经济增长的重要推力。除了资本和劳动力外，土地也是其中比较重要的要素。由于湖北省耕地面积长期以来变化较小，且测算发现其对农村GDP影响不显著，没有纳入模型。因此，本文将农村基础设施资本看作是一种投入要素，与一般固定资产资本和劳动力等其他投入要素一起纳入总量生产函数研究，构建三要素生产函数形式，如式(1)。Yt=ALαtKβtIγt(1)

其中，Yt为t时期农村生产总值，Lt为t时期农村劳动投入，Kt为t时期农村一般固定资产资本，It为t时期农村基础设施资本，A为常数项(包含技术进步的贡献);α、β、γ分别为农村劳动投入、一般固定资产资本和基础设施资本的产出弹性。α+β+γ的值决定了生产函数规模报酬的类型：若α+β+γ=1，则存在规模报酬不变;若α+β+γ>1，则存在规模报酬递增;若α+β+γ<1时，则存在规模报酬递减。对参数估计的一般方法是取对数后再进行回归。式(1)两边取对数可得式(2)。LnYt=LnAt+αLnLt+βLnKt+γLnIt(2)

生产技术一般具有规模报酬递减、规模报酬不变和规模报酬递增3种。规模报酬不变还是规模报酬可变的假定，可能会导致完全不同的结论，使各投入要素的贡献率有失偏颇[8]。因此，本文分以下2种假定来对上述3种情况加以验证。假定一：假定生产技术对所有的生产要素都有规模报酬不变的性质，这时α+β+γ=1，把α=1-β-γ带入式(2)，可得：LnYt=LnAt+(1-β-γ)LnLt+βLnKt+γLnIt(3)整理可得：LnYt-LnLt=LnAt+β(LnKt-LnLt)+γ(LnIt-LnLt)(4)

假定二：假定其他投入项的规模报酬不变，而基础设施资本具有规模报酬可变的特性。至于是递增还是递减，由回归后的参数值加以验证。若γ>1，则存在规模报酬递增;若γ<1时，则存在规模报酬递减。这时，α+β=1，把α=1-β带入式(2)，可得：LnYt-LnLt=LnAt+β(LnKt-LnLt)+γLnIt(5)对于式(4)和式(5)作时间序列回归可得农村劳动投入、一般固定资产资本和基础设施资本的产出弹性α、β、γ。而实际规模报酬特性状况，可以通过回归结果的各参数和统计量进一步分析。

变量衡量与数据来源

产出变量。农村经济增长(Y)以农村GDP来衡量。农村GDP按照熊启泉[!]的计算方法，以农林牧渔业增加值、乡镇企业增加值、农村非物质部门增加值3个部分之和来测算。其中农林牧渔业增加值，农民人均纯收入来源于1997-2011年《湖北统计年鉴》，乡镇企业增加值来源于1997-2011年《中国乡镇企业及农产品加工业年鉴》。

投入变量。劳动投入(L)。用农村劳动力来衡量，农村劳动力的数据来源于1997-2011年《湖北统计年鉴》。农村基础设施资本(I)。用农村基础设施投资衡量。理论上应以资本存量数据为优先，但我国很少有资本存量数据;而采用永续盘存法构造的数据也由于存在基年资本存量的确定与折旧率的问题。本文综合权衡，采用流量数据来代替存量数据以更真实反映农村基础设施资本投入对农村经济增长的贡献率。从广义的角度可将农村基础设施定义为：与农业生产、农民生活、农村经济发展紧密相关的，为维护农业生产及保障农民生活而提供的公共服务设施，包括水电燃气及水的生产供应、交通运输仓储、农田水利、教育、文化、卫生、福利事业等生产和生活服务设施。因此，农村基础设施投资选择国民经济行业分类中的电力煤气及水的生产供应业、建筑业、交通运输仓储邮政业、信息传输计算机服务和软件业、水利环境和公共设施管理业、教育、卫生、社会保障和社会福利业、文化、体育和娱乐业等比较合适。农村一般固定资产资本(K)。用农村一般固定资产投资衡量，农村一般固定资产投资计算方法是农村固定资产总投资减去农村基础设施投资。农村基础设施投资与一般固定资产投资计算所需国民经济行业投资数据来源于1997-1999年《中国固定资产投资统计年鉴》和2000-2011年《中国农村统计年鉴》。产出变量(农村GDP)和投入变量(农村基础设施投资、农村一般固定资产投资)均以1996年为基年，采用居民价格指数平滑，消除各期价格波动。居民价格指数来源于1997-2011年《湖北统计年鉴》。

模型估计结果与分析

计量模型的实质是利用回归分析处理经济变量间的依存性问题，但这并不说明变量间存在稳定的关系。一般来说，在建立时间序列模型时，要求所选择变量的时间序列必须是平稳的，即没有随机趋势或者确定趋势，否则，模型可能出现“伪回归”现象。然而，在现实经济中，许多经济和商业时间序列通常都存在趋势性，趋势性直接导致一些总括性的统计量如均值、方差、协方差会随时间的变化而变化，使得最小二乘估计失去意义。如果某序列是非平稳的，一般对其差分使之平稳;但差分会使我们失去总量的部分长期信息，而长期信息对于分析问题非常必要，采用协整检验来验证模型是否存在长期稳定性。

平稳性检验。运用EViews6.0软件对农村GDP、农村劳动力、一般固定资产投资与基础设施投资的平稳性进行单位根检验。如果序列不存在单位根，则说明该序列是平稳的;反之，则说明序列是不平稳的。检验序列Yt是否存在单位根的回归方程为：ΔYt=C+αt+βYt-1∑mi=1γiΔYt-1(6)其中，C为常数项，αt为时间趋势项，m一般选择能使残差为白噪声序列的最小值。通过对比式(6)中的回归系数β的t值和ADF检验在每个水平下的临界值来检验该序列是否存在单位根。对各变量的时间序列进行单位根检验，结果见表1。表1说明各序列在二阶平稳，可以进行下一步的协整检验。二阶单整序列虽然会丢失原序列的部分长期信息，但如果序列通过协整检验，研究结果仍然是可信的。

协整性检验。用EG两步法对模型进行协整检验，确定变量间是否具有长期稳定关系。如果残差平稳，则模型通过协整检验，变量间存在长期稳定关系，否则，不存在长期稳定关系。分别对规模报酬不变和规模报酬可变两组假定模型进行回归，得到回归结果如表2、表3。分别对规模报酬不变和规模报酬可变模型回归后得到的残差序列进行ADF单位根检验，结果见表4。由于在没有常数项和趋势项下的2个t值-4.019、-4.018均小于显著水平1%的临界值-4.004，即估计的残差序列为平稳序列，表明两组假定模型均通过协整检验，都存在长期稳定关系。表2、表3的回归结果可知：在规模报酬可变与规模报酬不变的两组假定下，农村基础设施投资的产出弹性均较小，分别为0.108、0.106。因此两组模型的各统计量值的差异也比较微弱。但是在规模报酬可变假定下的调整后可决系数(0.966)、对数似然估计值(17.888)，F统计量(85.733)都比在规模报酬不变假定下的调整后可决系数(0.965)、对数似然估计值(17.792)，F统计量(84.446)要大些，因此接受规模报酬可变的假定，认为规模报酬可变的生产函数模型符合实际情况。特别需要指出的是农村基础设施的产出弹性为正值，说明整个生产函数具有规模报酬递增的特性。具体回归方程如下：Y=4.282L0.296K0.704I0.106(7)。

根据以上回归结果，湖北省1996-2010年农村基础设施投资的产出弹性为0.106，一般固定资产投资的产出弹性为0.704，农村劳动力的产出弹性为0.296。其中，一般固定资产投资在模型选择的投入变量中产出弹性最大，说明其流量变化对农村经济增长的影响非常显著;农村劳动力的产出弹性为正，说明农村劳动力投入在农村经济增长中有着积极的作用;农村基础设施资本投资的产出弹性虽然较小，但也对农村经济增长存在正向作用。虽然湖北农村基础设施投资的产出弹性不及一般固定资产投资和劳动力的产出弹性，但是对于湖北农村经济总量函数有着规模报酬递增的作用。

结论

华润雪花啤酒“内涵式增长”的路径 第5篇

事实上，啤酒很难通过技术壁垒获取竞争优势，因此渠道建设成为制胜关键。华润雪花啤酒长年保持销量第一，其独特而高效的分销体系功不可没。2002年，华润雪花开始进行渠道改革，有针对性地构建分销模式：针对现饮渠道，采取直销策略；针对零售终端，采取代理和批发渠道模式。

华润雪花啤酒营销中心总经理曾申平指出：“华润雪花啤酒分销体系至少要解决两个问题：其一，产品到达消费者的过程是可控的；其二，任何一个环节都有效果和效率改进的可能。我们对所有分销环节都是可控式的管理。”

为此，华润雪花设计了“厂商—运营商—分销商—终端”模式，将批发商转变为运营商，大部分销售工作由厂家负责，雪花啤酒的销售管理人员直接进入零售店、餐厅等终端推销、服务、陈列和维护价格体系。

事实证明，这种模式确保雪花啤酒在扩大销量和销售区域的同时，仍能对市场进行划分和管理。在分销体系的推动下，华润雪花从原有的区域向全国扩展，分销体系延伸到西藏等偏远区域，销量快速增长。

“中国啤酒文化缺失，导致实现啤酒价值的道路依然漫长。远离廉价并成为文化潮流，将是啤酒企业未来的价值所在。”曾申平说，作为啤酒消费大国，长期以来中国啤酒缺少文化张力，中国啤酒企业一直没有让啤酒文化落地生根，与消费者的情感沟通和文化共鸣能力不强。

针对此，华润雪花独树一帜地主打“中国元素”：品牌标识“雪花”采用中国剪纸，产品设计大量采用中国印章、中国笔触、中国窗洞和戏剧脸谱等元素，增强品牌的独特性和识别性，以浓郁的中国传统文化促进华润雪花与消费者进行情感和文化共鸣。

与此同时，华润雪花非常重视开展标志性的品牌推广活动。多年来，无论是探索雅鲁藏布大峡谷还是翻越喜马拉雅，“雪花啤酒·勇闯天涯”深入消费者心智，网络认知度高达80%。而“勇闯天涯”所代表的“进取、挑战、创新”精神紧扣社会主流价值观，引起越来越多的消费者认同。而“雪花古建摄影大赛”等原创性营销活动，让消费者感受到啤酒文化与生活的融合和乐趣，将品牌文化提升到更高的层面。

而华润雪花对市场的洞察也颇具战略眼光。随着消费结构升级，以中高端为需求的市场已经形成。据统计，目前国外品牌控制了中国60%以上的高端啤酒市场，这意味着中国啤酒生产“规模化”以后，中高端市场将是争夺的重点。

华润雪花啤酒很早就洞察到这一趋势。如今，华润雪花啤酒的产品结构中一半以上是价格高于5元的中高端产品，其高端产品雪花“脸谱”在高端会所零售价为60元到80元，而“勇闯天涯”产品年销量达到200万千升，长期占据中国中高端啤酒市场第一位——华润雪花已成为我国最大的中高端啤酒生产商。

据华润创业发布的年报显示，华润雪花2013年综合测算后的实际整体净利润在20亿港币左右，利润提升14.6%。其高于行业2倍效益的数字背后，正是华润雪花系列“脸谱”、雪花纯生等高端产品吸引了越来越多的消费者。

随着啤酒行业集中度进一步提高，中国啤酒行业“规模化”的格局基本形成。与外界的解读不同，华润雪花的“规模化”并非来自并购，而是来自于新建工厂和市场扩张。华润雪花的数据显示，2012年，在华润雪花1000多万千升的产量中，并购产量仅占35%，65%来自华润雪花新建生产线和市场开拓。多年来，雪花以其独特的“内涵式增长”，创造了中国啤酒市场最大的市场增量。

标准化对经济增长的影响路径分析 第6篇

无论是经济增长的速度,还是经济增长的质量,技术标准化活动都能通过直接或间接的方式产生重要的影响和推动作用。Verspagen和Wakelin[1]认为一个国家在世界市场上所占的份额不仅是价格竞争的结果,也与产品的质量和服务有关联。冯雪和刘芳[2]通过设定特定模型,经过相关计算发现技术标准化不仅能够深化人力、资本等生产要素,提高社会的全要素生产率,提升贸易结构而改善产业结构,还可以消除一定的贫富差距和促进社会制度的改善。

标准化对推进经济增长速度的作用得到了中外学者的实验证明。陈恒庆[3]研究了德国的BRUSHUP标准化的经济效益研究成果报告,报告显示标准化对企业利润的影响主要有:强化企业的标准化战略意识,促进企业预想新的法律以回避成本;增强和统一企业或集团内部员工的标准及相关知识;借助标准化活动降低交易成本等。Brander J.A.等强调世界各主要资本主义国家进入上世纪50~70年代以来,技术进步对经济增长的贡献一般都已超过劳动力投入和资本投入的总和,达50%以上,目前已经达到80%。杨锋等[4]报道很多国家的宏观数据经过柯布-道格拉斯生产函数分析都能够得到一个比较一致性的结论,就是标准化通过影响技术进步来正向推动经济增长。

对于标准化提高经济增长的质量,国内外学者有很多不同的总结。钟学义[5]指出经济增长质量不仅应当涵盖要素生产率,还要包括经济结构、经济波动等方面考察的内容。申世军和邬凯生[6]认为经济增长质量是考察经济效益与潜力、增长方式、社会效益、环境影响等方面与经济增长数量的扩张一致程度的价值判断,所以,要考察经济运行的质量、结构、效益、竞争力、人民生活水平和社会环境保险等内容。赓金洲等[7]指出技术标准化工作对提升经济增长质量具有不可替代的作用。

2 分析方法

为了测度国家标准对经济运行促进的量化作用,首先要进行相关的数据检验和分析。经济增长采用年国内生产总值(GDP)来表示,标准化发展水平采用年国家标准存量(TD)来表示,数据跨度为2004~2014年共11年。首先对GDP和TD数据序列取对数,分别记为LGDP和LTD,并进行平稳性检验。

(1)时间序列平稳性检验

采用ADF(Augmented Dickey一Fuller)方法对变量分别进行单位根检验,以检验变量是否都具有同阶平稳的特征。

(2)协整检验

采用Johansen极大似然估计法对变量进行协整检验,以规避分析样本较少带来的误差。Johansen检验是从向量自回归(VAR)出发,先确定合理的滞后期数。再通过Johansen的似然比统计量检验协整向量的个数。

(3)格兰杰因果检验

协整检验结果表明变量之间是否存在长期的均衡关系,但是这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证。这就需要在此基础上,利用格兰杰因果分析(Granger Causality Test)继续进行研究。Granger[8]指出:如果变量之间是协整的,那么至少存在一个方向上的格兰杰(Granger)原因;在非协整情况下,任何原因的推断将是无效的。

3 分析结果

3.1 平稳性检验

对LGDP和LTD进行ADF检验的结果见表1。结果表明,数据序列LGDP和LTD都是I(0)过程,即平稳序列。

3.2 协整检验

由于数据序列LGDP和LTD是平稳的,理论上它们的线性组合也应该是平稳的,即是协整的。对数据进行Johansen协整检验,无论是秩统计量还是λ-max统计量,均证实了这一点,即LGDP与LTD之间的关系是长期稳定的。检验结果见表2。

注:本表中ADF检验采用Eviews7.2软件计算,(C,T,K)分别表示所设定的检验方程含有截距项、时间趋势项以及所选的滞后项数。临界值是指5%显著性水平下的临界值。

注:协整检验选择有截距无趋势项,滞后阶数为1阶,判别水平为5%。

3.3 格兰杰因果检验

在确定了序列数据存在着长期稳定的均衡关系之后,可检验LGDP与LTD变量之间的因果关系。对LGDP和LTD序列进行格兰杰因果检验,滞后阶数从1取到6。LGDP和LTD分别可理解为经济增长和国家标准存量的变化。检验结果见表3。

表3表明,在短期内(滞后1、2期),原假设“经济增长不是国家标准的格兰杰原因”的概率分别为0.0039和2.7E-1,均拒绝原假设,即经济增长是国家标准的格兰杰原因;而原假设“国家标准不是经济增长的格兰杰原因”在短期内都没有通过检验,故接受原假设,即国家标准不是经济增长的格兰杰原因。

在中期内(滞后3期),原假设“国家标准不是经济增长的格兰杰原因”的概率为0.0185,拒绝原假设,即国家标准是经济增长的格兰杰原因;而原假设“经济增长不是国家标准的格兰杰原因”的概率为0.2785,接受原假设,即经济增长不是国家标准的格兰杰原因。

在长期内(滞后4、5、6期),原假设“经济增长不是国家标准的格兰杰原因”与原假设“国家标准不是经济增长的格兰杰原因”的概率值均大于0.05,没有通过检验,接受原假设,即国家标准与经济增长在长期内互不构成格兰杰原因。

4 结语

本文围绕标准化对经济增长的影响路径展开研究,运用平稳性检验、协整检验与格兰杰因果检验对标准化和经济增长的数据进行了实证检验,得出如下研究结论:

注:在5%的水平下判别是否接受零假设。

在短期内(滞后1、2期中)经济增长是国家标准的格兰杰原因。实际情况确是如此,国家标准不会凭空产生的,它们是在特定的经济和科技的基础上制定和颁布的,国家标准的内容和指标体系是当时(一般会有一定的滞后性)经济和科技包括生产技术水平的浓缩和反映。而且,经济的快速发展,会促使市场(含各要素市场)的培育和发展,包括一大批企业的兴起和发展,包括劳动力的培养和成长,包括生产技术和设备的兴起和发展,会大规模地提高整个社会的生产力水平,从而会促进国家标准的发展。

在随后的中期内(滞后3期中),国家标准对经济增长的影响和作用开始显现出来。科学的国家标准体系,是经济运行的基础,是研发、生产、流通、消费的指导性文件,是实现经济增长方式集约型发展的保障,且能够有效地降低成本、提高效率。所以,国家标准对经济增长的作用是明显的,且是有时间上的滞后期。从国家标准和经济增长的角度看,首先经济增长表现为国家标准的动因,随后,国家标准的发展显示出对经济增长的促进作用。通过格兰杰因果检验,可知国家标准和经济增长形成具有正向特性的循环运行,或者称之为互动。故格兰杰因果检验结论与经济发展的实践和相关理论是相吻合的。

在更长的时期内(滞后4、5、6期),国家标准与经济增长之间的相互影响逐渐消失。当一项标准实施后,随着时间的推移,标准的经济效益会经历由弱变强再变弱的过程,直至该项标准不再满足经济发展的需要,并开始对经济效益的提升产生阻碍或者桎梏作用。对于任何经济体,生产要素的累积都是有限的,也就是说在一定程度范围内它们的经济效益是增加的,超过一定的期限,其经济效益就会逐步消失,直到产生新的标准,如此循环。因此,要充分考虑经济增长与标准化之间的关系,注意标准化对经济增长的负面影响和波动性,做好标准更新过程中的适应性过渡工作是很有必要的。

标准因素与经济增长水平之间的关系受多种因素的影响,标准效应的发挥需要一定的过程,在短期内可能影响不显著,随着时间的推移,标准的经济效益会越来越凸显。然而在更长的时期内,标准年限逐步增加,发挥的作用也越来越有限。国家标准的发展、标准化水平的提高,能够有效地促进科学技术的推广、提高生产和管理效率,节约运行和交易成本,促进产品质量水平的提高,从而促进整个国家的经济发展。提升了国家标准的水平,就是提升了国民经济的运行水准。从理论上说,这是一个正向的循环,国家标准水平越高,整体经济发展应该更快;反之,亦同。

参考文献

[1]Verspagen B,Wakelin K.Trade and technology from a schumpeterian perspective[J].International Review of Applied Economics,1997(5):181-195.

[2]冯雪,刘芳.技术标准化与中国经济增长的关系研究[J].北方经济,2011(6):36-37.

[3]陈恒庆.BRUSHUP标准化的经济效益——德国研究成果报告(第一部分)[J].冶金标准化与质量,2004,42(3):53-58.

[4]杨锋,王益谊,王金玉.标准化的经济效益研究综述[J].世界标准化与质量管理,2008(12):25-29.

[5]钟学义.增长方式转变和增长质量提高[M].北京:经济管理出版社,2001.

[6]申世军,邬凯生.广东省山东省经济增长质量研究[J].工业技术经济,2007,26(3):64-68.

[7]赓金洲,赵树宽,鞠国华.技术标准化与技术创新过程中的网络外部性研究综述[J].经济学动态,2012(5):91-94.

中国经济增长路径的选择与实证分析 第7篇

一、两部门模型说明

引入两部门模型中的一类特殊模型，宇泽-卢卡斯模型，对其进行分析可知，物质生产部门以及教育部门各自的活动具有较强的独立性，不仅对人力资本的生产以及知识积累进行了限制，而且对生产活动的相关性进行了分析，即生产活动仅和人力资本相关，同物质资本无关，物质资本则应全部应用到生产部门中去。由此，设定宇泽-卢卡斯模型的生产函数形式如下：

其中，C表示消费，Y为物质生产部门产出，物质与人力资本存量分别以K和H表示，产品与教育部门的技术参数分别以A、B表示，且A、B>0；物质资本在物质生产部门的产出以及物质生产部门利用人力资源的比例分别以α和u来表示；物质与人力资本的折旧率同为δ，在结合公式1和公式2的基础上，得出广义的产出Q的增长率，表示为：

当处于稳态时，两部门的资本报酬率为：

则两部门模型中，C（消费）、K（物质资本存量）、H（人力资本存量）和Y（国内生产总值）的共同增长率为：

其中，稳态报酬率及共同增长率分别以γ1和γ来表示，ρ为时间偏好，通常，δ=0.05且ρ=0.02；将θ设定为风险回避系数，且需要说明的是θ值越高，则居民更加有推迟当前消费的意愿，θ值越低，说明居民更存将未来消费提前的意愿。

二、参数估算与产出增长率

引入永续盘存公式对人力资本存量进行计算，“=”两端同除以H得：

人力资本存量增长率以γH来表示，由于总产出可被用于消费、物质资本投资与人力资本投资，故引Y=C+IK+IH，其中，IH、Y和C分别表示人力资源总投资以及国内生产总值和消费，物质资本总投资则用IK来表示。将物价指数缩减后的最终消费和总产出以及物质资本带入至资源约束方程，即可得人力资源资本投资总额，再将其与平均受教育年数的变化率共同带入公式6，即可得中国人力资本存量数据。设定风险回避系数θ=4.87，将γ1即无风险利率均值（0.29）带入至公式4中，则可进一步获取教育部门技术参数B，其值为0.29，并将其与人力资本存量和增长率共同带入公式2，即可得到投入至产品部门的资金比例u的序列。同时，将α带入到公式中，便可得到广义产出Q的增长率。

三、中国经济增长路径选择

对我国1995年～2002年的广义产出Q的增长率进行分析可知，其呈现出先增加后减小的变化趋势，而自2003年起，广义产出Q的增长率则逐年增加，自2008年后又再次下降。而事实是，我国物质与人力资本存量比值早在1994年便达到了稳态值，而2003年起，国家开始制定并实施较为积极的财政货币政策，并将经济增长率的提高方式由传统的高积累、低投资转变为高积累、高投资的形式上来，进而使得经济增长率的变化趋势更为明显，即物质资本投入成为了经济增长的主要依赖方式，由此，导致广义产出增长率与原来的稳态值相偏离。而由于受2008年全球金融危机的影响，国内物质资本的投资速度呈现出显著下降的变化趋势，但其实质却更加与物质与人力资本存量比值的稳态值贴近。可见，通过适当减少固定资产投资，同时，根据国家实际经济发展情况，合理放缓经济增长速度，对于国民经济的稳定、长期持续发展更为有利。结合公式1-可知，当广义产出Q的增长率随着风险回避系数的减小而呈现出增加的变化趋势；而当θ不变时，广义产出Q的增长率同物质资本报酬率之间的关系仍为负相关，即随着物质资本报酬率的增加，广义产出Q的增长率减小，这便进一步说明了中国经济增长路径的空间，即可通过对物质资本报酬率和风险回避系数做出适当调整，便能够保持相对平稳且长期、有效发展的经济增长路径。

四、结论

本文通过对物质资本部门与人力资本部门的两部门模型进行分析，利用宇泽-卢卡斯模型对广义产出增长率以及两部门资本报酬率进行表述，进而研究了我国1995～2008年期间，广义产出增长率的变化情况，并得出了风险回避系数与物质资本报酬率和广义产出增长率之间的关系，以此说明中国经济增长仍具有较大空间，但需对物质资本报酬率和风险回避系数进行适当调整，方可实现中国经济的可持续发展。

参考文献

[1]曾智,姚鹏,杨光.我国保险市场非线性经济增长效应分析——基于ACE算法的实证研究[J].保险研究,2014,12(13):14-23.

[2]孙敏.基于实证分析的安徽省产业结构变迁与经济增长关系研究[J].经济论坛,2014,07(02):59-64.

经济增长路径 第8篇

一、当前全球经济形势

美国金融危机影响下, 国际市场疲软、外需不振, 中国的经济也面临前所未有的困难。作为推动我国经济增长的“三架马车”之一的出口承受巨大压力, 加上投资萎缩, 企业盈利能力下降, 中国经济在经过7年加速上涨后, 增长势头在2008年发生逆转。

(一) 消费增长速度趋弱化

以2008年1至10月为例, 虽然我国社会消费品零售总额同比增长22%, 但是CPI涨幅就达到6.7%, 扣除价格因素, 消费实际增长并不快。以直辖市重庆市为例, 1至10月居民食品类消费价格上涨46.1%, 需求弹性小的粮油类和肉禽蛋类上涨高达57.3%、60.1%, 社会消费品零售总额同比增长24.5%, 表面上看消费形势喜人, 扣除价格因素, 社会消费品零售总额实际增长16%。物价上涨较高直接影响了居民尤其是低收入群体即期消费和生活质量。作为居民生活首选必需品, 食品支出日益增加, 多数家庭无奈之下只能缩压其他消费品开支。即便如此, 部分地区居民的实际消费能力仍趋弱化。

(二) 投资增长存在不确定因素

2008年期间, 总体而言既有刺激投资增长的因素, 这与地方新一届政府开始工作以及灾后重建等相联系, 也有抑制投资增长的因素, 主要与房市股市变化和城市建设规模、速度等相联系。此外, 资源环境工作以及对新开工项目的管理, 对投资也会形成一定的约束。

(三) 出口增量明显回落

2008年前三个季度, 我国出口10741亿美元, 增长22.3%, 比07年同期回落4.8%。对美国的出口比07年同期回落4.6%。劳动密集型产品出口增速大幅回落, 其中服装和玩具前三季度出口分别比07年同期回落21.2%和6.3%。08年前8个月, 我国家电业累计出口250亿美元, 增幅比07年同期回落10.7%, 其他行业的情形也不容乐观。

二、我国为应对金融危机已经实施的财政政策

2009年, 中央提出要把保持经济平稳较快发展作为经济工作的首要任务, 围绕扩内需、保增长, 调结构、上水平, 抓改革、增活力, 重民生、促和谐的要求, 实施积极的财政政策。我国2009年实施积极财政政策主要包括五方面内容。

一是扩大政府公共投资, 着力加强重点建设。在2008年末增加安排保障性住房、灾后恢复重建等中央政府公共投资1040亿元的基础上, 2009年中央政府公共投资安排9080亿元, 增加4875亿元。以发挥财政促进资源合理配置的作用, 并通过财政促进社会公平、改善人民生活。如果在金融海啸之下, 仅由市场来配置资源, 往往会影响社会经济的正常运行与发展。难以保证经济的平稳运行。

二是推进税费改革, 实行结构性减税。结合改革和优化税制, 实行结构性减税, 减轻企业和居民税收负担, 扩大企业投资, 增强居民消费能力。预计2009年将减轻企业和居民负担约5000亿元。由此可看出财政从宏观上具有促进国民经济平稳运行的作用, 以防止结构性通货膨胀, 从微观上看, 财政可改善人民生活, 以促进社会公平。

三是提高低收入群体收入, 大力促进消费需求。调整国民收入分配格局, 提高居民收入在国民收入分配中的比重和劳动报酬在初次分配中的比重, 增强居民消费能力, 扩大消费对经济增长的拉动效应。充分发挥财税政策作用, 增加财政补助规模, 重点增加中低收入者收入。从这一方面我们可清晰地看出财政是如何促进资源配置, 促进社会公平, 改善人民生活, 使得国民经济平稳运行的。

四是大力支持科技创新和节能减排, 推动经济结构调整和发展方式转变。加大科技投入, 促进企业加快技术改造和技术进步。增加节能减排投入, 稳步推进资源有偿使用制度和生态环境补偿机制改革。改革完善资源税制度, 促进资源合理利用。

综上所述, 从我国2009年实施积极财政政策五方面内容可清晰地看出财政在宏观和微观上都发挥了巨大的作用, 从当前应对金融危机来看, 财政必不可少, 财政是促进社会公平、改善人民生活的物质保障, 财政促进了资源的合理配置, 促进了国民经济的平稳运行。期待国家更好地运用好财政来应对金融危机

三、我国未来的财政政策选择

(一) 进一步提高财政透明度

政府在向社会公布财政收支状况、赤字状况和债务状况等方面信息时, 应该全面、详细、及时, 民众才能更好地理解和支持财政的每一次改革, 确保财税改革顺利进行。特别要加强政府对各种救助承诺的透明度, 使各类潜在的被救助对象形成更明确的预期, 从而避免风险累积和向政府转移。目前我国的财政改革正向纵深推进, 但我们应该清醒地认识到, 改革、发展充满不确定性, 包括改革的路径、过程和结果都是无法预知的, 传统的改革路径和改革方式不一定完全适应新形势下的新要求, 在防范和化解公共风险和公共危机的理念引导下, 不断进行新的探索, 使财政改革更好地服务于经济发展、社会发展和人自身的全面发展, 通过构建民生财政的过程, 更加凸显财政对社会公平正义的支撑作用。

(二) 进一步改革税收和减费政策

1、增值税转型。

推进税费改革, 实行结构性减税, 减轻企业和居民税收负担, 扩大企业投资, 增强居民消费能力。我国从2009年1月1日起全面实施增值税转型, 据测算这项措施将减少当年增值税收入约1200亿元, 减轻企业税负约1233亿元, 共减轻企业和居民负担约5000亿元。增值税转型有利于释放生产力, 促进鼓励投资结构和产业结构调整, 提高经济效率, 但其实施效果往往有滞后性。作为制度性改革, 其实施效果的显现将会是一个漫长的过程。

2、出口退税政策。

调整完善出口退税政策, 能鼓励外贸发展, 促进外贸出口保持稳定增长。在2008年下半年两次调高出口退税率的基础上, 我国自2008年12月1日起, 进一步提高部分劳动密集型产品、机电产品和其他受影响较大产品的出口退税率。此次出口退税率调整有利于缓解外贸企业资金链紧张, 并有望进一步减轻劳动力密集型出口企业的压力。此次部分产品出口关税税率的调低有利于降低原材料企业的出口成本, 提高相关产品的国际竞争力, 减轻库存积压。

3、自主创新和中小企业税收优惠政策。

下一步将实施促进企业自主创新的财税优惠政策, 落实支持中小企业发展的税收优惠政策, 支持完善担保体系建设, 帮助中小企业融资, 促进中小企业科技进步和技术创新。同时支持重点节能减排工程建设, 支持服务业发展。中国还将大力支持科技创新和节能减排, 推动经济结构性调整和发展方式转变, 加大科技投入, 促进企业加快技术改造和技术进步。

(三) 大力支持服务外包产业发展

服务业是公共消费和私人消费的有效载体和平台, 与投资和消费的关联度相当大。同时, 提供的营业税全部归地方, 是地方政府的第一财源。服务业特别是现代服务业一直是我国经济发展的“短板”和财源的结构性缺陷。服务外包产业是现代高端服务业的重要组成部分, 具有信息技术承载度高、附加值大、资源消耗低、环境污染少、吸纳就业能力强和国际化水平高等特点。去年以来, 受金融危机影响, 国际服务外包产业逐渐向人才资源丰富、劳动力成本较低的发展中国家转移。美国、印度等服务外包产业发达的国家, 都看中了中国廉价的人力资源, 逐渐将部分产业转移到中国。

(四) 落实困家中长期科技发展规划, 鼓励企业自主创新

首先, 强化政府资金的“四两拔千斤”的带动作用, 政府的研究投入方式应尽快从“政府投入推动型”向“政府投入推动型”转变。政府资金应更多地体现在建立科技投入机制、创造投入环境、引导各类主体增加科技投入等方面, 通过开放式科技创断平台的建设、多主体平等参与的科技准入制度安排以及政府投入的示范效应, 将更多的投入主体吸引到科技创新活动中来。

其次, 政府的投入形式从“直接投入”特向“引导投入”。政府引导性投入是指政府通过财政政策、税收政策和金融政策引导各类主体的投入, 政府直接投入是指国家财政或财政性资金的投入, 如项目投入、基地建设、补贴、人才培养等, 因此, 在建立政府直接投入的稳定增长机制的同时, 还需增加“引导性”投入的比重, 如加快中介组织的教育等。同时, 可利用金融、税收减免、贷款担保、财政贴息等方式, 对企业的研发机构给予间接补贴。对间接技术投入项目, 可采取政府采购的办法, 鼓励技术创新和达到科技成果产业化的目的。

参考文献

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[2]、欧阳煌.财政政策促进经济发展与社会和谐的路径选择[J《]财政研究》.2007.03, P64-66

经济增长路径 第9篇

经济增长模式有多种,每种模式各有其适应土壤和成长环境,本文期望通过梳理经济增长模式的历史发展路径,结合我国国情,为我国选择合适的经济增长模式提供参考和借鉴。

1 经济增长模式的发展路径

经济增长经历了三种发展模式,分别是资本决定型经济增长模式、技术决定型经济增长模式和人力资本决定型经济增长模式,每种经济增长模式对经济增长的动力和来源有不同的看法,进而在实践中所采用的经济增长政策也不同。

1.1 资本决定型经济增长模式

资本决定型经济增长模式是在20世纪40年代分别由英国经济学家哈罗德和美国经济学家多马提出来的,以一些严格的假设条件为前提,集中考察了社会资本再生产过程中的三个变量及其相互关系。这三个变量分别是:(1)资本系数V(即资本产出比);(2)储蓄率S;(3)有保证的增长率GW。

在给定的产量增长率下,资本家预期的投资需求,恰好等于本期的储蓄供给,这时经济处于均衡状态。所以有保证的增长率能够实现均衡状态的增长率,又称为均衡增长率。

这就是哈罗德—多马的经济均衡增长模型,它表明在资本产出比V为已定情况下,有保证的经济增长率取决于储蓄率。因此,哈罗德认为只要一个国家的资本的积累率即储蓄率保持在一个较高的水平上,其经济就会以一个较快的速度增长,这种极其强调资本在经济增长过程中的地位和贡献是一种典型的资本决定型的经济增长模式。不断的投资和资本形成增加,是保证经济稳定增长的唯一源泉,于是资本密集型工业部门成为产业结构中的主导产业。由于发展中国家在经济建设过程中劳动力资源充裕,而资本极其匮乏,所以发展中国家确立以投资和资本积累为工作重心的经济发展战略是有道理的。发达国家如英、美在经济发展的早期,其经济增长模式主要是以资源、资本、投资的大量投入来实现,也属于资本决定型经济增长模式。应该说资本决定型经济增长模式对广大发展中国家确立以资本积累促进经济发展的战略起到了很重要的作用。

但是这种经济增长模式存在着重大缺陷,它的前提假定之一是不存在技术进步,即它只强调了资本对于经济增长的重要作用,没有看到技术进步对于经济增长的作用,科技革命使得技术进步对于经济增长的重要性不言而喻,在随后出现的技术决定型经济增长模式中技术进步被考虑在内。

1.2 技术决定型经济增长模式

该经济增长模式是以索洛为代表的经济学家在20世纪60年代提出的,他认为如果经济增长仅取决于资本这一要素,那一定会跟土地要素一样出现报酬递减的现象,通过大量增加资本投入,开始的时候增加一点资本,产出会有很大的增加,但资本增加到一定程度后,效果就会下降,这就是报酬递减规律。按照哈罗德—多马经济增长模型推演下去,西方先行工业化国家的经济增长率一定会下降,事实表明这条结论是不成立的,经济增长率不仅没有下降,还保持了一个大体上不变的增长率。索洛认为除了资本之外还有另外的因素在起作用,他认为经济增长函数为:

Y—产量,K—资本,L—劳动,A—技术

除了K和L这两个因素会引起增长的变化之外,更重要的是A这个因素对经济增长的巨大作用,即技术进步因素对经济增长的关键作用。技术决定型经济增长模式认为技术进步可以扭转生产要素边际报酬递减趋势,技术进步变为经济增长的决定性因素。

但是技术决定型经济增长模式也存在缺陷,它将技术进步作为外生变量,就是说先进国家有了技术,这个技术扩散到后进国家,后进国家可以从先进国家引进技术,他们的经济增长率、增长效率就会提高,慢慢的世界各国的发展水平就会趋同,实际情况是发达国家和发展中国家差距在不断扩大,光靠从先进国家引进技术来推动本国经济增长是不能持久的。技术决定型经济增长模式不能解释为什么会发生技术进步,并且无法进一步解释经济增长的原因。实际上,经济的稳定增长不仅与经济系统的外生变量有关,更重要的是系统内生变量,内因决定外因,内生经济变量才是决定经济增长的关键因素。

1.3 人力资本决定型经济增长模式

针对索洛无法解释技术进步原因问题,罗默和卢卡斯在20世纪80年代提出了人力资本决定型经济增长模式。他们认为经济增长函数为:

其中,Y是总产出,K、L和H分别是物质资本存量、劳动力投入量和人力资本(无形资本)存量,t表示时间。他们将人力资本作为一个独立的因素引入经济增长模型,运用更加微观化的方法把舒尔茨的人力资本概念和索洛的技术进步概念具体化为每个人专业化的人力资本,人力资本是劳动者的技能水平,他可以通过专门学习获得,也可以在边干边学过程中不断积累,正是这种不断增长的专业化的人力资本才能促进产出的长期增长。

罗默和卢卡斯提出的人力资本决定型经济增长模式,把技术进步和人力资本内生化及人力资本因素引入生产函数,指出人力资本具有报酬递增效应,是经济增长的根本源泉和动力,充分重视了知识的作用。他们认为增长的原动力是知识积累,资本的积累和技术进步不是增长的关键,而知识积累的载体———人力资本具有规模报酬递增的性质,而且存在着投资刺激知识的积累,反过来知识的积累又促进投资的良性循环。这种以知识为基础的新的经济增长模式鼓励新知识的积累以及知识在经济中的广泛应用,促进了高新技术革命的发展和知识经济时代的到来,而知识积累效应来自于对人力资本的投资,而不是对物质资本和技术的投资。

可见人力资本决定型增长模式认为纯粹的资本或者技术并不能够成为经济增长的源泉,而人力资本则涵盖了二者,揭示了技术进步和投资相互促进的机制,对经济增长本质认识更为深入。

2 总结与启示

(1)经济增长模式由资本决定型发展为技术决定型再到人力资本决定型,此发展路径表明人们对经济增长原因的认识逐步从崇尚物质资本积累的资本决定论,过渡到重视科技进步,强调以提高人的素质为中心进行人力资本积累,对经济增长问题认识逐步深化,这些极大丰富了经济增长理论,对实现中国经济增长方式转变的路径选择意义重大。资本决定型和技术决定型经济增长模式都属于“外生”增长模式,人力资本决定型经济增长模式属于“内生”增长模式。内生增长指长期增长率是由经济系统内部机制决定的增长率,与此相反,外生增长指长期增长率是由人口增长率、给定的技术进步等经济系统外部的因素决定的经济增长。这两种情况下,都可以通过扩大国民收入中储蓄和投资的比例来提高短期增长率,但外生增长率的提高是暂时的,增长率会逐渐回落到外生决定的水平;内生增长时,长期的增长水平能够持久得到提高。在不发达的经济条件下,一般地说资源、资本、技术和制度等经济因素对经济增长的作用更多地表现出外生的特性。因为在这种情况下经济的增长主要依靠原始资源的投入,社会再生产只是一种简单的循环过程。这时开发性资源、资本、技术和制度等经济因素的注入,主要依靠经济体系以外的力量,所以表现出鲜明的外生性增长特征。然而当经济发展到一定水平的时候内生型增长的作用将更加重要。因为这时,一方面如果一味地由外生因素来推动经济增长,势必有源源不断地且持续增加的外生因素源,这样才能保证经济不断增长,显然外在的力量总是有限的;另一方面,当经济发展到一定水平的时候,经济体系必然存在着一种内在机制和内在力量来驱动和决定各种经济因素的投入和配置,形成了一种“鸡生蛋、蛋生鸡”式的序贯增长链,也就是我们通常所说的“积累—增长—再积累—再增长”的自然增长机制。前苏联和大多数东南亚国家是比较典型的资本决定型经济增长模式,通过自身资源的大量投入发展重工业、资本密集型产业取得了一段时间的超常发展,但由于这种外生经济增长模式的有限性从而导致最终走向沉寂;日本在二战结束后奉行技术决定型经济增长模式,经济崛起堪称后起的工业化国家经济发展典范,然而由于缺乏一种具有原创的内生式经济增长模式,在八十年代中后期,其与世界先进国家如美国的竞争当中败下阵来,这也意味着技术决定型经济增长模式的有限性;而人力资本决定性经济增长模式是内生型经济增长模式,是经济发展的持久动力,也是高级形式的经济增长模式。

(2)经济增长模式的选择不是由人的主观意愿所决定,而是由经济发展的进程所支配,跨越客观的社会发展阶段而人为地进入某种经济增长模式对一国的经济发展进程而言未必是最优的,在一定的社会形态和一定的发展阶段上,何种经济增长方式占主导地位应主要由市场的力量决定。我国在新中国成立以后(1953-1978年)基于国内贫穷落后和当时特殊的国际政治环境,实施了以资本决定型的经济增长模式,重点发展重工业等资本密集型产业,为我国工业化打下了基础,这一经济增长模式的选择是合乎当时国情的;改革开放以后至“十五”期间,我国实施改革开放政策,通过引进外资、引进国外先进技术来推动经济增长,实行的是技术决定型和资本性决定型的外生经济增长模式;“十一五”以来,国家果断提出努力实现经济增长方式转变,即实施科学发展观,坚持以人为本,重视对教育、医疗、R&D研发和自主创新的投入,这是一种以人力资本决定型的经济增长方式。可以得到一个基本结论:经济发展中,究竟是选择资本决定性经济增长模式、技术决定型经济增长模式还是人力资本决定性经济增长模式并不存在孰优孰劣,关键是要看一国面临的国情和经济发展所处阶段。

3 中国的选择

今天的中国,究竟应当采取何种经济增长模式才是有利于中国的经济增长?要对这个问题做出科学的回答,首先需要给出可供中国进行选择的约束条件(即进行选择时所必须面对的初始条件)。对此可以大致描述如下。

第一,传统经济增长方式付出沉重的代价。改革开放以来,我国国内生产总值保持了年均增长9%以上的速度,GDP于2006年超20万亿元人民币大关,从而使我国跻身为世界第三大经济实体,人均国内生产总值成功突破3 000美元大关,跨入发展中国家先进行列,个别沿海经济发达地区更是基本达到中等发达国家水平,经济发展上的巨大成就给我们带来“世界工厂”、“世界经济发动机”、“全球经济一枝独秀”等称谓和赞誉。然而我们在享受三十几年持续发展所带来巨大赞誉和日渐丰富的物质财富同时,简单经济增长模式所隐藏的内生性问题,以及因为单纯追求GDP增长而被我们长期忽视的因素正逐步显现其影响力和破坏力。近些年来出现的能源、资源、交通运输方面的短缺现象,已经给国民经济的健康发展带来了巨大损害。中国为高速的经济增长付出了沉重的代价,环境污染严重,经济增长的效益低,经济增长“两重两轻”即重速度、重数量、轻质量、轻效益和“三高一低”即高投入、高消耗、高排放、低效率,经济增长仍然停留在粗放型模式。

第二,资源禀赋状况的影响。我国资源禀赋的基本特征是物质资源相对贫乏,尤其是人均物质资源远远低于世界平均水平,环境保护压力大,劳动力资源过剩,劳动者面临很大的就业压力。总体上看,我国资源禀赋较差,支撑经济增长的能源和重要矿产资源都严重短缺,2002年我国石油、铁矿石、铜和铝的国内资源保障程度分别只有69%、57.6%、47.1%和56%,我国已成为煤炭、铜、钢铁等世界第一消费大国,继美国之后的世界第二石油和电力消费大国,如果按照现有的经济发展模式进行下去,全世界的资源才够我国经济增长所需,这显然是不切实际的。我国经济发展面临愈来愈紧的资源约束问题。

第三,环境约束。除了受到资源约束之外,中国经济发展和增长还受到环境约束。能源开采和利用直接影响环境,涉及空气污染、水污染和生态恶化等环境问题的所有方面,是造成环境污染的首要原因。尽管很难对环境污染影响进行量化,一些粗略的估计可以说明中国的污染已经多么严重。根据世界银行2003年的估计,中国环境污染和生态破坏造成的损失与GDP的比例高达15%,相当于4 400亿元人民币。由煤炭燃烧形成的酸雨造成的经济损失每年超过1 100亿元人民币。自20世纪90年代中期以来,中国经济增长中有2/3是在环境污染和生态破坏的基础上实现的。全国流经城市的河流中,90%的河段受到比较严重的污染,75%的湖泊出现了富营养化问题,酸雨的影响面积占到国土面积的1/3。2004年,全国主要城市中有60%未能达到二级空气质量标准。世界十大污染城市中有六个在中国。能源开采和利用是主要污染源。可以说我国面临的生态环境非常脆弱,依靠外生型经济增长模式终非长久之计。

第四,中国的技术自主创新效率低,且创新体系不健全。目前中国科技人力资源数量和研发人员在绝对量上分居世界第一位和第二位,然而拥有如此众多研发人员的中国,在技术创新中的效果并不显著,不仅在创新的总量上要少于美、德、日、韩,而且在结构上也存在很大问题,比如美国和日本的技术创新主要是由私人完成的,而在中国技术创新则主要是由政府和政府公共支持的机构完成的。正是这种结构上的差异使得中国成为一个自主创新效率很低的国家,这是因为私人部门不仅面对较硬的预算约束,而且其创新取向总是面向市场竞争的,但是政府以及由政府财政支持的公共机构的创新不仅存在众所周知的预算软约束问题,而且在创新过程中经常表现出忽略市场的倾向,因而难免出现创新效率低的现象。中国的创新体系不健全,很多发明创造很难通过从科学家的发明创造到企业商业性开发的转变过程,我国迄今为止还没有建立一种能够把“产、学、研”组合在一起的国家创新体系和组织构架,我国的自主创新明显地处在一种科学研究与商业开发相互独立的“二元结构”之中。

根据以上几点分析,我们很容易就对中国应当在经济增长中选择什么样的模式加以回答了,应该说结合我国国情通过大量投资、引进国外技术等外生经济增长模式是适应现实需要的。但从长远来看,由于我国自然资源短缺、资本资源短缺、生态环境非常脆弱,依靠外生型经济增长模式终非长久之计,最终需要转变到以人力资本决定型的内生性经济增长模式,即要坚持科学发展观,坚持以人为本,积极落实区域发展总体战略,促进区域协调发展,实施积极的就业政策,发展和谐劳动关系,坚持教育优先发展,促进教育公平,加强医疗卫生服务,提高人民健康水平,加强环境保护治理,促进人与自然相和谐。

摘要：经济增长是经济发展的前提、基础和核心,没有经济增长就没有经济发展,一个国家选择何种经济增长模式至关重要,只有选择适当的增长模式才能够保证经济持续快速发展。通过梳理经济增长模式的历史发展路径,发现经济增长模式是沿着物质资本→外生技术→人力资本的路径演进的,经济增长路径呈现出越来越高级的形态。结合我国国情,提出应该要转变经济增长方式,实行人力资本型经济增长模式,坚持科学发展观。

关键词：经济增长,增长模式,人力资本,内生增长

参考文献

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[9]ROBERT E LUCAS.On the Mechanics of Economic Development[J].Journal of Monetary Economics,1988,Vol.22.

经济增长路径 第10篇

关键词：信息化；经济增长；经济增长方式；面板数据

一、 引言

信息技术是实施创新驱动发展战略、拓展国民经济发展空间、构建产业新体系的重点领域。加快转变经济发展方式是推动经济社会持续健康发展的重要原则”。利用信息化促进经济增长方式转变，进而实现经济发展方式的转变，已经成为当前我国经济改革的核心问题。因此，深入分析信息化促进经济增长方式转变的途径与机制，定量研究信息化促进经济增长方式转变，进而影响经济增长的效果，对实现党的十八届五中全会提出的“完善宏观调控，精准调控措施”战略具有重要参考价值。

自1987年获得诺贝尔奖的经济学家罗伯特·索洛（Robert Solow）提出“生产率悖论”（Productivity Paradox）以来，信息化与经济增长的关系一直是重要研究议题。早期研究Solow（1987）、Loveman（1994）等发现信息通讯技术（Information Communication Technology，ICT）对经济增长影响不显著。但随着信息技术相关统计与测量技术的发展，Marquez（2003）、Kuppusamy（2007）、Rangriz（2011）、Ana Salomé García-Mu？觡iz（2014）、Hazuki Ishida（2015）发现ICT与经济增长普遍存在正相关关系，甚至是经济创新发展、加速转型的催化剂。国外研究经验表明，该领域问题研究的关键是准确测量ICT投资与资本存量，但是目前国内没有以ICT为统计口径的官方数据，而且ICT投资的高折旧率和价格下降迅速的特征往往会导致资本存量估计存在较大误差。对此，国内学者尝试从不同角度来测算信息化的贡献，如荣添（2006）从交通运输仓储及邮电通信业增加值的角度，胡培（2007）、孙琳琳（2009）从ICT资本投资核算角度，石恒华（2014）则按照非等权重的方法从设计信息化指数的角度，由此可见，因国内对信息化的衡量标准不一，不同研究成果很难进行比较，加上信息化地域差异特征非常明显，仅通过单一样本数据会掩盖区域差异的影响，而且现有文献对信息化促进经济增长方式转变的途径与机制缺少深入分析，这些问题已制约到我们对信息化贡献程度的判断。因此，本文构建了全国31省域的面板数据模型，在充分分析信息化促进经济增长方式转变的途径及机制的基础上，对信息化促进经济增长方式转变的最终表现形式，即影响“经济增长”的效果进行了测算，以期为国家宏观调控精准化提供量化关系基础。

二、 信息化转变经济增长方式的途径及机制

经济增长方式的转变是指由资本、劳动要素高投入、高消耗推动的数量型增长转向由规模经济、技术进步、效率提高等因素推动的质量型增长。信息化促进经济增长方式转变主要通过两种途径：一是从结构角度，即促进产业结构的优化升级；二是从内生增长角度，即信息和知识作为内生性因素，成为经济增长的内生源泉。上述这两条途径的最终作用结果都是以促进经济增长的方式表现出来，也可以说，经济增长是信息化促进经济增长方式转变的最终表现。

1. 途径一：信息化促进产业结构优化升级。产业结构优化升级是指产业结构由低水平状态向高水平状态演进的动态过程，表现为：一是产业结构由第一产业为主，逐渐向第二产业为主，最终到第三产业为主的转变过程；二是由劳动密集型，逐渐向资本密集型，最终到知识（信息）密集型产业为主导产业的演进过程；三是由低附加值产业为主，逐渐向高附加值产业为主的转变过程。从历史经验看，美欧等发达国家的产业结构优化升级主要是通过发展信息化、发展信息产业，让信息产业成为主导产业的发展方式来实现产业结构的优化升级。

（1）改造传统产业。信息化改造传统产业的本质是对传统生产工具和生产方式进行智能化改造，通过改造传统产业生产设备、生产工艺、原料采购、产品运输，通过技术创新促使制度创新，从而提高生产效率。信息化是一个持续的过程，因而其对传统产业的改造也是一个持续的动态化过程。

（2）催生新的产业。信息化以信息革命为基础催生新的产业（如信息产业）成为国民经济主导产业。在信息化发达国家中，30%以上的经济增加值由信息产业创造，尤其在美国信息产业更是绝对主导产业，对经济增长贡献最大，对产业结构，经济增长方式转变的影响最深刻。

（3）产业融合过程。信息化推动新旧产业之间通过技术、产品、市场、制度安排等相互影响，通过拓展新的发展空间实现新旧产业融合。新产业部门和旧产业部门内部同样存在相互融合，产业融合的本质是信息数字技术的全面应用。产业融合推动产业发展向信息技术、知识密集型产业转型。

（4）产业替代过程。产业结构升级是高效率产业部门替代低效率产业部门的过程。高效率部门不断吸纳低效率部门的要素和资源，加速低效率部门被替代的过程。信息化相关产业部门因其高知识性、高创新性而具有更高效率和增长率，因此，信息化相关产业部门替代低效率部门是一种趋势。

2. 途径二：信息化成为经济内生增长的源泉。古典经济理论将技术进步视为外生变量，认为资本和劳动要素是经济增长的源泉，因此无法解释技术进步推动的经济增长。内生增长理论（Endogenous Growth Theory）对古典经济理论进行了更正，认为技术进步是可以内生的。经济学家罗默提出了现代内生经济增长模型，将知识视为除资本、劳动要素外第三个生产要素，信息化加速了知识经济的演进速度，并不断优化劳动、资本要素间的组合方式，由于信息化的引入，生产函数往往呈现规模报酬递增的性质，因此信息化成为经济内生增长的重要源泉。

（1）使核心资源发生改变。土地是农业经济社会最重要的生产要素，在工业经济社会，资本取代了土地成为最能拉动经济增长的核心要素。信息化正在推动人类进入信息经济社会，信息经济社会的核心资源不再是资本要素，信息要素对于经济增长的贡献逐渐增强，经济增长的核心资源正在由土地、劳动、资本向信息转变。

（2）使生产方式发生革命性改变。工业经济对农业经济的革命性改变在于生产方式，即将传统的农业耕作转变为工业化的生产、销售和产业组织。信息化出现以后，农业经济和工业经济的生产方式也被革命性的改变。信息化构建了虚拟的网络世界，形成网络化采购、智能化生产、个性化定制，以及企业虚拟化等，资源可通过网络在全球范围充分配置。

（3）使信息经济部门成为高利润的新部门。工业经济能够改造农业经济的关键在于工业经济生产效率、利润率、附加值等全面优于农业经济。与工业经济和农业经济相比，信息经济更具有绝对优势。如苹果、英特尔等真正从事信息经济制造的知识型企业，利润占全行业70%以上，而纯工业制造（如硬盘）和纯组装加工企业利润仅占行业20%和6%。利润率优势必然吸引更多资源向信息经济部门流动，结果就是工业部门被彻底信息化。

（4）使制度发生革命性的变化。信息化变革传统经济生产方式的同时必然引起生产关系的改变。如工业经济的金融制度是大银行制度，抵押担保是获得资金支持的前提，但信息化催生的高新技术企业因无法提供足额抵押担保而无法获得资金支持，新的信息经济模式促使制度不断变革，风险投资、私募股权、新三板等新制度应运而生。由于信息知识的生产能力主要是靠人脑，因此信息知识产权正在向企业产权转变，“知本家”向“资本家”开始转变。

三、 信息化促进经济增长实证分析

1. 模型与数据。本文将传统C-D生产函数中技术进步A（t）分解为信息化引起的技术进步A（I）和非信息化引起的技术进步A0两部分，假定A0是希克斯（Hicks）中性的技术进步，即新C-D函数为：Y=A0I？酌K？琢L？茁。为了统一量纲转化成相对指数序列■=A0（■）？酌（■）？琢（■）？茁。用Y、K、L、I代表产出、资本、劳动、信息化的定基指数然后取自然对数得lnY=lnA0+？酌lnI+？琢lnK+？茁lnL，？琢表示产出对资本弹性，？茁表示产出对劳动弹性，？酌表示产出对信息化弹性。

全国31个省（直辖市/自治区）2000年～2011年就业、实际产出数据来自《新中国60年统计资料汇编》及各地历年统计年鉴，信息化发展指数IDI（Informatization Developm-ent Index）数据来源于国家统计局统计科研所历年信息化统计监测报告，资本存量数据利用永续盘存法（PIM）计算而得。

2. 单位根与协整检验。对面板数据各变量平稳性检验采用允许存在相同根单位根的LLC（Levin-Lin-Chu）检验和允许存在不同根单位根的Fisher-ADF检验。检验发现变量均为一阶单整的I（1）非平稳时间序列。对面板数据运用Kao Residual方法进行协整检验发现，在5%显著性水平下，面板数据都存在协整关系。

3. 实证分析结果。首先利用Eviews7.2建立方程的固定效应模型，多余固定效应检验的F值为1.777 921，P值为0.009 3，因此可以建立固定效应模型。令解释变量信息化发展指数I前面的系数？酌可变，令解释变量资本存量K和劳动L前面的系数不变，通过I回归系数的差异反映信息化对各地产出的不同影响。估计采用允许模型存在截面异方差的Cross-section weights加权广义最小二乘法（GLS）以减少横截面异方差造成的影响，同时避免普通最小二乘法（OLS）的估计无效问题。实证结果：lnY=C+0.581lnK+0.235lnL+？酌lnI，从全国平均水平来看，产出对资本和劳动的弹性分别为0.581和0.235，各省级地区信息化的产出弹性分别为北京（0.648）、上海（1.221）、天津（1.075）、浙江（0.835）、广东（0.883）、江苏（0.917）、福建（0.467）、辽宁（0.305）、陕西（0.743）、山东（0.760）、湖北（0.787）、重庆（0.510）、山西（0.307）、吉林（不显著）、海南（0.986）、黑龙江（0.951）、内蒙（0.678）、宁夏（0.398）、安徽（不显著）、湖南（0.698）、四川（0.582）、河北（0.472）、新疆（0.740）、青海（1.021）、甘肃（0.249）、江西（不显著）、贵州（0.425）、河南（0.456）、广西（0.978）、云南（0.284）、西藏（不显著）。模型回归结果较好，绝大部分系数均显著，对资本存量K和劳动L的系数做Wald线性约束？琢+？茁=1检验（P=0.000 3），在5%的显著性水平下，产出对于资本和劳动呈现规模报酬递减的特性（？琢+？茁<1）。

四、 结论与启示

1. 信息化改变了经济增长的来源，对经济增长的促进作用显著。在全国31个省级地区，除4个地区（吉林、安徽、江西、西藏）信息化推动经济增长的作用不显著以外，在其他27个省级地区，信息化对经济增长都具有显著的正向促进作用，从全国平均水平来看，信息化的产出弹性（0.59）已与资本要素相当，并且约是劳动产出弹性的2.5倍，因此说，信息化对经济增长促进作用显著。

2. 信息化对经济增长的推动作用随信息化水平提升而不断增强。从全国平均水平来看，随着信息化水平的提升，信息化产出弹性逐渐提高，信息化对经济增长的促进作用不断增强，如图1所示，随着信息化水平的逐渐提高，信息化的产出弹性呈现不断增大的趋势，信息化对经济增长的促进作用不断增强。

3. 信息化是经济体实现规模报酬递增的重要途径。现代经济增长尤为强调的技术进步是一个知识生产的过程，知识生产过程是一个规模报酬递增的强制过程，随着知识数量的不断增加，知识的边际产品不会递减，这对经济持续高速增长具有决定性的作用。从全国平均水平来看，产出对于资本和劳动已呈现规模报酬递减的特征（？琢+？茁<1），这可能是由于从2008年四季度开始为应对金融危机我国推出4万亿投资刺激计划，短期内资本投资量骤增导致资本边际效益显著下降所致。但是，在全国绝大部分地区，信息化使生产函数明显呈现出规模报酬递增的性质，这意味着如果期望经济体通过获得规模报酬递增（边际产品不会递减）的好处来保持经济高速增长，增加资本或劳动很难实现，但信息化是经济体实现规模报酬递增的重要途径，这对转变经济增长方式的同时还能保持经济高速增长具有明确的指导意义。

4. 信息化对经济增长的显著推动作用是一个逐渐显现的过程。在信息化达到一定水平之前，信息化对经济增长推动作用可能不显著（统计意义上），如以I=0.683为分界点，吉林、安徽、江西、西藏四个地区都处于分界点之下，其信息化对经济增长的促进作用都不显著，但是处于分界点之上13个省级的地区，信息化对经济增长的促进作用全部显著，因此说，信息化对经济增长的显著推动作用是一个逐渐显现的过程。尽管如此，在信息化处于分界点之下的18个地区中，平均来看信息化能够显著促进经济增长仍然是大概率事件（比例达78%）。

5. 信息化促进我国转变经济增长方式潜力巨大。国外把信息化的重要基础——信息通信技术ICT看作是通用的技术，这种技术是一种能在既定制度约束下全面动态优化要素组合的资源配置方式。这种资源配置方式能够转变经济增长的驱动力量，能够将资本、劳动等资源驱动特别是投资驱动的增长，转变为由技术进步和效率提高驱动的增长。目前在我国31个省（直辖市/自治区）中，信息化水平较低的地区（如I<0.683）有18个，相较其他信息化水平较高的13个省级地区（I>0.683），这些地区信息化产出弹性的平均水平明显偏低，信息化在推动经济增长方面还有很大的潜力有待释放。目前我国整体信息化发展水平仍然偏低，信息化对经济增长的显著促进作用远未得到充分体现，可以预期，随着信息化的发展，信息化将成为我国“新常态”下最重要的经济增长来源，其促进我国转变经济增长方式的潜力巨大。

6. 信息化是转变经济增长方式的重要手段。由于信息化已经成为我国经济增长的重要源泉，并且是经济体实现规模报酬递增的重要途径，这对转变经济增长方式和保持经济高速增长都尤为重要。信息化发展指数所衡量的“基础设施指数、产业技术指数、应用消费指数、知识支撑指数和发展效果指数”五方面指标中，除了个别指外，大部分指标都与要素的投入关系并不是十分紧密，相反却与知识经济、规模经济、技术进步以及管理使用效率等因素紧密相关，这些方面正是经济增长方式转变最重要的推动力量。所以说，若要推动经济增长方式的转变，信息化是最好的一个着力点。

参考文献：

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基金项目：国家信息化专家咨询委员会科研项目“信息化促进我国经济增长方式转变研究”（项目号：XM1401）。

作者简介：龙飞（1982-），男，汉族，辽宁省大连市人，清华大学经济管理学院博士后，研究方向为信息经济学等。

经济增长路径 第11篇

20世纪90年代以来,我国国内外经济环境出现了诸多新的变化,经济运行先后几次在通货膨胀和通货紧缩之间转换。为调控经济过热和避免经济衰退,我国宏观调控政策在从紧、适度从紧、适度宽松、稳健和积极之间进行了多次相机抉择和组合。鉴于此现实,我国宏观经济和金融总量的走势近年来很有可能发生结构变化。因此,运用一种科学准确的结构变化检验方法对我国宏观经济和金融总量的增长路径进行考察,对于研究我国宏观调控的政策效果和经济各环节的内在作用机理具有重要意义。

但是,在时序列的增长路径结构变化的相关研究中,一个循环依存的问题使得已有检验结果值得商榷:一方面,趋势方程中回归残差项是平稳还是单整序列会直接影响结构变化的检验结果;另一方面,判断时序列是否平稳的单位根检验又需要获得结构变化存在与否的信息。这样,时序列的结构变化检验与残差单整性检验互为条件,相互依赖。因而,准确地判断经济变量增长趋势是否发生变化,要求寻找一种不依赖回归残差平稳性特征并具有良好功效的内生结构变化检验方法。

鉴于此问题,Perron和Yabu(2009)[1]提出一种拟可行广义最小二乘法(quasi-FGLS),由于该方法提出的检验统计量在残差为I(0)和I(1)时的极限分布非常接近,使得检验结果在残差项自回归形式和结构变化同时未知的情况下仍然可信。

考虑到近十几年来我国国内外经济环境和宏观调控政策的变化,本文运用Perron和Yabu(2009)提出的quasi-FGLS方法对1995年以来我国宏观经济和金融走势的结构变化进行了实证检验。与以往对我国宏观经济变量结构变化的诸多研究不同的是,大多数已有研究其基本出发点是应用或者修正结构突变单位根以检验时序列的单整性,侧重于把结构变化作为单位根检验的先决条件,对结构变化的判定也依赖于回归残差的平稳性这一问题讨论较少(例如,Li,2005[2];栾惠德和张晓峒,2006[3];滕建州,2006[4];Liang和Teng,2006[5];聂巧平和冯蕾,2008[6]),而本文对我国宏观经济和金融走势的结构变化进行的实证检验结果独立于回归残差的是否平稳的假定,克服了以往检验中存在的回归残差平稳性与结构变化循环依赖的问题,结论更稳健。在此基础上,本文进一步结合现实对实证结果加以分析比较,从而阐释经济发展过程中的关键性决策和重大事件对经济运行的冲击作用,并对经济运行的内在作用机理进行研究。

二、检验模型设定

随机变量的生成过程如下:

令T表示样本量,t=1,2,…T,et～iid(0,σ2),解释变量xt和待估参数ψ为r×1向量,-1<α≤1。当-1<α<1时,ut～I(0),当α=1时,ut～I(1)。

以下三种模型代表结构变化的三种不同情况:

模型I:仅漂移项存在结构变化。x=(1,DUt,t)′,ψ=(μt,μ1,β0)′,令T1表示结构变化发生的时间,t≤T1时,DUt=0,t>T1时,DUt=1。此时,检验为H0∶μ1=0;

模型II:仅趋势项存在结构变化。xt=(1,t,DTt)′,ψ=(μ0,β0,β1)′,t≤T1时,DTt=0,t>T1时,DTt=t-T1,此时,检验为H0∶β1=0;

模型III:漂移项和趋势项同时发生结构变化。xt=(1,DUt,t,DTt)′,ψ=(μ0,μ1,β0,β1)′,此时,检验为H0∶μ1=β1=0。

三种模型的原假设可以统一表示为矩阵约束形式:H0∶Rψ=γ,R为q×r矩阵,γ为q×1向量,q为约束个数。

α的估计值可以通过如下回归获得:

滞后阶数k根据AIC准则确定,然后进行FGLS回归:

(1-α赞L)yt=(1-α赞L)x′tψ+(1-α赞L)ut

由于α=1时,Wald检验统计量的极限分布不服从χ2分布,Perron和Yabu(2009)用如下方法构建α的超有效估计量:

用作为的估计值进行FGLS回归并可证明,三个模型的Wald统计量均服从χ2分布。

针对α的最小二乘估计量存在向下的偏误问题,Roy和Fuller(2001)提出如下偏误修正估计量:

其中,为的标准差,是系数向量ψ的行数,Lp=(p+1)/2,p为ut自回归的阶数,a1=(1+m)T,a2=[(1+m)T-τ2pct(Lp+T)][τpct(10+τpct)(Lp+T)-1],τpct为α=1时的极限分布的分位数,在结构变化位置已知(未知)时,取τ0.95(τ0.99)。

根据式(3),计算偏误修正估计量的超有效估计量,然后使用如下quasi-FGLS方法对ψ进行估计,在此基础上计算Wald统计量WRQF(λ1)。

最后,在结构变化位置未知的情况下,按照Andrews(1993)[7]和Andrews和Ploberger(1994)[8]的做法,构建结构变化检验统计量:

Perron和Yabu给出了该统计量的临界值,其在残差项为I(0)和I(1)时非常接近,因此,根据该统计量得出的结构变化检验结果不受残差平稳性的影响。

上述检验可概括成如下步骤:

(1)对给定的结构变化,通过最小二乘法进行围绕结构变化的退势处理,得到残差。

(2)运用最小二乘回归估计式(2),得到α的估计值并计算。

(3)根据式(4)对值进行修正,得到偏误修正估计量。

(4)构建α的超有效估计量:

(5)运用进行quasi-FGLS估计,得到系数估计向量,根据不同模型和ut的不同形式构建相应的WRQF统计量。

(6)在结构变化未知的情况下,对所有可能的结构变化时点重复上述步骤,从而构建Exp-WRQF统计量,对结构变化进行判断。

三、变量指标、数据来源及实证检验

(一)变量指标及数据来源

本文选取我国10个有代表性的宏观经济和金融总量(1),即:GDP、人均GDP、人民币储蓄存款余额、人民币贷款余额、实际工资总额、居民消费、固定资产投资、进出口、名义工资总额和就业人数,运用上述方法对这些变量在1995年第1季度至2010年第4季度期间(2)的结构变化进行检验。构建指标之前,先对原始数据进行调整:首先用X12方法对所有原始数据进行季节调整;然后采用定基CPI指数对除名义工资总额外的其他季节调整数据进行平减以获得各变量的实际值,进入模型分析的是各时序列的自然对数。

本文所使用的数据中,GDP、CPI、储蓄存款余额及贷款余额来自各期《中国人民银行统计季报》,最终消费、固定资产投资、进出口、就业人数和名义工资总额均来自高校财经数据库(3)。

(二)Quasi-FGLS结构变化检验

首先在同时考虑均值漂移和趋势变化的情况下(模型Ⅲ),对选取的10个变量进行实证检验(见表1)。检验结果显示,有8个变量的Exp-WRQF检验统计量至少可以在1%的显著性水平上拒绝不存在结构变化的原假设,这8个变量分别是:GDP、人均GDP、就业人数、名义工资总额、实际工资总额、储蓄存款余额、固定资产投资、最终消费。表明这些变量的增长路径同时发生了均值漂移和趋势变化。

对于在模型Ⅲ下不能拒绝原假设的其余两个变量:贷款余额和进出口,本文进一步运用模型Ⅱ进行检验(见表2)。其中,进出口可以在5%的显著性水平上拒绝原假设,意味着该变量的增长路径仅在趋势项上发生了结构变化。最后,使用模型Ⅰ对仍不显著的贷款余额进行检验,结果显示不能拒绝原假设。因此实证表明,除贷款余额外,其余9个变量均在样本期间内发生了结构变化。

注:表1、2中,潜在增长率根据式(8)得到,平均增长率为整个期间的总增长率对时间跨度的平均,*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上拒绝原假设。Q代表季度,如1997Q4表示1997年第4季度。

对于存在结构变化的自然对数值yt,可以通过下列回归方程得到其拟合值并计算结构变化前后的潜在增长率(参见,Li,2005[2];Perron和Yabu,2009[1]):

即为yt的拟合值。结构变化以前,yt的潜在增长率为时间趋势项t的系数,结构变化后,潜在增长率转变为t和DTt系数之和。表1和表2在给出结构变化检验结果的同时,也给出了结构变化前后相应的潜在增长率和平均增长率。

四、结果分析

(一)储蓄存款余额和贷款余额

储蓄存款余额的结构变化发生在1997年第4季度,观察图1,结构变化发生前,我国储蓄存款余额的年增长率保持在25%以上,1994年更是高达41.5%;结构变化之后,该增长率出现明显回落,除2008年,其他年份均低于20%。

理论研究中,很多学者通过动态无效(Dynamic Inefficiency)理论对一国储蓄的适度规模进行考察,当一国存在过度储蓄,即储蓄率超过了资本积累的黄金率(golden rule),经济运行是动态无效的,不能实现帕累托最优。改革开放以来,伴随着国民经济的快速发展,我国金融机构的储蓄存款也进入前所未有的快速增长时期,1980年至1997年,我国储蓄存款的年均增长率为32.91%,大大高于城乡居民个人货币收入的递增水平和GDP的增长步伐。高储蓄能为经济发展提供动力,但巨额的储蓄存款也会对消费和投资造成挤占,制约经济的良性循环。袁志刚、何樟勇(2003)[9]运用黄金率对中国宏观经济的动态效率进行考察,实证结果表明,20世纪90年代,中国宏观经济处于动态无效状态。为减少过高储蓄带来的资源浪费,使更多的资金流入投资领域,推动资本市场发展,央行运用利率杠杆以期分流储蓄,于1996年下半年开始了连续六年的降息。在这个过程中,政策效果逐步显现,表现为自1997年年末开始,我国储蓄存款余额的路径发生偏离,潜在增长率由之前的5.37%降至3.14%,增速放缓。与储蓄存款不同的是,检验结果显示,我国贷款余额的增长路径自1995年以来并未发生,在此期间,无论是国内的宏观调控还是东南亚金融危机等外部因素,均未能改变其走势,潜在增长率在整个时期为3.12%。1997年之前,储蓄存款的潜在增长率(5.37%)高于贷款的潜在增长率(3.12%),而结构变化发生后,二者基本持平(3.14和3.12%),这表明,尽管以利率为调控工具的货币政策对银行贷款的影响有限,但通过改变储蓄存款的增长路径,使储蓄存款与贷款处于一种相对平衡的增长状态。

(二)固定资产投资、GDP、人均GDP

高储蓄率是决定高投资率的关键变量,储蓄存款的持续增长带动了投资规模的扩大。我国固定资产投资的结构变化出现在2000年第4季度。在经历了1994年到1996年典型的需求拉动型通货膨胀之后,在经济体制和经济结构的深层次缺陷以及东南亚金融危机的影响下,我国由通货膨胀向通货紧缩转变的迹象开始显露。为了保持经济较快增长,我国于1998年开始实行积极的财政政策和稳健的货币政策,增加基础设施建设支出,并于1999年将促进投资需求较快增长作为五个重点经济工作之首。实证结果表明,经济刺激政策使我国很快走出危机阴影,表现为自2000年第4季度起,固定资产投资的路径变化,发生向上偏移。数据表明,2000年后我国固定资产投资的年增长率由两位数上升至三位数,到2003年下半年,固定资产投资出现增速过快问题。投资的持续快速增长也成为拉动GDP增长的重要动因。检验结果显示,GDP的结构变化出现在2005年3季度,结构变化前,GDP指标的季度潜在增长率为2.06%,而此后该增长率升至2.96%。与GDP相同,人均GDP的增长路径于2005年3季度发生水平跳跃,但是,通过计算发现,其潜在增长率在结构变化后不升反降,由之前的3.01%降为2.36%,增速放缓。我们认为,尽管2003年以来我国就业人数保持持续增长,但这种增长一方面是生产发展的真实需求,另一方面也是国家政策导向的结果,人力资源未能充分转化为现实的生产力,使本文中代表劳动效率的人均GDP(GDP与就业人数的比值)的潜在增长率在结构变化后出现下降。同时GDP与人均GDP在结构断点前后潜在增长率变化的非一致性也说明我国经济目前仍是依靠增加劳动投入的粗放型增长而非依靠提高效率的集约型增长。

(三)就业和消费

就业人口和消费的增长路径在2002年第4季度同时出现向上的结构变化,二者的潜在增长率分别由之前的-1.23%和2.08%上升至之后的1.76%和3.47%,而这种同步变化正是就业与消费相互联系相互作用的结果和表现形式。一方面,就业的增加导致人均收入水平的提高和收入分配状况的改变,而这又将推动消费水平的提高和消费结构变化;另一方面,消费水平的提高也会带动市场容量的扩张,这种扩张通常以劳动力需求的增加来实现,从而创造更多的就业机会。

由于城乡分割就业体制的弊端在90年代后期逐渐显露,城乡统筹就业政策于2000年应运而生并被明确纳入“十五计划纲要”,大量农民工涌向城市,推动了劳动力资源的合理流动,就业人口增加,也促进了劳动力市场的发育成熟,使劳动力资源配置逐渐向市场化转变。在就业改革措施的冲击下,加之消费需求持续增长的有力保障,自2002年年底,就业人口的增长路径无论在水平截距上还是趋势上均出现显著提高,形成偏离原有走势的新路径。

1997年6月,东南亚金融危机爆发。10月,零售物价指数出现负增长,经济运行显现出投资和消费需求不足的趋势,我国的国民经济运行已由通货膨胀开始转变为通货紧缩。为了走出通货紧缩,保证经济持续稳定增长,1998年至2002年间,我国逐步形成了刺激消费的政策,其核心是扩大居民消费需求,提升居民消费倾向。围绕这个目标,我国政府出台了多方面的政策组合,主要包括扩大劳动力市场容量,增加就业从而提高居民购买能力和通过连续降低存贷款利率来鼓励个人消费信贷等政策。消费刺激政策的实施有力地拉动了消费的增长,并对消费者信心指数起到了提振作用。尽管此后爆发的非典对第二季度的居民消费产生负面影响,但由于非典持续时间相对较短且政府及时采取了稳定经济的举措,损失有限。根据检验结果可知,消费刺激政策的效果在2002年第4季度集中显现,使我国实际居民消费的增长路径向上转变,潜在增长率由之前的2.08%上升至3.47%,此后的“非典”疫情爆发并未能改变这种新的增长路径,而仅使得居民消费围绕该路径发生暂时性波动。

(四)进出口

东南亚金融危机的爆发后,我国做出人民币不贬值的承诺,出口竞争力受到一定冲击,出口增速滑落。面对严峻的外贸形势,我国加大对外贸易政策的调整力度,以维持和扩大已有的市场份额。首先,在出口商品结构上做出调整,实行“科技兴贸”战略,重点扶植高科技高附加值产品,机电和高新技术产品等重化工制成品在出口总额中的份额迅速上升。根据马歇尔-勒纳条件,一国货币贬值能否改善贸易条件取决于该国的进出口产品是否具有足够大的需求弹性,因此,贬值并不一定增加出口。出口商品结构调整使我国出口产品中需求弹性小的高科技高附加值产品比例提高,一定程度上抵消了由出口相对价格提高带来的负面影响。同时,提高出口退税率,并进行外贸体制改革,赋予各类企业进出口权。1998年下半年,符合一定条件的私营企业被允许从事自营进出口业务。由于私营企业出口更富有活力,使我国出口增长速度和出口竞争能力得到提高。出口商品结构的调整和外贸体制改革,给我国出口的恢复和增长带来契机,从本文的检验结果可知,东南亚金融危机后我国出口商品结构的调整和外贸体制改革确实对我国进出口贸易产生实质性影响,表现为自1999年二季度起,实际进出口总额的增长路径发生改变,潜在增长率由0.70%骤增至5.36%,而这种变化主要是出口增速提高的结果。

(五)名义工资总额与实际工资总额

名义工资总额的结构变化出现在2001年第2季度,稍晚于实际工资总额的结构变化时点2000年第3季度。结构变化后,二者的潜在增长率大幅提高,分别由之前的0.97%和0.82%上升至3.86%和3.16%。工资总额的这种变化,一方面是人民生活水平提高的要求,另一方面也是政策引导的结果,即深化工资货币化改革的结果。1992年,我国开始进行工资分配制度改革,中央于2000年要求进一步深化工资制度改革,使职工收入更加货币化。这种深化改革是通过一系列政策来实现的,如住房补贴货币化,医疗保障货币化、职工补贴津贴货币化等,隐性工资逐步显性化,使名义和实际职工工资总额的增长路径先后偏离原有的趋势,增长速度较先前出现显著提高。

五、结论

考虑到近年来我国国内外经济环境变化和宏观经济政策多次调整的现实,本文采用Perron和Yabu(2009)提出的拟可行广义最小二乘法,对我国1995年第1季度至2010年第4季度的10个宏观经济和金融总量增长路径的结构变化进行了实证检验。实证结果表明,除贷款余额外,GDP、人均GDP、储蓄存款余额、贷款余额、实际工资总额、居民消费、固定资产投资、进出口、名义工资总额和就业人数的趋势方程均存在结构变化,潜在增长率出现明显改变,但这种变动有增有减。

通过对结构变化时间的分析和变化前后增长率的比较,本研究发现,我国的就业制度改革,上世纪90年代末的消费和投资刺激政策,工资货币化改革,外贸体制改革和科技兴贸战略对宏观经济各方面产生了有力冲击,使大多数经济和金融总量的增长路径发生偏移,从而出现结构变化[10]。在这些变化中,就业和居民消费的变化表现出明显的同步性,因此在政策调控上应注意二者的协调发展。检验结果同时显示,我国经济目前仍是依靠增加劳动投入的粗放型增长而非依靠提高效率的集约型增长,由于近年来就业的持续增加是生产发展的真实需求和国家政策导向共同作用的结果,人力资源未能充分转化为现实的生产力,使得就业人口人均GDP的增长率在结构变化后不升反降。

作为时序列的趋势方程是否存在结构变化的一种检验方法,拟可行广义最小二乘检验法有其特有优势,该方法构建的检验统计量在残差为平稳和单整序列时具有非常接近的极限分布,适用于在趋势方程中残差项自回归形式和结构变化同时未知的情况下的结构变化检验,故本文得到的结论更加稳健。

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