我国经济增长研究

我国经济增长研究（精选12篇）

我国经济增长研究 第1篇

在现有的关于能源消费与经济增长的相关关系研究中, 大多数运用计量分析中的协整分析方法和Granger因果检验方法估计能源消费和经济增长存在长期均衡关系。现阶段关于能源消费的研究多数集中于其与经济增长之间的长期关系上, 关于二者之间的短期关系研究较少。有鉴于此, 本文以我国1990—2008年的年度数据为研究样本, 从增长率的角度系统分析能源消费与经济增长之间的短期关系, 同时将结构因素和技术因素引入能源消费增长的原因分析模型中, 分别讨论了规模效应、结构效应和技术效应对能源消费变动的影响。

二、模型的建立

我们用Et代表t年的能源消费量, 用Yt代表t年的的国内生产总值的大小;用et=Et/Y表示单位产量的能源消费量;用kE、kY、ke分别代表能源消费量、国内生产总值和单位产值的能源消费量的增长率。则一定时期内能源消费量的增长率为:

kE= (Et-Et-1) /Et-1= (Ytet-Yt-1et-1) /Yt-1et-1=[Yt-1 (1+kY) et-1 (1+ke) -Yt-1et-1]/Yt-1et-1= (1+kY) (1+ke) -1=kY+ke+kY×ke

可见, 能源消费量的增长率大小取决于国内生产总值增长率和单位产值能源消费量增长率两个变量的大小。我们将经济增长对能源消费的影响称为规模效益。单位产值的能源消费量反映了经济增长中的能源消费强度即能耗强度或能源密集度, 是能源经济学中的重要指标, 根据Sinton和Levine (1994) 、Ho和Jorgenson (1999) 等人因素分解法, 本文将能源强度因素分解为产业结构变化和生产率进步即能源使用效率两种。

令Yit代表第i产业部门t时期的产值;Eit代表第i产业部门t时期的能源消费量;yit代表第i产业在t时期的产值占总产值的比重, 即yit=Yit/Yt。则有:

undefined

由上式可知, 单位产值能源消费量就是各个产业单位产值能源消费量的加权平均, 权重为各个产业在国内生产总值中所占的比重。其中, eit可以看作能源使用效率因素, 用每年单位产值能耗量表示;yit可以看作产业结构变化因素, 用工业增加值占国内生产总值的比重表示。所以, 本文建立的能源消费量增长率的回归函数为:

kE=c+α×kY+β×ind+γ×eu+μ

其中, kY为国内生产总值增长率, 代表规模效应;ind为工业增加值占国内生产总值的比重, 代表结构效应;eu为能源使用效率因素, 代表技术效应;α、β、γ为回归参数;c为常数项;μ为残差项。

三、实证检验

1.数据说明

本文选用1990—2008年的全部数据均来自新中国60年统计资料汇编和《中国统计年鉴》 (1990—2009) , 为了消除价格因素的影响, 本文数据以1990年为基期, 进行了处理。

2.平稳性检验

我们采用时间序列平稳性检验最常用的ADF检验法, 分别对变量序列进行平稳性检验。

检验结果如表1所示:在给定的显著性水平下, 只有结构效应即工业增加值占国内生产总值的比重 (ind) 通过了单位根检验, 为平稳的时间序列。其他时间序列变量的t统计量均小于给定的显著性水平下的t临界值, 不能通过单位根检验, 接受原假设即变量序列都是非平稳序列, 对这些时间序列进行一阶差分检验结果显示变量序列一阶差分后的t统计量都通过单位根检验, 因此变量序列一阶差分后是平稳的。为保持数据的一致性, 我们对ind也进行一阶差分。

注:1.检验类型 (c, t, k) 分别表示单位根检验中是否含有常数项 (c) 、时间趋势 (t) 和滞后的阶数 (k) , 其中滞后阶数按AIC及SC最小准则确定。2.Δ表示一阶差分, 下同。3.***、**、*分别表示在1%、5%、10%的显著性水平下拒绝原假设, 下同。

3.误差修正模型

对原始的回归方程直接进行回归估计, 再对得到的残差序列进行协整检验, 在检验残差序列平稳性时, 我们仍然使用单位根检验, 结果如表2所示:

检验结果显示, undefined序列在5%的显著性水平下拒绝原假设, 接受不存在单位根的结论, 即该残差序列是平稳的时间序列, 各回归方程变量之间存在协整关系。因此, 我们建立如下误差修正模型:

ΔkE=c+α×ΔkY+β×Δind+γ×Δeu+η×ecm (-1) +υ

对上式进行回归, 结果如下:

ΔkE=0.01+1.07ΔkY+3.60Δind+0.28Δeu-0.96ecm

undefined

通过回归方程可以得到, 方程调整后的拟合优度为0.78, 拟合较好;F统计量为15.48, 在1%的显著性水平下拒绝原假设, 即方程的整体显著性水平较好;三个自变量在1%的显著性水平下都通过了t检验, 表明各变量均为显著变量。三个变量的回归系数分别为1.07、3.60和0.28。工业增加值占国内生产总值的比重变动即结构效应是能源消费增长率变动的最主要原因, 能源消费强度的变动即技术效应对能源消费增长率变动的影响最小。

四、结论

本文从规模效应、结构效应和技术效应三个角度对我国能源消费增长率逐年上涨的原因进行了实证分析, 得到以下结论:

1.从规模效应来看, 规模效应对能源消费增长率的影响系数为1.07, 即国内生产总值增长率每变动1%, 能源消费增长率变动1.07%。我国经济的快速发展是促进我国能源消费增长的原因, 这与其他学者的研究一致。同时, 能源消费增长的速度大于国内生产总值的增长速度, 这表明我国经济的高速发展是以高能耗为代价的。

2.从结构效应来看, 结构效应对能源消费增长率的影响系数为3.60, 即工业增加值占国内生产总值的比重每变动1%, 能源消费增长率变动3.60%。近年来我国能源消费量的持续增加最主要的原因就是工业的快速发展, 特别是高耗能工业的发展。因此, 现阶段要降低我国能源消耗的增长速度, 必须大力调整产业结构, 提高第三产业在经济增长中的的比重, 同时还要整顿一些高耗能、低附加值的工业企业, 使我国能源得到充分合理利用。

3.从技术效应来看, 技术效应对能源消费增长率的影响系数为0.28, 即能源强度每变化1%, 能源消费增长率变动0.28%, 这表明我国能源消费强度的降低, 虽然一定程度上能够降低能源消费量, 但降低的程度较小, 技术方面的效应并没有得到充分的发挥, 能源消费强度的变化并不是能源消费变动的主要原因。因此, 要提高能源的利用率, 充分发挥技术作为第一生产力的作用, 减少我国能源的消费量。

摘要：能源问题一直是我国经济发展中的焦点和热点问题。我国是世界上经济增长较快的国家之一, 但同时也是能源生产和消费较大的国家之一, 能源消费与国民经济各个部门的生产活动都息息相关。以我国1990—2008年的年度数据为研究样本, 从增长率的角度系统分析能源消费与经济增长之间的短期关系, 同时将结构因素和技术因素引入能源消费增长的原因分析模型中, 分别讨论了规模效应、结构效应和技术效应对能源消费变动的影响。

关键词：能源消费,经济增长,短期关系

参考文献

[1]赵丽霞, 魏巍贤.能源与经济增长模型研究[J].预测, 1998 (6) :32-34.

[2]韩智勇, 魏一鸣, 焦建玲, 范英, 张九天.中国能源消费与经济增长的协整性与因果关系分析[J].系统工程, 2004 (12) :17-21.

我国经济增长研究 第2篇

摘要：本文根据1981～我国贸易条件和经济增长的数据，运用时间序列计量经济学模型，实证研究了我国经济增长与贸易条件之间的关系。实证分析结果显示：二者之间存在长期稳定的均衡关系,我国的经济增长对贸易条件具有一定的负面影响。

关键词：贸易条件 经济增长 协整检验

随着改革开放的不断深入，我国经济与世界经济逐渐融为一体，进出口在经济增长中的角色越来越重要。中国经济实现了高速增长，对外贸易规模迅速扩大。尤其是在加入世贸组织之后，我国的对外贸易得到前所未有的发展，从一个贸易小国一跃成为世界主要贸易大国。然而在近年来我国经济持续增长和对外贸易长期保持顺差的情况下，我国的贸易条件却呈现恶化趋势。那么，经济增长是否会带来贸易条件的恶化呢?这是个值得讨论的问题。为此，本文采用时间序列分析的方法研究贸易条件与经济增长之间的关联性。

1有关贸易条件的文献回顾

Sawada曾经针对非洲、亚洲、欧洲、美洲以及太平洋地区等115个国家在二战后至20世纪80年代末(1950～1988年)的经济发展状况是否存在“出口贫困化增长”，进行了一次以国家横截面数据的实证研究。研究结果显示，其中34个国家的经济发展呈现了“出口贫困化增长”状态,其国民福利与经济增长率呈负相关状态。李志弘()、林丽()、黄满盈(2006)对近十多年的贸易条件的变化趋势进行了实证研究，分别对初级产品和工业制成品的各类贸易条件进行了分析。得出的结论是：尽管我国的贸易条件在近年来不断恶化，但恶化的程度非常有限，没有对我国对外贸易和经济高速增长造成严重影响，也就是说，我国并未出现“出口贫困增长”的现象。李平和辛佳(2008)通过1983~的数据，根据影响因素的回归模型所得结论：GDP、FDI的变动对贸易条件产生负向影响;实际关税率和汇率的变动对贸易条件产生正向影响。认为中国经济增长与贸易条件存在负相关关系。姚旦杰(2008)运用1980～20的数据对中国价格贸易条件的变动情况进行了协整分析，研充表明：产业结构优化能够改善中国价格贸易条件，外商直接投资的不合理流入会使之进一步恶化，汇率变动能够改善初级产品的价格贸易条件却使工业制成品价格贸易条件恶化。

从现有的文献来看，很少有文献直接研究贸易条件与经济增长之间的关系，这就给本文留下了写作空间。因此，本文将就此展开研究。

2实证分析

2.1数据选取与模型的建立

本文根据我国1981～20商品贸易条件指数和GDP指数对我国贸易条件和经济增长的关系进行实证分析。本文采用商品贸易条件指数，其计算方法为：NBTT=Px/Pm，其中Px和Pm分别为出口价格指数与进口价格指数，即随着出口商品价格相对于进口商品价格的变化，出口每单位商品所能换回的进口商品的数量。我们用GDP代表实际GDP指数，它是采用名义GDP/居民消费价格指数(CPI)换算而成。数据来源为历年统计年鉴和国泰安信息技术有限公司开发的《中国宏观经济数据库》。

实证研究所用的计量经济模型为

2.2平稳性检验时间序列

计量经济学模型在进行回归分析之前需要进行平稳性检验，否则可能会产生谬误回归的问题。常用的单位根检验方法为ADF检验法。检验结果如表1所示。

从表1的结果可以看出，GDP和NBTT的原始序列的ADF值都大于5%的临界值，说明在5%的显著水平下，两者都为非平稳序列，因此，不能直接对其进行回归，必须进行协整检验。进一步对GDP和NBTT的1阶差分进行平稳性检验，发现两者的1阶差分形式都为平稳序列，即两者都为1阶单整序列，满足协整检验的条件。

2.3协整检验

协整检验的基本思想是如果两个(或两个以上)的时间序列变量是非平稳的，但它们的某种线性组合却表现出平稳性，则这些变量之间存在长期均衡关系，即协整关系(Engle&Granger，1987)。目前关于协整关系的检验与估计有许多具体的技术模型,本文采用Johansen极大似然估计法。

如表2所示，迹统计量和统计量的相伴概率都接近于0，拒绝了变量之间不存在协整关系的原假设，认为GDP和NBTT两个变量之间存在着一致协整的向量或长期的均衡关系。用这两组数据进行的分析将得到有意义的结果。直接估计模型有：从估计结果可以看出，由于GDP的参数估计值为负值，表明经济增长与贸易条件之间存在逆向变动关系。

3结论及政策建议

本文以我国商品贸易条件指数和GDP指数建立计量经济模型，分析了我国贸易条件与经济增长之间的长期关系，结果表明，贸易条件与经济之间存在长期的均衡关系。

从回归结果可以发现，GDP的变动贸易条件的变动呈现显著的负相关关系。换句话说，GDP的增长对贸易条件会产生负面印象。然而，这种影响并不大，且具有一定的不确定性。这一点与西方学者得出的大国经济增长与贸易条件之间关系的结论是一致的。

在西方学者看来，对诸如我国一样的大国来说，经济增长和贸易条件之间存在负相关关系。从计量经济模型的结果中可以发现，在我国，随着经济的不断增长，我国的贸易条件以一种相反的方向在变动。即GDP每增长一个单位，贸易条件将平均下降0.05个单位。

然而，值得注意的是，经济增长的同时贸易条件并非一定会出现恶化的现象。在其他发展中国家，这个结论仍然是成立的。虽然，近年来，很多学者观察到发展中国家的贸易条件在不断恶化，但这并非经济增长带来的恶果。这是跟一个国家的产业发展高度相关的。在发展中国家中，由于其产业升级的速度落于全世界产业升级的速度，同时也落后于其自身的`经济增长，这才使贸易条件恶化。

我国目前仍是发展中国家，且劳动力资源非常丰富，因此，无论是相对于发展中国家还是发到国家，我国都更有可能出现贸易条件恶化的现象。从产业结构的角度来看，下面的几种情况很容易使我国在经济增长的同时导致贸易条件的恶化，所以，应该特别关注这些现象。

(1)我国经济高速增长主要得益于廉价劳动力和大量资本投入。在我国，这种情况在上个世纪80年代就曾经出现过，即使在目前，它也是不容忽视的。因为我国目前尚存在大量的闲置劳动力，使劳动力成本极低，这样一来，我国的经济增长很可能是由大量的廉价劳动力投入而产生的。这种由廉价劳动力的大量投入而产生的经济增长很可能使我国出现经济增长与贸易条件恶化同时出现的现象，这种现象严重的时候就会产生“不行的经济增长”。

(2)我国出口到世界各国的商品的需求弹性较低。由于我国出口的产品大都比较低端，产品附加值很低，因此，被替代的可能性就很高。所以，与发达国家相比，我国出口产品的需求弹性就相对较低，然而，我国进口的附加值较高产品的需求弹性却较高，这就使得我国的贸易条件不断恶化。

(3)国内出口产业的竞争程度不断加强。类似的现象曾经在我国出现过。主要表现为：我国产业结构在较长时期内没有发生改善，从而在经济增长的同时各出口产业的竞争程度不断提高，出口压力越来越大。例如，上个世纪90年代，我国的彩电市场在国内市场饱和之时纷纷开辟国外市场，结果，多个彩电出口厂商在同一个国家进行激烈的“价格战”，形成恶性竞争。

(4)我国加入WTO后，贸易自由化的浪潮席卷到我国，自由贸易逐渐开展，这样一来，一国很可能会按照比较优势理论来进行产业安排。如此，就很可能陷入“比较优势陷阱”，使我国产业一直处于低端位置，而贸易条件则不断恶化。

(5)在知识经济和技术经济不断发展的情况下，发达国家拥有更多的知识和技术存量，还拥有更多的人力资源。这样一来，发达国家的科技进步将体现在经济增长中，其产品往往对资源和廉价劳动力的依赖更少，产品往往具有更高的附加值，加之，次贷危机后各发达国家为了维持自身经济的增长纷纷采取贸易保护主义，这就恶化了发展中贸易条件。

我们还应看到，我国商品贸易条件的总体趋势是不断下降的，说明我国在国际贸易利益分割中所处的位置是越来越不利的。随着我国逐渐融入WTO，自由贸易的不断开展，采用隐形关税壁垒来改善贸易条件的可能性越来越小，如果不采取措施，我国贸易条件将有进一步恶化的可能。因此，我国政府和企业在这种情况下必须采取相应的应对手段，以改善我国的贸易条件。为了使我国的贸易条件得以根本改善，增强我国在国际贸易中的地位，以下几点措施是十分必要的。

首先，优化产业结构，提高企业自主创新能力。一般来说，一个国际的贸易结构取决于其产业结构。当前，我国是世界贸易大国，如果继续依赖于低端产品实现经济增长，终将难以为继。目前需要做的是，优化产业结构，鼓励企业自主创新。这就需要结合我国当前的实际情况制定相应的产业政策，推动产业优化升级，提升我国出口产品的国际竞争力。

其次，深化外贸体制改革避免外贸企业恶性竞争。深化外贸体制改革的过程中外贸企业获得了更大的自主经营权。而外贸企业获得了自主权后往往出现激烈的竞争，尤其是在国际市场上，由于相互大打价格战，促使我国的出口商品的价格远低于国内同类商品的价格。因此，在给予外贸企业更大经营权的同时，还应该努力实现外贸企业的规模经营，通过大型外贸集团的建设来避免重复建设、抑制过度竞争。

最后，建立公平的竞争环境。要从根本上改善我国的贸易条件，其必要条件是拥有公平的竞争环境。这就要求我国的法制必须跟上。同时，还需要不断取消不合理的关税减免政策。对政策产业公平的、无歧视的实施关税优惠政策，尤其应该鼓励高新技术产业的发展。对国内外企业，要公平对待，改善之前歧视民营企业，优待外资企业的做法。完善反倾销、反补贴立法，以保护我国的产业利益。

参考文献

[1]孙伟忠.价格贸易条件波动对经济增长的实证研究[J].北华大学学报(社会科学版),2008(10).

[2]姚旦杰.中国价格贸易条件影响因素的协整分析[J].商场现代化,2008(4).

[3]张建华,刘庆玉.中国贸易条件影响因素的实证分析[J].国际贸易问题,(6).

[4]李平,辛佳.中国贸易条件及其影响因素的实证分析[J].商场现代化,2008(7).

[5]刘慷.中国贸易条件的变动与影响因素分析[D].天津师范大学,.

[6]李志弘.贸易条件研究[D].厦门大学,2002.

[7]黄满盈.中国贸易条件实证分析(1981~2004)[D].北京:对外经济贸易大学,2006.

[8]赵勇.对中国贸易条件状况的分析[J].当代经济,2004(7).

[9]李子奈,潘文卿.计量经济学[M].北京:高等教育出版社,2000.

[10]赖景生,陈跃雪.国际贸易理论与实务[M].北京:中国农业出版社,2002.

我国财政支出与经济增长关系的研究 第3篇

【关键词】　瓦格纳法则 财政支出 GDP

19世纪德国经济学家阿道夫·瓦格纳在对欧、美、日等国公共支出进行分析的基础上提出了瓦格纳法则：当国民收入增长时，财政支出会以更大比例增长。同时，随着人均收入水平的提高，政府支出占GDP的比重会提高。随着历史的发展，瓦格纳法则在大部分工业化国家得到了验证。然而，瓦格纳法则的提出是基于对资本主义国家公共支出资料的分析，社会主义制度下中国的财政支出与经济增长之间的关系是否也与瓦格纳法则相符呢？

1.数据说明

本文的数据来源于中国社会科学院金融统计数据库，包含从1956年至2010年的年度数据。本文以GDP衡量国民收入水平，以人均GDP（PGDP衡量人均收入水平，财政支出以G表示。

2.基于瓦格纳法则的分析

瓦格纳法首先指出当一国的国民收入增长时，财政支出会以更大比例增长，即国民收入增长的比例小于财政支出增长的比例。

以我国1956年至2010年的GDP数据和同一期间我国财政支出规模为源数据，做出如下折线图：

可以看出，我国从建国初至今GDP与财政支出规模以十一届三中全会为分界点分为两个阶段。第一阶段，建国初至1978年，GDP与财政支出规模变化很小，增长速度缓慢，甚至出现负增长。新中国成立之初，我們所面对的是一个百孔千疮、民不聊生中国。1953年开始执行“一五”计划，到1956年，生产资料私有制的社会主义改造基本完成。从总体上讲，这一时期的探索是饶有成效的，GDP在一定程度上实现了增长。同一时期的财政支出却基本没有变化，总体规模在500亿元左右波动，这与瓦格纳法则相悖！

改革开放前，我国实行计划经济体制，当时的价格主要是用于核算，而不体现商品的交换价值。这样就不存在着政府通过扩大以货币形式衡量的财政支出的规模来调节经济的现象。新中国成立初，我们最迫切的任务就是恢复生产力，大兴基础设施建设，这部分支出理应占据财政支出规模的大部分。然而改革开放前存在着大量“有产无值”现象，如“记工分”，这意味着国家财政不需要按照劳动力的价值进行支付，这为财政省下了一笔极大的开支。

第二阶段，1978年至今，GDP实现了跨越式的增长，政府财政支出规模也在一定程度上实现了大幅增长。在这一阶段，财政支出规模和GDP的绝对量都持续增加，但相对于GDP而言，财政支出规模的增长趋势要平稳得多。这意味着改革开放后我国财政支出与经济发展之间的关系依然同瓦格纳法则相悖！

党的十一届三中全会以后，我国开始了市场经济体制改革。非国有经济的快速发展承担了计划经济体制下由财政承担的一部分职责。由于经济体制转型刚刚起步，政府与市场之间的职责划分不清，政府职能未随着市场化改革而转变。一方面，政府将原来提供私人商品职责交给了市场；另一方面，政府又没有将原来由企业承担的公共商品和服务提供的职责承担起来。财政承担的职责范围就缩小了，财政支出规模相对于GDP而言就呈现出下降趋势。

上述现象被称为　“经济体制转轨效应”。随着市场化改革的不断深入，政府对于自身经济发展职责的认定愈加清晰，在教育、文化、娱乐等领域的支出不断扩大，职能逐步由计划指导转向宏观调控。上个世纪90年代开始，我国加快了财政体制改革的步伐，这是政府在市场经济体制下逐渐划清其职责权限的过程。于是，我国自90年代中后期以来财政支出增长速度逐渐加快。

瓦格纳法则同时指出随着一国人均收入水平的提高，政府支出占GDP的比重会提高。以我国1956年至2010年PGDP的年度数据及这一时期我国的G/GDP为数据源，做出如下走势图：

改革开放前，我国的人均国内生产总值保持在一个较低的水平，其原因正如前文分析的一样。同一时期，G/GDP在0.3左右波动，这主要是由当时僵化的计划经济体制造成的。1956年“三大改造”基本完成后公有制经济一统天下，从中央到地方形成了一个由各级政府部门直接操纵和管理的传统计划经济体系。改革开放后，G/GDP的变化情况可以分为以十四大为分界点的两个阶段。第一阶段，G/GDP的水平呈现出下降趋势。这一方面是由于“经济体制转轨效应”，另一方面是由于改革开放前过高的G/GDP水平决定的。第二阶段，党的十四大为我国经济体制改革和政府职能转变指明了方向。随着改革的深入，我国已具备解释瓦格纳法则的政治与经济条件，自上世纪90年代中期开始，瓦格纳法则逐渐开始发挥主导作用，我国财政支出占GDP的比重几乎同人均GDP以相同的趋势增长。

参考文献：

[1]朱柏铭，祝燕君.财政支出与经济增长关系研究--基于中国1978～2005年数据的

验证[J].技术经济与管理研究，2008（3）　：59-63.

[2]杨君昌.新中国财政体制变革的回顾与展望[J].财经研究，1999（10）　：11-16.

[3]刘海藩.新中国经济体制的探索与实践[N].东方早报，2009-10-9（3）.

我国卫生支出与经济增长研究 第4篇

从中国政府强力推动“新医改”所面临的财政压力,到英国为了提高卫生投资的效率对已有60多年历史的国家医疗服务系统进行改革,再到围绕奥巴马医改法案的财政预算争议导致的美国政府停摆,卫生支出问题俨然成了当前困扰各国政府的难点问题。人力资本理论的提出者舒尔茨(Theodore W.Schultz,1961)认为,我们称之为消费的许多东西,如教育、卫生以及为了得到更好的工作机会而进行的国内移民等均是重要的人力资本投资。并且对于发展中国家而言,人力资本投资常常被低估或被忽视。或许是归功于一系列关于教育投资与经济增长关系的杰出研究(Schultz,1961;Denison,1967;Krueger,1968;Nadiri,1972;Hicks,1980;Wheeler,1980;Easterlin,1981;Mar-ris,1982;etc.),教育的经济增长效应已经被人们所普遍认同,教育投资已经引起了各国政府的高度重视。而与之相类似的卫生支出不管是在理论研究还是政府决策方面,其受重视程度均和教育不可同日而语。正如世界卫生组织所指出的,“不仅是发达国家,而且还有发展中国家的政府部门和国际捐赠社会都严重低估了卫生领域投资的重要性。”因此,对卫生支出与经济增长的互动关系进行深入研究有助于引起人们对这一问题的关注。

二、相关文献综述

经济学界对政府支出(包含卫生支出)与经济增长的关系一直存在较大的争议。凯恩斯主义认为政府应当对经济进行干预,政府支出的增加能够导致更高的经济增长。而新古典增长模型则认为政府财政支出对产出没有任何影响。学者们对卫生投资与经济增长关系所进行的实证研究也得出了类似的截然相反的结论。

世界卫生组织(2002)的一份报告指出,即使在采用更多的经济变量来解释跨国增长模式的时候,较好健康情况和更高经济增长率之间的相关性也会展示出来。一个时间区间的经济增长是初始收入(由于有条件趋同性)、经济政策的变量和其他经济结构特性函数的结果,其中包括居民健康指数。B Rivera&L Currais(2003)将卫生投资视为人力资本积累的一个重要变量,分析了卫生投资的产出效应。他们通过研究发现卫生支出对经济具有正向影响。David E.Bloom、David Canning&Jaypee Sevilla(2004)构建了一个总体经济增长的生产函数模型,这个模型包含了微观经济学家们认为的构成人力资本的两个基本组成变量——工作经验与健康。研究结果显示,身体健康对总产出具有正向的、统计上显著的影响。Abu Nurudeen&Abdullahi Usman(2010)运用分解分析后发现,尼日利亚政府的总支出、总经常性支出、教育支出对经济增长具有负向影响,而交通通讯支出、卫生支出能够促进经济增长。Sónia Maria Aniceto Morgado(2013)运用1960~2005年葡萄牙的时间序列数据来检验健康与经济增长之间的因果关系。通过构建VAR模型进行估计后发现,经济增长是健康改善的原因,但是健康改善并没有促进经济增长。

国内学者对卫生支出与经济增长的互动关系研究相对较少。杜乐勋等(2000)采用与经合组织国家类似的计量经济学模型,对1978~1997年中国卫生总费用数据进行预测和分析。认为相对而言中国卫生总费用对国内生产总值的收入弹性明显低于经合组织国家。田成诗(2009)利用第一次全国经济普查资料实证分析了卫生行业发展对中国经济增长的贡献。实证分析的结果显示:卫生行业投入对经济增长有明显的影响,而且影响显著为正;政府卫生投入对中西部经济增长的贡献明显高于东部地区,卫生行业的非政府投入对区域经济增长的贡献则恰恰相反。陈浩(2010)通过分析1993~2008年中国30省份卫生结构演变特征显示,卫生投入结构的失衡是当前中国医疗卫生发展中所暴露出的突出问题之一,表现为个人比例过高,而公共比例偏低,而借助省份面板协整模型实证研究结果进一步表明,其不仅短期内直接降低了民众健康福利水平,构成了对区域经济增长的负效应,且地区间的卫生结构差距将显著影响到区域健康人力资本长期发展能力,进而对长期经济增长能力和增长方式转型也构成深远影响。鉴于政府卫生支出对经济增长影响的相关文献实证结果不一,郭平等(2011)在内生增长模型的框架下,重新探讨了政府支出与经济增长的关系,实证结果发现,在中国这样一个处于转型期的发展中国家,政府卫生支出对经济增长具有正向的影响,表现在政府卫生支出对经济增长的弹性系数是0.0831,对应的投资乘数是6.04。兰相洁(2013)在考察公共卫生服务“空间溢出效应”的基础上,采用空间面板模型对中国2001~2010年省级面板数据进行计量经济分析,结果表明:一方面用于儿童免疫、传染病防治等方面的公共卫生支出赋予经济增长的贡献逐步显现;另一方面公共卫生支出促进本地区经济增长的“邻里模仿”正外部性十分明显。

上述国内外实证研究文献向我们揭示了卫生支出与经济增长关系的复杂性,并为后续相关研究提供了基础。然而这些研究并未达成一致性意见,而且还不够深入,因此仍有必要展开进一步的研究。如从整体上而言我国卫生支出对经济增长有何影响,我国卫生支出的结构变化又会对经济增长产生什么影响,卫生支出主要是通过增加人力资本投资对经济产生积极影响,还是通过直接促进社会的消费和投资对经济产生影响等等。这些研究在后金融危机时代,对于习惯于以经济增长思维来决定预算分配的各级政府而言无疑是十分重要的。

三、我国卫生支出与经济增长互动关系实证研究

从理论上说,卫生总费用、政府卫生支出、社会卫生支出、个人现金卫生支出等变量均可以对国内生产总值产生正向影响。鉴于这些变量之间具有交互作用,我们选取非结构化的向量自回归模型(VAR)来进行分析。向量自回归模型对于相互联系的时间序列变量系统是有效的预测模型。出于数据可得性方面的考虑,我们依次选取1978~2014年国内生产总值(GDP)、卫生总费用(TEH)、政府卫生支出(GEH)、社会卫生支出(SEH)、个人现金卫生支出(PEH)的年度数据,具体数值如表1所示。(表1)

为了更好地分析卫生总费用、政府卫生支出、社会卫生支出、个人现金卫生支出对国内生产总值的影响,在实证研究时取这些变量的自然对数进行分析。在对模型进行估计之前,先对数据进行平稳性检验。检验结果如表2所示。(表2)

表2显示,各变量均通过了平稳性检验。利用Eviews软件对VAR模型进行估计,根据估计结果,我们可以将对应的VAR模型表述如下:

资料来源:中国统计年鉴

为了判断模型是否恰当,我们需要对其残差进行检验。在Eviews软件中要求输出所建VAR模型特征根如图1所示。图1显示,VAR模型的所有的特征根都在单位圆内,这说明所建立的VAR模型是稳定的。(图1)

为了进一步分析VAR模型中各变量之间的动态影响关系,还要对VAR模型进行格兰杰因果关系检验、脉冲响应函数分析以及方差分解。VAR模型的格兰杰因果关系检验结果如表3所示。(表3)

表3显示,在1%的显著性水平下,LNTEH能够构成对LNGDP的格兰杰因果关系,这表明我国卫生总费用是推动经济增长的因素。政府卫生支出、社会卫生支出、个人卫生支出尚不构成对经济增长的格兰杰因果关系;表3还表明,在5%的显著性水平下,LNGDP能够构成对LNTEH、LNGEH的格兰杰因果关系,这说明GDP的增长反过来也能为卫生总费用的增长、政府卫生支出的增长提供条件。此外,LNGEH能够构成对LNSEH的格兰杰因果关系,LNSEH能够构成对LNTEH的格兰杰因果关系,这表明政府卫生支出的增加能够导致社会卫生支出的增加,社会卫生支出的增加能够导致卫生总费用的增加。

四、结论及政策建议

鉴于我国卫生总费用是推动经济增长的因素,因此加大对卫生领域的投资是应对经济金融危机、促进我国经济可持续发展的重要动力。众所周知,在后金融危机时代,我国经济发展进入了“新常态”。在资源和环境的双重约束下,过去依靠“投资驱动”加“出口拉动”的经济发展模式变得难以为继。而随着生活水平改善,疾病谱的转变,人民群众的卫生需求日益提高。因此,加大卫生投资供给侧改革,提高投资水平,改善投资结构,既能促进经济增长,又能满足人民群众日益增长的卫生需求。

我国经济增长研究 第5篇

蒋宁 汪雷

世纪之交，农业经济增长方式的转变再次成为国内学术界注目的焦点问题。农业是国民经济的基础，基于我国的基本国情，实现农业经济增长方式由粗放型向集约型的转变，对21世纪我国的社会稳定和经济持续繁荣发展具有特别重大的意义。研究我国农业经济增长方式的转变问题，仅仅分析这种转变的必要性、意义和一般实现途径是不够的，理论界更重要的任务在于精确地判断出我国目前农业经济增长方式的既有水平，认清阻碍我国实现集约化农业的诸种障碍因素，并结合我国当前农业经济的发展方向、农村改革现状和农民的具体实践活动，寻找出一条实现农业增长方式转变的现实途径。

一

首先，有必要分析一下我国目前农业增长方式的现状和水平。

一般而言，集约型增长方式是建立在集约化经营方式基础之上的。农业的集约经营是一种内含的扩大再生产，即通过科学技术的进步与应用，改良品种，改造土壤，改进生产技术和生产工具，并通过有效、科学地施肥和精耕细作等手段的应用，来提高单位面积产量，提高农业生产的经济效益，最终实现农业的有效、持续发展。这与那种单纯地依靠扩大耕地面积来发展农业的增长方式有着本质的区别。有的同志仅将精耕细作看成是集约型农业的基本特征，由此从国际比较的角度来确定我国农业生产的现有水平。他们将农业生产方式划分为美国型、西欧型和中国型三种基本模式，认为美国的农业生产选择的是一种粗放型的经营方式，西欧由于土地稀少、人口密集、资本集中、技术先进，故而农业生产方式和农业经济增长方式呈现出典型的集约化特征，中国介于二者之间，我国传统农业生产的基本特征就是精耕细作，因此，就集约程度而言，我国农业生产水平落后于西欧而高于美国。乍看之下，这一判断不无道理。但只要对中国农业生产水平和农业增长方式的现状有一些粗略的了解，此一结论的不合理和非科学性就十分明显。这主要表现在以下方面：

1.我国农业生产土地经营规模狭小，农业产业化程度低，小农经济生产经营方式特征显著。

目前，家庭承包经营仍是我国农业的主要生产经营组织形式，这一形式在改革开放初始阶段曾极大地调动了农民的生产积极性，我国农业生产在数年之内接连跨上新的台阶。但是，家庭联产承包责任制有着天然的不足，它以一家一户为农业生产的基本组织单位，土地经营规模狭小，抗灾能力不强，自我发展、自我完善能力较弱。1984年，我国粮食总产量即达4.0731亿吨，比1978年增长34.65％，但此后粮食产量和农业生产都步入徘徊和低速增长期，至1993年，粮食产量才首次突破4.5亿吨大关，1996年虽以5.0454亿吨创历史最高纪录，但也仅比 1984 年增加9700余万吨，12年间粮食总产量年均增长率仅为1.99％，这一增长速度甚至赶不上11年来我国人口的自然增长率。粮食增长速度的缓慢，不能不说其与农业生产的小规模经营方式有着密切的联系。众所周知，集约型农业是建立在一定量的土地经营规模基础之上的，没有土地经营规模的稳步扩大，就不可能实现农业的机械化、产业化和现代化，农业生产就无法摆脱靠天吃饭的窘境，所谓农业增长方式由粗放型向集约型的转变也就无从谈起。据国家土地局最新调查，我国实际可耕地面积接近1.39亿公顷，但人均耕地仅有1.5亩，约只占世界平均水平的1／3；1997年，乡村农业劳动力总数为3.24亿人，劳动力人均耕地面积也仅有0.42公顷。此两组数字，美国则分别为我国的6.5倍和63倍。此外，我国每万名农业劳动力仅拥有农用大中型拖拉机21.2台，大中型拖拉机机引农具29.97部，农用载重汽车22.88辆；农村居民家庭平均每百户仅拥有小型及手扶拖拉机8.77台，机动脱粒机5.15台，农用水泵7.9 台，机动喷雾（粉）机0.38部。这些数据充分表明，我国农业的机械化和产业化程度都停留在较低的水平上。由此，我们很难得出我国农业生产集约

化水平高于美国的结论。

2.精耕细作虽是我国农业生产的表征之一，但我国农业的精耕细作是一种传统意义上的精耕细作，其与现代农业的精耕细作有着本质的差异。所谓传统意义的精耕细作，是指与小农经济生产方式相适应的农作方式，其最基本的特征，就是依靠劳动力的大量投入实现农作物产出量的增加。而现代农业的精耕细作，在要素投入的选择上，显然与此大相径庭，资本投入的增加和技术含量的提高，大大提高了农业生产效率，相应地，劳动力要素在量上的投入则呈现出不断萎缩的趋势。改革开放以来，随着我国乡镇企业的发展和城市化水平的提高，乡村剩余劳动力不断被转移出来，农业生产中投入的劳动力数量较改革前也有较大幅度的下降，但是，这并未从根本上改变我国农业生产的传统特征，1997年，我国农业居民家庭人均经营耕地仅为2.08亩，农业劳动力人均产值只有4818元，农业生产效率仍然低下；而滞留在农业中的劳动力仍占全国劳动力总数的47％，由此而形成的“精耕细作”，显然不同于集约型农业下的精耕细作。

3.我国农业经济基本上属于自给半自给经济，既存的统分结合双层经营体制和农产品流通体系与市场经济的本质要求相去甚远，农村、农业、农民在一定程度上还处于与市场相互隔离的状态，这是与集约型农业增长方式不相适应的。集约型经济增长方式总是以发达的市场经济为其基本环境条件的，市场化程度较低的我国农业经济及其生产方式，要完成由粗放型经济增长方式向集约型经济增长方式的转变将困难重重，这一点，已再三为各国的农业现代化实践所证明。

综上，我们可以作出以下基本判断：我国农业的市场化程度相当低下，以规模化、商品化生产为前提条件的农业集约化进程尚未有效展开，要在全国范围内实现农业经济增长方式的顺利转变，其面临的困难之多、之大可能远远要超过许多决策人士的设想。研究我国农业经济增长方式的转变进程，就不能不立足于这一现实，立足于这一基本国情，这是我们寻找我国农业集约化道路的思维基石和基本出发点。

二

要使我国农业走上集约化发展之路，首先必须解决诸种与农业集约化相左的阻碍因素。这些因素既包括宏观的、外在的因素，也包括我国农业发展自身存在的各种内在因素。

1.农业与整个社会主义市场经济相互脱节问题。由于小农经济构成了我国农业生产方式的基本特点，而自给自足的小农生产与商品化大生产的要求相互矛盾，如此，转变农业经济增长方式就丧失了基本的市场环境条件。如果农业生产方式不能与现代市场有机地融合在一起，那么，集约化农业对中国农业而言就只能是一个美好的梦想。所以，关键的问题在于寻找一条有效的途径，将农业、农民和农村迅速推向市场。

2.资本投资问题。集约化农业对资本的需求是巨大的。在要素投入的选择上，集约型农业实现产出量的增长更多地依靠资本与技术投入的增加（技术的投入更表现为对资本的大量需求），而非如传统农业那样，仅靠劳动力投入的增加就能实现增长。显而易见，现有的小规模农户经济是无法积聚起转向集约化农业生产所需的巨大资本的。截止1997年，我国农村居民家庭人均纯收入仅为2090.1元，扣除物价上涨因素，这一数字大约比1985年增长了

1.5倍，但据农村住户抽样调查显示，1997年农村居民家庭人均现金收入为2131.21 元，而人均现金支出则高达2297.3元，这意味着该年农村人均储蓄为－166.09元。如此，我们很难想象我国的农业生产主体能够积累起足够的资本金来支撑集约化农业的运行和发展。由于劳动生产率低下，农户经济自我积累、自我发展能力极弱，在现有的农业生产经营方式条件下，农业生产主体无法走向集约化经济增长道路。因此，能否寻找到新的资本注入途径，这是关系我国农业经济增长方式能否顺利转变的核心问题。

3.劳动力素质问题。集约化农业需要高素质的农业劳动力，显然，我国现有的农业人口素质水平是不符合集约化农业对从业人员素质的起码要求的。这表现在以下方面：（1）据第四次人口普查资料显示，我国文盲半文盲人口高达2亿以上，且90％以上集中在农村。另据有关调查，我国农村劳动力中具有高中以上文化者所占比例极低，而只有小学文化程度的却占全部劳动力的50％以上；（2）据统计，至1996年，我国已进入第三次人口生育高峰期，年均进入育龄的妇女100万以上，净增人口80％在农村。同时，截止1998年，我国农村贫困人口尚有5000万左右。人口生育的一个普遍现象是：越穷越生，越生越穷。越生越多的贫困农村家庭无力负担子女的教育费用，旧文盲尚未铲除，而新文盲却在不断滋生。以此推论，我国未来的农业劳动力素质前景堪忧；（3）80年代以来，随着乡镇企业的发展和民工潮的涌动，我国农村实际从事农业生产的劳动力业已呈现妇女化和老龄化的趋势，受教育程度稍高的农村青年都急于跳出农业生产部门，如果这一态势无法遏制，那么，农业劳动力整体素质的滑坡就不可避免。凡此种种，皆从不同的侧面表现了未来的集约化农业对高素质劳动力的需求与供给之间存在的巨大矛盾。特别需要指出的是，未来的集约化农业所需要的高素质劳动力，衡量的标准绝非仅仅是汉字识字率的高低，除了劳动技能以外，是否掌握了生物、化学等先进科学知识，是否能够应用外语、计算机等工具来熟练地获取全球或地区最新信息，甚至市场感知能力、交往能力乃至于创新能力，都将涵盖于高素质范畴之中。因此，如何提高我国农业劳动力的综合素质，这是我国实现农业经济增长方式转变必须首先解决的一大课题。

三

如上所述，我们可将培育农民的市场意识、增强农业的资本自我积聚能力和提高农业活动人口的基本素质三者看成是转变我国农业经济增长方式的先决条件。综合各种因素分析，并联系近年来我国农村改革和农业发展的具体实践，笔者认为，实施农业产业化发展战略，推动农业产业化在广度和深度上的拓展，是我国实现农业增长方式转变的现实途径。其理由有以下几点：

1.农业产业化是推动农村、农业与农业生产主体走向市场、与市场经济联结起来的内在驱动力。如前所述，在我国现有的农业制度中，在以小生产为基本特征的农户经济中，满足于自给半自给现状的农业生产主体是不可能主动去关注市场的。这也正是我国农业与农村长期游离于市场之外的深层次原因。那么，如何促使农业生产主体主动去关注市场并进入市场呢？问题当然在于必须寻找到农民与市场相互联系的利益结合点，只有当农业生产主体切身感受到市场与其物质利益密切相关时，他们才能主动地融入市场，成为或希望成为市场经济中的合格主体。从各地的实践来看，农业产业化对农民乃至于农业与市场联结的驱动作用是显而易见的。产业化的结果导致了农户经济规模的扩大和农产品产出量的迅速增加，增强了农业生产主体对市场的依存度与关联度，最终将使农业内在地产生出转变经济增长方式的强烈需求，并为集约型农业构筑好必备的市场环境条件。

2.农业产业化能为转变农业经济增长方式营建一种较为合理的内部资本积累机制，并提供必要的资金准备。集约型农业必须是高技术含量、高投入与高产出的农业，如果不能在农业内部建立起一种合理的资本积累机制，由粗放型农业向集约型农业转变就缺乏资金支持，那么，所谓转变农业经济增长方式就只是一个神话，不存在任何现实可能性。回顾20年的改革开放历史，农民生活水平的显著提高是有目共睹的，农村居民人均纯收入已由1978年的133.6元上升至1997年的2090.1元，细加分析，可以发现导致农民收入提高的原因有三：一是农业制度的变革创新致使农产品产出量迅速增加，二是价格改革大幅度提高了农产品的实际售价，三是80年代乡镇企业的高速发展和始于80年代中期并一直绵延至今的民工潮，使农村居民的实际货币收入产生了大幅增长。但由于我国农村尚处于由贫困型向脱贫型、温饱型转变的特殊发展阶段，农民的诸多物质需求尚未得到有效满足；与社会其它各生产部门相比，农业生产比较效益仍然低下，因而，农民不能、也不愿对农业生产注入更多的增量资金。并且，在现行的农业生产方式中，农业部门也始终无法有效地构建一种合理的资本自我积累机制。农业产业化的成功实践及其在增产增收方面昭示出来的巨大潜力，一方面将为我国农业发展解决资金匮乏和物质、精神动力不足等问题，另一方面又可在农业内部培育形成资本自我积累的合理机制，这就为未来我国的农业发展和实现农业增长方式的转变扫清了现实障碍。

3.农业产业化能有效提高农业劳动力的综合素质，从而使集约型农业的人才供给与人才需求之间的矛盾趋于缓解。农村居民和农业劳动力受教育水平及综合素质普遍低下，业已构成我国未来农业发展的重大阻碍力量，尽管政府和社会为此采取了种种对策措施，如颁布实施《教育法》、实施“希望工程”、“春蕾工程”等，但并未阻止农村劳动力总体素质下滑的势头。然而，从实践效果来看，农业产业化却在一定程度上卓有成效地解决了这一社会难题。通过农业产业化提高农业劳动力素质，其实现途径主要有以下三条：（1）由于中介组织的加入，农业产业化为农业生产部门引进了一大批高素质的科研人员、管理人员和市场人士，从而改变了传统农业劳动力的总体结构和素质结构；（2）农业产业化成功地把高科技融入农业之中，拓宽了农民的视野，提高了农民学习现代科学技术的主动性与积极性，从而有利于现有农村劳动力基本素质的改善；（3）农业产业化使农业从业人员更加重视子女的教育问题，从而为我国农业后续劳动力素质的提高奠定了坚实的基础。因此，我们相信，农业产业化必将构建一个巨大的人才资源宝库，以满足未来集约型农业对各种人才的巨大需求。

4.农业产业化最大程度地降低了农业生产主体进入市场、进入高科技领域所需承担的风险，为我国农业增长方式的转变扫除了心理障碍。集约型农业是一种高投入、高产出、生产过程和生产产品技术含量都将有大幅提高的农业，集约型农业中的生产主体必然是为市场生产且已走向市场的市场主体，如此，则在我国农业增长方式转变过程中，农业生产主体肯定会面临两种风险，一为市场风险，一为科技风险。如果风险过大或风险预期过强，那么，农民将对集约型农业丧失信心且心怀恐惧，相应地，转变农业增长方式就会遇到极强的社会心理排斥力。农业产业化的意义在于，通过多种经济主体的加盟，尤其是公司等市场活跃主体进入农业产业链之后，农民本需承担的风险被大大降低了。与此同时，他们切身体验到了市场的魅力和科技农业所产生的巨大效益。因而，经过农业产业化浪潮锤炼过的农业生产主体，必将成为我国农业经济增长方式转变的积极推动力量。

我国经济增长与就业关系的实证研究 第6篇

关键词：ADF检验；就业弹性；回归分析

就业以及经济增长一直以来都是热点，就业关系到国民的生计，社会的和谐稳定以及国家的安定团结。经济增长则是一个国家前进道路上不可或缺的动力，是一个国家繁荣昌盛兴旺发达的基石，是一个实现民族伟大复兴的必备保证。然而受次贷危机的影响，大量打工人员找不到工作，大学毕业生的就业情况更是不容乐观。

到底经济增长与扩大就业之间到底存在什么样的关系呢？特别在转轨时期，我国的经济增长还能带来大量的劳动力就业吗？同时我国的经济增长又有多大比例是由劳动就业贡献的呢？这些都是我们非常关心的问题。

一、GDP总量与就业总量的关系

考虑到失业率指标的缺点，在分析就业与经济发展的关系时，采用这样两个指标:GDP（经济增长）和总就业人数（就业）。数据源于统计年鉴（2009）中GDP与就业总量的数据。Y代表GDP总量,L代表就业人数。

考虑两者之间的相关关系，分别画出它们的折线图以观察其变化趋势。很直观的看到我国的经济实力的强劲增长，GDP从1979年的4038.20亿元，到了1999年的88479.15亿元，而到了2008年GDP总量为302853.37。30多年间社会的经济总量大致上呈直线上升势头，并且在未来也呈现出继续上升的趋势。与此同时，总就业量从1979年的41024.00萬人，1999年则上涨到71394.00万人，而到了2008年则已经上升到77480.00万人。很明显我国在改革以来30年间经济实力与就业量总量呈现相同的上涨走势。可以认为我国经济的增长带动了就业总量的扩大。

二、总量数据的回归分析

对GDP与总就业量进行回归分析，选择GDP(Y)为解释变量，总的就业量(L)作为被解释变量。由于只关心经济的增长对全社会所能容纳的劳动力总量的拉动力，不考虑货币因素和人口增长等的影响。

（一）两个序列的平稳性检验

首先，进行平稳性检验，原假设: GDP序列存在单位根。备择假设:GDP序列不存在单位根。得到ADF检验统计量是T统计量=2.47，概率P值等于1.0；在检验水平1%、5%、10%下，临界值均小于T检验统计量的值，均不能拒绝原假设，认为序列GDP至少有一个单位根，即时间序列GDP不是平稳的时间序列。同理可知，对于JYL序列T=-1.002429，接受原假设，不是平稳的时间序列。

由于两者均为为非平稳时间序列，若直接进行回归分析，会产生伪回归现象，一般来说，利用序列的差分序列进行回归分析可以增加序列的平稳性，避免伪回归现象。类似地，首先我们对两个序列的对数序列进行平稳性检验，得到它们都可以认为是平稳性序列。

（二）总量数据的回归分析

把LN（JYL）作为因变量，LN(GDP)为自变量。得到：

J=9.50+0.147*G

其中J代表LN（JYL），G代表LN(GDP)。常系数为9.50，斜率为0.147。R-squared=0.92，F-statistic=342.8，故拟合优度较高，且方程与变量的显著性都能通过检验，回归结果是令人满意的。从而1979-2008年我国就业弹性约为0.147，即GDP每增长1个百分点，就能拉动就业总量增加约0.14个百分点。这表明我国在经济增长的同时，带动了就业能力的扩大，要解决就业压力保持经济的稳定增长是有效的。

既然经济的发展带动了就业量的增加，但是否经济的增长与就业能力的增长存在速度上的一致性？也就是说，我国的经济增长是否发挥了应有的对就业的拉动力，依靠总量的检测结果是很难充分的说明的，需要进一步的分析。

三、经济增长率与就业增长率关系分析

分析经济增长率与就业增长率两者之间的关系。常用就业弹性，它是两个增长率之间的比值。下表（表略）列出了自1978以来我国经济增长率和就业增长率以及就业弹性值。（数据来源09统计年鉴）采用回归分析方法，建立就业弹性、经济增长率、GDP以及时间变量T之间的回归方程，其中时间变量T的取值，在1978-1991取0，1992-2008取1，所得回归方程为：

就业弹性=0.528-0.213T+2.10E-0.007GDP-0.20GDP增长率

虽然，方程R2的只有0.871，但可以通过F检验，说明方程的解释能力是可以置信的。GDP的系数为负值，说明其与就业弹性之间呈负相关关系，但其系数值很小。而GDP增长率的系数为负，说明GDP增长率与就业弹性之间也呈负相关关系，但其系数值为0.2，则表明GDP每上升一个百分点，就业率就会下降0.2个百分点。

容易得出：经济始终保持较高的增长率的同时，就业的增长率一直较低，并在总体上呈现先下降后上升的趋势，就业增长率并不随经济的波动而有所起伏，而是呈现先越来越小，后来逐渐上升的态势。经济的高速增长率并没有伴随就业增长率的高速增长，两者呈现出不一致性。

通过以上分析表明中国失业问题的解决有赖于中国经济在持续快速增长中不断地创造出新的就业机会。进一步的，以每年经济的增长率与就业的增长率为分析的出发点，利用就业弹性指标与回归方程拟和的结果分析，可以得出三十多年来我国的高速经济增长并没有发挥出像一般的经济理论所预期的对就业的拉动力，经济增长与就业发展体现出不一致性。

参考文献：

[1]王瑞云.改革开放后我国经济增长与就业关系研究[D].长春：吉林大学,2007,(05).

[2]曹安定.中国经济增长对就业量影响的实证分析[J].东北财经大学,2005,(05).

[3]贾俊平,何晓群,金勇进.应用回归分析[M].北京:中国人民大学出版社,2007.

我国经济增长研究 第7篇

关键词：经济开放度,经济增长,协整分析

改革开放30年, 尤其我国加入WTO以来, 宏观经济发展迅速, 其中开放型经济起到了重要的推动作用。2009年全国国内生产总值已位居世界第三位, 达到335353亿元, 虽受国际金融危机的影响, 进出口贸易有所萎缩, 但全年货物进出口总额仍达到22072亿美元, 实际使用外商直接投资金额900亿美元, 非金融类对外直接投资额也达到433亿美元。从实际国情看, 经济开放带动了我国经济的快速增长, 但理论上, 两者的因果关系和数量关系究竟如何?是经济开放带来了经济增长, 还是经济增长导致了经济开放度的提高?二者之间是否存在一种长期均衡和短期波动关系?本文拟从实证分析的角度探讨我国改革开放以来经济与贸易快速增长的关系, 制定新形势下经济增长和对外贸易发展战略。

1 相关研究评述

对外经济开放度综合反映了一国 (地区) 市场对外开放的程度, 对其度量有多种方法。较早的经济开放度度量指标是对外贸易依存度, 即用进出口贸易总额与国内生产总值 (GDP) 的比值表示经济开放度。此种方法直观、容易测算, 一直为研究者广泛采用。但在研究过程中, 人们逐渐发现用对外贸易依存度来度量经济开放度的局限性, 因为, 一国 (地区) 经济开放度程度要受到该国 (地区) 的国家大小、经济规模、资源供应、经济结构等因素的影响。因此, 对外贸易依存度并不能完全反映经济开放度的变动。

对于经济开放度, 国外学者研究者较早, 具体的在对外贸易开放度测算方面, 国外存在不少新方法, 主要是指标体系法, 包括道拉斯法 (Dollars, 1992) 、萨克斯一瓦诺法 (Sachs、Warner, 1995) 。在对资本开放度的研究来看, 具体对资本开放度测算方面, Haque、Nadeem、Peter Montiel (1990) 提出利率平价法, 通过检验一国汇率和利率的平价关系成立与否, 来衡量一国的资本开放度。利率平价检验法可以分为封闭的利率平价法、抵补的利率平价法、非抵补的利率平价法和实际利率平价法。Edwards (1998) 针对利率平价法的不足作了改进, 利用半开放经济国家的利率决定模型, 解决发展中国家没有市场化利率对资本开放度衡量的影响, 具体衡量出一段时间内一国资本流动程度。我国学者李翀 (1998) 认为要衡量一国的对外开放程度, 须从国际贸易、国际金融、国际投资方面着手, 并以40%、30%和30%的权数对对外贸易比率、对外金融比率和对外投资比率加权求和。吴园一 (1998) 采用出口依存度、制成品依存度、利用外资投资率实际到位外资占协议外资比率等指标构建了我国开放度测算指标。黄繁华 (2001) 通过构建对外贸易开放度、国际投资开放度两个指标对我国经济开放度进行了测算或分析。胡智、刘志雄 (2005) 采用贸易开放度、实际关税率、对外金融比率、投资开放度和生产开放度五个指标, 并采用因子分析方法对我国经济开放度进行了测算。

对于对外经济开放度与经济增长的关系, 国内近年来对这一问题的定量、实证研究大体可以分为几类:运用线性回归模型对外贸与增长的关系进行分析。如:赖明勇等 (2002) 、沈坤荣等 (2003) , 均采用线性回归对外贸依存度、进口依存度、出口依存度等贸易开放度指标和人均产出增长、资本增长、劳动力增长、技术进步等指标之问的影响机制进行了分析, 得出不同的结论。运用协整和误差修正模型研究此问题。如:刘小鹏 (2001) 、许启发和蒋翠侠 (2002) 等人, 均运用协整理论或格兰杰因果检验研究了对外贸易与经济增长之间的相关性。运用灰色关联分析法研究开放与增长之间的关系。如:王英、刘思峰 (2003) 对中国经济增长与对外开放度的关系进行的灰色关联分析。

综合来看, 尽管学术界在理论方面对经济开放与经济增长关系有较为一致的观点, 但在经验研究方面仍存在许多差异, 最明显的是关于经济开放度指标的度量, 不同的度量方法、样本空间和经济开放指标会产生不同的结论。本文在对我国经济开放度与经济增长的长期均衡和短期波动的实证研究中, 综合运用指标体系法和模型构建法, 选取GDP作为经济增长指标, 选取贸易开放度、投资开放度指标以及生产开放度作为衡量经济开放度的指标。其中, 贸易开放度指标用贸易进出口总额与GDP比值表示, 也就是通常所说的外贸依存度指标。国际投资按类型分包括直接投资与间接投资, 按资金流向分包括资金流入与资金流出, 但由于统计资料的限制, 我国投资开放度采用直接投资开放度来代替测算, 以我国对外直接投资和接受外来直接投资之和与GDP的比值表示。生产开放度用“三资”企业生产总值与工业总产值之比表示, 用以反映我国国内生产力发展对资金、人力、管理及设备技术引进的依赖程度。这些指标依据中国统计年鉴数据测算得出, 见表1。

数据来源:国家统计局《中国统计年鉴》

2 模型、实证与结果

2.1 变量的平稳性检验

选取我国1994～2008年的时间序列数据进行测算, 分析历年经济增长 (国内生产总值, GDP) 和投资开放度、贸易开放度、生产开放度等反映对外经济开放度的三项指标之间的协整关系。各经济变量数据经过价格指数化处理后, 为消除数据中存在的异方差, 分别取其对数, 记为LNGDP、LNIO、LNTO和LNPO, 应用ADF检验方法对其进行单位根检验, 检验结果见表2。

注:Δ2表示二阶差分算子;检验形式 (C, T, L) 中C、T、L分别表示单位根检验方程包括时间截距项、趋势项和滞后除数;对于时间截距项和趋势项, c表示检验的模型有该截距项, 0表示没有趋势项;滞后除数对应的数字表示滞后的阶数。L表示检验所采用的滞后阶数, 加入滞后项是为了使残差项为白噪声。

经过检验可知, 所有变量原时间序列都是非平稳的, 说明存在单位根, 不能拒绝零假设H0:δ=0;而它们的二阶差分序列的ADF检验值均小于相应的临界值。表明至少可以在相应的置信水平下拒绝零假设H0:δ=0, 因此原序列二阶差分序列不存在单位根, 为平稳I (2) 序列。

2.2 协整检验

如果涉及到的变量都是二阶差分平稳 (I (2) ) 的, 且这些变量的某种线性组合是平稳的, 则称这些变量之间存在协整关系, 它反映了所研究变量之间存在的一种长期稳定的均衡关系。

本文采用Johansen提出的方法来检验变量之间的协整关系。通过建立基于最大特征值的似比统计量来判别变量LNGDP分别与LNTO、LNIO和LNPO之间的协整关系。前面已经检验了变量序列LNGDP、LNTO、LNIO和LNPO都是I (2) 的, 由此可进一步检验变量之间的协整关系。在运用Johansen协整分析方法来检验变量之闻是否存在协整关系之前, 还要确定每个VAR模型的最优滞后期, 本文对最优滞后期的选择根据无约束的VAR模型的残差分析来确定, 检验结果见表3。

注:R代表协整关系的数量, 检验滞后期为2期。

由表2协整检验结果查知, 表中各组变量之间均存在一定的协整关系, 各协整关系所对应的标准化的长期关系分别为:

LnGDP=1.983298+2.331576LnIO

LnGDP=11.06567+1.010796LnPO

LnGDP=10.96365+1.743954LnTO

根据协整方程可以发现, 投资开放度 (LNIO) 、贸易开放度 (INTO) 和生产开放度 (LNPO) 与GDP之间均存在正向的协整关系, 这说明经济开放和GDP之问存在正向的均衡关系。根据各个方程的协整系数可以判断, 投资开放度与GDP间的协整关系最强, 其次依次是贸易开放度、生产开放度。

2.3 误差修正模型

通过对变量进行协整分析, 我们可以发现变量之间的长期均衡关系, 但是无法得知这些变量偏离他们共同的随机趋势时的调整速度, 这个问题可以用误差修正模型加以解决。根据Granger定理, 一组具有协整关系的变量具有误差修正模型的形式。因此, 在协整检验的基础上我们进一步建立包括误差修正项在内的误差修正模型 (ECM) , 以此来研究上述各变量之问关系的短期动态调整与长期特征。误差修正模型可以将原时间序列进行差分, 有效的减轻数据的非平稳性, 并突出变量间长期均衡关系对短期的影响。将上述变量进行误差修正分析, 误差修正模型如下:

△LnGDP=0.164727+0.194767△LnIO-0.180619ecm (-1)

△LnGDP=0.165513-0.125639△LnPO-0.151448ecm (-1)

△LnGDP=0.144308-0.121108△LnTO-0.106960ecm (-1)

由以上方程可知, 我国经济增长 (GDP) 与贸易开放度、投资开放度和生产开放度的误差修正模型的误差修正项系数均为负值, 符合反向修正原则。表明在短期内, 这些指标可能偏离它与我国GDP的长期均衡水平, 但会向长期均衡调整, 不过误差修正项系数的绝对值较小, 表明长期均衡对短期波动的影响不大。

2.4 格兰杰因果检验

由协整检验结果知道, 经济增长与贸易开放度、投资开放度和生产开放度之间存在长期的均衡关系, 但是这种均衡关系是否构成因果关系及因果关系的方向如何, 尚需要进一步验证。本文采用Granger (1969) 提出的因果关系检验法来解决这一问题。检验结果见表4。

根据上表可知, (1) 在5%的显著性水平下, 经济增长是投资开放度提高的Granger原因, 说明我国经济增长吸引了大量外来资本, 带动了资本开放度的提高, 而不是相反, 也不存在互为因果的情况。投资开放度在我国经济增长中的直接导向性作用并不明显, 主要是依赖国内投资资本; (2) 在5%的显著性水平下, 贸易开放度提高是GDP增长的Granger原因, 说明对外贸易是促进我国经济增长的主要因素之一; (3) 在5%的显著性水平下, GDP增长是生产开放度提高的Granger原因, 说明我国经济增长吸引了大量外商资本在国内生产投资, 使得生产开放度提高。但生产开放度对我国经济增长直接导向性作用同样不明显, 外资企业在整个国民经济生产体系中并非主导性作用。

3 结语

本文选取贸易开放度、投资开放度和生产开放度作为衡量我国经济开放度的指标, 通过平稳性检验、协整检验、误差修正模型和Granger因果关系检验等实证分析, 考察这些经济开放度指标与我国经济增长之间的长期均衡和短期波动关系。可以得出以下主要结论:我国贸易开放度、投资开放度和生产开放度作为经济开放度指标与我国GDP之间存在正向的长期均衡关系。其中, 投资开放度与GDP之间的协整关系最强, 其次是贸易开放度度, 生产开放度与GDP之间的协整关系相比较弱;我国GDP的增长增强了对外来直接投资的吸引力。随着大量外来资金的不断注入, 投资开放度不断提高, 外来资金在一定区域特别是沿海区域形成了外向带动的经济增长模式。另外, 近年来我国对外直接投资不断增加, 同样带动了投资开放度的提高。同时, 外商投资企业在国民经济生产体系中占比的提高也拉升了我国生产开放度;对外贸易成为拉动我国经济增长的主要推动力之一, 尤其是加入WTO以来, 国外强劲的消费需求以及我国自身的贸易比较优势使我国迅速成为世界工厂, 有力的推动了我国经济增长;从误差修正模型的结果来看, 我国经济开放度三项指标的误差修正项系数的绝对值均较小, 显示出它们具有较小的波动幅度, 短期波动对长期均衡趋势偏离的程度也较弱, 并且会逐步向长期均衡调整。

参考文献

[1]David Dollars.Outward-oriented developing economic really do grow more rapidly:Evidence from95LDCs, 1976-1985[J].Eco-nomic Development and cultural Change, 1992:523-544.

[2]Jeffrey Sachs, Andrew Wamer.Economic Reform and the process of Global Integration[J].Brookings Paper s on Economic Activi-ty, 1995, (1) :118.

[3]Haque, Nadeem and Peter Montsel.“Capital Mobility in develo-ping countries-Some Empirical Test”, IMF working Paper, 90-117.

[4]Sebastian Edwards.Openness、Productivity and Growth.:Whatdo we really know[J].Journal Of development Economics, 1998 (3) , 383-398.

[5]李翀.我国对外开放程度的度量与比较[J].经济研究, 1998, (1) , 28-31.

[6]吴园一.中国经济开放度选择及指标体系[J].财经研究, 1998, (1) , 21-25.

[7]黄繁华.中国径济开放度及其国际比较研究[J].国际贸易问题, 2001, (1) , 19-23.

[8]胡智, 刘志雄.中国经济开放度的测算与国际比较[J].世界经济研究, 2005, (7) , 10-17.

[9]赖明勇等.出口贸易与经济增长:理论、模型及实证[M].上海:上海三联书店, 2003.

[10]沈坤荣, 李剑.中国贸易发展与经济增长影响机制的经验研究[J].经济研究, 2003, (5) .

[11]刘小鹏.协整分析与误差修正模型——我国对外贸易与经济增长的实证研究[J].南开经济研究, 2001, (5) .

我国制度变迁与经济增长的实证研究 第8篇

在我国60余年的发展历程中, 经济发生了巨大变化, 尤其改革开放以来我国平均每年GDP增长率达到了9.8%, 引起了国内外学者对我国经济增长的研究, 但大多利用传统经济理论, 将制度作为不影响经济增长的外生变量看待。随着新制度经济学的兴起, 利用制度变迁解释国家内和国家间经济发展的研究日益增多, 如诺斯认为创新、教育、资本积累等并不是经济增长的原因, 制度才是决定长期经济绩效的基本因素。Stiglitz (2004) 认为经济增长动力问题研究应建立在一国特定经济环境和经济结构的基础上。我国建国以来, 制度背景发生了重大变化, 经历了计划经济向市场经济的过度。因此, 研究我国经济增长与发展, 便不能脱离我国的制度变迁。基于以上考虑, 本文试图分析制度变迁背景下制度对经济增长的影响, 同时为了考察制度变迁的长短期效应, 本文利用向量误差修正模型进行了分析。

二、文献回顾

自诺斯开创性研究以来, 新制度经济学派尤其关注制度对经济增长的重要作用, 诺斯一反传统观点, 认为只有实施有效制度、实现执政者约束和产权保护, 刺激民间投资和技术进步, 经济才可能实现持续增长。政治制度和产权制度先于经济发展并决定经济增长, 资本和劳动只是经济实现增长的手段, 是经济增长的结果。然而Acemoglu (2008) 指出, 制度与经济增长的关系并不确定;Bar r o (1990) 和Glaeser et al. (2004) 更强调, 政治制度是技术进步、教育发展和经济增长到一定阶段的产物。

此外, 我国学者对制度变迁和经济发展的关系也进行了广泛的讨论。刘红等 (2001) 和吴洁等 (2003) 分别在索洛和Rasmey模型框架中引入制度因素, 以研究制度变迁对经济增长的影响。潘慧峰、杨立岩 (2006) 将制度变迁加入内生增长模型, 刻画了制度影响经济增长的内在机制;李富强等 (2008) 将制度引入理论增长模型诠释要素发展和经济增长的关系, 分析表明制度越完善, 经济增长就越表现为人力资本和技术进步的发展。制度不仅直接作用于经济增长, 而且还通过影响生产要素投入和配置效率促进经济增长。

虽然制度与经济增长的影响引起了学者的大量关注, 但是对制度因素进行量化却一直是难点 (车士义和郭林, 2011) 。我国学者分别从制度变迁的不同方面, 并利用不同统计方法对制度变迁进行衡量 (刘文革等, 2008) , 但结果存在一定差异。并且, 针对我国制度变迁与经济增长关系的诸多研究也存在许多不足, 对制度指标的选择较少考虑非正式制度变迁。因此本文试图在综合正式制度和非正式制度的基础上, 利用向量误差修正模型以考察制度变迁与经济增长的长短期关系。

三、模型设计及变量选取

传统C-D生产函数假定Y=ALαKβ, 其中Y为实际产出、A表示技术进步、L为劳动投入、K为资本投入。α和β分别表示劳动投入产出弹性和资本投入产出弹性, 同时假定技术是中性的, 此时α+β=1。本文在此基础上引入了综合制度变量I, 即。方程两边同时除以L并取对数, 得出计量模型 (1) :Inyt=ln At+βlnkt+r ln It+μ。其中, yt表示第t期的人均产出, kt表示第t期的人均资本, It表示第t期的综合制度指标, 而ln At作为常数项处理。

本文选取1952~2011年相关数据, 数据均来自于中国统计年鉴。其中人均产出y用人均国民生产总值表示, 并且以1978年作为基期。人均资本存量k采用王小鲁等 (2007) 的数据, 并将2007年后缺失的进行指数平滑至2011年。

Nor th (1990) 认为制度不仅包括法律法规、契约合同等正规约束, 还有文化习俗传统规范等非正规约束。本文对综合制度变量做了相应划分, 分为正式制度及非正式制度, 正式制度的衡量参照林毅 (2012) 的划分标准, 包括产权多元化IP、对外开放程度I0及分配格局变化Id, 而对于非正式制度则参照雷韵等 (2012) , 将人力资本作为衡量非正式制度的主要指标。因此, 综合制度变量用函数表述为I=F (IP, I0, Id, Ii) 。随后, 采用能够很好避免指标之间的高度相关性的主成分分析对各项制度变迁指标进行综合。结果显示综合制度变量为I=0.250IP+0.262I0+0.225Id+0.263Ii。

四、模型实证检验

本文首先对模型中各变量进行ADF平稳性检验, 结果表明在5%水平内, Lny、Lnk及Ln I均不平稳, 但均一阶单整。由于同阶单整变量之间可能存在协整关系, 本文采用Johnson协整检验以判别。依照SIC准则, Johnson检验的最优滞后变量选为1。结果显示, 在5%显著水平下三者存在协整关系, 即lnyt=1.235ln It+0.596lnkt+0.855。且人均资本存量及制度变迁在长期内均对经济发展有促进作用。

随后, 本文构建向量误差修正模型以研究长期均衡及短期波动关系。在协整检验基础上, 将VEC模型的最优滞后阶数选为1, 得到初始向量误差修正模型。随后对初始模型中不显著的变量进行了剔除, 得出修正后的向量误差修正模型如下所示:

其中:

由误差项可知, 在长期内, 人均产出与人均资本存量、制度变迁存在正相关关系。长期内, 资本存量积累和制度改革均有利于我国长期经济增长。同时, 经济增长对制度变迁的敏感性远大于经济增长对资本存量的敏感性, 其可能的原因在于我国在过去60年中由计划经济向社会主义市场经济进行转变, 市场制度逐渐发展, 因此制度变迁所体现出来的边际作用较为明显。进一步结合林毅等 (2012) 针对正式制度对经济增长的研究结果, 本文的研究也在一定程度上说明了非正式制度变迁对长期经济增长的作用有着更为积极的作用。正如North (1990) 所说, 正式规则能够补充和强化非正式约束的有效性, 也可能修改、修正或替代非正式约束, 两者间的相互作用将产生出对于不同交换制度框架的有效需求, 而其成败, 则取决于非正式约束。

此外, 模型 (2) 中ECMt-1的系数显著为负, 即当短期内人均产出偏离长期均衡水平时, 误差修正项会将其拉回到长期均衡水平;Δlnyt-1的系数显著为正, 表明当期的人均产出正向地受滞后一期产出的影响。因此, 修正后的向量误差修正模型证明了制度变迁和人均资本存量都对经济的增长有促进作用, 同时当期的产出变动还受上期产出变动的影响。

五、结论

本文利用我国1952年至2011年的宏观经济数据, 研究了长期和短期内制度变迁对经济增长的作用。首先, 本文按照North对制度的定义, 将制度变迁分为正式制度变迁和非正式制度变迁, 通过将制度引入传统的C-D生产函数, 并利用Johnson协整检验及向量误差修正模型进行了分析研究。结果表明, 我国的制度变迁和资本存量与经济发展存在长期协整关系, 制度改革和逐步完善将有助于我国经济长期发展;而短期内当期的产出变动还受到上期产出变动正向的影响。因此, 实现我国长期均衡发展, 离不开各项制度的逐步完善, 必须坚定不移推进经济、政治、文化各领域的改革, 同时不断提高国民教育水平, 这将在长期内为非正式制度对经济增长的促进作用提供条件。

参考文献

[1]North, D.C., 1990, Institutions, Institutional Change and Economic Performance[M].Cambridge:Cambridge University Press.

[2]Acemoglu D, Robinson J.The role of institutions in growth and development[J].World Bank, Washington DC, 2008.

[3]Glaeser E L, La Porta R, Lopez-de-Silanes F, et al.Do institutions cause growth?[J].Journal of economic Growth, 2004.

[4]潘慧峰, 杨立岩.制度变迁与内生经济增长[J].南开经济研究, 2006, (2) .

[5]李富强, 董直庆, 王林辉.制度主导、要素贡献和我国经济增长动力的分类检验[J].经济研究, 2008, (4) .

[6]雷韵, 谢里, 罗能生.制度变迁与经济增长:基于中国数据的经验研究[J].统计与决策, 2012, (16) .

我国经济增长研究 第9篇

关键词：政府非税收入,经济增长,实证研究

一、引言

2001年, 在《国务院办公厅转发的财政部关于深化收支两条线改革及进一步加强财政管理意见的通知》中, 正式提出了政府非税收入这一概念, 标志着我国在建立公共财政体系、强化财政职能、规范财力结构方面取得了一种认识上的突破。政府非税收入是指除税收以外由各级政府国家机关、事业单位、代行政府职能的社会团体及其他组织依法利用政府权力、政府信誉、国家资源、国有资产或提供特定公共服务、准公共服务, 取得并用于满足社会公共需要或准公共需要的财政资金, 是政府财政收入的重要组成部分, 是政府参与国民收入分配和再分配的一种形式[1]。近年来, 学术界对非税收入对经济增长影响的研究比较关注, 主要观点: (1) 非税收入对增加国家宏观调控能力、调动地方各级政府和部门的积极性、弥补财政预算资金的不足、兴办公益事业以及促进地方经济发展起到一定的促进作用。刘寒波、李晶、姚兴伍 (2008) [2]研究发现, 非税收入和经济增长之间存在长期稳定关系, 非税收入对经济增长具有一定的拉动效应。 (2) 非税收入长期在体外循环, 从总体上扰乱了国家的财政秩序, 造成我国宏观经济不稳定, 对经济增长的负面作用大于正面作用 (苏明, 2000) [3]。此外, 非税收入不纳入预算管理, 导致大量的资金游离于预算管理之外;制度外收入更是大量存在, 导致我国税收负担率不高, 但国民经济总体负担率却较重的事实, 不利于经济发展 (田志刚等, 2004) [4]。 (3) 王小利 (2005) [5]从支出的角度进行实证, 发现非税收入对经济增长没有显著影响, 即非税收入和税收之间不存在替代效应。 (4) 王玉华、刘贝贝 (2008) [6]研究发现, 经济增长对来自非税收入变动的冲击与非税收入对来自经济增长的反应路径非常相似, 我国非税收入对经济变动的冲击力远小于税收增长的冲击力。 (5) 白宇飞等 (2009) [7]研究了政府非税收入规模的影响因素, 认为人均产出、人均转移支付、财政供养人口以及市场化进程等因素均对政府非税收入规模有影响。可见, 目前国内学者对于非税收入与经济增长关系的研究所得结论表现出较大差异。对我国东部、中部和西部三大地区中国人民银行国库局, 2011) [8]。总之, 从我国三大地区的非税收入与经济总量的具体变动来看不难发现: (1) 三大地区的经济发展差距在拉大; (2) 经济增长相对较慢的中西部地区, 其非税收入增长相对较快, 而经济增长相对较快的东部地区, 其非税收入增长相对较慢。

注:在检验中, 考虑个体间差异。

三、我国三大地区政府非税收入经济增长关系的实证分析

(一) 研究方法

目前关于非税收入对经济增长作用的研究基本上采用描述性统计法, 即就全国、某一个省区或者某一个地市的非税收入进行描述, 从而指出存在问题并提出相应对策。从全国东部、中部和西部三大地区进行研究比较少, 因而本文以三大地区为研究对象, 运用协整检验、Granger因果关系检验方法展开研究。

(二) 指标数据来源与说明

根据国家统计局的统计数据, 本文研究的具体变量、数据来源及说明如下。 (1) 经济增长。运用生产总值表示经济增长。各省区1999-2008年的数据来源于《新中国六十年统计资料汇编》, 2009-2010年的数据分别来源于2010和2011年的《中国统计年鉴》。 (2) 非税收入。各年度各省区的相关数据均来自于历年的《中国统计年鉴》, 具体来源同表1。在下文的研究中, 分别采用GDP和T表示经济增长和非税收入, 并对原始数据进行对数处理, 分别为LNGDP和LNT。

(三) 实证研究

1.单位根检验。

采用Eviews5.0软件对面板数据进行平稳性检验[9], 结果见表3。在采用Levin, Lin & Chu t和Im, Pesaran and Shin W-stat这两个统计量进行检验时, 经过对数处理的原始数据都并未完全通过5%的显著性水平检验, 而其对应的一阶差分都通过了5%的显著性水平检验, 因此三大地区非税收入与经济增长这两个变量都具有一阶单位根过程, 一阶差分为平稳序列。

2.Granger因果关系检验。

由于在5%的显著性水平下两个变量都是一阶平稳的, 因而在检验变量之间的因果关系时需要采用一阶差分进行[10], Granger因果关系检验结果见表4。检验结果表明, 在1%的显著性水平下, 东部和中部地区的非税收入是经济增长的Granger原因, 西部地区经济增长是非税收入的Granger原因。由此可见, 东部和中部地区非税收入增加有助于促进经济增长。非税收入增加促进经济增长, 主要是由于非税收入可以改善市场环境、增加公共基础设施、促进人力资本提高、直接投资于经济项目等, 从而有利于经济发展, 并促进经济总量的提高 (王乔, 汪柱旺, 2009) [11]。西部地区经济增长拉动非税收入增加, 西部地区非税收入增加是经济增长的结果, 因而非税收入增加显示出较大的盲目性。

注:滞后期的选择标准采用AIC准则判定, AIC值最小的为最佳滞后期, 变量滞后2阶。西部地区的检验中滞后1阶。

注:在对东部和西部地区的检验时不考虑线性确定性趋势, 检验式的协整空间和数据空间中有常数项、无趋势项, 滞后区间为[1, 2]。在对中部地区的检验时, 虑线性确定性趋势, 其余内容同东部和西部地区。

注: (1) 括号中的值为p值; (2) 在估计中, 东部地区考虑个体固定效应, 并且采用cross-section weights进行加权。

3.协整检验。

采用JJ检验法[12], 对非税收入与经济增长之间的协整关系进行检验, 结果见表5。检验结果表明, 在5%的显著性水平下, 无论是迹统计量还是最大特征值统计量, 三大地区两变量之间存在唯一的协整关系。

结合Granger因果关系的检验结果, 采用EG两步法估计得到非税收入与经济增长之间的函数关系。对模型的残差进行单位根检验, 都通过了5%的显著性水平检验。

从表6的估计结果可以看出, 东部与中部地区的非税收入对经济增长的作用都为正, 非税收入每增长1%, 这两个地区的经济总量将分别增长0.6981%和0.6589%。西部地区经济增长对非税收入的作用非常明显, 经济增长1%, 非税收入将增加1.1449%。实际上, 非税收入是我国财政收入重要的有机组成部分, 也是各级政府除税收收入以外最重要的财政收入来源, 在财政收入中占有举足轻重的地位。非税收入为我国经济、社会的快速发展提供了有力的资金支持, 解决了经济发展中所存在的众多“瓶颈”问题, 因此非税收入增加有利于经济增长。然而东部地区和中部地区非税收入对经济增长的正效应相对较小。究其原因主要是由于国家非税收入增加, 加大了企业的税外负担, 从而在一定程度上侵蚀税基, 削弱税收的增长后劲, 因而对经济增长的作用较小。从具体数据来看, 2007-2010年我国三大地区的非税收入都在不断增加, 分别从2007年的2 016.10、1 195.34和1 109.06亿元增加到2010年的3 749.39、2 060.40和2 098.77亿元, 分别增加了1 733.29、868.06和989.71亿元, 非税收入表现出快速的增长趋势。从2007-2010年我国三大地区的非税收入占一般预算收入的比值来看 (见表7) , 中部和西部地区的比值较大, 几乎是东部地区的一倍, 2010年这两个地区的比值分别为26.70%和26.66%。三大地区非税收入的快速增加, 已经成为政府财政收入的重要来源。此外, 我国国内消费、投资不足很大程度上是由于税赋负担过重, 税收、利息、费各占1/3, 如能有效减轻企业负担, 便能增强企业的投资能力。

注:一般预算收入的单位为亿元。原始数据分别来源于2008-2011年各年度的《中国统计年鉴》, 并根据原始数据整理得到。

对于西部地区来说, 为什么其经济增长对非税收入具有较大的拉动作用呢?马斯格雷夫和罗斯托提出了政府活动增长的发展模型, 认为经济发展水平决定财政收入占GDP的比重 (靳黎民, 2007) [13]。在国务院扩大内需、促进经济增长的具体措施中, 要求在全国所有地区、所有行业全面实施增值税转型改革, 减轻企业负担。然而, 在扩张性财政的压力下, 减税很难持续, 这是由于我国的税收制度改革向来不是以减税为目的的, 而是要发挥税收的作用, 进行经济结构调整 (苏明, 2008) [14]。而如果采用增税的办法同样不可取, 地方政府的各种非税收入抬头, 增加企业的负担。在这样的情况下, 对于相对落后的西部地区来说, 由于国家税制改革目标尚未实现, 加上西部地区自身存在较大的问题, 经济快速增长需要更多的财政资金支持, 在税收收入无法保障扩张性财政政策的实施情况下, 不得不通过非税收入增加财政资金。

四、主要结论与建议

本文研究表明, 东部与中部地区非税收入对经济增长的作用相对较小;西部地区经济增长对非税收入的作用较大。当前我国非税收入存在较多问题, 这些问题成为阻碍其更大程度发挥促进经济增长作用的根源。例如, 当前我国“费挤税”现象依然比较严重, 尚未实现税制改革目标;非税收入收支管理不到位, 管理存在严重的缺位和越位现象;非税收入管理的法律法规不健全;监管机制不健全, 监管难度较大。因此, 我国需要制定相应措施, 进一步发挥非税收入对经济增长的作用。

1.加强非税收入管理。

李友志 (2010) [15]认为, 人类通过千百年的探索、比较和选择, 基本形成对私人品、公共品和准公共品优先采用价格制度、税收制度和收费制度的格局。这些理论能够使人类有限的资源得到最有效的运用和最佳配置。从长远来看, 税收收入与非税收入作为财政收入的不同形式, 将最终回到理性的管理轨道, 宜税征税、宜费收费 (易继元, 2011) [16]。由于非税收入管理存在较多问题, 如征收管理范围偏窄、非税收入管理机构不健全, 因而需要按照收支分离这一现代政府财政管理的基本原则, 建立健全非税收入取得、资金使用、监督等各个环节的管理规范和机制, 真正做到非税收入“取之有度、用之有规”。

2.不断完善非税收入相应的法律法规。

一方面, 国家应建立健全统一规范的非税收入法制体系, 研究出台《政府非税收入管理法》, 并根据非税收入的不同特点和管理需要, 分类制定诸如政府性收费管理条例、罚没收入管理条例、国有资产资源有偿使用收入管理条例等法规, 为确保非税收入依法征收、规范管理提供法律依据。另一方面, 建立健全非税收入稽查与使用监督的法规体系, 强化非税收入稽查手段, 规范稽查工作方法、程序, 做到有法可依。

3.需要注重采用法律、经济手段对非税收入进行监管。

针对当前我国税费并存以及乱收费的现象, 需要进一步实施税费改革, 逐步提高税收占GDP的比重, 以保障财政收入。我国进行税制改革, 应该强调由计划行政手段向运用法律、经济等手段进行调控转变, 并注重采用法律、经济手段对非税收入进行监管。尤其是对于财政部门, 需要与其他监督部门、执法部门密切配合, 综合运用经济的、行政的、法律的手段达到标本兼治的目的 (黄海兰, 2008) [17]。

4。明确非税收入使用范围, 用好非税收入政策, 充分发挥其对经济增长的作用。

我国经济增长研究 第10篇

货币供给与经济增长的关系一直备受学者们的关注。改革开放以来, 货币政策对我国经济的影响也是日益显著的。关于货币供给与经济增长的关系研究, 国内外的学者们不管是在理论上还是在实证分析上都存在着很大的争议。基于他们的理论假设和经验数据提取的不同, 所得到的结论自然也是有差异的。概括起来, 主要有货币供给与经济增长无关论以及货币供给与经济增长有关论两种。

(一) 货币供给与经济增长无关论

货币供给与经济增长无关, 即货币供给的变化只影响一般价格水平, 不会对实际产出、就业等经济变量产生影响, 也即货币具有中性的特质。古典学派和新古典学派的经济学家们就持此理论观点。

古典经济学派中比较典型的货币中性观点有:威廉·配第的“货币脂肪论”, 约翰·洛克的“货币齿轮观”, 萨伊的“货币面纱论”和约翰·斯图亚特·穆勒的“货币机械观”等。他们主要从货币数量论、萨伊定律和瓦尔拉的一般均衡理论这三个方面对货币供给与经济增长无关论进行了论证。首先, 古典经济学家们通过构建剑桥方程式 (M=kPY) 和费雪方程式 (MV=PY) , 认为在k或V不变的条件下, M的变动只会引起P的变化, 而不会对Y产生影响;其次, 依据萨伊定律, 供给创造需求, 总供给等于总需求, 货币只是商品交换的媒介和工具, 其数量的变化对实际经济产出没有影响;最后, 瓦尔拉一般均衡论则在价格和工资具有完全弹性的假设条件下, 认为经济总是处于均衡的充分就业状态, 货币均衡的实现同其他商品供求均衡的实现过程是一样的, 因而货币对经济产出的影响是中性的。新古典主义经济学派则在理性预期和市场出清的假设前提下, 通过实际经济周期模型的构建来论述货币供给与经济增长的无关性。他们认为是来自需求方面或供给方面的实际因素引起了经济的波动, 而不是货币因素。

在实证研究方面:Barro通过实际经济产出对货币供给的回归分析, 认为预期到的货币供给与价格水平之间有对应的同期联系, 并未影响实际经济变量, 即预期到的货币供给增长对经济产出具有中性, 这一结论与理性预期学派的货币中性观点是相符的。Kormendi, Meguire运用实证方法对50个国家的经济数据进行了研究分析, 得出货币供应量不会影响实际经济产出的结论。McCandles, Weber对110个国家30年期间的数据进行了考察研究, 认为货币供给增长率与经济产出增长率不存在相关关系, 可见货币在长期是中性的。陆军, 舒元在回顾长期货币中性理论的基础上, 运用格兰杰因果检验以及Fisher与Seater的长期导数的检验方法对中国1978-2000年的数据进行了分析研究, 发现经济产出是货币供给的格兰杰原因, 在中国长期内货币是中性的。张丽丽, 彭国富通过构建误差修正模型 (ECM) , 运用协整检验、单位根检验、格兰杰因果检验等实证方法对我国1985-2009年的货币供给与经济增长时间序列数据进行了研究, 认为二者之间有着长期稳定的均衡关系, 并且得出货币增长率不是经济增长率格兰杰原因的结论。刘春季通过实证计量模型的构建, 对1978-2009年中国的流通中货币量对GDP的影响进行了考察, 得出流通中货币量和实际GDP的增长之间没有格兰杰因果关系, 即货币只是经济生产活动的一种媒介和工具, 是中性的。

(二) 货币供给与经济增长有关论

货币供给与经济增长有关论, 也即货币非中性, 货币供给会对经济增长产生一定的影响。瑞典学派的经济学家维克赛尔认为货币供给是影响经济产出的重要因素, 并强调政府应该采取货币政策保持自然利率和货币利率的一致性, 以消除货币供给对经济产生的影响。凯恩斯和他的追随者们也指出货币是非中性的, 政府应当采取适当的货币政策和财政政策来调节社会总需求。弗里德曼等货币学派的经济学家则认为, 在短期, 货币对经济增长而言是至关重要的, 货币供给的变化会引起经济产出、就业和物价等变量的变化。新凯恩斯主义学派经济学家也指出, 在短期内, 预期和未预期到的货币政策都会对经济周期和总产出产生影响。

在实证分析方面:Mishkin认为预期到的与未预期到的货币供给都会对实际经济产出产生影响。Cover运用实证分析方法对美国1951-1987年数据进行研究, 认为货币冲击对经济产出有正的和负的两个方面的影响。Al-Malkawi, Marashdeh, Abdullah通过对小型开放经济体阿联酋1974-2008年的时间序列数据进行协整自回归分析以及因果关系检验, 结果表明, 金融发展指标对阿联酋的经济增长有很大的负面影响。陆军, 舒元采用两步OLS方法分析了中国货币政策对实际经济产出的影响, 得出预期到的与未预期到的货币都对经济产出有影响的结论。蔡风景, 李元, 王慧敏利用近年来刚发展起来的DAG方法对我国货币供给、投资、GDP和通货膨胀的因果关系进行了研究。实证结果表明, 投资与货币供给是我国经济增长的同期原因, 同时也是经济增长的短期和长期原因, 说明我国货币政策的非中性。邵国华通过理论分析和实证研究指出, 我国的货币供给对经济增长的影响是显著的, 并认为M0、M1、M2对经济增长的影响程度是不同的。刘金全, 隋建利基于1980-2008年的经济数据对我国货币增长的不确定性与经济增长的关系进行了实证检验, 认为由货币政策冲击和宏观经济冲击导致的货币增长不确定性对经济增长都具有一定程度的影响。张永升, 杨伟坤, 桑毅博选取中国1999-2011年货币供给量和国内生产总值的季度数据, 对货币供给与经济增长之间的数量关系进行了实证研究, 得出货币供给对经济产出有影响, 是经济增长的助推器的结论。

通过上面的理论综述可以看出, 对于货币供给与经济增长之间的关系, 国内外学者们的研究结论具有较大的差异性。笔者认为造成这些差异的原因主要有以下几个方面:一是数据时间段选取的不同。例如刘春季采用1978-2009年的年度数据得出货币中性的结论, 而张永升, 杨伟坤, 桑毅博选取中国1999-2011年的季度数据, 则得出货币供给对经济产出有影响的结论;二是变量工具选取的不同。以货币供给为例, 张丽丽, 彭国富选取广义货币供给量M2作为衡量货币供给的指标, 而邵国华则同时采用了M0、M1和M2三个指标分别研究其对经济增长的影响, 得出不同的结论;三是计量检验模型的不同。例如, 陆军, 舒元运用格兰杰因果检验以及Fisher与Seater的长期导数的检验方法对数据进行分析, 而蔡风景, 李元, 王慧敏则是利用近年来刚发展起来的DAG方法进行研究, 他们的结论截然相反。

针对以上情况, 为了使研究更为符合客观实际, 本文在实证研究方面做了如下改善:在数据的选取上, 由于1984年以前我国并没有真正意义上的央行和商业银行, 而之后中国人民银行才开始独立发挥中央银行的职能, 故本文选取1985-2010的货币供应量数据进行分析;在变量指标的选取和处理上, 本文利用GDP平减指数剔除物价的影响, 并对货币供给指标M1和M2对经济增长的影响进行分析对比, 以使结果更为客观全面。基于上述理论分析, 本文提出货币供给具有长期中性的经验假设, 并综合运用单位根检验、协整检验、格兰杰因果关系检验等计量分析方法进行实证检验。

二、实证分析

(一) 数据来源与数据说明

本文选取1985-2010年中国货币供给与经济增长的宏观经济数据作为样本, 以此来考察两者之间的关系。经济增长用GDP来表示, 货币供给用M1和M2来表示。同时, 为了消除物价的影响, 引入GDP平减指数GDPI, 通过公式gdp=GDP×100/GDPI得到实际gdp, 通过公式m1=M1×100/GDPI和m2=M2×100/GDPI得到实际m1和m2, 并对gdp、m1和m2进行对数化处理。其中GDP、M1和M2来源于历年《中国统计年鉴》和中国统计局网站, GDPI由笔者根据历年GDP和国内生产总值指数计算得到。

(二) 序列平稳性检验———ADF检验

使用EViews6.0对时间序列lngdp、lnm1和lnm2进行ADF检验以判断序列的平稳性。对各变量选择其相应的ADF检验形式, 并依据AIC准则选择滞后项的阶数, 得到如表1所示的检验结果。

如表1所示, 原序列lngdp、lnm1和lnm2都未通过显著水平为10%的ADF单位根检验, 接受存在单位根的原假设, 即这些原序列都是非平稳的。对lngdp、lnm1和lnm2的一阶差分序列分别进行ADF检验, 结果显示在1%的显著性水平上都拒绝存在单位根的原假设, 即d (lngdp) 、d (lnm1) 和d (lnm2) 序列都是平稳性序列, lngdp、lnm1和lnm2都是一阶单整序列, 也即lngdp～I (1) , lnm1～I (1) , lnm2～I (1) 。

(三) 协整检验

对变量之间的协整关系进行检验, 可以避免伪回归, 是正确建立经济计量模型的先决条件。此外, 如果一组非平稳性时间序列之间存在着协整关系, 据此建立的回归模型, 其参数的最小二乘估计量具有超一致性, 即会以更快的速度收敛于参数的真实值。最后, 如果变量之间存在着长期均衡关系, 则均衡误差将显著地影响变量之间的短期动态关系。

1. 利用EG两步检验法对lngdp和lnm1进行协整检验

第一步, 对lngdp和lnm1两个变量使用普通最小二乘法OLS回归分析得到协整方程:

其中, 括号中的数据为相应的估计量t的统计值。通过上述的回归分析结果可知, 方程的拟合优度比较好, 各项检验参数显著不为零, F统计量说明方程显著成立。设ecm1为该回归模型的残差, 则ecm1=lngdp-2.947-0.767lnm1。

注:检验形式 (c, t, n) 表示有常数项和趋势项;滞后阶数用n来表示;d表示的是差分;滞后项阶数的选择依据AIC准则

注:检验形式 (c, t, n) 表示有常数项和趋势项;滞后阶数用n来表示;滞后项阶数的选择依据AIC准则

第二步, 检验残差ecm1的平稳性。对残差ecm1进行ADF单位根检验, 检验的结果见表2。残差ecm1通过了5%水平上的ADF单位根检验 (0.0456<0.05) , 即残差序列是平稳性序列, 也即序列lngdp和lnm1之间存在着长期的协整关系。

由上面的分析可知, 国内生产总值lngdp和货币供给lnm1之间的协整关系成立。从长期来看, 货币供给lnm1对国内生产总值的弹性为0.767, 即货币供给lnm1每增加1%时, 国内生产总值将增加0.767%, 这说明货币供给lnm1对经济的拉动效应是比较明显的。

2. 利用EG两步检验法对lngdp和lnm2进行协整检验

第一步, 对lngdp和lnm2两个变量使用普通最小二乘法OLS回归分析得到协整方程:

回归分析结果表明, 方程的拟合优度比较好, 各项检验参数显著不为零, F统计量说明方程显著成立。设ecm2为该回归模型的残差, 可得如下残差方程:ecm2=lngdp-3.356-0.662lnm2。

第二步, 检验残差ecm2的平稳性。表2表明, 残差ecm2通过了10%显著水平上的ADF单位根检验 (0.0836<0.1) , 序列lngdp和lnm2之间存在着长期协整关系。货币供给lnm2对国内生产总值的长期弹性为0.662。

(四) 误差修正模型

如果两变量之间是协整的, 那么它们之间就存在着长期均衡的关系。当然, 在短期内, 这些变量可以是不均衡的, 随机项是均衡误差ecm。两变量之间的这种短期不均衡关系的动态结构可以由误差修正模型 (ECM) 来描述。

1. lngdp关于lnm1的误差修正

以lngdp关于lnm1的协整回归中稳定残差序列ecm1作为误差修正项, 可建立如下误差修正模型:

上述结果表明货币供给lnm1的短期变动对国内生产总值的变动存在着正向的影响。此外, 由于短期调整系数是显著的, 表明每年实际发生的国内生产总值的变动与其长期均衡值的偏差中的15% (0.148) 被修正, 即当短期的实际国内生产总值大于均衡时的实际国内生产总值时, 将以0.15的调整力度向下回到均衡;反之, 则以0.15的调整力度向上回到均衡。

2. lngdp关于lnm2的误差修正

以lngdp关于lnm2的协整回归中稳定残差序列ecm2作为误差修正项, 可建立如下误差修正模型:

由上面的误差修正模型可以看出, 误差修正项ecm2的系数为-0.142, 这是符合反向修正机制的, 即上一年的国内生产总值和货币供给lnm2的非均衡误差以14.2%的比例对本年的国内生产总值增长率作出修正。由上式还可以看到货币供给lnm2对国内生产总值的短期弹性为0.167。

(五) 格兰杰因果关系检验

由上面的协整检验和误差修正模型我们可以看到国内生产总值lngdp与货币供给lnm1和lnm2之间存在着长期与短期均衡关系。然而, 对于货币供给与经济增长之间的这种关系, 我们还不能确定其是不是具备统计意义上的因果关系。因此, 我们需要进一步对货币供给与经济增长进行格兰杰因果关系检验。按照AIC (Akaike information criterion) 和SC (Schwarz criterion) 最小化准则, 选取滞后期为8, 对序列lnm1、lnm2和lngdp进行格兰杰检验, 结果如表3所示。

由表3可知, 在10%的显著性水平下, lnm1是lngdp的格兰杰原因, 同时lngdp也是lnm1的格兰杰原因, 即货币供给lnm1与经济增长之间存在着双向格兰杰因果关系。此外, 通过格兰杰因果关系检验, 还可以看到lnm2是lngdp的格兰杰原因, 而lngdp却不是lnm2的格兰杰原因。

三、结论与政策建议

(一) 结论

通过上面的实证研究, 可以得出如下结论。

无论是M1还是M2, 都与GDP存在着长期均衡关系, 因为我们选择的是扣除价格因素的真实变量, 这说明从长期意义上看, 超出经济增长需要的货币转化为价格上涨, 长期看货币是中性的。由因果关系检验可知, 货币供给lnm1与经济增长之间存在着双向格兰杰因果关系, 而脉冲响应函数的分析进一步证实了“双向因果关系”, 这说明我国M1与宏观经济关系更为密切。这是因为, 狭义货币M1是流通中的现金和活期存款之和, 广义货币M2是指狭义货币M1加上定期存款、储蓄存款和单位其他存款, M1是经济周期波动的先行指标, 相比于M2具有较强的流动性, 其变化反映出货币市场流动性的强弱, 从而与宏观经济有更为密切的联系, 也是各国央行调控货币供应量的主要对象。

(二) 政策建议

1. 把货币供给量作为货币政策的中介目标, 保持实际货币供给的变动与实际经济增长同步。因为我国的实际货币供给与实际经济增长之间存在着长期均衡关系, 货币供给的大幅度变动会引起经济的波动, 给经济的稳定增长带来困难, 因此, 需要保持货币供给与经济的同步增长, 同时需要控制实际货币供给增长的速度, 避免通货膨胀或通货紧缩。

2. 中央银行可以通过调整法定准备金率、再贴现政策、公开市场操作等货币政策工具来有效地控制货币供给量, 同时把握好货币政策的时滞, 才能保证国民经济持续、健康、稳定地增长。

3. 加快利率的市场化进程。如果要使货币供给量作为宏观调控的中介目标发挥其相应的作用, 就要使利率市场化, 而不应该使利率完全受到控制。只有这样, 货币政策才能发挥其促进经济增长的能力。

注:表中“→”表示“箭头前的变量不是箭头后变量的格兰杰原因”

我国经济增长研究 第11篇

关键词:单位根与协整检验;因果关系检验;实证研

中图分类号:F126.1文献标识码:A文章编号:1006-8937(2009)14-0040-02

1引 言

我国现行经济运行中一个突出的问题是消费、投资和出口“三驾马车”不协调,带来的是我国经济发展模式的畸型发育。这与我国的经济大国地位极不相称。长期以来,在国民经济的运行中,居民消费率一直很低,外贸依存度始终偏高。这个不协调问题的背后所潜藏的弊端,在国民经济正常发展的情况下尚不明显。一旦社会经济生活出现问题,特别是在国际金融危机、世界经济危机的冲击下,我国经济发展模式的弱势和不足就会充分暴露,进而引发经济生活的倒退和人民生活水平的下降。改革开放30年来特别是进入新世纪以来,我国经济快速发展,但主要是依靠外需的拉动。目前国际金融危机已经严重阻碍我国国民经济的外部需求,导致整个经济发展速度的下滑。它告诫人们,尽管我国经济规模庞大,也不可能完全依靠外需,寄希望于国际大市场来发展经济,最终只能依赖内需的增长来拉动经济的稳定发展。因此要抓住时机,把扩大内需的重点放在民需和提升居民的消费需求上面,确立内需在经济增长中的主导作用,逐步构建我国内需主导型经济发展模式。

实施扩大内需,关键是准确理解生产性消费内需与生活性消费内需,切不要把两者混同。我们所说的扩大内需,主要是指扩大居民消费,强调的是后者,即“民需”。只有解决民需不足的问题,提升居民消费率,才能抓住扩大内需及其重点,拉动我国经济的增长,并且有助于构建健康的、与大国地位相适应的我国内需主导型经济发展模式。

从微观现象上看,居民消费表现为分散的个体行为,对宏观经济的影响作用似不明显,但是只要从宏观的视野来审视,把居民消费当作一个整体并将其置于宏观经济的大背景下来考察,其对国民经济的影响就得以突显。经济增长真实的反映了一个国家或地区的经济运行状况,体现了国家或地区的综合实力和经济发展水平。居民消费水平不仅反映了居民的购买力水平,也反映了一个地区的经济增长和发展走势。从社会再生产过程来看,投资需求只不过是中间需求,只有消费才是社会再生产的终点和新的起点,消费需求才是真正的最终需求,消费需求规模的扩大和结构的升级才是经济增长的根本动力。在最终消费中,居民消费又是影响消费增长的最主要的因素。1936年凯恩斯在其具有划时代意义的《就业、利息和货币通论》一书中,全面论述了有效需求原理。其把不能实现充分就业的原因归结为有效需求不足。根据有效需求原理,单靠市场机制本身的作用,无法达到充分就业和实现经济的长期稳定增长,必须强调政府对于有效需求的管理,通过财政政策和货币政策,实现政府干预,以增加投资和扩大消费,从而促进经济的稳定增长。从现实的经验看,由于居民消费是最终消费,因此消费增长应该对经济增长影响大,而且具有持久性。按照宏观经济理论,经济增长和居民消费在一定时期内应存在一种共同的变化趋势与均衡关系。文章基于我国1978～2007年的数据就我国经济增长与居民消费水平之间的长期关系进行协整检验。

2研究方法和数据说明

2.1相关方法介绍

根据文章研究内容的需要以及计量经济学上对时间数据的处理原理,并且结合数据选取的特点,首先采用协整检验方法来处理时间序列变量的非平稳性,当然了,如果数据选取的很好,并不需要进行平稳处理,但是之前的检验是十分必要的。其次,如果存在非平稳性,经过处理的数据还要进行Engle&Granger因果关系检验,目的是检验时间序列经济变量之间是否存在着长期的、稳定的关系。在这篇文章中,通过检验我国经济增长与居民消费水平之间的关系,如前者与后者为同阶单整,且它们之间存在平稳的线性组合,就表明协整关系存在,否则反之。在进行检验时,主要采用E-G两步法、ADF单位根法,Granger因果法来具体的解释变量之间的关系。

2.2数据来源说明

文章的研究主要是利用国民生产总值GDP和居民消费水平两个重要的时间序列,在一般情况下,时序数列取对数之后一般不会改变其时序性质,不改变协整关系,故为了消除数据序列的异方差性,文章对经济变量数据进行了处理。其中变量GDP代表国民生产总值的对数时间序列,变量PCC代表居民消费水平的对数时间序列,对数曲线如图1所示。并且所有的数据均来自于的2008年《中国统计年鉴》。时间段选取为1978年到2007年。

3分 析

文章根据研究的方法一,利用协整分析来先检验时间序列的平稳性。从图1可以看出,GDP和居民消费水平PCC具有类似的时间趋势,这表明着两个序列可能具有共同的趋同成分,即:这两个变量均表现出非平稳的特征,而经过一阶差分之后的两个序列基本平稳(如图2)。

3.1平稳性检验

对数据进行平稳性检验主要是由于大多数时间序列都是非平稳的,而平稳性又在建模过程中有重要地位,所以文章便对经济变量进行了平稳性检验。根据相关文献知道,时间序列平稳性的检验方法主要有自相关函数检验和单位根检验。目前采用最常用的是单位根检验,其结果如表1(保留2个小数点)。

从以上的检验结果中知道,样本区间内的GDP、PCC是非平稳的。而D(GDP)、D(PCC)却是平稳的。故D(GDP)、D(PCC)序列都是一阶单整所以GDP、PCC的一阶差分序列是平稳序列。

3.2协整检验

根据协整检验的相关步骤,可以知道:在进行检验之前,必须首先进行估计方程,这个步骤通常利用Eviews软件便可得,这里不需要做详细的论述,只给出相应结果为:

GDP=1.16*PCC + 0.88

(138.2)(33.4)

R2=0.9 985F=19 101.63

并且根据回归方程的分析看出,我国居民消费水平对GDP的弹性约为1.16。说明对GDP有强大的推动作用。

其次估计方程后,就要进行检验了,由上一步结果很容易知道估计的残差e是:

e=1.16*PCC-GDP+0.88

并且根据软件其单位根检验结果如表2。

可知,在5%的显著水平下的残差序列是平稳的。进一步表明GDP与居民消费水平之间是协整的。

3.3变量的Granger因果关系检验

前2个检验并不能说明经济变量之间的关系,所以最后我们进行的Granger因果关系检验是为了进一步分析我国经济增长与居民消费水平之间的关系, 其检验的结果见表3。

同样从以上的图表分析可以看出,GDP与PCC之间的因果关系受滞后期影响,当滞后期为1时,在10%的显著水平下,可以发现在1978～2007年之间,我国存在从经济增长到居民消费的单向因果关系,即经济增长导致了居民消费水平的增加,这主要是因为经济的发展导致居民收入增加,进而促进消费的增加。当滞后期为2期和3期时,GDP与PCC具有很强的Granger双向因果关系, 这符合经济学理论和中国的现实国情。消费、投资和出口是拉动收入增长的“三驾马车”,尤其消费需求是推动一国经济增长的主导力量,也是一国发展经济的最终归宿,而经济的发展与居民收入增加之间的相互推进关系也表明了,经济的发展会引起消费的增加,同时,消费的刺激也促进了经济的向前发展。

4相关结论及建议

4.1结论

从以上的检验结果中可以知道,居民的消费是与经济的增长之间存在着密切的关系的,这也符合经济学常识。并最终得出的综合结论为:

①居民消费水平与经济增长之间存在长期稳定的协整关系。从表2可以看出,消费和经济增长之间存在唯一的协整关系。具体关系通过协整方程表现出来,居民消费PCC 每增长1个百分点,GDP就增长约1.16个百分点。说明居民消费促进了我国的经济增长,而且是众多发展因素中重要的一个原因,其作用明显。

②通过格兰杰因果检验来看,当滞后期为1时,存在从经济增长到居民消费的单向因果关系,说明我国经济增长会使居民消费水平的增加。而当滞后期为2期和3期时,GDP与PCC具有很强的Granger双向因果关系。近几年国内提出“扩大消费,促进经济增长”也证实了居民消费在促使经济增长上的持久影响。且经济的增长最终也会促进居民消费的增加。长期作用下,居民消费水平和经济增长之间会达到一个均衡稳定状态。

4.2对策建议

目前,由于美国次贷危机引发的全球性经济危机的影响,我国经济增长水平要想提高,要想更好更快的发展,需要进一步扩大居民消费以增强其对经济增长的拉动作用。可以从以下几个方面采取相应的措施:

①税收政策可以作为一个重要的政策手段,从增加居民可支配收入、提升居民消费能力的角度,对现行的政策措施进行相应调整。适度降低居民个人的税负,相对增加居民的可支配收入;同时运用税收政策刺激居民的消费意愿,从而扩大居民的消费需求。 ②针对性地引导人们消费观念的转变,将过去的引致消费转变为自主消费。如政府在鼓励消费者消费某一类商品或限制消费者消费某些商品时,可通过价格调控来引导,增加商议性价格的成份等等,注重闲暇时间消费的引导,尤其是对假日消费的引导,从而合理引导居民自主消费方向。③完善社会保障制度, 这是刺激居民消费最根本的方法,可以促进合理的社会消费供需结构的形成,这样才能从根本上消除人们的消费顾虑,减少预防性储蓄,促使人们大胆消费。

参考文献:

[1] 李子奈.计量经济学[M].北京:清华大学出版社,2000.

[2] 张晓峒.EViews使用指南与案例[M].北京:机械工业出版社,2008.

[3] 马薇.协整理论与应用[M].天津:南开大学出版社,2004.

我国经济增长研究 第12篇

一、经济增长与经济发展的区别和联系

长期以来, 人们一直把经济的增长看作社会经济发展的全部, 经济的增长成了人们追求的唯一社会发展目标。这一“增长=发展”模式所导致的直接后果是经济增长的公平和效率难以兼容, 造成了地区之间、城乡之间、人与自然之间的不和谐。事实上, 经济增长不等于经济发展, 这是两个既相互区别又相互联系的概念。

(一) 经济增长与经济发展的涵义。

1.经济增长。

经济增长一般指的是一个国家或地区在一定时期内因就业人数增加、资本积累和技术进步等原因, 经济规模 (包括物质产品和劳务) 在数量上的扩大和增加, 它反映了一国国民经济总量的变化状况。经济增长指更多的产出, 其中不仅包括由于扩大投资而获得的增产, 同时还包括由于提高生产率, 即单位投入所生产的产品的增加而获得的增产。

2.经济发展。

经济发展则是指一个国家或地区国民经济量的增长和经济结构的优化, 包括国民生产总值或国民收入的一定速度的增长和经济结构的升级换代在内的国民经济整体素质与综合国力的提高。表现为在经济增长基础上出现的社会经济的多方面变化。[1]主要有投入结构的变化、产出结构的变化、生态环境与社会发展的变化等。经济发展的涵义更广泛, 不仅包括经济总量和人均占有量的增长, 而且强调经济结构的基本变化, 特别是本国人民作为经济结构变化的主体参与发展过程、分享经济发展的成果, 文化教育卫生事业的发展, 人民生活质量的提升, 生态平衡的保持, 环境污染的治理, 整个社会经济生活质的变化等。

(二) 经济增长与经济发展的关系。

经济增长与经济发展有着密切的关系。一方面, 经济增长是经济发展的基础, 没有增长就不可能有发展, 经济增长是推动经济发展必要的物质条件。正如美国著名的经济学家金德尔伯格和赫里克所说:“很难设想没有增长的发展”。[2]另一方面, 经济发展又不等同于经济增长, 在现实的经济生活中, 经济的增长未必能带来经济的发展, 更重要的是经济增长必须注重其内容和质量、发展过程中比例和结构的协调等。否则, 单纯的经济增长可能会出现“只增长不发展”的现象, 即只有经济量的增加而没有经济结构的优化、经济质量和效益的提高。如果经济增长导致了结构的失衡或者人类生存质量的下降, 则这样的增长是发展的倒退。

二、经济增长与经济发展评价指标体系

根据经济增长与经济发展的内涵, 遵循科学性、简明性、典型性以及可操作性等原则, 主要选取国内生产总值 (亿元) 等7个偏重“数量”的指标来反映经济增长;经济发展则主要选取第三产业从业人员比重 (%) 、每万元GDP消耗能源 (吨标准煤) 等19个偏重“质量”的指标来反映。具体指标体系见表1。

三、评价方法与步骤[3]

为了较为客观地评价经济增长与经济发展的协调性, 本研究拟采用主成分分析与回归分析相结合的综合评价方法。即首先采用主成分分析方法计算出经济增长与经济发展的综合指数, 再结合回归分析方法计算出经济增长与经济发展的协调发展指数, 进而得出两者协调发展的相互适应度, 最后得出经济增长与经济发展的静态、动态协调发展度。这种评价方法可以有效地避免评价过程中主观因素对评价结果的影响, 同时又能清晰地反映出经济增长与经济发展之间的相互适应程度。具体步骤如下:

(一) 经济增长与经济发展综合指数的计算。以X、Y分别代表经济增长与经济发展, 记经济增长的指标数据xit (i=1, 2, …, n;t=1, 2…, p) ;记经济发展的指标数据yjt (j=1, 2, …, m;t=1, 2…, p) ;

首先对指标数据xij、yjt进行标准化处理, 得出经济增长与经济发展的标准化数据x′it、x′jt。

采用SPSS13.0中的主成分分析对标准化后的数据x′it、x′jt进行处理, 用方差最大法进行正交旋转, 得到评价指标相关系数矩阵R的特征根λ1, λ2, …λp 和特征向量ej。按照∑αj≥85%的原则, 求出其头m个主成分Fj=e′jy*=l1jy*1+l2jy*2+…+lmjy*m, j=1, 2, …, m p, 并得到相应的正则化特征向量e。

根据相关系数矩阵及最初的标准化数据, 可以得出相关系数矩阵R的主分量。如果主分量对应的累积方差贡献率undefined, 即可利用前m个主分量来计算经济增长与经济发展的综合指数。由前m个主分量Fi及其对应的方差贡献率pi可以得到经济增长、经济发展的综合发展水平值为:

undefined

(二) 回归分析计算经济增长与经济发展的协调发展指数。并把Y作为因变量, X作为自变量, 作回归拟和分析, 可以得到经济增长对经济发展的协调发展指数y′;以X、Y分别代表经济增长、经济发展, 并把X作为因变量, Y作为自变量, 作回归拟和分析, 可以得到经济发展对经济增长的协调发展指数x′。

(三) 协调性的计算。

1.静态协调度的计算。

undefined

定义0

undefined

式中, x为经济增长综合发展指数;x′为经济发展对经济增长的协调发展指数;S2为经济增长综合发展指数的均方差。

同理可以得到:

undefined

2.动态协调度的计算。

undefined

其中, CS (t-T+1) , CS (t-T+2) , ……, CS (t-1) , CS (t) 为系统在各个时刻的静态协调度。

设t2>t1 (任意两不同时刻) , 若Cd (t2) ≥Cd (t1) , 则表明系统一直处于协调发展的轨迹上。

四、我国经济增长与经济发展的实证研究

本研究利用《中国统计年鉴》 (1985～2006) 以及相关文献统计资料, 获取1978、1985、1990、1992、1995、1998、2000～2005年共12年的相关统计指标数据, ①用SPSS软件进行分析。

(一) 综合发展指数的计算。

对中国经济增长与经济发展指标数据进行主成分分析, 得出经济增长与经济发展的综合发展指数值, 结果如表2、表3及图1所示。

(二) 协调度的计算。

通过回归分析计算经济增长与经济发展的协调发展指数, 利用公式 (2) ～ (5) , 计算得出经济增长与经济发展的静态、动态协调度, 结果见表4、表5以及图2、图3所示。

(三) 结果分析。

1.经济增长与经济发展综合发展指数的分析。

本研究对经济增长和经济发展进行定量评价的结果与我国经济增长和经济发展的实际比较相近。从图1可以清楚看出, 自改革开放以来, 我国经济增长与经济发展整体都呈上升趋势, 但变化趋势各有特点。1998年以前, 我国经济增长和经济发展的综合发展指数基本上都为负值, 表明我国经济增长和经济发展水平还比较低, 自1998年出现转折, 体现了我国经济增长和经济发展的水平上升到了一个新的台阶。经济增长态势良好, 分别以1992、2003年起出现两个高速增长期, 前一增长期是邓小平同志南巡以后, 改革开放进一步加强的结果, 而后一增长期的出现则与近年来房地产等固定资产投资等因素密切相关。经济发展2000年以前平稳增长, 但2000以后增速明显趋缓。一方面是经济的高速增长;另一方面经济发展缓慢。长期下去, 经济增长与发展的不协调性必将越来越严重。

2.静态协调度分析。

从图2看出, 经济增长与经济发展的静态协调发展处于波动状态, 不协调性状态点多于协调性状态点, 经济增长与经济发展的协调性令人担忧。1990、1992及1998年的静态协调度大于0.9, 为协调发展;1995和2004年的静态协调度大于0.8但小于0.9, 为基本协调发展, 其余各年的静态协调度均小于0.8, 为基本不协调或不协调发展。静态协调度1978年最低, 随着改革开放的深入, 1990年达到最高, 但随后出现下降, 这是因为从1992年起尽管经济增长较快, 但经济增长伴随着通货膨胀, 经济发展相对滞后。1998年以后, 经济增长与经济发展的协调度再度下降, 尽管2002年、2004年出现反弹, 但依然没有达到协调发展的程度, 经济增长和经济发展协调度有进一步恶化的趋势。这主要是近年来粗放型经济增长的结果, 只注重经济增长, 而忽视了经济增长与社会发展、生态环境的协调。这与图1中反映的情况一致。

3.动态协调度分析。

从图3看出, 经济增长与经济发展的动态协调度表达的是任何一个时间点的前一个时间段的平均发展状况, 1998年之前呈平稳上升趋势, 之后略有浮动。与静态协调度比较, 明显具有平滑的特点。平均的动态发展状况较各年度考察的静态发展状况具有滞后性。在静态发展协调度评价中, 协调度的最高值出现在1990年, 而动态协调度的最高值出现在1998年。总体看来我国经济增长与经济发展并不是总在协调发展的轨迹上, 特别是1998年之后的几年, 表明我国经济高速增长的背后经济发展不容乐观, 亟待有关部门加强对两者协调性发展的关注。

五、结论与建议

本研究采用主成分分析与回归分析相结合的综合评价方法, 有效避免了多目标模糊综合评价中的主观性影响, 计算的结果与我国经济社会的现实基本相近, 客观地反映了我国经济增长与经济发展协调发展的状况。本研究表明, 近年来我国经济增长与经济发展的不协调性令人担忧, 同时也在一定程度上佐证了科学发展观提出的时代性和必要性, 绝非空穴来风。

多年来, 我国经济的快速增长依靠的是拼投入、拼资源的粗放型增长模式, 是以环境和生态的破坏为代价的。加上对一些社会问题关注不够, 从而暴露出以GDP增长来代替社会发展的发展模式的困境与不足。这就要求我们在科学发展观的指导下, 把提高经济效益摆到经济增长的首位, 坚决克服片面追求增长速度的倾向。

我国经济增长与经济发展的协调性问题已经提上了日程, 党的十七大提出了经济发展“又好又快”的战略目标, 并将“经济增长方式”替换为“经济发展方式”, 充分体现了党中央对经济增长与经济发展协调发展的重视。以十七大为契机, 在建设社会主义和谐社会目标的指引下, 继续深化经济体制改革和政治体制改革, 把人们关于发展经济的观念、考核干部政绩的标准, 切实转变到实现国民经济科学发展上来, 在社会全面协调可持续发展过程中实现经济增长。

参考文献

[1].王志文.辨析经济增长与经济发展[J].辽东学院学报, 2006, 1

[2].黄选高.关于经济增长与经济发展的关系探讨[J].市场论坛, 2004, 6

[3].陈大鹏等.区域经济系统与交通运输系统协调发展研究——以陕西省为例[J].新西部, 2007, 4

[4].逄芳.论经济增长与经济社会的和谐发展——以天津为例[J].天津大学学报 (社会科学版) , 2007, 3

[5].李宝焕, 王春梅.经济增长与经济发展[J].管理科学文摘, 2006, 3

[6].Aaron S.Yelowitz.Chapter7——Income Redistribution:Con-ceptual Issues.Public Finance, 2006