经济增长的来源精选(十四篇)

序言：作为思想的载体和知识的探索者，写作是一种独特的艺术，我们为您准备了不同风格的14篇经济增长的来源，期待它们能激发您的灵感。

篇1

关键词： 经济增长；人力资本； FDI；内生性

中图分类号：F062.2；F224.0

一、引 言

改革开放以来，中国经济取得了令人瞩目的发展成就。经济增长率在1979-2008年间平均为9.8%。最近三年，在应对国际金融危机的大背景下，中国依然实现了经济平稳较快增长，其中2009年和2011年的经济增长率均为9.2%，2010年更是达到了10.3%。本文试图在已有研究基础上，从人力资本和FDI的角度，研究中国经济增长的源泉和动力机制及其成因，为中国经济在“十二五”时期乃至未来更长时期的增长来源提供政策建议。在经济增长来源方面，以往一个重要的观察指标是资本形成相对于产出的速度和全要素生产率（TEP）的时间变动模式。例如，根据由索洛（Solow，1962）发展的理论，假如全要素生产率（TEP）的增长率显著，则资本的形成与产出将保持基本一致的增长关系，从而长期来看资本-产出比率将维持稳定和下降的动态模式（布兰查德和费希尔，中文版，1998；Young，1994）。因此，一般将资本-产出比率是否呈现上升趋势视为经济增长是否持续增长的重要依据。Charnes等（1978）采用数据包络分析方法（DEA，Data Envelopment Analysis）对经济增长的动力机制进行了相关研究，该模型无需生产函数的先验形式，而是通过求解最优生产前沿进行分析。

关于改革开放30余年来中国经济增长的来源，长期以来，人们一直以为中国经济增长的推动力在于政府的宏观经济政策或者说是政府主导下的投资与出口。多数文献均支持资本投入是经济增长的主要原因。例如，张军（2002）讨论了中国的投资体制和投资效率，测算了中国的资本存量，从资本形成方面来解释中国经济增长和增长变动，认为中国在1990年代以后，资本的形成几乎全是固定资产投资的结果。郑京海等（2005）通过对省际全要素生产率（TFP）及其组成部分的测算，认为中国经济增长在1978-1995年期间经历了一个TFP高增长期（为4.6%），而在1996-2001年期间出现低增长期（为0.6%）。关于FDI对中国经济增长的贡献，陈劲 （2007）的研究表明，FDI在成为推动中国经济发展重要动力的同时，也不能忽略中国制造的平面同质性扩张以及大量出口导致的贸易摩擦等负面作用。林毅夫、李永军的研究发现，20世纪90年代以来外贸出口每增长10%，基本上能够推动GDP增长1%。随着经济增长既有动力的衰减，人力资本在经济增长中的作用越来越受到重视。王小鲁（2009）的研究表明教育带来的人力资本质量提高正在替代劳动力数量简单扩张的作用，凸显人力资本在现代的经济发展中地位越来越突出。

大多数经济学家均认为中国主要依靠资本投入拉动经济增长的传统经济发展方式已经难以持续。张其仔（2008）通过梳理比较优势的演化路径认为，中国经济的比较优势到了2008年面临局部性断档的危险。防止由此引发经济较长时期的衰退，是中国未来一个时期面临的难题。

由上述分析可见，已有相关研究大多集中在全要素生产率方面，且经济总量全要素生产率的研究主要采用有关经济总量的时间序列来进行，因而难免存在一些局限。例如，在增长核算中需要引入很强的行为与制度假设，且采用的时间序列数据量较小，未能综合考虑物质资本、人力资本以及FDI对经济产出的影响。

我们的研究结果初步表明，中国经济增长从长期来看应是一种内生性的选择，在遵从自身发展规律的前提下，选择最合适的增长路径，这种路径需要作为经济活动微观主体的厂商在当前环境条件下追逐利润，从而不断改革创新，提升产业链价值，推动社会进步。中国经济的长期增长取决于以知识、信息、研究开发或创新所引致的规模收益递增、技术进步、人力资本增长等核心内生变量。技术进步的内生化，要求中国必须加大对人力资本的投资，促进劳动力要素合理流动、提高劳动生产率。这将具有十分重要的政策含义。本文将以如下顺序展开：第一部分引言；第二部分是模型、指标与数据说明；第三部分是给出测算结果并进行详尽分析；第四部分是结论并讨论政策含义。

二、模型、指标及数据说明

（一）模型建立

现代经济学研究表明，资本的投入、劳动力的供给和外资的利用情况等在很大程度上影响着国家的经济增长，这里的资本包括物质资本与人力资本。为此我们建立生产规模不变的Cobb-Douglas生产函数：

H（t）是人力资本， K（t）是物质资本， E（t）表示FDI， A表示技术水平， L（t）表示劳动力的量，L被假定为以n的速率外生增长， α表示物质资本的产出弹性， β表示人力资本的产出弹性， γ表示FDI的产出弹性。其中：

模型假定产出的固定比例s用于投资。定义K表示人均资本存量，k=K/L。y表示人均产出水平，y=Y/L。e表示人均FDI水平，e=E/L。经济增长由下列公式决定：

其中，Sk表示物质资本占总GDP中的比例，Sh表示人力资本在社会中的比例，Se表示FDI在GDP中的比例。我们假定人力资本，物质资本与利用外资的资本以相同的速率贬值。虽然Lucas（1988）假设人力资本生产函数与其他物品函数不一样，但是我们相信，至少在一开始的阶段，这三个方程应该是相似的。从方程中我们可以得到稳态时的情况如下：

把带入生产函数，然后取对数得到：

（二）数据说明

在模型中，Y代表总产出，用实际GDP作为来衡量，K表示实际物质资本，因为资本的形成是有两方面因素构成，大部分是固定资产投资所形成的资本，另一部分是存货资本，故研究以固定资产投资形作为变量来替代物质资本。L代表劳动力的投入，采用人口总人数作为变量作为投入量。为了表述简易，研究内容中采用物质资本、GDP、人力资本来代表实际物质资本、实际GDP和实际人力资本。Sk表示收入在物质资本中的比例，用固定资产投资占实际GDP的比重来表示。Sh表示人力资本的比例，用在校学生在总人口中的比例作为变量表示， Se表示FDI的程度，用FDI总值占实际GDP的总量作为变量来表示。由曼昆（1992）的论文，我们假定 的值为0.03。由此影响中国经济增长的各因素计算结果如表1所示。

三、基于人力资本和FDI的实证分析

（一）时间序列平稳性检验

本文采用的是时间序列数据，因此在对其进行分析时，要求时间序列必须是平稳的，即每个时间序列的均值都与时间t无关，并且围绕一个均值波动，并且有向其收敛的趋势，否则就会产生“伪回归”问题。作图我们发现变量表现出了非平稳的特征，其中In（Se）在1993年到1994年间出现较大波动，主要是由于1992年改变外资引进政策滞后引起的，见图1。但从变量的差分作图可以看见，一阶差分基本表现出平稳的特征，见图2。

（二）单位根检验

鉴于时间序列可能存在非平稳性，为避免“谬误回归”问题，首先对、、、、 进行单位根检验。ADF检验结果显示：在显著水平为5%的情况下，它们都是非平稳序列，其一阶差分是平稳序列，即这些序列都是一阶单整的。因此，需要进一步分析，以验证两者之间是否存在长期的均衡关系。

（三）协整检验与回归分析

对上面的变量使用EG两步法检验和JJ检验都表明、、、 存在着协整关系，Granger 定理（1987）证明了协整与误差修正模型的必然联系，如果非平稳的变量之间存在着协整关系，那么必然可以建立误差修正模型，由于误差修正模型可以有效的吸收时间序列模型和经典计量模型的优点并克服它们的缺点，因此得到了广泛的应用。

1.对1978-2009整个进行回归，使用一阶差分消除一阶自相关得：

由R2值（0.986633）与调整过的值 （0.983960）表明，拟合优度良好。由总体的F值表明，回归方程解释变量的系数从总体上看也是显著不为0的。由t值表明，人均资本、FDI与人均人力资本在5%的水平下估计是显著的。D-W检验值在2附近，表明不存在一阶自回归。各个变量散点图见图3。

2.对1980-1994进行回归，使用误差修正模型得：

由R2值 （0.867846）与调整过的R2值 （0.794427），拟合优度良好，由总体的F值表明，回归方程解释变量的系数从总体上看也是显著不为0的。由t值可以看出，人均资本、FDI参数的估计在10%的水平下是显著，同时期人均人力资本不显著，D-W检验 （2.035）数值在2附近，表明不存在一阶自回归。由图4可知，此时期与各个自变量的线性关系较平稳。

3.对1995-2009整个进行回归，使用一阶差分消除一阶自相关得：

由 R2（0.971302）与调整过的R2 （0.956954）都基本上接近于1，拟合优度非常好，由总体F值也可以表明，偏回归系数在总体上是显著不为0的。由t值表明，人均资本、人均人力资本等变量参数的估计在5%水平下是显著的，同时期FDI参数估计不显著。由图5可知，此时期与各个自变量的线性关系较平稳。

从上述结果可以看出，在1994年前后，我国经济结构上的变化导致我国经济增长影响因素的改变。

（四）估计模型的分析

改革开放对我国经济增长的影响是深远的，人均物质资本、人均人力资本以及FDI对人均GDP的影响存在着显著的正向关系，人口增长率与人均GDP的影响存在着显著的负向关系。利用Cobb-Douglas生产函数的经济学含义解方程得知，1978年以后物质资本每变化1%，GDP变化0.37%；人力资本每变化1%，GDP变化0.39%；FDI每变动1%，人均GDP变化0.08%。1980-1994年，物质资本和FDI对GDP有显著性影响，弹性系数分别约为0.09与0.08，这在一定程度上说明1994年以前，资本的扩张和FDI极大的促进了中国经济增长的动力，改革开放引入了我国经济发展稀缺的要素—— 国外的资本，更多的人开始从事经济活动，生产力在一定程度上的到了释放，因此促进了经济的增长。而这一时期人力资本发展对GDP的影响不显著。方程的结果表明，1995年以来，物质资本与人力资本的变动对实际GDP有着显著性的影响，其弹性系数分别约为0.20和0.61，表明随着中国经济发展和社会进步，推动中国经济增长与结构升级的动力开始转变，开始由单纯依靠生产要素扩张来促进经济增长的粗放型生产方式转变为更重视人力资本和产业结构转型的集约型生产方式，国家实行积极的财政政策，对于经济的发展起着积极的作用。同时这一时期FDI对经济增长的影响不显著，说明其对经济增长的影响相对下降。

四、结论与政策建议

之前的分析结果表明，我国的经济增长与国家的政策密切相关，其中物质资本尤其是固定资产投资对中国经济增长的影响是长期显著的。在我国经济水平比较落后、生产结构不均衡和科学水平相对低下的条件下，通过对天然资源的开发以及对物质资本的大量投入在一定程度上取得了立竿见影的经济发展，但这种传统的发展方式，环境成本是极高的，生产效率却是极低的，归根到底粗犷发展方式是难以为继的。研究表明我国陷入了过早资本深化的陷阱，即未能结合我国自身优势发展劳动密集型产业，没有充分考虑到我国人力资本充沛的现状，其结果显而易见，全要素生产率（TEP）在1995年以后就长期处于低增长期。国外直接投资在1995年前对我国国民生产总值的增长有显著的正向影响，而在1995年以后，其数值却缓慢回落，与此同时，1995年后国内生产总值愈发依靠人力资本的累积，表明经济增长开始不是简单依靠数量增长，而是开始依靠经济结构的适应性与人力资本质量的提高。

从本质上来说，经济增长在更长的时间光谱坐标中，应是在遵从自身发展规律的前提下，选择最合适的增长路径，这种路径需要作为经济活动微观主体的厂商在当前环境条件下追逐利润，从而不断改革创新，提升产业链价值，推动社会进步。从政府引导机制来说，让市场供求规律自发起作用，从而避免无效率的交易成本，对变化的需求和供给情况迅速做出反应，以便把资源配置到最需要它们的地方，从而在最大程度上保证了市场主体的积极性，同时保证适度的政策干预避免市场失灵。由此可见，我国经济增长与经济结构转型需要依靠以科技研发为核心的高附加值产业在技术进步领域的不断创新，以期在即将到来的第三次超级跨产业革命中重新瓜分世界产业层次版图。而这种对创新的内在需要，迫使我国必须从宏观层面上促使生产要素特别是人力资本在地理上的合理配置、加大对包括创新型人才在内的人力资本投资，从而提高劳动力生产率水平。

随着全球化进程的不断推进，现有的国际产业垂直分工已经成为我国经济结构优化升级的重要阻碍之一。以大飞机、智能制造、下一代互联网为代表第三次科技革命如今已取得先导性突破，但距离技术成熟还有一段时间，我国还有4～6年的经济结构升级追赶期。倘若我国不能在未来的5～10年内完全实现产业结构升级，待到新一轮科技革命结束，发达国家必将继续利用科学技术上的绝对优势在产业分工上继续压制中国处于“微笑曲线”的最低端。与此同时，中国已经开始步入“老龄化社会”阶段，人口结构的逐渐变化，劳动力供应总量的不断减少，“人口红利”也即将终结。一方面是社会养老和医疗矛盾日益突出，另一方面则是有质量的人力资本转化能力有限。“中等收入陷阱”就在不远处，如此一来，我国在错过产业升级追赶期的同时失去劳动力充沛的优势。为此，关乎我国未来国际经济地位与产业分工格局的十年时间，我国应从以下两个方面着手：第一，加强对关键领域科技研发与人力资本的投入，努力吸收国外关键技术成果自主创新，引领人才的国际流动，并在国家科技战略领域取得突破，培育中国自己的创新型土壤。第二，在全球化技术与产业转移的背景下，政府应对符合国家战略需求的创新科技企业以政策支持，包括在中小企业融资、税率减免以及要素价格市场化等配套服务，激发企业研发投入积极性，把握第三次科技革命的历史性机遇，形成由“中国制造”到“中国创造”的转变。

参考文献：

[1]奥利维尔·布兰查德和斯坦利·费希尔.宏观经济学（高级教程）[M].北京：经济科学出版社，1998：145-151.

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[3]张军.资本形成、工业化与经济增长：中国的转轨特征[J].经济研究，2002，（6）：3-13.

[4]林毅夫，李永军.出口与中国的经济增长：需求导向的分析[J]. 经济学（季刊），2003，（7）：779-794.

[5]郑京海，胡鞍钢. 中国改革时期省际生产率增长变化的实证分析（1979-2001年）[J].经济学（季刊），2005，（1）：263-296.

[6]陈劲. FDI对促进我国区域创新能力的影响[J].科研管理.2007，（1）：7-13

[7]王小鲁.中国经济增长方式转换和增长可持续性[J].经济研究，2009，（1）：4-16.

[8]张其仔.比较优势的演化与中国产业升级路径的选择[J].中国工业经济，2008，（9）：1-13.

[9]章玉贵.中国经济增长的不确定性与产业优势重塑[J].经济前瞻（台湾），2011，（5）.88-97.

[10]诸建芳.中国出口形势与政策导向分析[J].中国市场，2012，（37）：24-27

[11]Young. Lessons from the East Asian NICs：A Cintrarian View，NBER Working paper，No.4482，1994.

篇2

0引言

改革开放30多年来，我国经济实现了举世瞩目的高速增长，为全面建成小康社会和实现现代化奠定了坚实的基础。研究表明，在引致经济增长的各种生产要素中，一方面，资本投入的增加是拉动我国经济增长的最主要因素。从总体上看，对于一个国家或地区的经济增长而言，资本形成是引擎，资本的效率则是关键。改革开放初期，和绝大多数发展中国家一样，资本稀缺是中国经济增长与发展的最主要障碍，改革开放政策不仅动员了国内储蓄，激活了储蓄转化为投资的资本形成机制，提高了微观层面的资本效率；而且通过廉价的土地供给和优惠的税收政策，吸引外国资本与国内廉价的劳动力资源相结合，促进了外向型经济发展，提高了经济增长的速度。可以说，国内资本的加速形成和国外资本的大规模流入，加上资本效率一定程度的提高，是30多年来我国经济增长的最大动力。随着改革开放的进一步深入，我国经济增长与资本形成表现出非均衡性；另一方面，在短期内，就业增长与中国经济之间表现出非一致性，而这似乎背离了传统经济理论带给人们的一贯认识：“就业增长意味着经济增长。”那么究竟就业与经济增长是何种关系？本文通过计量实证分析发现就业增长与经济增长在短期内并不存在必然的一致性，主要表现在劳动要素对经济增长的贡献率低，相反在长期均衡时间内却保持了一致性，经常保持在1：2的要素贡献率，继而提出政府不能把劳动力要素的投入当作是使经济增长的充分条件，最后提出目前我国政府在宏观经济政策上应该实现从就业带动增长到就业与经济增长协调发展的转变，来促进经济增长的对策建议。因此，分析资本形成、就业人员人数与我国经济增长的关系，解释经济增长的资本因素和劳动力因素，无论在理论上还是在实践上都具有重要意义。

1文献回顾

自20世纪90年代以来，已经有一些研究对于生产两要素与经济增长的关系进行了考察。林毅夫（2001）以1981―2010年GDP增长率、资本效率等统计数据，通过国民收入恒等式考察了资本形成和就业人口对经济增长的贡献程度。他通过深入探讨资本形成和就业人数两个变量的性质，使用多种联立方程估计方法，包括普通最小二乘法（OLS）、两阶段最小二乘法（2SLS）、三阶段最小二乘法（3SLS）、似不相关估计（SUR）、有限信息普通最小二乘法（LIML）和完全信息普通最小二乘法（FIML），以根据不同估计方法估计结果所提供的信息来判断最佳的估计方法。根据林毅夫的估计结果，在上世纪90年代国内生产总值对两要素的弹性数值大致在0.5左右。该弹性数值在上世纪80年代则相对较低，可能主要是因为两要素占国内生产总值的比例随着时间的变化有增长的趋势。两要素占国内生产总值比例的增加必然增加两要素变动对经济增长影响的程度。陈东平（2001）通过使用中国1980―1998年的国民收入、资本存量、劳动力总数、进出口总额等数据，用实证分析的方法探讨了进口、出口以及劳动和资本对我国经济增长的作用，得出了进口、出口以及劳动和资本的边际产出，通过实证分析得出资本形成对经济增长的作用远远大于就业人数。

本文根据1981―2013年中国的经济数据，通过使用协整模型对两生产要素与经济增长关系进行Granger因果关系检验，分析中国进出口与经济增长之间是否存在协整关系，在存在协整关系的情况下，使用误差修正模型来分析资本投入与劳动投入对产出的长、短期弹性，从而判别哪种生产要素对经济增长的解释能力更强。

2实证分析

本文分析所使用的样本取自1981―2013年的年度数据，数据来源于《国家统计局》。用从业人员（L/万人）、资本形成（K总额/亿元）来反映生产要素的投入；使用宏观经济总量指标国内生产总值（GDP/亿元）反映经济增长。我国GDP、从业人员、出口总额（EX）与资本形成如表1所示。

对因变量和自变量取对数，考察lnGDP，lnK，lnL即经济增长率、资本形成总额的增长率，从业人员增长率之间的协整关系，首先利用EViews软件输入样本数据GDP、L和K，生成新序列lnGDP、lnK和lnL，然后依次对时间序列数据进行单位根检验：

表11981―2013年我国GDP、资本形成总额K

t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-1.423358 0.5576Test critical values：1% level-3.6701705% level-2.96397210% level-2.621007GDPt-1系数的τ值为-1.4234，这个值在绝对值上甚至远低于显著性水平为10%的临界值τ-26210，从而表明，即便考虑了误差项中可能出现的自相关，lnGDP序列仍是非平稳的。

其次，对lnGDP的二阶段差分做单位根检验，检验结果见表3。

表3单位根检验结果

t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.269919 0.0002Test critical values：1% level-3.6793225% level-2.96776710% level-2.622989检验结果如表3所示，可见d（lnGDP）是平稳的，因此lnGDP是二阶段单整的。

（2）对lnK进行单位根检验，首先我们用lnK的两个滞后差分对lnK序列估计，使用上述数据估计结果如下：

ΔlnKt=0.1376-0.0043lnKt-1+0.4633ΔlnKt-1

Eviews运行结果如表4所示。

表4Eviews运行结果

t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-0.442211 0.8895Test critical values：1% level-3.6616615% level-2.96041110% level-2.619160lnKt-1系数的τ值为-0.4422，这个值在绝对值上甚至远低于显著性水平为10%的临界值τ-26192，从而表明，即便考虑了误差项中可能出现的自相关，lnK序列仍是非平稳的。

其次，对lnK的二阶段差分做单位根检验，检验结果见表5。

表5单位根检验结果

t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.979837 0.0000Test critical values：1% level-3.6701705% level-2.96397210% level-2.621007检验结果如表5所示，可见d（lnK）是平稳的，因此lnK是二阶段单整的。

（3）对lnL进行单位根检验，首先我们用lnL的两个滞后差分对lnL序列估计，使用上述数据估计结果如下：

ΔlnLt=0.8054-0.0710lnLt-1

Eviews运行结果见表6。

表6Eviews运行结果

t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-3.053459 0.0406Test critical values：1% level-3.6537305% level-2.95711010% level-2.617434lnLt-1系数的值为-3.0535，这个值在绝对值上甚至远低于显著性水平为1%的临界值τ-3.6537，从而表明，即便考虑了误差项中可能出现的自相关，lnL序列仍是非平稳的。

其次，对lnL的二阶段差分做单位根检验，检验结果见表7。

表7单位根检验结果

t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-6.409917 0.0000Test critical values：1% level-3.6793225% level-2.96776710% level-2.622989检验结果如表7所示，可见d（lnL）是平稳的，因此lnL是二阶段单整的。

（4）综上可见，lnGDP与lnK、lnL都是二阶单整的，可能存在协整关系，做lnGDP关于lnK、lnL的OLS回归，消除自相关性后得回归结果如表8所示。

表8消除自相关性后得回归结果

CoefficientStd.Errort-StatisticProb. LNK0.5977950.0758227.8841530.0000LNL0.5430350.1334764.0683970.0004AR（1）1.1272080.1938525.8147800.0000AR（2）-0.1566530.192565-0.8135060.4230根据输出结果，可得lnGDP与lnK、lnL的长期平均均衡表达式：

lnGDPt=0.5978lnKt+0.5430lnLt

（7.8842）（4.0684）

从表8回归结果看，回归系数全部通过t检验，不存在自相关。

（5）根据表8的回归结果计算残差序列e，对其进行ADF检验，得表9残差序列检验结果。

表9残差序列检验结果

t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.451514 0.0001Test critical values：1% level-3.6701705% level-2.96397210% level-2.621007从回归结果可知残差项是平稳的。因此，可得出lnGDP与lnK、lnL存在协整关系。基于上述协整分析我们可以认为中国的经济增长与对两生产要素之间存在着长期的因果关系，根据格兰杰表述定理：若两种变量（Xt和Yt）是协整的并且每个都是非平稳的时间序列，那么，要么Xt一定是Yt格兰杰原因，要么Yt一定是Xt的格兰杰原因。在本文中，至少能说明两种生产要素的投入是我国国民经济发展的内在动力所在。表2-表8回归结果也表明，本期从业人员每增长1%时，我国国内生产总值将平均增长0.543%；资本形成总额每增长1%时，国内生产总值将平均增长0.598%。

（6）接下来分析短期两要素对经济增长的影响，利用EViews软件建立lnGDP关于lnK、lnL的误差修正模型ECM。以滞后一期残差项作为误差修正项，可建立如表10所示的误差修正模型。

表10误差修正模型

R2=0.6920d=1.7727F=17.2895

模拟拟合优度较高，方程通过F检验、DW检验，各回归系数符合经济意义，其中，d（lnK）、d（lnGDP（-1））在1%水平上显著，d（lnL）、RESID（-1）不显著，其中变量的符号与长期均衡关系的符号一致。结果表明，本期lnK、lnL和上一期lnGDP在短期内每增长1%，GDP将依次增长0.0493%、0.3716%和04986%。误差修正项系数为负，符合反向修正机制，它表明lnGDP与长期均衡值得偏差中的27.21%被修正。此ECM模型反映了lnGDP受lnK、lnL影响的短期波动规律。根据估计结果可知，资本投入与劳动投入对产出的长期弹性分别为0.598和0.543，短期弹性分别为0.372和0.050。

3结论

篇3

>> 论固定资产投资与经济增长的关系 固定资产投资与经济增长关系实证分析 固定资产投资与经济增长关系分析 新疆固定资产投资与经济增长关系研究 固定资产投资与经济增长关系研究 西部地区外国直接投资与经济增长关系的实证分析 我国固定资产投资类型与经济增长关系的实证分析 中国城镇固定资产投资与经济增长关系的实证研究 南宁市固定资产投资\消费需求与经济增长的关系研究 广东省固定资产投资与经济增长关系的实证分析 吉林省固定资产投资与经济增长的协整关系分析 我国主要城市固定资产投资与经济增长的关系研究 新疆固定资产投资与经济增长的关系分析 固定资产投资与经济增长的协整及因果关系研究 我国固定资产投资与经济增长关系的区域差异研究 我国固定资产投资与经济增长相互关系的研究 西安市固定资产投资与经济增长关系的实证分析 浙江固定资产投资与经济增长关系的实证分析 乌鲁木齐市固定资产投资与经济增长关系的实证分析 对宏观经济增长与固定资产投资关系的思考 常见问题解答 当前所在位置：l.

The Relationship between Fixed Asset Investment and Economic Growth in the Western Region Based on the Estimates of Different Funding Sources

1 YUAN Aobo 2 LUO Ziyuan

（1 School of Finance of Southwestern University of Finance and Economics， Chengdu Sichuan 611130

2 School of International Business Administration of Shanghai University of Finance and Economics， Shanghai 200433）

篇4

金融与经济的关联有两种方式，一是经济增长为金融创新提供现实基础，从而拉动金融发展；二是金融发展提高资源配置效率，从而推动经济增长。但这两种作用也不是截然分开的，往往相互交融。前者在发达国家表现得最为明显，而后者则在发展中国家表现得更为突出。中国是发展中国家，金融与经济之间的理论关联应该是第二种模式。自改革开放以来，经济增速较快，特别是进入21世纪以来，经济转型速度加快，政府也不断利用金融工具调控经济发展模式与经济增长方式。金融支持经济增长的渠道有多种，但最主要地集中于商业银行、资本市场及保险市场。商业银行通过信贷渠道传递宏观经济政策取向，调控经济增长；资本市场通过资产证券化，以及证券的发行与交易，优化资源配置，提高经济增长效率；保险市场通过保费收入和保险覆盖，一方面为经济增长提供不竭的资金来源，另一方面为经济的可持续增长提供安全保障。然而，对处于转型期的中国经济而言，改革已进入深水区，但金融市场尚处于不断的发展和完善过程中，金融对于经济增长的支持作用究竟如何，亟需明晰，以便为政府通过金融工具调控宏观经济，以及通过金融市场聚集金融要素与优化金融资源，提供经验证据。

二、相关文献评析

由于金融是经济的核心，关于金融发展对经济增长的作用，国外学者从理论与实证两个方面进行了深入的研究，虽然观点不一致，但形成了丰富的文献。主要观点归结起来有三种，其中主流观点认为，金融发展对经济增长具有正向促进作用。如，麦金农在其所提出的“金融深化”理论中已经充分意识到金融发展对于经济增长的重要性，首次把金融和经济增长密切结合起来，虽然他认为金融体制与经济发展之间存在互相刺激、互相制约的关系，但金融发展在经济增长中具有极为重要的战略地位。Rousseau和Wac⁃thte则借助向量误差修正模型，基于美国、英国、加拿大、挪威和瑞典五国1870—1929年间的数据，对金融发展与经济增长之间的关系进行检验后认为，金融发展对实体经济活动具有极为重要的积极作用。ThorstenBeck，RossLevine则考察了更为广泛的区域，他们通过对40多个国家的数据进行分析后发现，兼顾联立偏差、遗漏变量和国家特性后可以证明，作为金融市场重要组成部分的股票市场和银行市场都对经济增长具有正向促进作用。第二种观点认为，金融发展与经济增长之间并不存在理论所述的必然关联。如，萨伊基于西方经济学中的“两分法”，通过分析货币与经济现象之间的关系后，提出货币中性论，即货币只是实体经济的面纱，其与实体经济增长之间并无必然的关联。卢卡斯则毫无掩饰地指出，经济学家“恶劣地过度强调”了金融因素在经济增长中的作用。第三种观点则认为，金融发展指标与经济增长之间甚至存在负向关系。其中代表性的文献为Akimov，Alexandr。这篇文献基于内生增长模型，采用面板数据分析方法，通过对不同的金融发展指标进行检验后发现，在部分国家，特别是转型经济国家，金融发展对经济增长的抑制效应较为明显。

在中国的经济转型进程中，鉴于金融发展，特别是动荡的国际金融背景下金融市场不断对外开放的现实，国内学者采用实证方法对中国金融发展与经济增长的关系进行了检验，但所得结论并不一致。多数文献认为，中国金融发展对经济增长具有正向刺激作用。如，周立、王子明以1978年到2000年的金融相关比率和金融市场化比率来衡量金融发展水平，得到代表性省区和中国东中西部的金融发展与经济增长的回归方程，认为中国各地区金融发展与经济增长强相关，初始金融深度对经济增长和投资增长有显著的影响，金融差距可以部分解释地区经济增长的差异。王志强、孙刚从中国金融总体发展的规模扩张、结构调整和效率变化三个方面，利用带有控制变量的向量误差修正模型、协整关系检验法和格兰杰因果关系检验，证实了从20世纪90年代以来，中国金融发展与经济增长之间有密切联系，存在显著的长期相关性和显著的双向因果关系，说明金融发展规模的扩张、结构的变化与调整和金融效率的改善与提高对经济增长都有促进作用，而中国经济增长又会全面推动金融发展。沈坤荣和张成引入内生金融发展的理论与政策，以金融机构的贷款余额与GDP的比值来衡量金融发展的程度，分地区和时间引入虚拟变量，基于跨地区动态数据的实证研究，指出提高金融中介效率能有效促进经济增长。方先明等借助空间相关模型，深入分析了银行贷款余额、股票总市值和保费收入对中国经济增长的贡献后认为，中国金融支持经济增长具有空间依赖性和空间相关性，从总体来看银行贷款余额对经济增长的作用最为显著。然而，对于中国金融发展与经济增长之间的关系，并不是所有研究都这样肯定。有部分文献认为，至少作为中国资本市场重要组成部分的股票市场，其与中国经济增长就不存在必然的相关性，甚至存在负向影响。如，封思贤等则基于长三角的经济金融数据，分析了金融市场转变与经济增长方式转变之间的关系，结果发现：在长三角地区，除金融开放对经济增长方式转变存在一定程度的影响外，信贷规模、证券市场等对经济增长方式的转变并不存在显著的影响。与此具有相似观点的文献有谈儒勇等。当前，随着中国金融体制改革的深入，金融市场不断发展和完善，银行、证券和保险业相互交融，对经济增长的影响错综复杂。然而，综观国内外的现有文献，较少有将三者综合起来考察金融发展对经济增长的促进作用。为此，本文综合考虑现阶段中国金融支持经济增长的渠道，借助变系数面板数据模型，从银行、证券和保险市场三个方面综合研剖中国金融发展对经济增长的作用，以期为促进我国金融市场发展，提升金融支持实体经济的效率提供政策依据。

三、检验模型构建

（一）变量选择为全面分析中国金融发展对经济增长的作用，实证变量选择如下：1.被解释变量被解释变量为经济发展水平指标，选择省域GDP。这是因为，一方面，省域GDP能够全面衡量省域经济的发展水平，另一方面，相对于其他衡量经济发展水平指标，GDP更为可靠且可得。2.解释变量对于解释变量的选取，考虑到金融对于资金的配置主要有银行、证券以及保险三种途径。在每种途径中选取一个关键变量，用以代表该途径的金融支持指标，具体为：银行信贷余额（X1）。中国是银行主导型的金融市场，在经济增长过程中商业银行对经济资源的配置作用至关重要。因为间接融资仍然是我国资金配置的主要形式，而间接融资中又主要以银行信贷为主，所以选择各省域商业银行贷款余额来作为金融支持通过银行途径的指标，记为X1。上市公司总市值（X2）。随着我国多层次资本市场的建立与完善，资本市场在金融资源配置中的作用越来越重要。因为，资本市场的发展可加速储蓄向投资转化，扩大投资，提高边际社会生产率，促进资源合理配置，改善公司治理结构，进而促进经济增长。在以直接融资为主的资本市场中，直接融资的形式以股权融资和债务融资为主。由于债务融资的相关数据很难以省域进行归类，故研究中以省域上市公司股票总市值作为通过证券途径对经济增长的金融支持，记为X2。保费收入（X3）。相比较于商业银行、证券市场的发展水平，保险业在我国的起步较晚，但近年来发展迅速，其对于经济可持续增长正发挥越来越重要的作用。由于保费收入是衡量保险业发展的较为重要的指标，因此研究过程中，选取各个省的保费收入作为通过保险途径对经济增长的金融支持指标，记为X3。

（二）检验模型根据科布-道格拉斯生产函数，影响一个经济体产出的最主要因素在于：资本、劳力和技术水平。由于劳动力素质和供给，以及技术水平，受科技发展的限制，在一个相对不长的时期内不会有较大程度的改变，因此影响产出的最主要还是资本的投入，而资本的投入可以通过银行信贷余额、上市公司市值、保费收入来全面体现。考虑到面板数据模型在降低共线性程度、提高预测精度和消减统计误差的影响等方面优于传统分析模型，同时通过横截面数据的引入，能够更加直接、更加精确地推断序列间的本质关系的，在设定、控制面板单元差异方面也具有更大的灵活性。因此，构建如下的基于面板数据的检验模型。

四、金融支持经济增长检验

（一）样本选择与数据来源为了全面而深入地探究金融支持对经济增长的作用，研究中以中国大陆31个省域为对象，选取各省域GDP、银行信贷余额、上市公司股票总市值以及保费收入等指标，借助所构建的检验模型，剖析中国经济发展中的金融支持与经济增长的现实特征。样本时期确定为1998—2013年。样本起始年份选择为1998年，是因为伴随着中国社会经济的发展，行政区划会相应地进行调整，1997年重庆市从四川省单列出来成为直辖市，经过一年，其各项统计数据趋于稳定，因此研究样本的起始年限为1998年，而2013年的相关统计数据是研究过程中所能得到的最新数据。考虑到中国政府为应对美国次贷危机所引发的金融危机对中国经济发展与金融市场产生剧烈冲击而采取的经济刺激计划，可能改变中国金融支持经济增长的特征，为此将整个样本期以2008年为界划分为两个子样本区间。即，子样本区间1：1998—2008年；子样本区间2：2009—2013年。实证分析数据来源说明如下：1998—2012年的GDP数据来源于《中国统计年鉴1999—2013》，2013年的GDP数据来源于中国经济与社会发展数据库；1998—2002年的保费收入统计数据来源于《中国金融年鉴：2003》，2003—2007年的保费收入统计数据来源于《中国金融年鉴—2008》，2008—2012年的保费收入统计数据来源于《中国统计年鉴—2013》，2013年的保费收入数据来源于中国保险监督管理委员会网站；1998—2002年的银行贷款统计数据来源于《中国金融年鉴—2003》，2003—2007年的银行贷款统计数据来源于《中国金融年鉴—2008》，2008—2012年的银行贷款数据来源于各省市《统计年鉴：2009—2013》，2013年的银行贷款数据来源于各省市2013年《国民经济和社会发展统计公报》；1998—2008年的上市公司股票总市值根据Wind数据库中相关数据整理而得到，2009—2013年的上市公司股票总市值根据iFinD数据库中相关数据整理而得到。

（二）基于子样本区间—数据的检验1.变量间的长期稳定关系检验当变量为非平稳或不是同阶单整时，会导致伪回归现象的发生，各变量平稳或同阶单整是变量间协整检验的前提。因此研究过程中先进行面板数据的单位根检验，再进行面板数据的协整检验。（1）单位根检验针对面板数据的平稳性检验方法常用的有Levin、Lin、Chu（LLC，2002）、ImPesearn，Shin（IPS，1997）、Fisher-ADF（1999）以及Fisher-PP（1999）检验，为避免单一方法可能存在的缺陷，现采用这四种方法对变量的平稳性进行检验，结果见表1。表1显示，地区生产总值、银行信贷余额、上市公司总市值以及保费收入均为非平稳序列，因为任何一个变量都不能同时通过四种检验。但各变量的一阶差分序列，则是平稳的，因为它们在1%的显著性水平下同时通过了四种检验（地区生产总值的IPS和ADF检验结果则是在10%的显著性水平下通过），检验p值绝大多数为零。因此，地区生产总值、银行信贷余额、上市公司总市值以及保费收入四个变量是同阶单整（一阶单整）的，基于此进行协整检验。（2）协整检验为确定变量间是否存在长期的稳定关系，需进行协整检验。针对面板数据的协整检验方法依据原假设的不同有两种：一是原假设为不存在协整关系，从面板数据中得到残差构造统计量进行检验，如Pedroin（1999）所提出的检验方法；二是原假设为存在协整关系的，如Mccoskey和Kao（1998）中的LM检验。现采用Pedroni协整检验和Kao-ADF协整检验方法，进行多重的协整检验，Pedroni协整检验结果见表2。由表2可知，地区生产总值、银行信贷余额、上市公司总市值以及保费收入间具有长期稳定关系。因为，组内统计量中除了Panelv-Statistic统计量没有通过10%的显著性水平外（p值为0.3810），其余的组内统计量和组间统计量都通过了5%的显著性水平（p值小于0.05）。KAO检验是同质面板数据检验，有DF和ADF两类检验。ADF检验为了修正固定效应模型误差项的序列相关性，基于固定效应模型残差式构建面板协整的ADF统计量。Kao-ADF协整检验结果见表3。根据表3，由Kao-ADF协整检验结果可同样得出同表2相似的结论，因为t统计值为-5.383334，通过检验。因此，变量间存在长期稳定的关系，基于此进行模型设定，并进行参数估计。2.回归模型确定及参数估计（1）回归模型的确定基于面板的回归模型通常有混合模型、变截距模型和变系数模型三种，而哪一种模型更适合本研究的实证数据，使得所获结果更加稳健与可靠，需构建F统计量，并根据F统计量的值进行确定。针对混合模型、变截距模型和变系数模型的具体检验结果见表4。根据表4，由于F1、F2的值各自为3.32和23.77，分别大于查表所得的1.57与1.51，所以实证模型拒绝混合模型与变截距模型，而采用变系数模型。具体分析时，模型⑴中的N取31，代表中国大陆省域的数目；T为11，表示样本年限。（2）参数估计根据模型⑴，采用变系数模型进行参数估计，结果见表5。表5显示，基于截面数据的变系数模型在子样本区间一内能够充分揭示中国经济发展过程中金融支持与经济增长间的本质关联，因为模型检验统计量R2=0.997569，F=1135.115，这说明实证分析所选择的回归模型具有较高的精度①。根据表5所列示的参数估计结果可知，在子样本区间一内，省域银行信贷余额对经济增长的支持作用较为显著。因为，就省域银行信贷余额前系数bi估计结果来看，有18个省域的数值超过1，其中江西省的银行信贷余额前参数估计值最大，达到1.948485。这说明当银行信贷余额增加时，其对本省域经济增长的贡献将大于其本身的增长额，这一特征在华东地区表现得尤其明显。在余下的13个省域中，有11个省域银行信贷余额前的系数估计结果小于1，但大于0。这说明，在这11个省域中，银行信贷余额对省域经济增长具有正向促进作用，但在变动幅度相同的条件下，力度相对较小。不可忽视的是，上海市与黑龙江省银行信贷余额前的参数估计结果为负（分别为-1.37453和-0.10731），这可能是缘于银行信贷余额对经济增长的作用存在边际效应递减现象，或银行贷款的使用效率不高，或存在过度放贷现象所致。表5还显示，省域上市公司股票总市值前的参数ci估计值均较小，最大的为黑龙江省，其值也仅为0.144399。更有河北、安徽、江西、重庆以及宁夏等5个省域，其上市公司股票总市值前的参数估计结果为负①，这一比例达到16.13%。这说明，作为中国资本市场重要构成部分的股票市场，对经济增长的正向贡献并不显著，甚至在不少的省域还存在负向作用。同时，根据表5还可看出，以保费收入衡量的保险市场对经济增长的促进作用在不同的省域表现并不相同，其中具有正向相关关系的省域有17个，占中国大陆全部省域的54.84%，而呈现负向关系的有14个，占45.16%。呈现负向相关关系的省域主要集聚在华北、华东地区。但无论是正向相关关系，还是负向相关关系，其作用均不强，因为保费收入前的参数估计值均较小。在正向关系中，最大的为上海，其值为0.80889，而负向关系中最为明显的是山东省，其参数估计值为-0.48322。出现这一现象的原因，一方面与中国保险市场的起步相对较晚有关，另一方面也应与中国金融市场投资品种相对单一，保险资金的投资渠道受到限制有关。

（三）基于子样本区间二数据的检验基于子样本区间二的数据进行检验，结果表明：地区生产总值InY、银行信贷余额InX1、上市公司总市值lnX2以及保费收入lnX3间具有长期稳定关系；回归模型应采用变系数模型。据此，模型（1）中的具体参数估计结果见表6。根据表6同时结合表5可以看出，由美国2007年次贷危机诱发的国际金融危机显著改变了中国金融发展与经济增长之间的关系，使得银行业和保险业对经济增长的作用显著增加，而股票市场对经济增长的负向影响则越发明显。

五、结论与启示

篇5

关键词：港口投资 经济增长 物流能力

中图分类号：F127 文献标识码：A

文章编号：1004-4914（2012）04-212-03

一、引言

宁波是一个港口城市，社会经济增长很大程度上依赖港口的发展水平。为了促进宁波社会经济发展转型升级，宁波市委、市政府提出了“六个加快”重要战略。“六个加快”是宁波市委、市政府深入贯彻落实科学发展观、推进“十二五”时期全市经济社会发展的重大战略。其中加快打造国际强港处于“六个加快”的首要地位，这充分说明在“十二五”期间港口在宁波经济发展中的重要意义。

宁波港口投资近年来主要表现为三个特点：首先，宁波港口投资的比重较大，特别是最近10年以来逐年增长趋势更为明显。其次，与以往相比，“十二五”期间港口投资项目数更多，投资额更大。再次，随着港口投资的加大，港口的货物吞吐能力也在不断加强。其临港优势带动了临港工业、口岸贸易及其服务业的发展，解决了很多社会就业、增加了政府的财政收入，对整个社会的经济发展产生了比较大的推动作用。然而，很多人认为宁波港口投资产生的带动作用已经到了增长极限，港口设施、设备利用率较低，港口投资可以维持现状转而加快发展临港工业和服务业。宁波市的港口投资带动的经济增长是否到了极限呢？港口投资还能带动经济增长吗？及其作用机制是什么？这些问题都有待于深入研究，一方面可以检验港口投资在港口城市经济增长中的重要作用，另一方面可以为今后港口投资实践与制定投资政策提供理论指导。

二、理论分析与研究假设

本研究所采用的理论模型主要来源于索洛（Solow）于1956年提出的经济增长模型，假定了一个两要素生产函数：

Y=F（K，L）=AKαLβ（1）

其中K为资本，L为劳动力，Y表示产出，α、β分别是资本和劳动力的产出弹性。从（1）式可以看出，在索洛模型中，港口投资与其他投资被看作是同质的要素纳入资本变量K中，而且索洛模型没有考虑技术进步对产出的影响。为了解释持续的经济增长，需要考虑长期使要素生产率增加的外部因素。因此，在（1）式中纳入时间因素，则：

Y=F（K，L，tt）=eλtAKαLβ（2）

（2）式中，e为自然对数的底，t表示时间；其他与（1）式定义相同。实际上，引入时间因素后，即将技术进步、产业结构变动、制度变迁等因素全归于时间系数λ，因此，eλt成为全要素生产率，λ为全要素生产率的增长率。对（2）取对数形式并添加随机变量，可得：

Ln（Yt）=λt+αLN（Kt）+βLn（Lt）ut（3）

其实，模型（3）中假定港口投资与其他非港口投资为同质资本与港口城市的现实经济状况不符合。事实上，自1978年改革开放以来，港口城市的投资总额显著比非港口城市高，为了研究港口投资在社会经济发展中的作用，城市总资本水平定义为港口投资与非港口投资的加权平均，数学形式表达式为：

K=KpγKn1-γ（4）

其中K、Kp、Kn分别表示城市的总资本水平、港口投资和非港口投资，γ表示港口投资在总资本构成中的权重。把Kp、Kn纳入生产函数的投入变量，模型如下：

Y=f（Kp，Kn，l,t）=eλtKpαγKnα（1-γ）Lβ（5）

取对数并增加随机变量得到：

Ln（Yt）=λt+αγLn（Ktp）+βLn（Lt）+α（1-γ）Ln（Ktn）+ut（6）

本研究也采用柯布―道格拉斯（Cobb-Douglas）函数对研究结论进行稳健性检验，该模型与索洛模型具有差不多的形式，只是没有考虑到技术进步等因素对产出的影响。其模型如下：

Y=ALαKβeε（7）

对于此类非线性函数通常的处理办法是转化为线性模型进行参数估计，在模型两端取对数转化为如下形式：

LnY=LnA+αLnL+βLnK+ε（8）

其中K为资本，L为劳动力，Y表示产出，α、β分别是资本和劳动力的产出弹性。与以上对索洛模型的转化方式类似，把资本分为港口投资与非港口投资两部分，（8）可以转化为：

Ln（Yt）=αγLn（Kpt）+βLn（Lt）+（1-γ）Ln（Ktn）+εt（9）

基于以上理论推导，本研究以宁波市1985-2010年的时间序列为样本，在索洛（Solow）模型和柯布-道格拉斯（Cobb-Douglas）的基础上构建本研究的理论模型，研究港口投资对经济增长的影响及其作用机制。本研究提出如下假设：港口投资与经济增长正相关；而且，港口物流能力是港口投资影响经济增长的作用机制之一。

三、样本选择、数据来源与研究变量界定

本研究以宁波市1985年-2010年的时间序列为研究样本，跨度26年，其中经济增长、社会固定资产总投资等数据来源于1985年-2011年《宁波统计年鉴》；港口货物吞吐量数据来源于历年《宁波交通统计年鉴》；1985年-1988年全社会从业人员数据来源于《宁波奋进四十年（1949-1989）》，1989年-2010年全社会从业人员数据来源于历年《宁波统计年鉴》；港口投资数据来源于《宁波港年鉴》和历年《宁波交通统计年鉴》，其中包括基建项目、技改项目和合资项目的投资总额。

本研究所使用的变量包括经济增长（GDP）、社会总投资（K）、港口投资（GK）、非港口投资（OK）、劳动力（L）和物流能力（WL），其中拓展后的索洛模型中使用时间（t）代表技术进步等因素对产出的影响；社会固定资产总投资是港口投资与非港口投资之和；全社会从业人员作为劳动力的指标。此外，本研究所有的统计结果都是基于Eviews5.0统计软件。

四、实证检验{1}

1.Granger因果检验。Granger因果检验结果表明，港口投资是带动宁波市经济增长的主要原因之一，港口投资还带动了非港口投资（如临港工业、服务业等）的发展，同时港口投资也带动了宁波市的劳动就业的增长，除此之外，Granger因果检验结果可以看出港口投资促进经济增长的作用机制表现为：港口投资通过提高港口物流能力，进而促进宁波市的经济增长。

2.回归结果及解释。从以下回归结果可以看出，索洛模型能够很好地拟合投资（lnK）、港口投资（lnGK）、非港口投资（lnOK）、劳动力（lnL）与经济增长之间的关系。拟合系数Adj-R2都在0.99以上，四个模型的F统计量也都呈现1%的显著性水平。从模型4中可以看出港口投资与经济增长之间的回归系数为0.176，其经济含义是港口投资的产出弹性为0.176，即当港口投资增加（或降低）1个单位，经济增长增加（或降低）0.176个单位（如表2所示）。

表2中的四个模型的回归结果表明，代表技术进步等因素的时间t都与经济增长（LnGDP）正相关。除了模型2之外，所有的劳动力（LnL）对经济增长的影响不显著，这充分说明了宁波市当前的经济增长主要依赖于投资拉动，劳动力对经济增长的拉动作用非常小。模型3与模型4的回归结果也表明除港口投资之外的非港口投资（LnOK）与经济增长正相关。

3.稳健性检验。本节主要是对上一节模型进行稳健性检验，以便验证得出的结果在一定程度上是稳健的，主要使用的模型是拓展的Cobb-Douglas模型。表3中所有模型得到的回归结果都与上一节基本相同，回归结果是稳健的。模型的拟合系数Adj-R2都在0.90以上，而且F统计量在1%的水平显著。

五、研究结论

宁波市的经济是港口依托型经济，港口在社会经济发展中发挥了非常重要的作用，因此港口投资在历年社会固定资产投资中占有非常大的比重，而且这种比重有逐年增加的趋势。从Granger因果关系检验可以得出：港口投资是非港口投资的Granger原因；港口投资是港口物流能力的Granger原因；物流能力是经济增长的Granger原因。从拓展的Solow模型与Cobb-Douglas模型的回归结果可以得出如下研究结论：第一，港口投资是促进宁波市经济增长的重要因素。从表2与表3中的模型2、模型4、模型2中和模型4中可以看出港口投资与经济增长相关系数都显著为正，这充分说明港口投资在宁波市经济增长中确实发挥了非常重要的作用。第二，港口物流能力是港口投资影响经济增长的作用机制之一。从表1的Granger因果结果可以看出，港口投资是物流能力（WL）的Granger原因，物流能力是经济增长的Granger原因；反之，物流能力不是港口投资的Granger原因，经济增长也不是物流能力的Granger原因，这充分说明物流能力是港口投资影响经济增长的作用机制之一。第三，劳动力在宁波市经济增长中发挥的作用很小。表2与表3中所有模型的回归结果都可以看出，劳动力与经济增长的相关性不显著，这一方面说明宁波市的经济增长对劳动力的依赖性非常小，另一方面也说明宁波市的经济增长对投资依赖性非常高，还处于粗放型的发展阶段。

本研究的结论具有非常重要的理论意义与实践价值，其理论意义主要表现在：第一，对Solow模型和Cobb-Douglas模型的拓展。基于Solow模型和Cobb-Douglas模型，把港口投资从社会固定资产总投资中分离出来，研究港口投资对经济增长的作用，是对模型的有益拓展和补充。此外，还发现了港口投资与非港口投资的异质性特征。第二，发现了港口投资对经济增长的作用机制。以往研究都是研究投资对经济增长的直接影响，而忽略了投资对经济增长的作用机制研究，本研究使用Granger因果关系检验验证了港口物流能力是港口投资影响宁波市经济增长的作用机制之一。

其实践价值主要表现在：第一，继续加大港口投资力度，包括基础设施、集疏运网络、技术改造、合资项目等方面的投资。需要以“加快打造国际强港”战略为指引，以港口项目为导向，进一步加大港口投资，改善港口基础设施和集疏运网络。政府部门应该做好相关配套服务工作，加大政策扶持力度，扫清机制与制度对港口投资的障碍。第二，完善相关公共服务平台，为港口物流提供优质的公共服务。政府在提供物流公共服务配套，为提高港口物流能力提供相关支持，如税务、法律、保险、金融、信息等公共服务平台的建设，这些公共服务平台一方面提高了物流企业的运作效率，另一方面也促进了就业水平的提高、临港工业的发展和口岸进出口的增长。第三，改善和优化劳动力的结构，发挥劳动力对经济增长的推动作用。人才问题是实现经济发展转型升级的关键所在。宁波市在未来的经济增长之中应该充分重视劳动力的作用，改善劳动力结构，加大力度引进真正的高级人才，促进宁波市的经济发展由粗放型向集约型转变。

注释：

{1}本研究还对各序列进行了ADF检验和协整检验，后面的相关实证结果都是基于这些检验进行的，限于篇幅，这里不报告相关结果。

参考文献：

1.江锦凡.外国直接投资在中国经济增长中的作用机制[J].世界经济，2004（1）

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

篇6

关键词：金融发展；经济增长；回归分析；协整分析

中图分类号：F26 文献标识码：A 文章编号：16738268（2012）03005805

一、引 言

经济增长一直是经济学关注的重要问题，国外早在20世纪60年代末，就已着手对金融发展与经济间的关系进行研究 [1]，认为金融通过调节资源在不同部门间的分配，使现有资本发挥最大效应，进而保证经济健康发展。

重庆直辖以来，重庆市的社会经济发展取得了巨大成就，地区生产总值从1997年的1 509.75亿元增长到2010年的7 925.58亿元，年平均增长速度保持在16.01%以上；各项经济指标持续快速增长，财政总收入从1997年的1 180 555万元增长到2010年的25 063 346万元，年平均增长速度保持在14.39%以上；金融运行平稳，2010年末金融机构人民币存款余额达到13 454.98亿元数据来源：重庆市统计年鉴（2011）。

回顾直辖以来的13年，重庆市的金融业健康快速发展，金融体系更加完善，金融改革不断深化，金融业服务社会经济发展取得重要成效，成为影响重庆市经济积极发展的重要因素。2010年全市金融业实现增加值496.56亿元，占第三产业增加值的6.3%。尽管重庆市的金融业有了巨大发展，但其实现的增加值远落后于其他省份。

二、国内外已有研究成果

金融发展与区域经济增长一直是经济学界研究的一个热点。熊彼特（Joseph Alois Schumpeter，1911）提出好的融资渠道能够筛选出创新能力强的企业，并通过为创新企业提供资金帮助，进而促进经济的持续增长[2]；希克斯（John Richard Hicks，1969）认为18世纪英国长期持续的增长不仅仅在于技术革命，金融革命也发挥了不可替代的作用。

国内外的学者从计量经济学的角度，通过对金融指标与经济增长指标分析，得出了金融发展与经济发展成正相关的结论。戈德史密斯（Raymond W.Goldsmith，1969）对35个国家103年的数据进行了分析，认为金融体系的发展与区域经济的发展的确存在着正相关；而麦金农（Ronald I.Mckinnon，1973）和肖（Edward S.Shaw，1973）则通过分析得出金融发展对经济增长具有促进作用，而且也受到经济发展的影响；金和莱文（King and Levine，1993）运用内生增长模型，引入了金融发展变量，最后得出金融发展对地方经济增长具有推动作用[3]。

谈儒勇（1999）通过构造金融发展与区域经济增长的指标并对其进行实证分析，认为我国资本市场对经济增长的贡献较小，而金融中介发展对经济增长存在着巨大的促进作用；韩廷春（2002）运用多元统计模型，建立了金融发展与经济增长的模型，发现了经济增长的核心因素即技术进步；赵振全等（2004）采用对GreenwoodJovanovic模型修正后的产出增长率模型，从实证研究角度得出目前我国信贷市场对经济增长的作用比较显著，但其贡献是通过国内信贷总量的不断扩张来实现的；张杨（2006）运用拓展的马尔科・帕加诺的内生增长模型，利用东、中、西部地区1994―2004年的经济金融数据，建立符合地区经济增长与金融发展的关联机制模型，发现东部地区金融发展对经济增长起促进作用。

三、重庆市金融发展与经济增长关系的实证分析

（一）变量选取

1.反映金融发展水平的指标

衡量金融发展的指标比较多，戴峰采用金融相关比率、金融市场化率、金融效率指标、股票市场发育程度指标和保险市场发育程度指标来衡量一个地区金融发展的程度[4]。孟然则采用金融相关比率、金融中介效率、金融储蓄结构和实际利率来衡量一个地区金融的发展状况[5]。

考虑到数据的可得性及准确性，本文采用金融相关比率、金融中介效率、资本市场发育程度及保险市场发育程度等指标来衡量重庆地区的金融发展状况。

金融相关比率（FIR）。金融相关比率是戈德史密斯于1969年提出来的，它是指全部金融资产价值与全部实物资产价值（国民财富）之比。考虑到数据来源的可靠性，本文的金融相关比率（FIR）=（人民币存款余额+人民币贷款余额）/名义GDP。

金融中介效率（FEA）。金融中介效率又称金融效率指标，它主要反映银行将存款转化成投资的能力，一般用金融机构贷款余额与金融机构存款余额之比来表示，即：金融中介效率（FEA）=金融机构贷款余额/金融机构存款余额。

资本市场发育程度指标（DCM）。资本市场作为金融市场的一个重要组成部分，在很大程度上完善了银行等金融机构在调节资金余缺方面的不足。成熟的资本市场是金融发达的一个重要标志。本文用资本市场筹资总额与名义GDP的比值乘以1 000来衡量资本市场的发育程度，资本市场筹资额包括企业债券筹资额和股票筹资额。用公式可分别表示为：

资本市场筹资额=企业债券筹资额+股票筹资额；资本市场发育程度指标（DCM）=（资本市场筹资额/名义GDP）*1 000

2.反映经济发展水平的指标

衡量一个地区社会经济发展程度的指标主要有：GDP、人均GDP、实际GDP、人均实际GDP。本文主要选取人均GDP作为衡量重庆地区社会经济发展的指标，因为人均GDP剔除了劳动力增加所带来的经济总量的增加。

（二）数据来源及样本区间

本文选取的数据仅限于1986―2010年，数据来源于重庆市统计年鉴（2011年），相关指标在直辖前后的口径一致。人均GDP（GDPP）、人民币存款余额、人民币贷款余额、企业债券筹资额、股票发行筹资额、保费收入等数据也来源于重庆市统计年鉴（2011年），而金融相关率（FIR）、金融中介效率（SLR）、资本市场发育程度指标（DCM）都是结合统计年鉴的相关数据计算得来的。由于时间序列普遍存在异方差性，而取数据的对数值来研究不会改变数据之间的协整关系。因此，文章对所得数据进行对数化处理，结果分别用Ln（GDPP）、Ln（FIR）、Ln（SLR）、Ln（DCM）等来表示。

（三）实证检验

3.格兰杰检验

格兰杰检验主要是通过分析数据之间的关系，试图找出数据之间是否存在因果关系。本文用格兰杰检验主要是为了确定金融发展与区域经济增长之间到底存在什么样的因果关系。如果金融发展是经济增长的格兰杰原因，说明金融发展对经济增长存在着促进作用，否则说明金融发展不能促进经济增长；同理，如果经济增长是金融发展的格兰杰原因，则说明经济的增长对金融的发展有积极作用，否则可知经济增长不是金融发展的原因。

（四）实证结论

上述实证结果表明重庆经济增长与金融发展之间存在着这样的关系：

1.经济增长与金融发展之间相互促进

从协整检验的结果来看，金融相关率每上升1个百分点，经济增长指标上升0.071 3个百分点，金融的发展对经济增长具有正向的促进作用，符合金融结构优化资源配置、促进经济增长的结论。从格兰杰检验的结果可以知道，金融规模（金融相关率）的扩大是经济增长的格兰杰原因，即金融规模的扩大是经济增长的内在原因之一；同时，经济增长也是金融规模扩大的格兰杰原因，即金融规模扩大在促进经济增长的同时也受到经济增长指标的正向影响。

2.经济增长与金融中介效率负相关

从理论上说，金融效率的提高应该能够提高金融机构配置资源的效率，使资源迅速从低效率部门进入高效率部门，资源配置在段时间内达到合理状态，从而促进经济的增长。然而，实证的结果表明，金融效率每上升1个百分点，经济增长指标则相应下降4.15个百分点。实证的结论与理论存在矛盾，其主要原因是因为重庆市金融效率一直在下降。如图1所示，重庆市的金融中介效率指标1986―2001年由156下降到0.8左右，2001―2010年间，其基本维持在0.8左右。

3.资本市场配置资源功能匮乏

从资本市场的定义来说，其主要是优化资源配置，从而促进经济增长。而从格兰杰检验结果可知，资本市场发育程度指标（LNDCM）不是经济增长指标（LNGDPP）的格兰杰原因，说明重庆市资本市场的发育没有为经济增长作出应有的贡献；而经济增长指标是资本市场发育程度的格兰杰原因，说明重庆市资本市场发育有赖于经济发展的状况，重庆资本市场目前只是企业“圈钱”的场所。

四、促进区域经济协调发展的金融对策与建议

（一）优化金融资源配置，促进经济持续健康增长

实证表明，重庆金融发展对经济增长具有正向促进作用，因此，有必要优化重庆市的金融资源，完善金融产业结构，构建多样化、多功能的金融综合服务机构[7]。重庆是一个老工业基地，拥有庞大的第二产业，多样化、多功能的金融综合服务机构能够为企业融资提供更多的渠道，调整资金流向，引导资金流投向高新技术企业，促进第二产业内部结构优化。

（二）规范资本市场

完善的资本市场是一个地方金融发展的标志，能够为可行的项目融通资金。目前，重庆市上市公司仅有34家数据来源：重庆市统计年鉴（2011），而北京则有205家、上海有230家，就算是同出西部的四川也有69家数据来源：西南证券大智慧。由此可见，重庆的资本市场还比较落后。所以，政府需要出台一系列的优惠政策来促进重庆市资本市场的成长，保障资本市场健康发展，为企业筹集资金搭建广阔平台，使资金向有潜力的部门流动，进而促进经济持续稳定增长[8]。

（三）开发新型金融产品

金融创新是金融资源的重新组合，加剧了金融业的竞争程度，也能够提高金融效率；金融创新能够创造出新的融资渠道，如重庆的“三权”抵押模式，就是充分结合重庆地区资金缺乏的现状，让农民通过把土地承包经营权、林权和宅基地抵押给银行，从而获得发展资金，从事其他的致富项目。“三权”抵押模式是典型的金融创新活动，能够促进重庆市经济持续稳定增长。开展金融创新活动也是促进重庆市经济增长的重要途径之一，成功的金融创新活动能够改变融资方式，提高资源配置效率。参考文献：

[1] 肖云.湖北省金融发展与经济增长的关系研究[J].中南财经政法大学研究生学报，2009（2）：4349.

[2] 孙文军，黄倩.金融发展对经济增长的影响分析[J].金融研究，2011（3）：128135.

[3] 刘伟宏，王芳.区域金融发展与经济增长研究――基于福建省的实证分析[J].发展研究，2011（12）：9396.

[4] 戴峰.江苏省区域金融发展与区域经济增长关系研究[D].长沙：中南大学，2009.

[5] 孟然.天津区域金融发展与经济增长实证研究――基于与上海、深圳的对比分析[D].天津：天津财经大学，2010.

[6] 高铁梅.计量经济分析方法与建模：Eviews应用及实例[M].第2版.北京： 清华大学出版社，2009.

篇7

【关键词】技术进步；贡献度；经济增长

“科学技术是第一生产力”的观点已经被经济学界乃至整个社会认同。在发达国家，技术进步在经济增长中所占的比例已从20世纪初的20%左右上升到现在的50-80%。在这种情况下，定量评价技术进步的贡献度越来越为国内外经济学界以及决策部门所重视。山东省作为经济大省，也是中国进步最快的地区之一，定量研究技术进步对山东省经济增长的贡献率、分析经济增长中技术进步的作用及特点、把握技术进步与经济增长之间相互作用的规律具有十分重要的现实意义。

1 经济增长因素的构成

美国经济学家丹尼森将影响经济增长的因素分为两大类：生产要素投入量和生产要素生产率。丹尼森把影响经济增长的因素归结为六个。即：（1）劳动；（2）资本存量规模；（3）资源配置状况；（4）规模经济；（5）知识进展；（6）其他影响单位投入产量的因素。据此我们建立一个经济模型。令Yt为t时期的总产量，XK表示影响总产量的第K个因素（K=1，2，3，…，n），At表示经济的技术状况，在一些文献中又称为全要素生产率，则产出与影响产出因素之间的总量山产函数为：

Yt=f（X1t，X2t，X3t，…Xnt，At）（1）

对上式进行全微分，然后两边同除以Yt，得到：

2 测算技术进步贡献率的模型

迄今为止，已经有很多文献对经济增长中的技术要素进行了分析。而且许多经济学家曾实际测算了经济增长中技术进步的贡献。索洛在对美国经济增长的因素进行分析时发现，1909―1947年，美国经济增长了约一倍的人均总产值中，其中87.5%的增长归因于“技术进步”，只有12.5%增长可以用人均资本拥有量的增加（即生产要素投入的增加）来解释。丹尼森也曾对主要发达国家经济增长的来源进行分析，结论同样认为技术进步是发达国家经济增长的主要来源。钱纳里等在《工业化和经济增长的比较研究》一书中认为，在不同的经济发展阶段，生产力水平、技术水平不同影响到生产要素的组合方式。当经济发展处于较地水平时，出于技术水平低，在生产经营活动中，投入的劳动和初级资源相对较多，而资本和技术的投入相对较少。随着经济的发展生产力水平和技术水平大幅度提高，要求投入大量的资金和技术。劳动力投入比例下降。这种生产要素组合方式的变化，在一定程度上对经济增长方式产生重要影响。如果不适时转变经济增长方式，经济增长将难以为继。而实现经济增长方式转变的核心是依靠技术进步，提高经济效益和经济增长的质量。

对技术进步对经济增长的贡献分析一般采用的是索洛“剩余法”，这是美国经济学家索洛在1957年提出的测定技术进步的方法。他以柯布―道格拉斯生产函数作为分析工具。提出下面的假设：1）生产函数是齐次线性的，规模报酬不变；2）资本与劳动之间的完全线性关系；3）资本和劳动的投入遵循边际生产力递减规律。这里假定了技术进步是中性的。这是一种简化的分析，省略了增长理论中的长期增长部分。在这个假定下，劳动和资本存量的生产能力都按照同一比例得到提高，而劳动和资本量本身并不体现技术进步。这种方式估计的技术进步也称为“非体现型技术进步”。因此，稳定的经济增长就可以有中性的技术进步来解释。由此增长的核算方程可以概括为：

其中α和β分别代表了增长中资本的份额和劳动的份额。这个方程总结了投入增长的生产率增长对产出的贡献。在这个方程里增长被分解为三个部分：资本的贡献，劳动的贡献和技术进步的贡献。根据这个方程利用统计。

3 技术进步在山东省经济增长中的贡献度的测算

采用索洛余值法对山东省1991-2003年13年间的经济增长状况进行实证分析，目的是测算这段时期技术进步对山东省经济增长的贡献度大小。下面就运用上述模型对技术进步在山东省经济中的贡献进行估计。所采用的数据来源于山东省统计年鉴。利用（5）式可以得到回归方程：

从拟合的结果看，方程拟合的很好，解释变量能够说明国内生产总值的96.7%，D-W=1.37表明序列无明显自相关性。由上面的估计结果及经济增长核算方程

得到劳动、资本和技术进步的增长率以及资本、劳动和技术在经济增长中的贡献和贡献率，得结果。

4 模型分析结论

从上述结果看出，山东省经济增长中，劳动投入的贡献率比较平稳，1991-2003的平均贡献率为10.25%，这个值与发达国家的劳动贡献率相比非常小。而资本的贡献率很高，个别年份如1997年已经高达354.5%。这可能是由于1997年我国的高通货膨胀引起的。但是，就各年的平均水平来看，资本的平均贡献率达到了47.44%，高出劳动平均贡献率37.19个百分点。这与山东的经济增长的现实也比较相符，即经济增长中劳动的贡献较小，而资本的贡献较大。

在山东经济增长中的技术进步贡献率较小。从计算的结果看，除了1997-1999年出现大的波动外，其他各年份走势均比较平稳，平均贡献率为34.62%，远远低于发达国家的80%的水平。尤其值得注意的是，从2001年开始技术进步的贡献始终为负值，这是因为从2001年以来，山东经济增长主要是依靠资本的形成来实现，表明了近几年山东引进外资和利用外资所取得的成效是显著的，其经济增长是靠投资来推动的。山东的经济增长依然是粗放型经济，还没有实现到集约式经济增长的转变。同时，从劳动力的增长和资本形成的增长来看，随着资本的增长，投入的劳动力变化不大，这表明随着山东经济高速增长并没有带来就业率的增加。当然这也可能是由于我国就业统计口径的特点引起的。

【参考文献】

[1]赵彦云.宏观经济统计分析[M].北京：中国统计出版社，2002，2.

[2]李长风.经济计量学[M].上海：上海财经大学出版社，1996，5.

[3]高鸿业.西方经济学[M].北京：中国人民大学出版社，1995.

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关键词：经济增长；金融贡献；贡献率

一、引言

金融业对经济增长的贡献表现为动员储蓄、促进资本形成、增加就业以及提高生产技术和效率等方面。该贡献可以从两个角度进行衡量，即贡献度和贡献率。贡献度是指某一指标某一组成要素增加值在该指标基期总值中所占比重。贡献率是指某组成要素的贡献度在该指标总增长中所占比重。金融业的直接贡献，是将金融服务业作为一个独立的产业，核算其创造的增加值在国民生产总值中所占的比重和份额。金融业的间接贡献，是从金融服务功能的角度考察金融业与经济增长的关系及对经济增长的作用。

二、青岛市金融业对国民经济增长的直接贡献

从生产角度分析，GDP等于各产业部门增加值之和。产业部门贡献是指产业部门增加值的增长所引起的经济增长率的增加额；产业部门贡献度即在经济增长率中各产业部门的贡献所占的份额。用公式表示为：

金融业对经济增长的贡献率=金融业可比价新增加值/国内生产总值可比价新增加额*100%

金融业对经济增长的贡献度（拉动百分点）=金融业贡献率*国内生产总值可比价增长百分点

金融业的贡献率和贡献度两个指标从不同角度反映了金融业增加值对GDP产生的直接影响及贡献能力。本文以上一年为基年计算各年的金融可比价格产值和GDP可比价格产值，进而计算出青岛市金融业对经济增长的贡献率和贡献度。青岛市金融业对经济增长的贡献率和贡献度在2000-2003年期间，不存在十分明显的变动趋势，波动性较高，甚至大部分年份的贡献为负值。但自2003年以来，二者呈现逐年上升之势，2004年二者均转化为正值，2006年发生了飞跃，金融业对GDP的贡献率开始突破5.0%，至2008年已经达到了7.93%。通过青岛市金融业对GDP贡献率和贡献度的走势分析我们可以看出，金融业在国民经济发展中的地位和作用正在逐年增强（见表1）。

表1青岛市金融业对GDP的贡献

三、青岛市金融业对经济增长的间接贡献

资本形成、劳动投入、技术实现是经济增长的三个重要因素。各个要素对经济增长的贡献会随着经济发展阶段的不同而有相应的变化，金融业通过上述三个要素的传递对推动经济的快速发展起到了非常大的间接推动作用。

为了研究青岛市金融体系对经济增长的贡献，引入两个参数ρ1，ρ2，其中ρ1的经济含义为资本形成投资资金来源中金融性资金供应总量与资本形成投资价值总额之比，ρ2的经济含义为技术实现投资资金来源中金融性资金供应总量与技术实现投资价值总额之比，由于数据来源的限制，本文无法对其进行具体的衡量，而是根据相关的资料取其近似值来表示。

（一）青岛市金融发展对经济增长间接贡献的度量

1、青岛市金融-资本相对形成量。为计量在一个相当长的时间内金融业发展对资本形成的作用，引入金融-资本形成相对增量（d），同时引入储蓄率相对增量（s）、储蓄—投资转化率（β）、金融中介费用率（Φ）、投资-资本形成率（χ）和资本产出系数（К），资本形成投资资金来源中金融性资金供应总量与资本形成投资价值总额之比（ρ）。金融业与资本形成之间的公式可以表示为：d=ρ*

其中d表示金融-资本相对增量；储蓄率相对增量（s）=储蓄增加额/国内生产总值；储蓄-投资转化率（β）=投资增长额/储蓄增长额；投资-资本形成率（χ）=生产能力增长额/投资增长额；金融中介费用率用金融机构的法定存贷款利率差额如表2所示。

近10年来青岛市金融—资本形成相对量大体可以分为三个阶段，2000-2002年其值基本在1%左右，2003-2005年其值基本在3.5%左右，2005年达到最高值3.828%，但是2006年又下降到1.291%，随后连续两年上升，至2008年其值已经达到2.634%，资本对于促进经济增长有着举足轻重的作用，金融-资本形成相对量的变化体现了金融业通过资本形成途径而间接促进经济增长的作用，资本形成对于青岛市经济增长的作用逐步递增。

2、青岛市金融-就业相对增量。劳动力追随货币与实质资本，引入金融-就业相对增量（m）来表示在一个相当长的时间内金融业发展对劳动力就业的促进作用，将其定义为金融体系就业相对增量（e）与产业部门就业相对增量（n）之和。其中金融体系就业相对增量（e）等于金融体系就业相对增量除以总就业量（L），产业部门就业相对增量（n）等于产业基本就业相对增量（h）与由资本形成增长而引起的就业相对增量（j*g）之和。经验表明，金融体系就业相对增量与金融发展规模呈正向相关关系，产业部门就业相对增量在超过基本就业率以后与产业部门资本形成规模呈正向相关关系。在经济增长时期，产业部门资本形成与金融业发展呈正相关关系。从长期来看，金融-就业相对增量反映了金融与就业的基本联系。其公式表达式为：m=e+j*g

青岛市金融-就业相对增量，如表3所示。

青岛市金融-就业相对增量的波动性较强，2000-2008年的9年间大致可以分为三个阶段，第一阶段为2000-2001年，这两年青岛市金融-就业相对增量都是负值，表明在这两年中金融业对就业的影响并不明显；第二阶段为2002-2004年，青岛市金融—就业相对增量自2002年开始呈现正值，并且连续三年上升，2004年达到最大值8.657%；第三阶段为2005年以后，青岛市金融—就业相对增量开始逐年下降，到2008年仅为0.244%，这一过程体现了就业对经济增长的影响力正随着经济的增长逐步趋于稳定。

3、青岛市金融-技术实现相对量。由于数据来源的限制，本文无法对其进行比较准确的衡量，根据相关数据假设其历年值为0.12%。

（二）青岛市金融业发展对经济增长间接贡献的衡量

1、经济增长要素与经济增长之间关系的度量。金融业发展通过资本形成、就业与技术实现来实现对经济增长的间接贡献，主要是通过加速资本形成，并利用先进技术，吸收就业，将观念上的生产力变成现实的生产力来实现的。因此，要研究金融业发展对经济增长的间接贡献，首先需要衡量经济增长要素与经济增长之间的依存关系。根据青岛市科技信息研究所的研究可知，青岛市科技进步贡献率、资本贡献率和劳动贡献率分别为46.7%、42.4%和10.9%。

2、青岛市金融业发展对经济增长间接贡献。采集青岛市经济自2000到2008年的有关统计数据结合青岛市经济增长要素与经济增长之间的依存关系对其金融发展对经济增长的间接贡献进行计算，具体计算结果如表4所示。

四、青岛市金融业对经济增长贡献的综合评价

金融业对经济增长的贡献分为直接贡献和间接贡献两部分，将二者进行加总便可得到青岛市金融业对经济增长的贡献率。2000-2008年青岛市金融业对经济增长的贡献率，如表5所示。

青岛市金融业对经济发展的贡献率波动性比较大，在2003年以前，金融业贡献率较低，2000年和2002年甚至出现了负值，2004年以后青岛市金融贡献率比较理想，基本都在7%左右，只有2005年降到了3.35%，但2006年马上又开始上升，2006年和2008年青岛市金融业的贡献率都达到8%以上。青岛市金融业对经济增长的贡献率虽然波动性比较大，但在整体上青岛市的金融贡献率是在提高的。

参考文献

1、王广谦.现代经济发展中的金融因素及金融贡献度[J].经济研究，1996(5).

篇9

37年前，我国政府曾向全世界宣告：中国是一个既无内债又无外债的社会主义国家！然而，当历史跨入20世纪80年代的时候，当中国的经济体制发生了翻天覆地变化的时候，当市场机制渐变为资源配置的主要手段的时候，当财政政策成为宏观经济运行的主要调节工具的时候，公债重新登上经济舞台！

然而，公债融资与经济运行特别是与经济增长之间存在着怎样的关系？公债融资对经济增长的影响是如何实现的？如果站在经济稳定与经济增长的角度来看，政府该不该发行公债？在何时发行公债合适？是发行长期公债还是发行中短期公债？发行多少公债为宜？如何确定公债利率水平？诸如此类的问题，无不涉及公债融资对经济增长要素和经济稳定的影响。如果不搞清这些问题，政策就不可能正确地制订公债管理政策，也就无法有效地利用公债管理政策实现财政政策目标。

遗憾的是，在传统的经济体制下，我国理论界一直把财政范畴置于上层建筑领域里，没有把它作为宏观经济管理的一种手段来研究；再加之在理论准备不足的情况下，政府匆忙发行公债，理论界又转而讨论公债发行、管理中的具体操作问题，没有顾及公债理论的深层次问题，特别是公债融资对经济增长的影响的理论研究。尚属处女地。因此，本文试图依据凯恩斯经济增长理论框架，探讨在赤字预算政策是一种无法避免的政策选择的情况下，公债融资对经济增长将产生怎样的影响，并结合实际分析我国公债融资与十余年来经济增长的关系。

本文的结构安排是：首先，确立分析财政政策效果的经济增长模型，并简要说明各项财政政策措施对经济增长的效应途径。然后，把公债融资效应区分为财政效应和流动性效应，全面研究公债政策对经济增长的影响。最后，根据这些理论分析，这我们剖析我国的公债融资与经济增长的关系。

一、凯恩斯经济增长理论框架下的财政政策效果

我们曾经根据藤田晴的研究[1]利用传统的凯恩斯经济增长理论模型分析过实现最优经济增长的财政政策，本文仍将依据该模型讨论公债融资对经济增长的影响。

由于公债政策是财政政策的有机组成部分，同时在凯恩斯经济增长理论框架下公债政策对经济增长的影响又是通过支出政策和税收政策实现的，因此，我们首先回顾一下我们以前研究各项财政政策措施对经济增长影响的基本结论。

我们在研究财政政策对经济增长的影响时曾提出三种经济增长率，即“充分就业增长率”、“支出增长率”以及“最优经济增长率”。充分就业增长率又称“能力增长率”或“必要增长率”，是指在充分就业的情况下，国民经济能够达到的增长率，这是在没有通货膨胀压力下可能实现的最大增长率。所谓支出增长率是指各种支出函数所规定的国民支出增长率。所谓最优增长率就是均衡增长率和自然增长率正好相等的增长率。均衡增长率是指充分就业增长率与支出增长率相等状态下的增长率。哈罗德称谓的自然增长率是指在充分就业下等于劳动力人口增长率加上生产增长率的实际国民生产总值增长率。如果均衡增长率和自然增长率正好相等，那么，至少作为一种长期倾向，生产设备充分利用和劳动力充分就业的理想的经济增长过程就会出现。因此，我们认为，如果经济中存在大量潜在失业人口，最优经济增长率就是能够达到的最大的均衡增长率；如果经济中没有潜在的失业，则自然增长率就是最优增长率。

根据我们的分析，提高充分就业增长率至少可以通过四种财政政策措施来实现：（1）提高税收收入占国民收入的比率。（2）提高政府投资在政府需求总额中的比率。（3）提高政府投资产出系数。（4）降低政府支出占国民收入的比率。提高支出增长率的财政措施包括：①提高政府支出比率。②降低税收比率。实现最优经济增长率的财政政策措施包括下列三种组合：A降低税收比率，提高政府投资比率或政府投资产出系数；B提高政府支出比率、政府投资比率以及政府投资产出系数；C政府支出比率和税收比率呈同向变动。

下面，我们根据上述这些基本结论，具体分析公债融资的财政效应与流动性效应对经济增长的影响。所谓公债融资的财政效应是指公债融资配合政府的收支变化对经济增长产生的影响；所谓公债融资的流动性效应是指公债融资因改变货币供给量对经济增长产生的影响。

二、公债融资的财政效应

1.公债融资对充分就业增长率的影响

公债融资对充分就业增长率的影响主要表现在增支公债和减税公债的影响上。

（1）增支公债。在税收收入不变的情况下，政府支出的增加用公债发行来融资，可能会降低充分就业增长率。一般来说，政府支出总规模中，政府的消费性支出所占比例较高。根据上述分析结果，由于政府支出占国民收入的比率提高，会降低国民储蓄率，从而抑制经济增长。因此，增支公债可能对经济增长产生不利影响：如果公债来源于消费资金，或者说持有公债的主体是居民，增支公债的逆效应可能比较小；如果公债来源于投资资金，或者说持有公债的是企业和商业银行，增支公债的逆效应可能比较小；如果公债来源于投资资金，或者说持有公债的主体是企业和商业银行，增支公债的逆效应可能很大。当然，如果公债发行为政府投资的增加融资，使得政府投资在政府需求总额中所占的比率提高，经济产出的能力增长率必然提高。

（2）减税公债。在政府支出不变的情况下，为了弥补减税所造成的收入损失而发行公债，也可能会降低充分就业增长率。根据上述分析，税收收入占国民收入的比率（税收比率），会提高民间消费占国民收入的比率，特别是在公债的资产效应起作用的情况下，民间消费比率提高的幅度会更大。因此，国民储蓄将下降，民间投资的资金来源减少，会削弱经济的增长能力。当然，如果减税公债的目的是为了降低企业所得税而不是个人所得税和消费税，由于主要的投资主体――企业用于投资的资金来源相对增加了，减税公债可能会有利于经济增长。

2.公债融资对支出增长率的影响

根据前面的结论我们得知，支出增长率仅与政府支出比率和税收比率的变化有关，因此，我们通过分析公债融资一政府支出比率和税收比率的关系。阐明明增支公债和减税公债对支出增长率的影响。

（1）增支公债。在税收收入不变的情况下，政府支出的增加用公债发行来融资，可能会提高支出增长率。众所周知，在凯恩斯的理论框架中，总需求的增长是推动经济增长的直接动力。而总需求增长的直接因素又是社会总支出的增加，其中，政府支出的增加是导致国民支出的基本力量。当公债为政府支出增加融资时，一方面公债融资的政府支出增加是国民支出的直接叠加因素，另一方面公债发行具有资产效应，在一定程度上会增加民间消费支出，也直接构成国民支出的一部分。因此，增支公债将促使支出增长率提高。

论文论公债融资对经济增长的影响（一）来自

（2）减税公债。在政府支出不变的情况下，为了弥补减税所造成的收入损失而发行公债，也将提高支出增长率。减税公债对支出增长率的提高作用至少表现在以下四个方面：第一，政府支出没有降低，仍保持其原有的作用。第二，如果减税政策降低的是个人所得税，将给个人留下更多的可支配收入，在边际消费倾向一般高于边际储蓄倾向的情况下，个人的消费支出会增加。第三，如果减税政策降低的是企业所得税，将给企业留下更多的资金，增加了企业的投资资金，企业的投资支出可能增加。第四，公债发行具有资产效应，在一定程度上会增加民间消费支出。

（3）公债融资对最优增长率的影响

根据前面的结论可知，在财政支出比率、税收比率、政府投资比率以及政府投资效率四个财政政策变量中，只要同时适当地变动两个以上的变量，就能使充分就业增长率和国民支出增长率保持同一方向变化，实现最优经济增长率，其中，由于政府投资效率的高低与公债融资的关系不大，故我们仅分析公债融资的前三个变量的关系来阐明其经济增长效应。

一般来说，税收收入是经济性预算收入，其结余部分构成资本预算收入，当经济性预算收入结余加上专项建设性收入不能满足资本预算支出时，公债收入就是主要的资金来源。

第一种政策组合：降低税收比率与提高政府投资比率。如前所述，降低税收比率将提高支出增长率，但降低充分就业增长率，为了提高均衡增长率，必须辅之以政府投资比率的提高。这样，公债政策必须是：减税公债的目的最好是为降低企业所得税融资；扩大公债发行，为政府投资筹集资金来源。

第二种政策组合：提高政府支出率和政府投资比率。政府支出率的提高将促使国民支出增长率提高，而政府投资比率提高将使充分就业增长率提高，因此，这两种财政政策变量必须是同向变动。这样，公债政策应是：公债发行主要是为政府投资支出筹集资金来源。

第三种政策组合：政府支出和税收比率同向变动。如上所述，这项财政政策组合对实现最优经济增长率来说似乎不大有效。就公债政策来说，公债融资似乎也没有必要，因为政府支出增加的同时，税收收入也要增加，无需再用公债融资。

三、公债融资的流动性效应

在上述凯恩斯学派增长体系中，忽视了赤字预算或盈余预算所产生的流动性效应。但是，一般来说，只要财政收支不平衡，流动性方面的问题就有必要考虑。因此，本节从公债的流动性效应角度，分析公债融资对经济增长的影响。

1.公债融资对充分就业增长率的影响

我们从前面的结论中看出，整个经济的非消费占国民收入的比例，也就是总储蓄率，对提高充分就业增长率起了作用。就财政政策变量来说，我们可以看到，随着税收比率和政府投资比率的提高，随着财政支出比率的降低，充分就业增长率或者说必要增长率是上升的。

流动性对充分就业增长率的影响效果，完全取决于公债余额的变化对消费的影响效果。因此，我们可以假定，消费是可支配收入和资产（公债）的函数。于是，假定消费占收入的比率与公债――收入比率是正相关。这样，若把有关消费的资产效应纳入该体系之中，则税收比率和财政支出比率的变化对必要增长率产生的影响效果比以前的分析有力。其理由是：税收比率的提高渐渐地减少了可支配收入，进而降低了将来时点的公债――收入比率，并在一定程度上降低了可支配收入中的消费倾向。也就是说，税收比率的提高，降低了公债余额的消费效应，将提高充分就业增长率。至少财政支出比率的降低，也完全适用于同样的推论。但是，政府投资比率对充分就业增长率的影响效果，要视情况而定。其理由是：政府投资比率提高时，一方面，收入水平会大幅度增长；另一方面，如果财政支出比率＞税收比率，公债规模也会急速扩张，公债――收入率是上升还是下降，不能先验地确定。因此，在这种情况下，公债的流动性效应是提高还是降低充分就业增长率，由公债――收入比率决定。

在实行平衡预算政策（财政支出比率＝税收比率）的情况下，这意味着公债――收入比率的降低，同时降低消费占收入的比率，提高储蓄率，进而提高充分就业增长率。倘若开始时是赤字预算（财政支出比率＞税收比率），此后，如果收入增长率比公债余额增长率提高缓慢的话，则公债――收入比率是上升的。由于这意味着消费倾向增大，这时的充分就业增长率会降低。因此，为了使均衡增长保持在一定比率上，赤字率必须与收入和公债余额的增长比率相同。

2.公债融资对支出增长率的影响

在凯恩斯学派增长模型框架下，当引入流动性来考察公债融资对支出增长率的影响时，只考虑消费对投资的影响效果是必要的。

对投资产生的影响，主要了取决于公债发行的类型。在用长期公债筹措资金的情况下，公债的流动性效应提高了消费，但降低了投资。因此，公债对支出增长率的影响，既有扩张性作用，又有抑制性作用。在用短期公债筹措资金的情况下，不但对投资，对消费也有扩张性作用。在不考虑流动性效应的情况下，税收比率的提高，或者政府支出比率的下降，降低了有效需求增长率和支出增长率。在这种情况下，若引入流动性效应，公债融资强化了对支出增长率的降低作用。

3.公债融资对最优经济增长率的影响

如上所述，税收比率的提高或政府支出比率的下降，将提高充分就业增长率。如果把流动性效应考虑进来时，公债融资对充分就业增长率提高的促进作用更大。因此，在这个框架下，即使税收比率或者政府支出比率的变化很小，也以消除充分就业增长率与支出增长率之间的潜在缺口。从这个意义上说，在凯恩斯学派增长体系中，流动性效应的存在提高了财政政策的有效性。

可是，倘若政府支出比率或者税收比率的变化对支出增长率的影响因流动性效应的存在而被削弱，消除充分就业增长率与支出增长率间的潜在缺口而实现理想的均衡增长率（即最优增长率）的财政政策有可能失效。

篇10

关键词 流动人口；人力资本；地区差距

中图分类号 F061.5 文献标识码 A 文章编号 1002-2104(2007)04-0087-05

具有不同教育背景和不同技术条件的劳动力对流入地经济增长的拉动肯定是不相同的，因而我们有必要分别考察具有不同人力资本含量的劳动力对流入地经济增长的贡献影响。

1 人力资本流动对经济增长影响研究的国际背景

早期的人力资本研究主要集中在微观经济领域，即认为个人的教育水平及工作经验对收入具有决定性作用。后来由于卢卡斯的贡献，人力资本理论被广泛应用于经济增长的研究，近来大量对跨区域的回归研究不仅检验了经济增长的收敛特性，同时也解释了区域经济增长的源泉。

D.S.托马斯和S.库茨列茨证明：美国在1870-1950年间的不同经济增长，是全美及不同区域人口再分布的结果［1］。但20世纪中叶以后，人口迁移对经济增长的贡献效果大不如前，H.S.Ellis指出，科学技术已日益替代人口迁移成为经济增长的重要因素。由于技术已经不再必然伴随着人口的流动而流动，这使欠发达地区的迁出人口已经不再是大量的非熟练工人，而是这些地区拥有某种技术优势的专门人才，正是这些技术人才的迁入和迁出影响着迁入地和迁出地经济增长的水平，并进而对地区差距的形成格局产生内生性的影响。

内生增长理论证明，人力资本在经济增长中的作用不容忽视，由于人力资本在知识生产中具有规模效应，因此具有较高初始人力资本存量的地区倾向于产生更快的技术进步和增长速度，这实际上是对新古典经济学中“收敛”理论的检验性证明。相比较而言，发达国家由于比欠发达国家具备更高的人力资本存量，因此经济增长在穷国和富国之间不会“收敛”。卢卡斯通过比较美国和印度两国的数据后指出：两国的人力资本差异可以解释生产率差异的40%，出现如此巨大的生产率差异，两个国家的经济增长很难保证整体性的收敛。但是，对另外一些国家特别是东亚国家的经验研究却表明，经济增长的收敛现象确实存在，如果排除人力资本等条件的差别，各个国家间的经济收敛不仅存在而且保持稳定。由此看来，人力资本差别在确定国家间或地区间经济增长是否收敛的论证上是一个重要的环节。

2 我国对人力资本与地区经济差距关系的研究

我国的流动人口中农业人口占有更大的比例，而且这些流动人口主要是由那些受教育程度较高、身体素质较好的男性青壮年劳动力构成（查培轩，2003）［2］，他们具有较高的农业生产率，但是却缺乏从事非农工作所需的知识和技能，因此，在研究农村劳动力转移时，应该充分考虑劳动力非同质的特点。

2.1 研究综述

尽管外来劳动力对流入地经济增长的贡献率保持在较高的水平上［3］，但是这种贡献可能会因边际产出水平下降而降低。研究表明，我国劳动力的流动并不缩小地区差距，这主要是异质型劳动力的流动使落后地区人才更加匮乏的结果（刘乃全，2005）。沈坤荣（2002）［4］研究了劳动力异质性对地区差距的影响，他认为具有较高人力资本存量的东部地区，通过人力资本的外溢效应扩大了地区的发展差距，但是他并没有说明劳动力流动对地区经济收敛性的影响，更没有指出人力资本流动对各地区经济增长的贡献程度。范红忠（2003）［5］指出，地区经济差距与人口流动成本成正比，由不同人力资本存量所导致的人口流动成本实际上扩大了地区间的差距。

段平忠：人力资本流动对地区经济增长差距的影响中国人口・资源与环境 2007年 第4期此外，我国跨省流动人口的平均文化程度高于全国平均水平，这与工业部门更愿意吸收受过良好教育的农村流动人口有关，也与高校的招生、分配、干部调配等计划迁移有关，杨云彦（1999）［6］指出，我国80年代以前抽调大批文教、科技和其他专业技术人才的“支边”行动对西部地区的社会和经济发展产生了重要的促进作用，但他并没有说这种作用有多大。

2.2 研究现状

目前有关异质型人力资本的研究主要集中在人力资本的总量水平上，很少考虑到各层次人力资本对经济增长的不同影响。朱国宏（1994）［7］测度了1952-1986年中国人口质量对经济增长的贡献程度，得出人口质量对经济增长的贡献作用约为5%～6%（于学军，2000）［8］。李玲（2003）［9］认为，我国东西部地区差异的81%是由以人力资本为依托的知识、技术、信息等相关因素造成的。魏立萍（2005）［10］在比较广东和陕西的情况后指出，相同的异质型人力资本水平受制度环境的影响对经济增长的贡献存在较大差异，广东异质型人力资本水平对经济增长的贡献率为18.12%，而陕西仅为5.15%。

遗憾的是，这些研究都只是验证了人力资本对经济增长的贡献，或者即使指出了人力资本差异对地区差距的影响，但却没有将流动人口中的人力资本差异与地区增长差距结合起来。事实上，对地区差距的研究应该结合各地区人力资本的流动和在区域间分布的不均衡性，研究这种非均衡性能够在多大程度上解释区域增长差距。

3 异质型流动人口对区域经济增长的贡献研究

3.1 卢卡斯人力资本外部性模型

假定总的生产函数如下：

本研究将以模型（1）为基础来估计1985-1990年期间各地区资本存量、劳动力投入量、人力资本存量分别对经济增长的贡献，再从各地区的劳动力存量、人力资本存量数据中去掉由流动人口带来的增量，对模型进行估计，然后比较两次估计的结果。

3.3 人力资本的度量

现有的研究大多是将各级劳动力的平均受教育年限作为权数加权求和，这是最实用的方法。此外，国内外的学者也根据自己的需要定义了一些度量指标，Romer用研究和开发的科技人员数量代替人力资本，我国与此相关的指标是国有企事业单位专业技术人员数，但却无法包括非国有部门的专业技术人员。Lucas用劳动者受教育的程度反映人力资本，我国与此相应的指标是从业人员的受教育程度，但可查的数据年限较短。蔡用成人识字率代表人力资本存量，但这种指标代表性不够。沈坤荣（2002）以各省在校大学生人数衡量初始人力资本的存量水平，但这显然没有说服力。

综合来看，我们还是觉得根据劳动者受教育年限的长短，分别对不同劳动者赋予受教育年限的权数进行加权求和的方法最为有效和实用，本文将采用这一方法。

3.4 本文使用数据的说明

本文使用的GDP数据、资本数据、从业人员数据来源于段平忠(2005)［12］的附表1、2，由于我们只能获得1985-1990期间流动人口的素质数据，因此，本文的研究集中在这段时间。此期间各年份人力资本存量数据的计算如下：1985年的数据是用1982年第三次全国人口普查资料来代替的，并用大学肄业或在校这一指标代替大专指标，然后再结合由中国统计出版社出版、国家统计局人口统计司编的《中国人口统计年鉴》1992、2000、2001计算出1985年分地区总人口的数据和人力资本存量数据；1986年数据来源于《中国统计年鉴1987》，结合1986年总人口数据，也可以计算出该年份的人力资本存量数据；1987年数据来源于《中国统计年鉴1988》的1%人口抽样调查资料；1990年数据来源于《中国统计年鉴1991》人口普查10%抽样汇总资料；1988和1989年数据由于无法找到合适的数据来代替，我们采取了变通的方式来计算，具体的计算方法是：利用1987和1990年大学、大专、高中、初中、小学的对应数据计算出年均增长率，并用年均增长率近似计算出1988和1989年的人力资本存量。

3.5 流动人口数量及质量对中国整体经济增长的影响

（2）式是利用1985-1990年期间各地区的人均GDP增长率、固定资本投资额、全社会从业人员、以及人力资本存量几个变量所作的加权回归，从回归结果来看，资本、劳动力的t检验值都能在α=005的水平下通过，人力资本的t检验值只能在α=0.3的水平下显著，回归结果基本上良好。而人力资本的系数γ=0.005说明我国经济增长中有0.5%的份额来源于人力资本存量的增长。

但是，我国的人口流动到底带动了多大的经济增长？更进一步，流动人口的人力资本为我国的经济增长带来了多大贡献？如果没有以流动人口为载体的人力资本流动，我国的经济增长是否会受到影响？如果有影响的话，这种影响有多大？由于流动人口的流入流入人口数量是具有小学文化及以上水平的迁入人口数，没有考虑文盲的数量。不仅增加本地区劳动力的存量，而且会增加本地区人力资本的存量，如果我们从这两个数据中减去因流动人口带来的增量，我们看会发生什么结果？

我们发现劳动力变化对经济增长的影响基本不变，这可能是人口从一个地区流动到另一个地区不影响全国的劳动力存量水平，所以，因人口流动导致的劳动力的数量变化只是经济体内部的变化，对全国的经济增长来说作用是一样的。

但我们发现去掉流动人口的人力资本后，人力资本存量对经济增长的贡献程度降低了0.1个百分点，从原来的0.5%降为现在的0.4%，这说明，流动人口的智力资本为我国的经济增长贡献了0.1%，按照这个比例，仅1990年我国18547.9亿元的国民生产总值中就有约18.5亿元的价值是人力资本流动所创造的，而在1985-1990年期间，人力资本流动更是为国民生产总值创造了大约72.5亿元的价值总量。换句话说，如果没有这些人力资本的流动，我国的国民生产总值在此期间将至少损失72.5亿元。但对分地区来说，由于人口的流动是双向的，我国的流动人口会不会一方面促进流入地的经济增长，但另一方面却降低流出地的经济增长？

3.6 流动人口数量和质量对三大地区经济增长的影响

按照3.5节的方法，我们探讨三大地区流动人口的数量和质量分别对各地区经济增长的影响（见表1）。表1中方程2是对剔除了流动人口影响的各个指标进行回归的结果，方程1则没有剔除，此外，各方程的第一行数据是各解释变量的回归系数，圆括弧内数据是t-统计量；解释变量human1表示现有人力资本存量，human2表示去掉人力资本流量的人力资本存量。

表1显示：与其他指标相比，东部在1985-1990期间经济增长的主要来源是劳动力数量的增长，但是，流动人口的流入使东部的劳动力总量增加了，这部分增加的劳动力却对经济增长产生了消极作用，反而使劳动力的贡献降低了约0.2%的水平，尽管这种降低幅度不大，但还是说明了一个现象：流入人口的数量降低了东部的经济增长水平。

相比较而言，人力资本对东部经济增长的贡献十分显著。在不考虑流入人口人力资本的情况下，东部人力资本存量对经济增长的贡献只有0.2%的水平，但是在考虑流入人口人力资本的情况下，东部人力资本存量对经济增长的贡献程度高达30.9%，这显示了流动人口的智力资本对东部经济发展的重要作用。

流动人口的流入增加了东部地区的劳动力存量和人力资本存量，我们在表2中列出了二者存量的增长对全国以及分地区经济增长的影响。

劳动力数量的增长对西部来说并不是好事，因为在不考虑流入人口的情况下，本地区原有劳动力数量的增长对经济增长的贡献是负效应（-1.396）；在考虑流动人口的情况下，这部分增加的劳动力不仅没有给西部带来经济增长的实惠，反而对经济增长贡献的负效应更大（-1.704）。我们认为，在没有外部条件影响的情况下，单纯人口数量的增加只会增加西部资源承载力的人口基数，对经济的增长无法起到积极的作用。

尽管劳动力数量的增长没有给西部带来好消息，但是，因为流动人口的流入带来人口质量上的进步却推动了西部的经济增长。我们发现，在考虑流入人口的情况下，人力资本存量对西部经济增长的贡献程度大幅度上升，弹性系数从0.006上升到0.508。这说明，西部经济增长的很大一部分是依赖于人力资本存量水平的贡献，贡献程度高达50.8%，其中流入人口人力资本的贡献达50%，而原有人力资本的贡献仅为0.6%。

与东部和西部不同，中部是人口流动的受害者。劳动力数量的增长对中部的经济增长很重要，在不考虑流入人口情况下，劳动力数量的增长对经济增长的贡献为66.2%，而在考虑流入人口的情况下，这一数据仅为30.9%，前后有30%的差距。这说明，流入人口不仅没有提升中部的经济增长能力，反而拖累了中部地区经济发展的后腿。

中部人口质量的变化也没有带来经济增长的实惠，回归显示，中部原有的人力资本存量对经济增长的贡献为1.0%，但是存量增长后对经济增长的贡献却出现了负效应（-0.659），这说明，人力资本的流入改变了本地区的人力资本结构，使现有的人力资本结构比原有的人力资本结构更恶化，从而弱化了中部人力资本增长对经济增长的贡献作用。我们认为，全国人才战略的实施使中部流出的人力资本比流入的人力资本水平更高，从而使中部的人力资本存量从总体上减少，这客观上为中部的经济增长带来了负面效应。

4 结论与政策建议

杨开忠（1994）［13］指出，1952-1978年期间，我国地区差异主要由投资效益差距决定，而1978-1990年期间，却主要由投资规模差异决定。在我们看来，情况远非这么简单，至少在1985-1990年期间还应该充分考虑到人口流动以及人力资本流动对地区经济增长差距的影响。总体来看，人口流动在1985-1990年期间为我国的经济增长作出了巨大的贡献，但正因为流动人口的存在，又使我国东、中、西部经济增长的差距逐渐扩大，特别是东部与中部、西部与中部的差距逐渐扩大。

这个结论对我们的启发应该是不受时间限制的。由于人口流动的频繁发生，而且异质型流动人口对流入地区经济增长的促进作用是不同的，因此，要缩小地区差距，实施人才战略调迁应该成为宏观调控的政策手段之一。国家在建国后对西部实行人才调迁战略的经济效应已经通过本文的研究得到证明，尽管这种“人才调迁”政策带有浓厚的计划经济色彩，但是它对缩小我国地区发展差距的作用将是无可替代的。当然，我们首先应该考虑的是提高流动人口素质的问题，加大对流动人口的技能培训工作应该是取得双赢结果的保证。

此外，国家正在实施的西部大开发和中部崛起政策也需要更多高素质的人才参与，提高流动人口的素质将有力地促进西部与中部的发展，并同时缩小东、中部与东、西部的经济增长差距。当然，由于中国的地区差距主要是来自于城乡之间的差距，因此加快城市化也是解决地区差距的有效方式，因为只有加快城市化、加快人口向城市转移，城乡收入差距才会最终解决，从而地区差距才能逐渐被消除。

参考文献（References）

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篇11

关键词：FDI；对外贸易；脉冲响应；方差分解

中图分类号：F2

文献标识码：A

1引言

中国改革开放三十年，经济迅速崛起，如果知道是什么关键因素导致了中国经济奇迹，这对中国及其他发展国家有着极大意义，因此，国内外不少学者都对FDI与经济增；长的关系做实证分析。但由于不同学者选择的研究方法和数据的不同以及不同国家或地区的贸易制度、经济开放程度和相关优惠政策存在差异都导致了实证分析结果存在一定的差异。因此笔者选择使用1990-2015年江苏省的数据进行格兰杰因果检验、脉冲响应和方差分解来分析江苏省的FDI、对外贸易与经济增长的动态关系。

2文献综述

许多学者就FDI、对外贸易与经济增长的关系做过实证研究。贺红波、屠新曙（2005）认为FDI与经济增长之间具有正相关关系，但是经济增长并不是FDI增长的格兰杰原因。崔建军、吕亚萍（2014）利用国内30个省、市、自治区1998～2010年的面板数据分析得出FDI对30个省、市、自治区的经济增长起到了显著的促进效果，然而FDI在各地区所产生的经济影响有所不同。吴汉嵩（2008）我国1978～2006年进出口贸易与经济增长的数据进行回归分析和比较，得出无论是出口贸易还是进口贸易都对经济增长有促进作用的结论。张汉东、胡朝麟（2012）认为对外贸易对浙江省经济增长的贡献是显著的，由于进出口结构失衡，出口对GDP总量的贡献远大于进口，且差距有拉大的趋势。

3模型建立及数据说明

3.1数据来源及处理

本文数据来源于1990-2015年的江苏省统计年鉴和中国人民银行。其中，FDI代表外商直接投资，进出口总额代表对外贸易，江苏省的地区生产总值（GDP）代表经济增长。为了使三个变量的单位一致，用每年人民币对美元的平均汇率对FDI进行调整，使三个变量的单位均为亿元。为了数据的可比性，用消费者价格指数（1990=100）对实际外商直接投资和地区生产总值进行平减。对GDP、FDI和TRADE进行对数化处理以消除原始变量的异方差影响，得到LNGDP，LNFDI，LNTRADE。

3.2模型建立

建立如下的计量经济学模型：

LNGDPt、LNFDIt和LNTRADEt分别表示t时期的GDP、FDI和对外贸易额；α1表示LNFDI对GDP的贡献度，即变动一单位FDI所带来的GDP的变化值；α2表示变动一单位对外贸易额所带来的GDP的变化值；μt表示随机扰动项。

4实证结果分析

4.1平稳性检验

为避免伪回归，时间序列的首要问题是判断它的平稳性。因此本文采用ADF方法对原序列进行单位根检验。ADF检验结果如表1。

从表1可知，LNGDP和LNFDI原序列都平稳，但LNTRADE原序列非平稳，但LNGDP、LNFDI和LNTRADE一阶差分序列平稳。因此需要通过协整分析检验这三个非平稳变量的线性组合是否为平稳序列，如果是平稳序列，可以认为这LNGDP、LNFDI和LNTRADE变量之间存在长期均衡关系。

4.2协整检验

本文采用的是最常见的Johansen协整检验。检验结果如表2。

通过统计量的检验判定：LNGDP、LNFDI和LNTRADE之g存在一个协整关系，说明LNGDP、LNFDI和LNTRADE之间存在长期均衡关系。

4.3格兰杰因果检验

前文的协整检验只能说明LNGDP、LNFDI和LNTRADE之间存在长期均衡关系，但无法说明三者之间存在的相互影响是正向、逆向或是双向。本文采用格兰杰因果检验来明确LNGDP、LNFDI和LNTRADE三者间的相互关系。格兰杰因果检验利用VAR模型来检验LNGDP、LNFDI和LNTRADE三个变量的所有滞后项是否对另外一个或两个变量的当期值有影响，如果影响显著说明该变量对另外一个或两个变量存在格兰杰因果关系。

VAR模型的平稳性检验：

建立VAR模型，并进行平稳性检验。根据图1可知所有根的模的倒数均在圆内，VAR模型平稳。

从表3的结果可以看出，在短期内，FDI是经济增长的主要原因，而经济增长却不是导致FDI增长的主要原因。由此可知，江苏省吸引外商直接投资的并不是经济增长，而是一系列优惠政策和较高的对外开放程度等其他影响因素。短期内对外贸易是导致经济增长的主要原因，但经济增长并不是对外贸易增长的格兰杰因果。这主要是由于江苏省对外贸易中出口贸易占大比重，而目前江苏省出口商品仍主要以缺乏国际竞争力的劳动密集型的产品为主，由此短期内经济增长可能带来人力资本成本的上升而不会导致技术创新和技术密集型产品的迅速发展，因此短期经济增长对对外贸易影响并不显著。

4.4IRF脉冲响应函数

篇12

关键词：经济增长；金融发展规模；金融结构；金融效率

中图分类号：F32 文献标志码：A 文章编号：1002-2589（2012）35-0077-02

在金融发展中，农村金融是必不可少的一部分。在农村金融发展过程中，一方面，其发展会受到现代金融理论及政策主张的影响。另一方面，农村金融市场的无利可图使得城市商业银行不愿涉足，因此，在我国农村金融有其自身的发展特点。从经济与金融间的双向关系来看，经济水平决定金融发展水平，但经济的增长离不开金融支持，金融同时反作用于经济，可见金融既可以促进也可以阻碍经济的增长。

一、我国农村金融发展对经济增长的作用机制

（一）农村金融发展规模对农村经济增长的作用机制

首先，金融规模的持续扩大可以增加乡镇企业的融资途径。随着整个农村经济的发展，农村生产领域对资金的需求持续扩大，而金融规模的扩大为这一资金需求提供给了途径。其次，农村金融资产的种类和数量会随着金融规模的扩大而增加，这一变化也可以为农村经济提供新的融资方式。

（二）农村金融结构对农村经济增长作用机制

一方面，金融结构的优化可以降低资金的获取成本，资金能够在所有者和使用者之间进行快速的转移，这为农村经济的发展提供了便利。另一方面，金融结构的优化可以提高资源配置的效率。金融机构在资金转移过程中担负媒介作用，结构越优化，资金越能得到有效转移，促使资源在农村各部门中得到有效配置。总的来说，金融结构的优化可以为整个农村经济的发展提供更加专业的投资融资服务，资本也在快速转移的过程中带动了社会资源的优化配置，进而促进农村经济的增长。

（三）农村金融发展效率对农村经济增长作用机制

农村金融效率是一个综合指标体系，主要反应的是农村金融市场上金融机构的储蓄能力、储蓄投资转化的效率以及投资的产出比例。事实证明，农村金融效率在促进资本积累的过程中，农村储蓄增加、储蓄投资转化效率提高，这为农村经济的发展提供了有力的资金支撑。

二、我国农村金融发展与经济增长关系的实证研究

（一）模型设定与指标选取

1.模型设定

为了实证分析农村金融发展水平对经济增长的影响效应，本文构建了如下计量模型。

IN（ARGDP）=β0+β1・FIR+β2・LT+β3・RDL+μ1

式中：LN（ARGDP）为经济增长的自然对数；FIR为金融发展规模；LOAN/TFA为金融结构；RDL为金融效率；μ为随机项。

2.指标选取

为了揭示农村金融发展同农村经济增长之间的关系，本文将采用反映农村金融发展状况和反映农村金融增长状况两组指标，其中农村金融发展指标包括农村金融发展规模（FIR）、结构（LOAN/TFA）、效率（RDL）三个子指标。

本文研究的时间区间为1990-2009年。其中的数据来源，农村人口数、第一产业生产总值来源于《中国统计年鉴》，农业存款、农村居民储蓄存款、农业贷款、乡镇企业贷款均取值于《中国金融年鉴》。

（二）实证检验

1.ADF检验

由于在文中涉及的都是时间序列变量，所以首先对各变量进行单位根检验，以确定变量的平稳性，检验结果如表1。

从检验结果可知，LN（ARGDP）、FIR、LT以及RDL的原始数据都不是平稳的，而一阶差分都是平稳的序列，所以各变量的水平值均为一阶单整的，对于同是一阶单整的平稳序列我们就可以采用协整方法对其检验。

2.协整检验

由于对非平稳的时间序列直接进行回归分析有可能产生虚假回归，恩格尔和格兰杰针对此问题提出了协整的概念。在本文中，我们就使用E-G协整检验法来检验变量之间的协整关系。表2给出了金融发展三个指标与经济增长进行协整检验的结果。

由表2可知，协整检验表明农村经济增长LN（ARGDP）与金融发展规模（FIR）、金融结构（LT）、金融发展效率（RDL）之间存在长期均衡关系，这也意味着我国农村金融发展水平与农村经济之间存在长期稳定的均衡关系。

3.我国农村金融发展与经济增长的格兰杰因果检验

在检验过程中，我们采用LN（ARGDP）、FIR、LT、RDL分别作为衡量经济增长和金融发展的指标，得到的结果如表3所示。

可见，运用1990-2009年间的金融发展与经济增长的数据，可以得出如下格兰杰因果关系检验的结果：第一，金融发展规模是经济增长的原因，经济增长不是金融发展的原因，意味着我国农村金融发展规模的扩大为农村提供更多的融资服务，进而促进农村经济增长。如果从因果关系上分析，若金融发展是经济增长的直接原因，则处于“供给领先型”关系主导阶段；反之，若经济增长是金融发展的直接原因，则处在“需求追随型”关系主导阶段。从格兰杰因果检验结果中我们可以看出，目前我国的农村金融发展与经济增长之间处于“供给领先型”阶段。第二，金融结构是经济增长的格兰杰原因，说明农村金融结构的优化和完善促进资金在所有者和需求者间的流动，从而促进经济的增长。第三，金融效率不是经济增长的原因，这表明在我国农村金融市场上，储蓄转化为投资的渠道还很少，资金没有得到合理的配置。

三、结论

第一，通过协整检验，结果表明我国农村经济增长同农村金融发展规模、结构、效率之间存在长期均衡稳定关系。

第二，在1990-2009年间，金融发展与经济增长的格兰杰检验结果表明，我国农村金融发展是经济增长的格兰杰原因，经济增长不是金融发展的格兰杰原因，因而，农村金融发展与经济增长之间处于“供给领先型”阶段。

第三，从不同金融结构、金融效率与经济增长的角度进行考察，发现在1990-2009年间，我国农村金融结构的变迁是经济增长的直接原因，银行体系的发展对经济增长起到了一定的促进作用。金融效率不是经济增长的直接原因，原因是在农村金融市场中我们过度追逐金融规模的扩大，却忽视了金融机构资源的有效配置，而这也是我国农村金融发展中面临的一大问题。

参考文献：

[1]韩廷春，夏金霞.中国金融发展与经济增长经验分析[J].经济与管理研究，2005，（4）.

[2]钱水土，周永涛.农村金融发展影响农民收入增长的机制研究[J].金融理论与实践，2011，（4）.

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【关键词】税收 经济增长 VAR模型

一、引言

经济增长是国家宏观经济调控的主要目标之一，对于我国这样一个处于市场经济体制初级阶段的发展中国家来说，如何运用有效的手段实现经济快速、稳定、健康的增长，是一个长期性的艰巨任务。作为实行财政政策的重要工具之一，税收与经济增长的关系十分密切，首先，经济决定税收，税收依赖于经济发展。其次，税收对经济增长具有反作用，如果税收过高，则会对经济增长产生一定的阻碍，反过来又影响税收；如果税收过低，财政政策的效果则不能达到预期，影响政府职能的发挥。

自1994年分税制改革以来，北京市经济发展形势良好，税收也一直保持快速增长的状态。直至2008年，由于受到国际金融危机及奥运会后投资需求大幅下降的影响，北京市经济平稳增长出现了拐点，同时税收的高幅增长也迎来了下降趋势。那么北京市税收收入和经济增长之间存在什么样的关系？鉴于此，本文借助STATA软件构建相关的计量模型对两者之间的关系作出了相关的实证研究，以期对于北京市实现税收收入与经济增长的协调发展、北京市经济的可持续发展和经济结构的顺利调整有所帮助。

二、数据来源与模型估计

（一）数据来源与变量说明

在指标衡量方面，本文用税收收入和地区生产总值来衡量北京市的税收水平和经济增长状况，设变量lntax和lngdp分别代表税收收入和经济增长的自然对数。数据来源于《北京统计年鉴》，并以实行分税制改革的1994年为研究起点，截止到2013年，共20年的相关数据作为此次研究的依据。

（二）数据基础分析

如图1所示，自1994年分税制改革以来，北京市税收收入和GDP增长较快，特别是1994年到1995年期间，两者的增幅都超过了30%，之后的四年里，虽然税收和GDP都保持着超过10%的增长速度，且税收增幅一直大于GDP增幅，但是两者都出现了增幅逐年下降的趋势。2000年到2001年，由于土地增值税和耕地占用税大幅上涨，作为国际性大都市的北京的房地产需求提升较快，带动了北京市税收又一次大幅提升。较上一年的税收增幅来看，01年提升了近10%，GDP则保持较为平稳的增长态势。2002年，GDP涨幅第一次超过税收涨幅，尤其到2003年，涨幅差距扩大到7%左右，随后，北京市税收涨幅反过来又超过GDP涨幅。2008年，由于受到金融危机和申办奥运会的影响，北京市的税收收入和GDP的增长遭到了一定的制约。可以看出，税收和GDP之间的关系并不稳定，多数情况下税收的涨幅超过GDP的涨幅，说明税收在很大程度上可能受到地区生产总值的影响，但是又不能完全被地区生产总值所解释。

五、结论

通过对税收和经济增长之间关系的理论研究，结合本文第三、四部分探究北京市税收收入和GDP增长之间关系的VAR模型的设立，以及相关的格兰杰因果关系检验、脉冲响应和方差分析等实证研究，得出如下结论：无论从长期还是短期情况来看，北京市税收收入和经济增长之间的相关关系不是非常明显，相较之下，税收对经济增长的贡献大于经济增长对税收的贡献。因此，北京市政府要及时有效地发挥税收在经济增长中的重要作用，同时必须结合其他的相关政策和手段，一同促进北京市地区经济的快速、有效、健康地发展。

参考文献

[1]邵大恺.山东省税收收入与经济增长关系实证研究―基于向量误差修正模型和面板数据模型分析[D].厦门：厦门大学，2014.

[2]张伟.中国税收与GDP的分配[M].北京：人民出版社，1999.

[3]朱红琼.税收增长与经济增长相关性的实证研究[J].生产力研究，2007（19）.

[4]蒋新昆.税收收入与经济增长关系的实证研究[D].长沙：中南大学，2011.

[5]檀学燕，张涛.影响我国税收收入增长的经济因素与趋势预测[J].屮央财经大学学报，2008，（11）： 6-11.

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关键词：教育支出；经济增长；互动关系；措施

中图分类号：F12 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2012）06-000-01

一、教育支出和经济增长关系概述

自古以来，教育都对于整个国家和社会的发展起着非常重要的作用。随着改革开放的不断深入，教育的重要性也越来越引起人们的关注。近几年来，我国的教育支出呈不断增加的趋势。国家在教育上加大投资，优质的教育培育出优秀的人才，人才又推动了经济社会的进步，国家又可以进一步加大教育支出。因此，教育支出和经济增长之间存在着互动关系，两者互为依托，互相促进。不过，虽然我国的教育支出存在不断增加的趋势，但从总体来看，与世界发达国家相比，我国的教育支出占整个国家财政支出的比重仍然不高，远低于世界的平均水平。上文也已经提到过，教育支出和经济增长是互为依托、互相促进的。所以，国家应对教育支出给予高度的重视，使教育水平和经济水平共同提高，共同进步。教育支出主要分为以下几种。政府教育支出、家庭教育支出、社会团体教育支出及个人教育支出。其中，政府的教育支出作为公共财政支出的一种，占了很大的比重。公共财政的支出必须以满足公共利益为前提。国家统一的对教育的支出是社会福利的一种，相对而言，使低收入者获得更多的优惠条件，使教育更加趋向于公平状态。当然，教育支出对经济增长是否是正相关关系，还需要进一步的思考。

二、教育支出对经济增长的影响

教育支出能够为经济发展带来所需要的人才，因此也是经济增长的重要影响因素之一，而对于这种影响机制的了解与重视，不仅成为了理论界所关注的焦点，而且在实践方面也受到了很高的重视。教育支出主要以两种形式对经济增长产生影响。总体而言，教育支出对经济增长的影响作用包括着如下的几个部分。

首先，众所周知，消费带动需求，需求进一步刺激经济的发展。教育支出也是消费的一种表现形式。我国的消费者受传统的消费观念影响较深， 因此在我国的消费动力不足，处于疲软状态。为进一步刺激消费，大力发展教育也是一种不错的选择，通过投资教育的方式可对经济增长产生积极的促进作用。一般而言，教育通过所培养的人才对经济增长产生影响。一方面，教育的目的在于培养各行各业的有用人才。当学生毕业进入社会后，自会将学校所学知识转化为工作能力，此时教育支出就发挥带动经济增长的作用。虽然我国的各种自然资源储量丰富，但由于人口众多，资源的人均占有量在世界上仍处于落后状态。人力资源也是资源的一种，而且是较为高级的存在形式。只用充分发挥人才的作用，才能弥补我国自然资源不足的缺陷，争取能在激烈的国际竞争中立于有利地位。人才优势的充分发挥依赖于教育的发展。因为，只有高质量的教育才能培养出优秀出色的人才。另一方面，科教兴国是我国发展的基本战略之一，而科技的发展也必须依赖于优秀的科技人才。公司企业的日常运营、各服务行业工作的正常进行等等，都对“人”有着极大的依赖。因此，只有从发展个人本身来入手，才能产生经济社会发展的不竭动力，为发展的顺利进行打下坚实的基础。

其次，教育对于经济增长构成了三种不同的效应。一是对于投资的结构产生了相应的效应。就教育支出本身而言，其具有一定的公共投资的属性，并且也是消费性投资的重要组成部分，因此能够对于经济增长产生较为直接的影响。目前，不少学者指出对于教育支出的增加可以在一定程度上使得相关教育机构的规模产生较大的扩张，从而使得与教育相关的一系列产业获得发展，例如教学设备的制造、教学楼房的建造等能够促进使得机械加工业、建筑业等的发展。二是对于人力资源的结构产生了一定的效应。目前经济社会对于技术创新的关注度越来越高，而这也使得人力资源的地位有了较大的提升。对于人力资源机构的调整离不开教育，而这也不仅仅是学校类的教育，也包括着社会所提供的其他方面的教育，因此，教育支出的增加能够保障人们可以通过多种途径来获取教育资源，从而提升自身的技术创新能力，最终对于经济增长产生影响。三是教育自身具有较为显著的外部性，而这种外部性也在潜移默化之中促进了经济社会的发展。目前，产学研的理念在国内外获得了较大的推广，这一理念使得高校对于经济增长的参与度急剧提升，因此教育的外部性进一步获得了增强。

三、正确处理好教育支出与经济增长之间关系的措施

教育对于经济增长的正向促进关系也使得政府机关有必要采取极为有效的措施来提升两者之间的作用水平，从而在资源有限的情况下，强化教育支出对于经济增长的作用，最终带来整个经济社会的进步。一般看来，这种措施包括着如下两个方面。

首先，政府有必要对于教育支出的资金来源及范围进行清晰的界定。统计数据显示，我国政府对于教育方面的支出在国民经济产值中占据了很大一部分，并且远高于国外的教育支出水平，并且目前多数教育支出是来源于政府的财政收入，企业所进行的教育投资不多。随着知识经济的到来，国家对于教育支出增加的同时，也必然需要广大企业参与到教育事业当中来，进行相关的投资。因此，由于资金来源的多样化发展趋势，政府有必要采取有效地措施来对教育资金的实际用途及范围进行明确界定，从而真正发挥出教育支出的有效性。这种对于教育资金来源的界定更多的将出现在高等教育领域，而义务教育领域仍然将以政府财政支出为主。

其次，鼓励企业投资等非财政形式的教育支出增加。由于我国财政性教育经费受到财政支出状况的制约，在短期内无法实现大幅度提升，如果过快地增加财政性教育经费投入也未必能保证资金的使用效果，因此要挖掘财政外的资金来支持教育事业的发展，如受教育者的家庭支付部分、社会团体与个人的捐赠等。同时，这些非财政性的资金介入，更注意投与收益的比较，也可以从外部对资金使用单位进行约束与监督，可能对不规范的行为起到一定的抑制作用，提高资金的使用效率。

参考文献：