序論：好文章的創(chuàng)作是一個不斷探索和完善的過程，我們?yōu)槟扑]十篇經(jīng)濟(jì)增長的特征范例，希望它們能助您一臂之力，提升您的閱讀品質(zhì)，帶來更深刻的閱讀感受。

篇（1）

第二，作為這一輪經(jīng)濟(jì)增長“龍頭”的住宅、汽車等產(chǎn)業(yè)，具有相當(dāng)長的較快增長周期。根據(jù)已經(jīng)完成工業(yè)化的大國經(jīng)驗(yàn)，當(dāng)汽車產(chǎn)業(yè)進(jìn)入大眾消費(fèi)階段后，將保持長達(dá)20年～30年的較快增長。我國正處在城市化的加速時期，有關(guān)研究顯示，現(xiàn)有城市居民的居住水平提高和農(nóng)村居民進(jìn)入城市，將會拉動住宅產(chǎn)業(yè)至少20年的較快增長。由于住宅、汽車屬于10萬元級的產(chǎn)品，其價值量遠(yuǎn)超過其他消費(fèi)品，它們較快增長的長周期特性，將為今后相當(dāng)長一個時期國民經(jīng)濟(jì)的較快增長奠定最重要的基礎(chǔ)。電子通訊產(chǎn)業(yè)由于設(shè)備制造的下滑而較前幾年的增速有所降低，但消費(fèi)類電子通訊產(chǎn)品的高速增長對這種下降勢頭有所抵消。農(nóng)村進(jìn)城人口對電子通訊產(chǎn)品的消費(fèi)增長和技術(shù)快速進(jìn)步導(dǎo)致的產(chǎn)品頻繁換代，將會支持電子通訊產(chǎn)業(yè)在今后四五年繼續(xù)保持增長強(qiáng)勢。與近年呈現(xiàn)出的趨勢相似，家電產(chǎn)業(yè)今后可能呈周期性波動走勢，相關(guān)的影響因素包括農(nóng)村進(jìn)城人口消費(fèi)增長、新產(chǎn)品換代和國際市場份額變動等。盡管不同產(chǎn)業(yè)增長周期不同，影響經(jīng)濟(jì)增長的因素也多樣而多變，但住宅、汽車兩大產(chǎn)業(yè)的崛起，將使中國經(jīng)濟(jì)有可能在較長時間內(nèi)保持較快增長。

篇（2）

為擴(kuò)展經(jīng)濟(jì)增長理論,更好地解釋發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)增長過程,筆者曾構(gòu)造了一個新古典與內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論的綜合體(《資本積累、技術(shù)進(jìn)步與中國積極增長路徑轉(zhuǎn)換》,刊載于《中國軟科學(xué)》2009第3期)。其中,市場的活動主體為逐利的廠商,可以選擇模仿或者自主創(chuàng)新來推動技術(shù)進(jìn)步,同時也考慮了資本投入的異質(zhì)性,以中間產(chǎn)品種類的差別體現(xiàn)資本異質(zhì)性,其中的擴(kuò)展模型是基于發(fā)展中國家的情況展開分析,當(dāng)條件滿足時,發(fā)展中國家能夠?qū)崿F(xiàn)趕超;當(dāng)條件不具備時,這些國家就只能陷于模仿陷阱,增長停滯。在發(fā)展中國家應(yīng)以模仿為主的發(fā)展階段,創(chuàng)新型企業(yè)無法在競爭中戰(zhàn)勝直接引進(jìn)國外先進(jìn)技術(shù)設(shè)備的模仿型企業(yè),因而研發(fā)投入并不會對經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)出更多的促進(jìn)作用。而且,由于研發(fā)活動還要占用一定的生產(chǎn)資源,可能反而會表現(xiàn)出與經(jīng)濟(jì)增長負(fù)相關(guān)性。所以,在發(fā)展中國家技術(shù)水平處于較低階段時,技術(shù)進(jìn)步主要靠模仿來實(shí)現(xiàn)是有效率的,此時研發(fā)活動對于經(jīng)濟(jì)增長的推動作用較小,甚至?xí)璧K增長,投資特別是物化了更先進(jìn)技術(shù)的設(shè)備投資,對于經(jīng)濟(jì)增長應(yīng)有顯著的推進(jìn)作用;當(dāng)發(fā)展中國家的技術(shù)水平發(fā)展到一定階段以后,發(fā)達(dá)國家出于保護(hù)本國技術(shù)領(lǐng)先及國家安全等方面的考慮,會停止向發(fā)展中國家轉(zhuǎn)讓技術(shù),繼續(xù)模仿的成本上升至自主創(chuàng)新開始有利可圖時,發(fā)展中國家的自主研發(fā)才會表現(xiàn)出對經(jīng)濟(jì)增長的正向影響。此時,設(shè)備投資不再成為推動技術(shù)進(jìn)步的主要形式,對于經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用讓位于研發(fā)活動了。在由以模仿主導(dǎo)的技術(shù)進(jìn)步向以獨(dú)立自主創(chuàng)新為主導(dǎo)的技術(shù)進(jìn)步轉(zhuǎn)變的過渡階段中,逐利企業(yè)也會發(fā)揮主體作用,同時政府干預(yù),向下扭曲要素價格,高估企業(yè)價值對于經(jīng)濟(jì)快速實(shí)現(xiàn)趕超也發(fā)揮著重要作用。與新古典增長模型相比,不同之處在于,筆者的“模仿通向創(chuàng)新之路”的模型之中,融合進(jìn)了內(nèi)生的技術(shù)進(jìn)步;而與內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論相比,最為顯著的不同之處在于推動技術(shù)進(jìn)步的主導(dǎo)形式具有階段性。

這樣,我們得出如下基于理論分析對于中國及發(fā)展中國家未來發(fā)展的幾點(diǎn)判斷:

1.對于發(fā)展中國家而言,技術(shù)進(jìn)步路徑具有內(nèi)生的演化機(jī)制。逐利的微觀主體為引導(dǎo)全社會推進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的主要形式發(fā)生變化,由以模仿發(fā)達(dá)國家先進(jìn)技術(shù)為主要形式推動技術(shù)進(jìn)步的階段,過渡到以自主研發(fā)為主要形式實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步的階段。所以,后發(fā)國家要建立起市場環(huán)境,特別是培育具有創(chuàng)新精神的企業(yè)家,這種創(chuàng)新精神有助于推動全社會的技術(shù)進(jìn)步。

2.模仿的先進(jìn)技術(shù)多數(shù)物化在機(jī)器設(shè)備當(dāng)中,因而對于處在模仿階段的國家,高投資率是更多引入先進(jìn)設(shè)備,推動技術(shù)進(jìn)步,從而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)更快增長的保障。如果國內(nèi)的儲蓄率過低,不足以支撐高投資率,可以借助外國直接投資的方式彌補(bǔ)國內(nèi)投資不足。國際經(jīng)驗(yàn)表明,相對于向國外借款,外國直接投資因無需還本付息,對于經(jīng)濟(jì)剛剛起步的發(fā)展中國家可能更為穩(wěn)妥。但是,當(dāng)一國技術(shù)水平發(fā)展到以自主創(chuàng)新為主要形式推動技術(shù)進(jìn)步的階段以后,外國直接投資對于本國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)就會下降,所以不能盲目迷信引進(jìn)外資來促進(jìn)增長的作用,FDI加速經(jīng)濟(jì)增長具有階段性。

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

4.對于能夠自發(fā)實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步形式提升的國家,在本國技術(shù)進(jìn)步處于模仿階段時,可以通過高估企業(yè)價值的政策手段加速經(jīng)濟(jì)增長過程,縮短該國經(jīng)濟(jì)處于模仿階段的時間。高估企業(yè)價值可以通過向下扭曲要素價格和本幣貶值得以實(shí)現(xiàn)。這樣的政策手段在依次創(chuàng)造了經(jīng)濟(jì)增長奇跡的新興工業(yè)化國家和中國的增長路徑中,都可以或多或少地看到。

5.中國30年經(jīng)濟(jì)快速增長,很大程度上得益于處在模仿階段中,低價工業(yè)化的加速效應(yīng),這在改革初期的制度變化帶來的效率提升消耗殆盡后更為明顯。所以,截至本世紀(jì)初,中國的經(jīng)濟(jì)增長都在最優(yōu)增長路徑上或在其附近運(yùn)行。伴隨著經(jīng)濟(jì)增長,中國實(shí)現(xiàn)了大幅度的技術(shù)進(jìn)步,而非毫無意義的粗放式增長。

6.中國目前的經(jīng)濟(jì)增長路徑,基本處于由模仿向創(chuàng)新的過渡階段,對外模仿、吸引外資對于經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用將會出現(xiàn)下降,而自主研發(fā)對于經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)會顯著上升。要保持經(jīng)濟(jì)長期穩(wěn)定地增長,必須處理好模仿階段和自主創(chuàng)新階段的銜接,不同階段支持經(jīng)濟(jì)增長的政策極為不同。模仿階段政府可以有較大的活動空間,甚至可以主導(dǎo)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,通過向下扭曲要素價格和超貶本國匯率等手段,直接干預(yù)經(jīng)濟(jì),提高企業(yè)的獲利能力來加快經(jīng)濟(jì)增長的速度。在自主創(chuàng)新階段,政府的活動空間相對減小,因?yàn)槿魏芜`背市場的定價機(jī)制從長期來看都是難以為繼的,如果廠商和消費(fèi)者具有完全理性,那么政府對于經(jīng)濟(jì)的干預(yù)在短期內(nèi)也是無效的。在由模仿階段向創(chuàng)新階段的過渡期間,最優(yōu)狀態(tài)應(yīng)該是政府逐漸減少對經(jīng)濟(jì)的扭曲,將生產(chǎn)資源的定價權(quán)逐步交還給市場。

7.由模仿階段向創(chuàng)新階段的過渡絕不是瞬間能夠?qū)崿F(xiàn)的跳躍式過渡,而是漸進(jìn)式的過渡。起先是整個國家處于模仿階段,生產(chǎn)中間產(chǎn)品的所有廠商完全向發(fā)達(dá)國家模仿;隨著本國技術(shù)水平的提升,小部分能力最強(qiáng)的廠商開始創(chuàng)新,而大部分廠商仍然處于模仿階段,此時模仿企業(yè)可能會將模仿對象轉(zhuǎn)移為國內(nèi)的技術(shù)領(lǐng)先者,特別是在國內(nèi)市場需求超過領(lǐng)先廠商生產(chǎn)能力時,更為顯著;當(dāng)國內(nèi)技術(shù)水平進(jìn)一步提升,大部分廠商開始轉(zhuǎn)向研發(fā)活動,只有小部分能力極差的廠商模仿,直至最后所有技術(shù)領(lǐng)先者均自主研發(fā)來推動技術(shù)進(jìn)步。在過渡階段中,國家支持經(jīng)濟(jì)增長的政策也要相應(yīng)地作出調(diào)整與變動,以適應(yīng)經(jīng)濟(jì)增長路徑的順利過渡。這就包括在模仿階段被扭曲的要素價格和被貶低的本國幣值的調(diào)整。理論與實(shí)踐都告訴我們,這種調(diào)整應(yīng)該謹(jǐn)慎對待,否則極易引起整個經(jīng)濟(jì)的大幅度震蕩。如日元升值過于激烈,相應(yīng)配套政策推出不利,致使日本的整體經(jīng)濟(jì)陷于停滯達(dá)十年之久。

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

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

當(dāng)然,生產(chǎn)要素價格的回歸幅度與速度要有優(yōu)化選擇,與所處的技術(shù)進(jìn)步路徑的狀態(tài)(即模仿實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步與創(chuàng)新推動技術(shù)進(jìn)步的相對比重)相適應(yīng)。特別是對勞動力的價格回歸更要平穩(wěn),如果分配給消費(fèi)的資源過多,就極易形成未富先老的社會狀態(tài),追求過多的社會福利將使得經(jīng)濟(jì)增長的速度放緩。

篇（3）

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

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

一、經(jīng)濟(jì)增長理論的反思及問題的提出

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

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

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

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

知識在經(jīng)濟(jì)增長中的重要性被人們發(fā)現(xiàn)并重視，得益于現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，也得益于于經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展。經(jīng)濟(jì)學(xué)中經(jīng)濟(jì)增長理論的發(fā)展，向我們展示了這樣一幅圖景：經(jīng)濟(jì)實(shí)踐和經(jīng)濟(jì)理論相一致，而經(jīng)濟(jì)理論又往往超越經(jīng)濟(jì)實(shí)踐，給經(jīng)濟(jì)實(shí)踐以指導(dǎo)，而這在很大程度上要?dú)w功于人類關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長的知識的進(jìn)展。目前，主流經(jīng)濟(jì)增長理論雖然將各種生產(chǎn)要素納入經(jīng)濟(jì)增長分析中，但是對于知識在經(jīng)濟(jì)增長中的作用，主要強(qiáng)調(diào)了技術(shù)知識的作用，忽略了制度知識的作用，也沒有較為普遍地指明各類知識（特別是制度知識）分別在經(jīng)濟(jì)增長中所起的作用。因此，其無法說明為什么知識（實(shí)際上是技術(shù)知識）在一些經(jīng)濟(jì)態(tài)中的作用較強(qiáng)，而在另一些經(jīng)濟(jì)態(tài)中的作用相對較弱；更無法回答為什么技術(shù)主導(dǎo)的經(jīng)濟(jì)增長發(fā)生在一些國家或地區(qū)，而不發(fā)生在其他國家或地區(qū)。因此，要將知識真正引入經(jīng)濟(jì)增長分析中，不能僅從技術(shù)知識方面著手，還要將人類關(guān)于自身的知識納入其中。由于新古典義傳統(tǒng)理論在技術(shù)知識方面作了比較系統(tǒng)的論述，下文著重分析制度知識對經(jīng)濟(jì)增長的作用。

二、經(jīng)濟(jì)增長的知識基礎(chǔ)

當(dāng)我們依賴于自然資源推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長時，自然會得出增長存在極限的結(jié)論（米都斯，1997）；而新經(jīng)濟(jì)增長理論對增長極限進(jìn)行了否定，提出由知識所決定的增長遞增效益。今天，在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中出現(xiàn)的更多地依靠技術(shù)知識而相對較少地依靠其他資源推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的現(xiàn)象，正如羅默所說的那樣，從本質(zhì)上來說只不過是人類對于自然界認(rèn)識的深化以及運(yùn)用這些技術(shù)性知識推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。但是，由于主流的經(jīng)濟(jì)增長理論繼承了新古典主義傳統(tǒng)，雖然指出了知識對經(jīng)濟(jì)增長起著十分巨大的作用，卻不能用人類全部知識的進(jìn)展來解釋經(jīng)濟(jì)增長，也正因?yàn)槿绱耍瑹o法解答我們前述的一些基本問題。

奧地利學(xué)派學(xué)者哈耶克在他的有關(guān)論著中將人類知識作為經(jīng)濟(jì)分析的基礎(chǔ)，指出“均衡僅僅以人們在試圖執(zhí)行可能達(dá)到均衡的初始計劃的過程中確實(shí)獲得的知識為基礎(chǔ)”（哈耶克，1989），從而將知識完全融入整個經(jīng)濟(jì)分析中，這種無區(qū)別地將人類關(guān)于自然的知識和人類自身的知識融入經(jīng)濟(jì)分析，與國際經(jīng)合組織關(guān)于知識經(jīng)濟(jì)中知識的基本認(rèn)識是一致的。用人類全部知識解釋經(jīng)濟(jì)增長所要說明的問題是，社會經(jīng)濟(jì)均衡并非如新古典主義經(jīng)濟(jì)學(xué)假設(shè)的是具有同質(zhì)性經(jīng)濟(jì)主體的均衡，而是具有異質(zhì)性經(jīng)濟(jì)主體（擁有不同量和質(zhì)的關(guān)于自然和自身的知識）的均衡，這就必須解決異質(zhì)性經(jīng)濟(jì)主體相互耦合的問題，必須明確具有不同知識的經(jīng)濟(jì)主體之間為什么存在相互沖突，怎樣才能相互耦合，進(jìn)而達(dá)到均衡，保持一個經(jīng)濟(jì)態(tài)的穩(wěn)定與發(fā)展（張尚毅，1998b）。從制度知識的角度，我們可以比較容易解決這個問題，因?yàn)椴煌慕?jīng)濟(jì)主體不但具有不同的個性知識，而且具有作為耦合基礎(chǔ)的共性知識，這些知識就是我們所稱的知識傳統(tǒng)；知識傳統(tǒng)決定了一個經(jīng)濟(jì)態(tài)可能具有的經(jīng)濟(jì)制度優(yōu)化水平，從而也就決定了該經(jīng)濟(jì)態(tài)可能接受或者擁有的技術(shù)知識水平，進(jìn)而呈現(xiàn)出與之相適應(yīng)的經(jīng)濟(jì)增長水平這點(diǎn)我們可以從中國以及許多國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的歷史事實(shí)看到。中國近代的落后并非在于不知道當(dāng)時西方世界技術(shù)知識的發(fā)達(dá)程度，也引進(jìn)過在當(dāng)時較為先進(jìn)的技術(shù)，但是，仍然無法改變中國落后的經(jīng)濟(jì)社會狀況；反之，一些國家（如日本）在近代的崛起也不是因?yàn)楸任覀兏嗟亓私猱?dāng)時先進(jìn)的技術(shù)知識。決定經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異的關(guān)鍵在于我們關(guān)于制度知識的缺乏，或者說擁有先進(jìn)制度知識的人很少，不足以自我產(chǎn)生或接受新的經(jīng)濟(jì)制度。 。正如諾思所指出的那樣，“制度框架為經(jīng)濟(jì)增長提供了一個適宜的環(huán)境”（諾思，1989）。總之，具有不同知識水平（包括制度知識和技術(shù)知識）的經(jīng)濟(jì)主體決定了經(jīng)濟(jì)均衡狀態(tài)的不同，從而使經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)出不同的階段性特征。

我們認(rèn)為當(dāng)一個經(jīng)濟(jì)態(tài)的人群中關(guān)于制度知識的分布程度相對較低時，是不可能產(chǎn)生出更有效率的經(jīng)濟(jì)制度的。因此，具有足夠多的不斷優(yōu)化的制度知識的人群就成為一個經(jīng)濟(jì)態(tài)不斷進(jìn)化的基礎(chǔ)。這僅僅是從經(jīng)濟(jì)態(tài)自組織內(nèi)部看問題，如果考慮到經(jīng)濟(jì)增長不僅是自組織內(nèi)部進(jìn)化的結(jié)果，而且還可以通過獲得外部性知識來實(shí)現(xiàn)，那么，具有先進(jìn)的制度知識，或者更通俗地講具有前沿性制度知識的人群分布狀況，將決定一個經(jīng)濟(jì)態(tài)進(jìn)化的可能性，從而決定經(jīng)濟(jì)增長狀況。因此，人類經(jīng)濟(jì)發(fā)展與進(jìn)步的歷史，從實(shí)質(zhì)上看就是人類各種經(jīng)濟(jì)制度進(jìn)步的歷史，各類不同的經(jīng)濟(jì)制度決定了經(jīng)濟(jì)可能達(dá)到的增長程度。因此，經(jīng)濟(jì)增長（包括我們今天所說的知識經(jīng)濟(jì)）事實(shí)上都是人類技術(shù)知識和制度知識共同進(jìn)步的結(jié)果。

經(jīng)濟(jì)發(fā)展是人類知識普遍發(fā)展的結(jié)果，人類關(guān)于自然和自身的知識逐步深化過程也就是經(jīng)濟(jì)增長隨之加快的過程。不同階段的知識構(gòu)成了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相應(yīng)階段的基礎(chǔ)，也就是說，人類對自然和自身不同的認(rèn)知階段實(shí)現(xiàn)了不同程度的經(jīng)濟(jì)增長。每一個時代都有著自身前沿的知識，這是一個經(jīng)濟(jì)態(tài)乃至一個社會發(fā)展與進(jìn)步的充要條件。社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展雖然在傳統(tǒng)知識的基礎(chǔ)上進(jìn)行，但是，如果沒有社會前沿性知識的普遍發(fā)展，那么，這個經(jīng)濟(jì)態(tài)將停留在原有的基礎(chǔ)上。這就是為什么有些國家和地區(qū)在經(jīng)歷了一定發(fā)展以后，停留在不發(fā)達(dá)陷阱的原因。然而，這仍然無法回答這些國家和地區(qū)為什么沒有將他們的前沿性知識運(yùn)用于經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會進(jìn)步的這個問題。關(guān)于這點(diǎn)羅默也沒有給出答案，他雖然指出了技術(shù)知識的增長遞增效益，但是沒有指出一個經(jīng)濟(jì)態(tài)為什么要運(yùn)用前沿性技術(shù)推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。諾思對此作出了解答，他認(rèn)為一些國家和地區(qū)之所以停留在不發(fā)達(dá)陷阱的關(guān)鍵原因，在于沒有制訂或?qū)嵤┱T致這些前沿性知識運(yùn)用于經(jīng)濟(jì)的經(jīng)濟(jì)制度，“正是人類組織的成功或失敗決定著社會是進(jìn)步還是倒退”（諾思，19992）。對此，汪丁丁（2001）作出了更進(jìn)一步的分析，他認(rèn)為人類社會經(jīng)濟(jì)制度不斷完善的原因在于人類關(guān)于制度的知識不斷豐富，在探索過程中，人類代代相傳、不斷積累的關(guān)于制度的知識構(gòu)成知識傳統(tǒng)，而在知識傳統(tǒng)基礎(chǔ)上的制度創(chuàng)新引發(fā)了技術(shù)知識的不斷進(jìn)步。因此，人類在推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長過程中必須全面地運(yùn)用關(guān)于自然的知識和關(guān)于自身的知識，從而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長以技術(shù)進(jìn)步為主導(dǎo)，進(jìn)而使知識成為經(jīng)濟(jì)增長的基礎(chǔ)。這個基礎(chǔ)既得益于人類關(guān)于自身知識的進(jìn)展――實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)制度的演進(jìn)，同時也得益于人類關(guān)于自然知識的進(jìn)展――實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)技術(shù)的進(jìn)步，進(jìn)而在兩方面的共同作用下實(shí)現(xiàn)以知識為基礎(chǔ)的經(jīng)濟(jì)增長。

三、制度知識：人力資本第二特征

知識對經(jīng)濟(jì)增長的遞增作用，我們可以視為知識的經(jīng)濟(jì)化。知識依托于人類自身，知識所表明的經(jīng)濟(jì)特征和人力資本有著十分密切的關(guān)系。經(jīng)濟(jì)學(xué)家在研究知識對經(jīng)濟(jì)的作用時，幾乎無一例外地要論及人力資本。從相互關(guān)系上來說，人力資本和知識是相互依存的，這點(diǎn)我們可以從經(jīng)濟(jì)以及經(jīng)濟(jì)學(xué)發(fā)展史中看到。費(fèi)雪在1906年發(fā)表的《資本的性質(zhì)與收入》一文中首次提出人力資本的概念，并將其納入經(jīng)濟(jì)分析的理論框架中；1935年美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家沃爾什發(fā)表了《人力資本觀》，明確地指出了人力資本和個人知識的相互性，也進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)了受教育的經(jīng)濟(jì)意義；其后，舒爾茨系統(tǒng)闡述了人力資本在經(jīng)濟(jì)中的作用，指出通過對成人和兒童進(jìn)行教育、提高他們健康狀況等本身就是資本積累。從舒爾茨等人的基本觀點(diǎn)中我們可以發(fā)現(xiàn)，和物質(zhì)資本相對應(yīng)的人力資本應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)活動的過程從本質(zhì)上來說就是知識的經(jīng)濟(jì)化。知識在經(jīng)濟(jì)增長中的運(yùn)用實(shí)際上就是人力資本優(yōu)化的結(jié)果，這和我們在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中所看到的現(xiàn)象是一致的。

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

技術(shù)知識可以通過實(shí)驗(yàn)的方法獲得，我們可以視其為人力資本的第一特征；制度知識是不能通過實(shí)驗(yàn)的方法獲得的經(jīng)驗(yàn)性知識，我們可以視其為人力資本的第二特征。可以說，人類經(jīng)過長期積累的制度知識是制度創(chuàng)新的基礎(chǔ)，具有相應(yīng)制度知識的人群數(shù)量和分布狀況與制度創(chuàng)新之間服從概率分布。而從概率的角度看，人群制度知識的分布將依大數(shù)定律收斂于某一期望值，這個期望值代表制度的優(yōu)化程度。比如，中國改革開放以來，之所以受教育程度相對較高的地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長較快，是由于這些地區(qū)有較多具有相應(yīng)制度知識的人群。另外，從技術(shù)水平相對較低的不同地區(qū)利用后發(fā)優(yōu)勢發(fā)展的不同成效來看，一個地區(qū)能夠吸收和消化的技術(shù)水平取決于其制度優(yōu)化程度，也就是說其現(xiàn)實(shí)技術(shù)知識的先進(jìn)程度決定于制度知識。正如諾思所指出的那樣：“盡管可以利用其他社會的成就，發(fā)達(dá)國家和欠發(fā)達(dá)國家之間的差距卻在繼續(xù)擴(kuò)大”（諾思，2013），分析其中的原因就在于欠發(fā)達(dá)國家人群的制度知識分布狀況不能支持先進(jìn)技術(shù)的高效應(yīng)用，更不能促成新的技術(shù)創(chuàng)新。因此，不論是從內(nèi)部產(chǎn)生技術(shù)知識，還是從外部引入技術(shù)知識，技術(shù)知識對經(jīng)濟(jì)增長作用的發(fā)揮都將取決于制度知識的分布狀況，具有較先進(jìn)制度知識的地區(qū)最終將成為發(fā)達(dá)地區(qū)。這給我們的啟示是：著力培養(yǎng)人力資本，特別是提高制度知識水平是一個國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的根本途徑。

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篇（4）

已有研究不足之處主要有兩點(diǎn)：其一，現(xiàn)有的方法忽略了經(jīng)濟(jì)區(qū)域內(nèi)不同觀測點(diǎn)的市場一體化對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長影響的不同，只得到一個平均結(jié)果；其二，忽視了觀測點(diǎn)存在空間溢出效應(yīng)等導(dǎo)致觀測點(diǎn)之間存在空間相關(guān)性，回歸結(jié)果將無法滿足一致性和無偏性。因此，本文以珠三角9個城市為例，研究最近十年內(nèi)珠三角商品市場一體化對珠三角各城市經(jīng)濟(jì)增長的影響。

二、市場一體化的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)概述

區(qū)域市場一體化是區(qū)域市場化和一體化的融合，是指一國內(nèi)部區(qū)際資源的自由流動以及產(chǎn)品和要素在區(qū)際間的無歧視，市場一體化是過程和狀態(tài)的統(tǒng)一。過程是指區(qū)際資源自由流動的障礙被消除的運(yùn)動，狀態(tài)是指區(qū)際市場的一體化程度，區(qū)域市場化和一體化的深化同時推動著區(qū)域市場一體化水平的提高。其中，區(qū)際市場化是推動區(qū)際資源自由流動的主要動力，區(qū)際合作的深化，即市場層面的一體化則消除產(chǎn)品和要素在區(qū)際間的歧視。商品市場一體化是區(qū)域市場一體化的部分內(nèi)容，此外還有要素市場一體化等。

市場一體化的測度是研究的難點(diǎn)之一，已有研究分別從狀態(tài)和過程進(jìn)行測度。對市場一體化狀態(tài)測度的方法主要有：生產(chǎn)法、經(jīng)濟(jì)周期法和相對價格法；對過程的測度方法有：貿(mào)易流法、社會網(wǎng)絡(luò)分析法和問卷調(diào)查法。

市場一體化的測度有兩個作用：研究區(qū)域市場一體化的趨勢和現(xiàn)狀，量化它對經(jīng)濟(jì)的影響。理論分析認(rèn)為，市場一體化導(dǎo)致交易成本的降低，企業(yè)實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，地區(qū)競爭加劇使得消費(fèi)者獲益增加，需求增加又導(dǎo)致投資進(jìn)一步的增加，投資增加又促使價格的下降，實(shí)現(xiàn)良性的經(jīng)濟(jì)循環(huán)。因此，市場一體化意味著競爭加劇和技術(shù)進(jìn)步與創(chuàng)新，從而提高整個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)效率。

然而，經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)果并不完全支持理論分析，實(shí)證結(jié)論包括三種情形：第一種，市場一體化有助于經(jīng)濟(jì)增長；第二種，市場非一體化會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；第三種，市場非一體化對經(jīng)濟(jì)增長影響與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有關(guān)。

概述之，市場一體化對經(jīng)濟(jì)增長的影響并非一成不變，個體和時期的差異性會影響結(jié)果，但是并未得出統(tǒng)一性的結(jié)論。文獻(xiàn)閱讀發(fā)現(xiàn)，已有研究至少忽略了區(qū)域空間異質(zhì)性和相關(guān)性兩個方面的不足。為彌補(bǔ)已有研究方法的不足，本文基于內(nèi)生增長模型，采用空間面板數(shù)據(jù)地理加權(quán)回歸方法，實(shí)證研究珠三角商品市場一體化影響內(nèi)部9個城市經(jīng)濟(jì)增長的差異性。

三、研究方法選擇和模型設(shè)定

（一）研究方法的選擇

已有文獻(xiàn)對市場一體化的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)研究采用傳統(tǒng)的不變系數(shù)模型，即假定變量之間的經(jīng)濟(jì)關(guān)系在觀測點(diǎn)之間保持一致性，變量系數(shù)不隨觀測點(diǎn)位置的移動而改變。傳統(tǒng)方法既存在忽略樣本差異性，從而可能得到與實(shí)際情況不符的結(jié)論，又存在應(yīng)用對象的局限性。

為了解決傳統(tǒng)方法對異質(zhì)性的忽視，Brunsdon等提出了變系數(shù)的地理加權(quán)回歸方法（GWR，Geographically Weighted Regression）。GWR方法能夠有效處理空間參數(shù)的非均衡，而且其處理異質(zhì)性的模型更為靈活，其參數(shù)隨空間變動而不再依賴于具體的函數(shù)形式。本文將GWR方法擴(kuò)展至面板數(shù)據(jù)，同時考慮了空間相關(guān)性，最后應(yīng)用于商品市場一體化的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)研究。

（二）模型設(shè)定與估計

1.GWR模型介紹

GWR模型的設(shè)定形式：

Yi=Xiβ（ui，vi）+εi i=1，2，...，N（1）

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

2.空間面板數(shù)據(jù)GWR模型的設(shè)定與估計

空間面板數(shù)據(jù)地理加權(quán)回歸模型：

Y=ρoWY+Xβo+u， u=v+ε（2）

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

根據(jù)空間面板數(shù)據(jù)地理加權(quán)回歸模型的設(shè)定方式，采用ML估計方法可得到模型（2）中個體效應(yīng)v為隨機(jī)效應(yīng)時的參數(shù)估計值由于篇幅所限，文中未列出混合效應(yīng)和固定效應(yīng)模型的估計過程，實(shí)證模型中其他變量的回歸結(jié)果也未詳細(xì)列出，有興趣的讀者可向作者索取。：

i=（X′Ω-1iX）-1X′Ω-1iAY（3）

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

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

然后根據(jù)隨機(jī)效應(yīng)模型的集中化對數(shù)似然函數(shù)CLNFC（Ψ2，hi，ρi）：

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

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

四、商品市場一體化影響經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證研究

（一）珠三角商品市場一體化的測度

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

本文以2001～2010年《廣東省統(tǒng)計年鑒》中珠三角各城市的9大類居民消費(fèi)價格指數(shù)包括服務(wù)項(xiàng)目、食品、煙酒及用品、衣著、家用設(shè)備用品及維修服務(wù)、醫(yī)療保健和個人用品、交通和通信、娛樂教育文化用品及服務(wù)、居住。為基礎(chǔ)，根據(jù)相對價格法測度珠三角商品市場一體化指數(shù)。

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

（二）商品市場一體化的經(jīng)濟(jì)增長差異效應(yīng)研究模型

本研究基于陸銘和陳釗（2009）的研究文獻(xiàn)，得出商品市場一體化的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)模型：

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

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

lnk的估算采用永續(xù)盤存法：

Kit=Kit-1（1-δit）+IitKit（7）

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

（三） 數(shù)據(jù)來源和回歸結(jié)果

模型（6）和模型（7）的數(shù)據(jù)均來源于2001～2010年《廣東省統(tǒng)計年鑒》。回歸分析包含模型的估計和檢驗(yàn)兩部分：首先，采用ML方法對混合效應(yīng)、固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)下的模型（6）進(jìn)行估計；其次，采用基于擬合優(yōu)度的擬合χ2分布檢驗(yàn)固定效應(yīng)模型相對于混合效應(yīng)模型，以及漸進(jìn)χ2分布的隨機(jī)效應(yīng)模型相對于混合效應(yīng)模型的LM檢驗(yàn)。兩個檢驗(yàn)統(tǒng)計量值分別為F（1.01，54.9）=0.00015和LM=8.00。因此，本研究認(rèn)為隨機(jī)效應(yīng)模型適合所使用數(shù)據(jù)。

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

表2為包含不同時期商品市場非一體化指數(shù)模型的估計結(jié)果。總的來看，研究期內(nèi)珠三角商品市場一體化對各個地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響存在顯著的個體差異性。其中，商品市場一體化程度的提高會提高廣州、深圳、惠州和江門的經(jīng)濟(jì)增長水平，但會降低肇慶和東莞的經(jīng)濟(jì)增長水平。此外，珠海的市場一體化對經(jīng)濟(jì)增長的影響隨滯后期變動：

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

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

表2的實(shí)證結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對較高的城市的經(jīng)濟(jì)增長受商品市場一體化的有利影響。當(dāng)商品市場一體化程度提高至一定水平時，商品市場一體化將不利于相對發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長（見表3）。由于發(fā)達(dá)地區(qū)在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)擁有比較優(yōu)勢，且通常具有較快的技術(shù)進(jìn)步速度，所以往往在貿(mào)易利益的分享中得到較大的份額，商品市場一體化對較發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長更有利。但隨著商品市場一體化程度的不斷提高，相對落后地區(qū)通過獲得相對發(fā)達(dá)地區(qū)的技術(shù)溢出，或者采用趕超戰(zhàn)略等方式使其擁有部分高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)能力，提高其與相對發(fā)達(dá)地區(qū)貿(mào)易中所享受的利益份額，相對發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長不再受益于商品市場一體化。本文結(jié)果一定程度上可以解釋國際或國內(nèi)部分區(qū)域的一體化組織不斷擴(kuò)大的原因，只有通過不斷添加相對落后的個體，才能夠保持較發(fā)達(dá)地區(qū)獲取區(qū)際貿(mào)易的正面影響。

但是，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對較低的城市中，只有肇慶市和東莞市的經(jīng)濟(jì)增長明顯受商品市場非一體化的有利影響，江門和惠州的經(jīng)濟(jì)增長受商品市場一體化的有利影響，兩種不同的影響同樣會隨著商品市場（非）一體化程度提高而出現(xiàn)拐點(diǎn)（見表3）。雖然商品市場分割能夠保護(hù)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)免受外部競爭，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但是這種經(jīng)濟(jì)增長是以犧牲經(jīng)濟(jì)效率為代價的結(jié)果。根據(jù)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長理論，決定區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的因素可分為兩大類：需求因素和供給因素。商品市場一體化通過區(qū)際貿(mào)易同時直接或間接影響需求因素和供給因素，商品非市場一體化則只能影響供給因素①。如果相對落后地區(qū)的產(chǎn)品和企業(yè)太缺乏競爭力，促進(jìn)落后地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的只有供給因素，則商品市場非一體化更有利于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長，這樣能夠保護(hù)本地企業(yè)免受外地企業(yè)的競爭（肇慶和東莞）。但是隨著商品非市場一體化程度的提高，過于封閉的商品市場會給技術(shù)創(chuàng)新等供給因素造成負(fù)面影響，從而對地方經(jīng)濟(jì)增長起阻礙作用。如果促進(jìn)落后地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的同時包含需求因素和供給因素，則商品市場一體化更有利當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長（江門和惠州）。

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

從β2的總體分布情況來看，商品市場（非）一體化對幾乎所有研究對象的經(jīng)濟(jì)增長影響都存在拐點(diǎn)，當(dāng)商品市場一體化達(dá)到一定程度后，商品市場一體化會不利于相對發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長。同樣地，當(dāng)商品市場非一體化達(dá)到一定程度時，商品市場非一體化也會阻礙相對落后地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長。

此外，其他系數(shù)的估計結(jié)果顯示，所有地區(qū)的lnK系數(shù)都顯著為正，說明物質(zhì)資本的增加對dylw.net 所有地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用。4個模型的CPI系數(shù)都顯著為負(fù)，陸銘和陳釗（2009）認(rèn)為當(dāng)期的通貨膨脹導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)的周期波動，當(dāng)年的通貨膨脹有可能伴隨著未來更低的經(jīng)濟(jì)增長。東莞和肇慶的對外開放OPEN系數(shù)顯著為負(fù)，珠海和江門對外開放OPEN系數(shù)顯著為正。說明對外開放加劇了地區(qū)的競爭，但并非一定能促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，所處經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段不同，地區(qū)本身的特征差異影響區(qū)域?qū)ν鈦砀偁幍南芰Γ虼吮憩F(xiàn)出區(qū)域之間的差異性。同樣地，實(shí)際利用外資AFC變量也出現(xiàn)了區(qū)域間方向性的差異性，其中，東莞和肇慶的AFC系數(shù)顯著為負(fù)，珠海和江門的AFC變量系數(shù)顯著為正。綜合OPEN和AFC兩個變量來看，雖然東莞和肇慶在進(jìn)出口貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長帶來負(fù)面影響，但是外來資本的投入對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長帶來了正面影響，而珠海和江門則出現(xiàn)與它們相反的結(jié)論。為了有效地吸收貿(mào)易及外資的有利方面，去除其不利影響，這兩組城市之間應(yīng)該相互借鑒，增進(jìn)交流，從而實(shí)現(xiàn)共同進(jìn)步。

五、結(jié)論及建議

本文的研究表明，商品市場一體化對經(jīng)濟(jì)增長的影響具有明顯的時滯性。商品市場一體化對地方經(jīng)濟(jì)增長的影響存在兩種不對稱性：相對發(fā)達(dá)地區(qū)和相對落后地區(qū)之間的不對稱，以及相對落后地區(qū)內(nèi)部之間的不對稱。商品市場一體化有利于相對發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，但是不一定有利于相對落后地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長。商品市場一體化對經(jīng)濟(jì)增長的影響主要通過需求因素直接或間接起作用，由于構(gòu)成相對落后地區(qū)的產(chǎn)品和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異，有些相對落后地區(qū)無法消化外來產(chǎn)品的競爭，從而商品市場非一體化對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長更有利（如東莞和肇慶）。相反地，如果相對落后地區(qū)的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)和當(dāng)?shù)仄髽I(yè)競爭力可享受到區(qū)際貿(mào)易中的利益分配，則商品市場一體化同樣能促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長（如江門和惠州）。

商品市場一體化對研究對象的經(jīng)濟(jì)增長影響都存在拐點(diǎn)（模型Ⅱ的中山市除外），當(dāng)商品市場一體化達(dá)到一定程度后，其對地方經(jīng)濟(jì)增長的影響會發(fā)生方向性的轉(zhuǎn)變。即隨著商品市場一體化程度的變化，相對發(fā)達(dá)地區(qū)或者相對落后地區(qū)不會一直收益或受損，這可能是影響區(qū)際關(guān)系波動的原因之一。

總之，商品市場一體化降低了區(qū)際間的交易成本，有利于區(qū)際間的產(chǎn)業(yè)分工，從而提高整個區(qū)域的經(jīng)濟(jì)效率。不同經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的構(gòu)

成存在空間非均衡，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)組織內(nèi)部成員受商品市場一體化的影響不同。提高區(qū)域商品市場一體化，完善區(qū)際經(jīng)貿(mào)關(guān)系需要重（上接第4頁）

點(diǎn)解決落后地區(qū)與相對發(fā)達(dá)地區(qū)在商品市場一體化過程中的利益分配。因此，相對發(fā)達(dá)地區(qū)需要在發(fā)展本地技術(shù)創(chuàng)新和生產(chǎn)能力的同時，兼顧相對落后地區(qū)的可持續(xù)發(fā)展，一味地實(shí)現(xiàn)自身利益最大化不僅會損害落后地區(qū)的利益，而且會促使落后地區(qū)選擇帶來市場非一體化。同樣地，相對落后地區(qū)在商品市場一體化過程中的獲利有賴于自身的產(chǎn)品競爭力，當(dāng)?shù)卣推髽I(yè)應(yīng)該更多地生產(chǎn)具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)品，而不是單純選擇技術(shù)含量高，利潤可觀的產(chǎn)品。最后，相對發(fā)達(dá)地區(qū)和相對落后地區(qū)在實(shí)現(xiàn)區(qū)際合作時，應(yīng)該形成互惠互利的政策，從而減少區(qū)際貿(mào)易中的摩擦，降低區(qū)際貿(mào)易的風(fēng)險，以提高區(qū)際合作為手段，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長、提高人民生活水平為目的。

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篇（5）

中圖分類號：F061．2文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1000-176X（2009）01-0022-08

一、引 言

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

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

1．古典周期波動（Classical Cycles）

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

2．增長周期波動

宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)研究一國經(jīng)濟(jì)長期增長趨勢和短期波動狀況，前者構(gòu)成經(jīng)濟(jì)增長理論，后者構(gòu)成經(jīng)濟(jì)周期波動理論。傳統(tǒng)的宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)將經(jīng)濟(jì)的增長與周期、趨勢與波動、長期與短期問題割裂開進(jìn)行研究，而現(xiàn)代增長經(jīng)濟(jì)周期理論試圖把經(jīng)濟(jì)的長期增長趨勢與短期周期波動二者結(jié)合起來進(jìn)行研究。

經(jīng)濟(jì)增長周期波動的計算方法存在兩種類型：

1．增長循環(huán)（Growth Cycles）

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

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

2．增長率循環(huán)（Growth Rate Cycles）

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

二、利用狀態(tài)空間模型及卡爾曼濾波方法構(gòu)建景氣指數(shù)

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

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

2．建立中國經(jīng)濟(jì)增長率周期波動景氣指數(shù)

為了利用前述的狀態(tài)空間模型和卡爾曼濾波方法建立中國經(jīng)濟(jì)增長率周期波動景氣指數(shù)，首先要決定的是構(gòu)成變量的選取問題。構(gòu)成變量必須是與我國的景氣變動基本一致，能反映各主要經(jīng)濟(jì)活動領(lǐng)域變化的、相互獨(dú)立的有代表性的宏觀經(jīng)濟(jì)變量。為此，我們將表1中所列一致指標(biāo)組的6個指標(biāo)作為一致景氣指數(shù)的構(gòu)成指標(biāo)。這6個指標(biāo)反映了工業(yè)生產(chǎn)、商品銷售、投資、消費(fèi)、貨幣和外貿(mào)等6個經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的變動，所選數(shù)據(jù)的樣本區(qū)間為1980月―2008年3月。同時為了分析物價的波動還篩選了一組物價景氣指標(biāo)，所選數(shù)據(jù)的樣本區(qū)間為1997年1月―2008年3月。為了得到去掉趨勢的平穩(wěn)的時間序列，我們分別對所選指標(biāo)作了與上年同月比，得到增長率序列，并進(jìn)行季節(jié)調(diào)整消除季節(jié)性因素和不規(guī)則因素的影響，最后還要進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

表1中國經(jīng)濟(jì)增長率周期波動景氣指標(biāo)組本文數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局《中國經(jīng)濟(jì)景氣月報》和中國經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)《宏觀月度數(shù)據(jù)庫》。基準(zhǔn)指標(biāo)選擇工業(yè)增加值比較合適，但是由于統(tǒng)計數(shù)據(jù)的限制，該指標(biāo)的數(shù)據(jù)較短，而工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)較長，和工業(yè)增加值變化一致，因此采用工業(yè)總產(chǎn)值作為基準(zhǔn)指標(biāo)，固定資產(chǎn)投資1992年以前的數(shù)據(jù)是用基本建設(shè)投資增速向前推算得到的；全行業(yè)產(chǎn)品銷售收入1994年以前數(shù)據(jù)用預(yù)算內(nèi)企業(yè)銷售收入增速向前推算得到。進(jìn)口總額是用月度人民幣兌美元的匯率序列轉(zhuǎn)換為億元人民幣為單位。本文經(jīng)濟(jì)指標(biāo)篩選方法和景氣指數(shù)計算都是采用作者所編制的程序計算。

經(jīng)濟(jì)總量一致指標(biāo)組物價一致指標(biāo)組

指標(biāo)名稱超前或滯后月數(shù)相關(guān)系數(shù)指標(biāo)名稱超前或滯后月數(shù)相關(guān)系數(shù)

工業(yè)總產(chǎn)值增速01．00居民消費(fèi)價格指數(shù)01．00

全行業(yè)產(chǎn)品銷售收入增速00．82商品零售價格指數(shù)00．97

社會消費(fèi)品零售總額增速-10．68生活資料工業(yè)品出廠價格指數(shù)00．93

固定資產(chǎn)投資增速+10．43生產(chǎn)資料工業(yè)品出廠價格指數(shù)-20．75

進(jìn)口商品總值增速-10．57農(nóng)副產(chǎn)品類購進(jìn)價格指數(shù)-20．89

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

注：經(jīng)濟(jì)總量一致指標(biāo)均是與上年同月比增長率序列，基準(zhǔn)指標(biāo)是工業(yè)總產(chǎn)值；物價指數(shù)都是上年同月=100的指數(shù)，物價一致指標(biāo)組的基準(zhǔn)指標(biāo)是居民消費(fèi)價格指數(shù)，所有指標(biāo)都進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整，去掉了季節(jié)要素和不規(guī)則要素，“+”表示滯后，“-”表示先行。

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

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

通過分析圖3中SS_GR景氣指數(shù)波動狀況，可以發(fā)現(xiàn)改革開放尤其是市場經(jīng)濟(jì)體制改革以來，經(jīng)濟(jì)增長率周期波動很頻繁，波動幅度也很大。2007年10月經(jīng)濟(jì)總量景氣指數(shù)SS_GR達(dá)到峰值。

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

三、分解趨勢和循環(huán)要素的濾波方法

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

1．HP濾波方法

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

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

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

2．BP濾波方法

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

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

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

四、構(gòu)建中國經(jīng)濟(jì)增長循環(huán)景氣指數(shù)

1．利用BP濾波方法構(gòu)建經(jīng)濟(jì)增長循環(huán)景氣指數(shù)

筆者仍利用表1中一致指標(biāo)組的月度指標(biāo)，對這些宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的對數(shù)序列本文BP濾波的計算使用Eviews5軟件。BP濾波在分離時間序列的趨勢和循環(huán)要素時，將二者視為相加關(guān)系，因此，為了得到實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長相對于趨勢增長的偏離程度，即循環(huán)要素與趨勢要素的比值，可以對原序列進(jìn)行對數(shù)處理，然后再運(yùn)用BP濾波，就可以得到循環(huán)成分相對于趨勢成分的偏離程度。進(jìn)行季節(jié)調(diào)整剔除季節(jié)性因素和不規(guī)則因素的影響，數(shù)據(jù)區(qū)間為1980年1月至2008年3月，然后利用BP濾波分離出循環(huán)要素。

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

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

2．比較中國經(jīng)濟(jì)增長率循環(huán)景氣指數(shù)和經(jīng)濟(jì)增長循環(huán)景氣指數(shù)

觀察中國20世紀(jì)80年代以來的經(jīng)濟(jì)增長路徑，可以看出宏觀經(jīng)濟(jì)總量長期處于一種沿著趨于指數(shù)型上升的趨勢增長路徑上下波動的狀態(tài)，但是短期內(nèi)實(shí)際產(chǎn)出和潛在產(chǎn)出呈現(xiàn)出很大的偏差（產(chǎn)出缺口），這就導(dǎo)致增長型經(jīng)濟(jì)周期波動的存在。經(jīng)濟(jì)在潛在產(chǎn)出的上方運(yùn)行時，由于存在對生產(chǎn)擴(kuò)張的約束，即可用資源不足，對向上擴(kuò)張存在一個直接的限制，使得經(jīng)濟(jì)過熱難以維持。而經(jīng)濟(jì)在潛在產(chǎn)出的下方運(yùn)行時，由于技術(shù)進(jìn)步、創(chuàng)新和為更新目的所進(jìn)行的新投資和新的消費(fèi)熱點(diǎn)等出現(xiàn)，又會開始一種積聚向上的運(yùn)動，回到長期趨勢水平。政府進(jìn)行宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的目的是力圖縮小中國增長型經(jīng)濟(jì)周期波動的幅度，延長經(jīng)濟(jì)周期波動的上升期，縮短下降期，保持經(jīng)濟(jì)處于持續(xù)、穩(wěn)定和適度增長的良好局面。

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

五、結(jié)論與政策建議

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

本文中經(jīng)濟(jì)增長率景氣循環(huán)指數(shù)SS_BP分別于2007年10月和12月出現(xiàn)了峰，進(jìn)入下降階段。由于美國次貸危機(jī)引發(fā)的金融動蕩及全球經(jīng)濟(jì)的不景氣，對我國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定造成較大的沖擊，使得2008年以來我國經(jīng)濟(jì)增長周期波動處于下行階段。

對于中國這樣的發(fā)展中國家，社會的發(fā)展離不開經(jīng)濟(jì)的快速增長，但是，在經(jīng)濟(jì)的快速增長中產(chǎn)生了對各種原材料、能源、礦產(chǎn)資源和土地資源等的高消耗及對環(huán)境的高污染等一系列問題。房地產(chǎn)和汽車等行業(yè)投資與生產(chǎn)的擴(kuò)張，帶動了整個投資規(guī)模的過快增長。因此，在經(jīng)濟(jì)周期波動過程中出現(xiàn)的問題需要引起足夠的重視，要采取適當(dāng)?shù)暮暧^調(diào)控措施，減小經(jīng)濟(jì)周期波動的振幅，延長其上升期，縮短下降期，使經(jīng)濟(jì)快速增長與社會的和諧發(fā)展相適應(yīng)。同時，應(yīng)該促進(jìn)粗放型經(jīng)濟(jì)增長方式向節(jié)約型經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變，增強(qiáng)自主創(chuàng)新能力，提高經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量，把經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展轉(zhuǎn)入全面協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展的軌道。

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篇（6）

一、引言

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

二、概念分析

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

M2/GDP，是常用的衡量金融深化的指標(biāo)，實(shí)際衡量的是在全部經(jīng)濟(jì)交易中，以貨幣為媒介進(jìn)行交易所占的比重，也常被用來衡量貨幣超經(jīng)濟(jì)發(fā)行。從學(xué)術(shù)角度講，這一指標(biāo)反映一個經(jīng)濟(jì)體的金融深度。隨著市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、分工的細(xì)化，經(jīng)濟(jì)活動必然越來越依賴于貨幣和金融工具的使用，該過程既是市場化經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展的過程中，也是金融業(yè)不斷市場化的過程，金融總資產(chǎn)占經(jīng)濟(jì)總量的比重也必然不斷上升。事實(shí)上，不同經(jīng)濟(jì)體間因M2和GDP的統(tǒng)計口徑差異，影響因素因時因地的變化，所處發(fā)展階段的不同等均會導(dǎo)致M2/GDP存在較大的差異，往往并不具有可比性。

三、M2/GDP不適宜作為衡量中國存在貨幣超發(fā)的指標(biāo)

M2/GDP比率的變化，在很大程度上說明一國貨幣性財富對當(dāng)年GDP的貢獻(xiàn)度，可以在一定程度上反映出各國經(jīng)濟(jì)活動的活躍度或生產(chǎn)效率。實(shí)際上，沒有任何經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，M2必須與GDP存在一個固定的比例關(guān)系。M2作為一個存量指標(biāo)，反映的是一個國家累積下來的貨幣供應(yīng)量，GDP則是一個增量指標(biāo)，反映一定時期內(nèi)經(jīng)濟(jì)活動中生產(chǎn)、投資、消費(fèi)創(chuàng)造的附加價值部分，而這些經(jīng)濟(jì)活動所需的中間交易并不納入統(tǒng)計。以一個存量指標(biāo)去與一個增量指標(biāo)比較，意義并不大。貨幣存量本身所反映的經(jīng)濟(jì)活動包含的范圍更廣，特別是在土地、房產(chǎn)等交易領(lǐng)域，會產(chǎn)生大量的貨幣存量，卻并不一定創(chuàng)造出較多的附加價值。

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

通過上述分析，簡單以M2/GDP指標(biāo)較高來衡量中國存在貨幣超發(fā)是不夠科學(xué)合理，難以令人信服。與此同時，我國M2存量大并未引起通貨膨脹，近幾年我國物價指數(shù)始終保持在合理范圍之內(nèi)，說明我國貨幣供應(yīng)量增長是適應(yīng)社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要并促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的，進(jìn)一步否定了貨幣超發(fā)的觀點(diǎn)，否定了貨幣超發(fā)引起通貨膨脹的觀點(diǎn)。與經(jīng)濟(jì)發(fā)展情況相似度較高的金磚國家相比，2013年1月，中國、俄羅斯、巴西、印度四國的M2與GDP之比分別是188%、45%、37%和18%，但1月份CPI的漲幅卻分別是2%、7.1%、6.15%和6.62%。可見，若無其他條件配合，M2存量高并不一定會直接導(dǎo)致通脹。

目前，我國M2/GDP較高雖不致引起很大問題，但如果不高度重視，并采取相應(yīng)調(diào)控措施，可能會繼續(xù)明顯走高，隨著總需求持續(xù)擴(kuò)張、要素成本持續(xù)推升，長期內(nèi)也可能會形成通脹壓力。

四、基于社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求的貨幣供應(yīng)量增長分析

近年來，我國M2增長呈現(xiàn)出逐漸加速的態(tài)勢。2000年底M2余額約13萬億元，到2008年底M2余額為47.52萬億元，而至2013年3月底達(dá)到103.61萬億元。這主要源于我國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展現(xiàn)實(shí)性貨幣需求。

（一）市場化改革深入推進(jìn)引致貨幣供應(yīng)量快速增長

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

（二）貨幣增長內(nèi)生性特征催生貨幣供應(yīng)量快速增長

我國貨幣增長存在一定的內(nèi)生性特征，即貨幣需求推動貨幣供給。1978年至上世紀(jì)90年代初期，因?yàn)楫a(chǎn)品的商品化，通過市場交易發(fā)現(xiàn)了商品價格，才導(dǎo)致貨幣需求增加，最終推動貨幣供給增長。另在我國市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展前期，由于央行不具備完全獨(dú)立性，在貨幣供給方面略顯“被動”，呈現(xiàn)部分內(nèi)生性的特征。如在上世紀(jì)八十年代，為了滿足政治主導(dǎo)模式下的經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求，不得不通過發(fā)放再貸款和對中央財政透支來“被動”投放基礎(chǔ)貨幣。同時，在現(xiàn)行外匯管理體制下，外匯占款規(guī)模不斷攀升，央行又承擔(dān)了穩(wěn)定匯率的重要任務(wù)，在購匯過程中不得不“被動”投放人民幣。這均體現(xiàn)了貨幣供給的內(nèi)生性特征。

（三）貨幣信貸需求高速增長引發(fā)貨幣供應(yīng)量快速增長

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

（四）金融資源配置效率較低推動貨幣供應(yīng)量快速增長

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

（五）外匯占款是貨幣供應(yīng)量快速增長的重要推動因素

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

（六）積極財政政策實(shí)施對貨幣供應(yīng)量快速增長產(chǎn)生重要影響

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

五、政策建議

我國貨幣供應(yīng)量快速增長是基于社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)性需求，事實(shí)上，我們也應(yīng)清醒的認(rèn)識到我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍存在著結(jié)構(gòu)性失衡問題，政府一定程度上主導(dǎo)著要素貨幣化分配，金融體系發(fā)展相對滯后，金融資源配置效率偏低。經(jīng)濟(jì)發(fā)展過度依賴投資，而投資又過度依賴于直接融資。貨幣供應(yīng)存在國際資本循環(huán)下的“被動創(chuàng)造”問題等。為保持合理的貨幣供應(yīng)量規(guī)模以滿足社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求，將物價指數(shù)控制在合理區(qū)間內(nèi)，以此促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整，建議：一是優(yōu)化融資模式，減少間接融資比例，擴(kuò)大債券市場和資本市場的規(guī)模。未來一個時期應(yīng)堅定不移地發(fā)展信貸以外的融資方式，擴(kuò)大非信貸社會融資規(guī)模，持續(xù)改善社會融資結(jié)構(gòu)，從而實(shí)質(zhì)性地降低M2的增長動力。二是轉(zhuǎn)變政府主導(dǎo)的粗放型經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，提高稀缺金融資源的配置效率，警惕地方政府高漲的投資熱情帶來的總需求迅速擴(kuò)張的壓力，避免融資需求的快速增長。三是對于銀行業(yè)機(jī)構(gòu)來說，應(yīng)當(dāng)努力推進(jìn)戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型，改變過度依賴規(guī)模擴(kuò)張和存貸款利差的經(jīng)營現(xiàn)狀，全方位拓展各項(xiàng)業(yè)務(wù)。同時，要進(jìn)一步加強(qiáng)信貸結(jié)構(gòu)調(diào)整，以國家重點(diǎn)項(xiàng)目、戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)、中小企業(yè)和“三農(nóng)”等領(lǐng)域作為投放的重點(diǎn)，進(jìn)一步提高信貸資金的使用效率，最大程度地發(fā)揮信貸對經(jīng)濟(jì)的支持作用。四是在匯率政策方面，我國應(yīng)進(jìn)一步增加匯率改革的靈活性和針對性，增強(qiáng)匯率彈性，努力促進(jìn)國際收支平衡，減輕外匯占款增長對M2總量帶來的壓力。

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篇（7）

一、引言

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

二、模型選擇及數(shù)據(jù)定義

本文在以前這些研究結(jié)果的基礎(chǔ)上，采用β-收斂法來測算區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的收斂性，這是由新古典增長模型演變而來的，通過測算β-收斂系數(shù)來考察地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的收斂性，β-收斂系數(shù)是指落后地區(qū)的某些經(jīng)濟(jì)指標(biāo)接近發(fā)達(dá)地區(qū)水平的速度。該模型中，僅有兩個時點(diǎn)t-T和t上的觀測值，T是時段的長度，這一時間區(qū)間上的平均增長率即為：

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

本文分析的原始數(shù)據(jù)主要來自《中國統(tǒng)計年鑒》(國家統(tǒng)計局，1994～2006)。本文分析中提到的人均GDP均為真實(shí)人均GDP，即對人均GDP進(jìn)行平減指數(shù)的修正。考慮到各省的GDP名義指數(shù)、可比價格GDP指數(shù)難以獲得，統(tǒng)一采用同年全國的GDP名義指數(shù)、可比價格GDP指數(shù)進(jìn)行處理，全國的可比價格GDP指數(shù)采用以1978年為基期，GDP的名義指數(shù)同樣采用1978年為基期，具體的計算公式為：

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

各省第i年真實(shí)人均GDP=各省第i年人均GDP/第i年平減指數(shù)。

三、區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長收斂性的實(shí)證分析

(一)絕對收斂分析

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

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

(二)條件收斂分析

條件收斂指出，不同區(qū)域之間具有不同的結(jié)構(gòu)特征，從而具有不同的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)態(tài)，無論經(jīng)濟(jì)的初始條件如何長期內(nèi)不同區(qū)域的人均水平將收斂與各自的穩(wěn)態(tài)水平。由于條件收斂承認(rèn)不同區(qū)域具有不同的結(jié)構(gòu)特征和穩(wěn)態(tài)值，比絕對收斂更加接近現(xiàn)實(shí)，更具有說服力。

在(1)式中再加入其他變量，構(gòu)建條件收斂的回歸模型：

是一些用于測度區(qū)域穩(wěn)態(tài)值的變量，也被稱為收斂條件。如果回歸方程8大于零，且能很好的度量穩(wěn)態(tài)值，則說明發(fā)生了條件收斂。

條件收斂研究的關(guān)鍵問題是收斂條件的尋找和確定。巴羅強(qiáng)調(diào)政府支出是“增長的催化劑”。他檢驗(yàn)了政府各種支出對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)度，這些變量分別以獨(dú)立的形式直接加入，結(jié)果表明它們對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)截然有別：其中公共教育支出部分估計系數(shù)顯著為正，而用于純政府消費(fèi)的部分估計系數(shù)顯著為負(fù)。財政支出作為政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)的一個重要特征參數(shù)，它自然是分析框架中一個不可或缺的重要元素。

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

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

篇（8）

傳統(tǒng)研究經(jīng)濟(jì)增長的理論是從土地、資本和勞動力的貢獻(xiàn)來分析，無法揭示出經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的源泉。內(nèi)生增長理論特別是新增長理論把技術(shù)進(jìn)步內(nèi)生化，強(qiáng)調(diào)技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)長期增長的唯一源泉，為經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長指出方向。索洛指出，美國長期人均收入增長中,技術(shù)進(jìn)步起到了80%的作用,投資增加只解釋了余下的20%。正如克魯格曼指出的中國經(jīng)濟(jì)增長的問題一樣，經(jīng)濟(jì)取得了卓越的增長率，卻沒有與之相當(dāng)?shù)淖吭降纳a(chǎn)率增長。經(jīng)濟(jì)的增長大部分是資源投入，而不是效率提升的結(jié)果。

當(dāng)前，新疆正處于大發(fā)展的新時期，面臨歷史性重大機(jī)遇，中央新疆工作座談會提出了新疆跨越式發(fā)展和長治久安的戰(zhàn)略決策，進(jìn)入了新的歷史發(fā)展階段。在這一背景下，新疆要實(shí)現(xiàn)中央制定的跨越式發(fā)展目標(biāo)，傳統(tǒng)的發(fā)展模式不可持續(xù)，必須要轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式。

一、新疆經(jīng)濟(jì)增長方式特征

改革開放30多年來，新疆的經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了舉世矚目的成績，從1978年的39.07億元增長到2011年的6574.54億元，年均實(shí)際增長率高達(dá)10.4％。新疆在大力發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時，也在著力調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和加快農(nóng)牧業(yè)現(xiàn)代化、新型工業(yè)化和新型城鎮(zhèn)化“三化”建設(shè)來轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式，但新疆經(jīng)濟(jì)增長方式仍存在增量不增質(zhì)的問題。經(jīng)濟(jì)增長方式的“三高一低”特征明顯，即高投入、高消耗、高污染和低效益。具體表現(xiàn)為:

（一）資源性產(chǎn)業(yè)支撐經(jīng)濟(jì)，產(chǎn)業(yè)長期處于低端化，產(chǎn)業(yè)利潤長期處于低水平狀態(tài)

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

（二）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例不協(xié)調(diào)，重化工業(yè)特征明顯

與發(fā)達(dá)國家和我國東部省區(qū)相比，新疆的整體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)明顯存在比例不協(xié)調(diào)的問題。2011年，新疆的第一產(chǎn)業(yè)占GDP的17.3%，第二產(chǎn)業(yè)占50%左右，服務(wù)業(yè)占32.7%。相比2002年18.9︰37.4︰43.7的結(jié)構(gòu)，近十年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)呈逆向調(diào)整，當(dāng)前進(jìn)一步強(qiáng)化了重化工業(yè)化趨勢，第三產(chǎn)業(yè)則呈下降趨勢。橫向與全國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)10︰47︰43相比，也呈現(xiàn)出第一二產(chǎn)業(yè)過高，第三產(chǎn)業(yè)偏低的特征。2010年新疆輕重工業(yè)比例為13.7:86.3，重工業(yè)中加工制造業(yè)僅占工業(yè)增加值的8.3%，說明新疆工業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)薄弱，工業(yè)體系不健全，產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)育不完備。

（三）新型工業(yè)化發(fā)展不足

新疆2005年提出的新型工業(yè)化，比全國晚了3年，是以農(nóng)業(yè)為重點(diǎn)向以現(xiàn)代工業(yè)為重點(diǎn)的重大戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型。但當(dāng)前的工業(yè)增長仍然依賴于石油開采、化工、電力等傳統(tǒng)行業(yè)。在信息工業(yè)基礎(chǔ)上發(fā)展起來的新型工業(yè)絕對發(fā)展迅猛，相對發(fā)展不足。全國新型工業(yè)化戰(zhàn)略持續(xù)穩(wěn)步上升，但新疆尚處于起步階段。按照胡毅與邢瑞軍（2011）的綜合新型工業(yè)化指數(shù)，新疆從2001年的52分降低至2008年的43分。以新疆風(fēng)電產(chǎn)業(yè)為例，風(fēng)電裝機(jī)量增長緩慢，從2000年的7.3萬KW，增加到2009年的100.3萬KW，但占全國份額卻從21.08％下降到3.89％。

（四）高投入與高消耗并存

2011年新疆全社會固定資產(chǎn)投資總額為4712.77億元，占GDP的比重逐年增大，從1978年的33%逐年增加到2011年的72％。這反映出新疆經(jīng)濟(jì)的高速增長在相當(dāng)程度上是靠高投入支撐的。新疆經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)所占比重很大，這種格局決定了其經(jīng)濟(jì)增長必然要依賴相當(dāng)大的資源與要素投入。新疆的石油加工、建材、鋼鐵、有色、電力等高耗能行業(yè)能源消費(fèi)比重占規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)能耗的四分之三。2009年，新疆萬元GDP能耗為1.93噸標(biāo)準(zhǔn)煤/萬元，是全國平均水平的1.8倍，其中，萬元工業(yè)增加值能耗為3.10噸標(biāo)準(zhǔn)煤/萬元，是全國平均水平的1.5倍。新疆屬于典型的高耗能工業(yè)。

二、基于全要素生產(chǎn)率的新疆經(jīng)濟(jì)增長分析

探討和描述經(jīng)濟(jì)增長方式的文獻(xiàn)非常多，依據(jù)不同的判斷標(biāo)準(zhǔn)和視角有多種增長方式，但從定量的方法來分析經(jīng)濟(jì)增長方式的方法是全要素生產(chǎn)率(Total Factor Productivity，簡稱TFP)方法。TFP方法是分析經(jīng)濟(jì)增長方式的重要工具，估算TFP有助于進(jìn)行經(jīng)濟(jì)增長源泉分析，即分析各種要素對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，確定增長的可持續(xù)性。TFP的增長是支持經(jīng)濟(jì)長期增長的唯一源泉，是一個國家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量、技術(shù)進(jìn)步和管理效率提高的重要標(biāo)志。

篇（9）

對外貿(mào)易是否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)界爭論的焦點(diǎn)。關(guān)于對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長相互關(guān)系的研究大體上存在三種觀點(diǎn):促進(jìn)論、阻礙論、折衷論。國內(nèi)外許多經(jīng)濟(jì)學(xué)者對此做了大量的實(shí)證研究,由于采用的研究方法和研究范圍及采用的數(shù)據(jù)不同,實(shí)證研究得出的結(jié)論也各不相同。國外學(xué)者的實(shí)證研究中,Kaldor指出,經(jīng)濟(jì)增長使生產(chǎn)成本降低,有利于對外貿(mào)易;Ghartey指出,經(jīng)濟(jì)增長就能帶來出口的增加;Balassa采用橫截面數(shù)據(jù)分析10個國家的出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系,得出出口引致經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)論。Michaely的研究發(fā)現(xiàn)出口對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)有一個臨界發(fā)達(dá)水平,在臨界發(fā)達(dá)水平的兩側(cè),出口對經(jīng)濟(jì)增長的作用大不相同,經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)國家的出口對經(jīng)濟(jì)增長的作用較為明顯。同時,在對外貿(mào)易是否能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的問題上,國內(nèi)學(xué)者也做了大量的實(shí)證研究。總的來說,對外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著高度相關(guān)關(guān)系,但對外貿(mào)易在不同國家的不同地區(qū)不同時期有著不同的重要性,它既不是增長的充分條件也不是必要條件。鑒于此,本文在分析前人研究成果的基礎(chǔ)上,利用協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型、Granger因果檢驗(yàn)等方法,從不同的角度分析對外貿(mào)易對經(jīng)濟(jì)增長的影響。

二、實(shí)證分析

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

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

3.協(xié)整檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)是用來檢驗(yàn)非平穩(wěn)變量之間是否存在長期均衡的關(guān)系。本文采用JJ方法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),JJ方法適用于多個協(xié)整關(guān)系的估計和檢驗(yàn)。在進(jìn)行JOHANSEN協(xié)整檢驗(yàn)時,首先應(yīng)確定一個合理的滯后階數(shù),以防出現(xiàn)偽協(xié)整。JO-HANSEN檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后階數(shù)根據(jù)VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)p來確定。在選擇滯后階數(shù)p時,一方面要使滯后階數(shù)足夠大,以完整地反映模型的動態(tài)特征;另一方面,滯后階數(shù)又不能太大,以免降低模型的自由度。根據(jù)AIC原則和SC原則并結(jié)合LR檢驗(yàn),得到VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2,因此協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后階數(shù)為1。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。的檢驗(yàn)結(jié)果表明,在5%的顯著水平下,三個變量之間存在唯一的協(xié)整關(guān)系,說明在樣本區(qū)間內(nèi),寧波市的經(jīng)濟(jì)增長與進(jìn)出口之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。取標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整向量,得到以下協(xié)整關(guān)系表達(dá)式:（公式略）調(diào)整系數(shù)值較高表明模型擬合優(yōu)度較好,F統(tǒng)計值表明方程總體通過顯著性檢驗(yàn)。從(1)式可以看出,出口對經(jīng)濟(jì)增長的彈性約為0.414,即出口每增加1%可以帶來41.3%GDP增長,進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長的彈性約為0.015,即進(jìn)口每增加1%可以帶來1.5%的GDP增長,說明進(jìn)出口對寧波市經(jīng)濟(jì)增長具有正向的拉動作用,并且出口對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用遠(yuǎn)大于進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用,從而支持了出口促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的假說,但也不能忽視進(jìn)口對經(jīng)濟(jì)的增長作用。

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

5.Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。由協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知,寧波市進(jìn)口、出口與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系,但是這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系,即是由于進(jìn)口、出口的增加帶來了經(jīng)濟(jì)的增長,還是由于經(jīng)濟(jì)的增長帶來了進(jìn)口、出口的增長,是由于進(jìn)口的增長帶來了出口的增長,還是由于出口的增長帶來了進(jìn)口的增長,則需要進(jìn)一步驗(yàn)證。本文采用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法對進(jìn)口、出口及經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。P概率值的含義是,拒絕原假設(shè)而出現(xiàn)第一類錯誤的概率。P概率值越小,拒絕原假設(shè)而出現(xiàn)第一類錯誤越小,故拒絕原假設(shè)概率越大。對外貿(mào)易進(jìn)口不是經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因,但經(jīng)濟(jì)增長卻是進(jìn)口的Granger原因,說明隨著寧波市經(jīng)濟(jì)的增長,加大了對外貿(mào)易進(jìn)口。對外貿(mào)易出口與經(jīng)濟(jì)增長之間互為因果關(guān)系,表明寧波市經(jīng)濟(jì)具有典型的“出口驅(qū)動型經(jīng)濟(jì)增長特征”,出口的增加導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)的增長,經(jīng)濟(jì)增長反過來又促進(jìn)更多的企業(yè)加大出口,產(chǎn)生了明顯的反饋?zhàn)饔?經(jīng)濟(jì)增長是出口增加的原因。對外貿(mào)易出口是進(jìn)口的Granger原因,而進(jìn)口不是出口的Granger原因,即寧波市對外貿(mào)易出口的擴(kuò)張加大了進(jìn)口的力度,由于經(jīng)濟(jì)增長與出口的雙向拉動作用,因此寧波市進(jìn)口也顯示出強(qiáng)勁的增長趨勢。#p#分頁標(biāo)題#e#

三、研究結(jié)論

篇（10）

十報告指出要適應(yīng)國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)形勢新變化，加快形成新的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，把推動發(fā)展的立足點(diǎn)轉(zhuǎn)到提高質(zhì)量和效益上來。同時，報告也強(qiáng)調(diào)了深化經(jīng)濟(jì)體制改革是加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的關(guān)鍵。

現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長的基本理論綜述

關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長方式的類型有很多種提法，如數(shù)量型與質(zhì)量型、外延型與內(nèi)涵型、粗放型與集約型等。盡管劃分角度不同，但在本質(zhì)上，數(shù)量型、外延型和粗放型是一致的，主要依賴要素投入數(shù)量的增加來實(shí)現(xiàn)產(chǎn)出的增長；而質(zhì)量型、內(nèi)涵型和集約型是一致的，主要依賴要素質(zhì)量和使用效率的提高來實(shí)現(xiàn)產(chǎn)出的增長。

從古典學(xué)派經(jīng)濟(jì)學(xué)家開始，就對經(jīng)濟(jì)增長的性質(zhì)、原因和條件等進(jìn)行了探討。亞當(dāng)·斯密把決定和影響經(jīng)濟(jì)增長的因素歸結(jié)為：生產(chǎn)性勞動、勞動分工和資本積累。約翰·穆勒深入研究了人口增長、資本積累、技術(shù)進(jìn)步、勞動分工和合作等因素在經(jīng)濟(jì)增長中的作用。此后，馬歇爾注意到組織管理以及知識在經(jīng)濟(jì)增長中的作用，熊彼特強(qiáng)調(diào)了企業(yè)家創(chuàng)新對與經(jīng)濟(jì)增長的影響。上述研究所涉及的影響因素都可以歸入“要素投入增加”和“要素生產(chǎn)率提高”兩個方面。

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

y=a+αk+βl

式中y為產(chǎn)出增長率，k為資本投入增長率，l為勞動投入增長率，a為全要素生產(chǎn)率，α為資本彈性系數(shù)；β為勞動彈性系數(shù)。從該方程式中可以看出，經(jīng)濟(jì)增長因素分為全要素生產(chǎn)率和要素投入增長率兩大類，而要素投入增長率又細(xì)分為資本投入增長率和勞動投入增長率。

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

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

我國經(jīng)濟(jì)增長方式特征相關(guān)文獻(xiàn)綜述

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

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

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

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

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

我國粗放型經(jīng)濟(jì)增長方式特征與政府的不當(dāng)干預(yù)

經(jīng)濟(jì)增長是由企業(yè)活動實(shí)現(xiàn)的，而企業(yè)依賴于要素價格體系，其決策是在給定產(chǎn)出的前提下，根據(jù)要素的相對價格來選擇要素投入組合以實(shí)現(xiàn)成本最小化。因此，企業(yè)面對的相對要素價格體系決定了企業(yè)選擇的要素投入組合，因而也最終決定了整個宏觀經(jīng)濟(jì)的增長方式。一國的要素價格體系又主要取決于一國的要素稟賦結(jié)構(gòu)特征和政府的干預(yù)。一般而言，一個國家某種要素越豐裕，它的相對價格就越低；而越稀缺的要素的相對價格就越高。

（一）與經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段同步的粗放型經(jīng)濟(jì)增長方式

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

就我國的要素稟賦結(jié)構(gòu)來看，勞動力資源最為充裕，資本和土地（自然資源）次之，而技術(shù)最為短缺。由此形成的要素價格體系表現(xiàn)為勞動力價格相對最低，資本和土地次之，而技術(shù)相對最為昂貴。此處技術(shù)是指憑借自主研發(fā)實(shí)現(xiàn)的。由于我國尚處于發(fā)展中階段，進(jìn)行自主研發(fā)實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步往往需要很高的研發(fā)投入，而且風(fēng)險較大，因而價格高昂，在其他國家有現(xiàn)成技術(shù)可以引進(jìn)的情況下，通過引進(jìn)技術(shù)來推進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，取得技術(shù)的成本和風(fēng)險都較低，更具有經(jīng)濟(jì)合理性。不過，引進(jìn)的技術(shù)一般包含在所購買的技術(shù)設(shè)備里，在進(jìn)行經(jīng)濟(jì)增長核算時會表現(xiàn)為資本的增加，而不是索洛余值的增加，即不表現(xiàn)為全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。相反，如果以自主研發(fā)來取得技術(shù)進(jìn)步，研發(fā)的成本不被包括在經(jīng)濟(jì)增長核算中，所以，自主研發(fā)所獲得的技術(shù)進(jìn)步就會表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)核算中的索洛余值，即全要素生產(chǎn)率的增長。

另一方面，隨著我國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)快速增長，勞動力和土地價格出現(xiàn)相對上升趨勢，迫使企業(yè)逐漸改變要素投入結(jié)構(gòu)，開始重視研發(fā)投入，以促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步。因此，我國的經(jīng)濟(jì)增長方式表現(xiàn)為主要依賴于要素投入的粗放型模式，一方面迅速成長為“世界工廠”，產(chǎn)生大量以加工組裝為主的勞動密集型企業(yè)，大量農(nóng)村剩余勞動力進(jìn)城就業(yè)；另一方面全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率雖然不高，但出現(xiàn)緩慢上升的趨勢。盡管資本價格相對較高，但在發(fā)達(dá)國家主導(dǎo)的技術(shù)進(jìn)步以資本密集性技術(shù)為主的情況下，企業(yè)不得不通過加大資本投入提高競爭力，這在宏觀上就表現(xiàn)為以大規(guī)模資本投入促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，這與一個發(fā)展中國家在工業(yè)化初級階段的發(fā)展模式是吻合的。可以說，這些粗放型特征都具有一定的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段適應(yīng)性。

（二）政府不當(dāng)干預(yù)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長方式過度粗放

從我國要素價格體系中的政府干預(yù)來看，存在著對要素價格的嚴(yán)重扭曲現(xiàn)象，主要表現(xiàn)在以下幾個方面：

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

2.資本價格長期偏低。我國在計劃經(jīng)濟(jì)體制下，實(shí)行重工業(yè)優(yōu)先發(fā)展戰(zhàn)略，人為壓低利率，使利率水平長期低于市場利率，這一現(xiàn)象在改革開放后仍未做到實(shí)質(zhì)改變。作為一個發(fā)展中國家，資本原本不充裕，但名義利率在有的時期卻低于美國，如2007年6月我國一年期人民幣貸款基準(zhǔn)利率為6.57%，與美國當(dāng)時6.5%的再貼現(xiàn)率水平持平。另外，我國特有的所有制結(jié)構(gòu)，國有銀行控制了大部分金融資源，主要貸放給國有企業(yè)，銀行沒有謹(jǐn)慎貸款的激勵，國有企業(yè)也沒有還貸的動力，甚至一些非國有企業(yè)憑借人情借貸也是如此，這使得企業(yè)實(shí)際支付的貸款利率可能更低。企業(yè)賴賬得不到應(yīng)有的制約，進(jìn)一步加劇了我國信貸市場的逆向選擇和道德風(fēng)險。

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

4.對知識產(chǎn)權(quán)的保護(hù)不力提高了技術(shù)的實(shí)際價格。在我國這樣的發(fā)展中國家，企業(yè)進(jìn)行自主研發(fā)的投入高、風(fēng)險大。即使取得研發(fā)成果，由于市場的法制環(huán)境不完善，也導(dǎo)致知識產(chǎn)權(quán)被侵犯的現(xiàn)象較多，某種新產(chǎn)品一上市，市場上很快就會出現(xiàn)大量假冒偽劣產(chǎn)品，企業(yè)為維權(quán)還需支出打假、訴訟等費(fèi)用。這使得企業(yè)自主研發(fā)的實(shí)際成本提高，提高了技術(shù)要素的實(shí)際價格。

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

從粗放型向集約型增長方式轉(zhuǎn)變的路徑選擇

我國的要素價格體系受到了政府過多的不當(dāng)干預(yù)，經(jīng)濟(jì)增長方式表現(xiàn)出了過度粗放的特征。這帶來了環(huán)境被嚴(yán)重破壞、資本被浪費(fèi)性使用、技術(shù)進(jìn)步緩慢等一系列問題，削弱了經(jīng)濟(jì)增長的可持續(xù)性。因此，需要采取措施對政府的干預(yù)進(jìn)行矯正，在市場調(diào)節(jié)的基礎(chǔ)性作用與政府調(diào)節(jié)的輔作用下，形成能夠反映資源稀缺程度的合理的要素價格體系和創(chuàng)新激勵體系，來引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)增長方式從粗放型向集約型的轉(zhuǎn)變。

（一）營造有利于經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的法制環(huán)境

從發(fā)達(dá)國家的發(fā)展經(jīng)驗(yàn)來看，在知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)、能源利用和環(huán)境保護(hù)等方面均形成了比較完備的法律體系和嚴(yán)格的執(zhí)法體系，做到了有法可依，違法必究。而我國一方面相應(yīng)領(lǐng)域的法律不完備，在執(zhí)法上更是問題重重，制約了經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變。因此，加強(qiáng)和完善促進(jìn)技術(shù)研發(fā)和利用、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)、資源節(jié)約和環(huán)境保護(hù)等方面的立法，將一些有效的制度和措施上升為法律層面，尤其是加強(qiáng)執(zhí)法體系建設(shè)，使法律法規(guī)落到實(shí)處更是當(dāng)務(wù)之急。

（二）有效發(fā)揮產(chǎn)業(yè)政策的引導(dǎo)作用

產(chǎn)業(yè)政策是通過確定產(chǎn)業(yè)發(fā)展的優(yōu)先順序、限制落后產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張、鼓勵和支持高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展等措施來達(dá)到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、節(jié)約資源、保護(hù)環(huán)境以及促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)政策。產(chǎn)業(yè)政策最常用的工具是市場準(zhǔn)入制度，政府應(yīng)重點(diǎn)針對高耗能、高污染和產(chǎn)能過剩產(chǎn)業(yè)制定嚴(yán)格的市場準(zhǔn)入標(biāo)準(zhǔn)和監(jiān)管法規(guī)。技術(shù)落后、單位產(chǎn)出能耗高、達(dá)不到技術(shù)準(zhǔn)入和環(huán)保要求的項(xiàng)目不能進(jìn)入市場，現(xiàn)有企業(yè)達(dá)不到標(biāo)準(zhǔn)的應(yīng)逐漸關(guān)停或轉(zhuǎn)產(chǎn)，對于產(chǎn)能過剩產(chǎn)業(yè)嚴(yán)格限制企業(yè)進(jìn)入。產(chǎn)業(yè)政策還應(yīng)進(jìn)一步加大對技術(shù)先進(jìn)、綠色環(huán)保、市場前景廣闊的產(chǎn)業(yè)的支持，優(yōu)先審批，優(yōu)先投資。在產(chǎn)業(yè)布局上，應(yīng)支持產(chǎn)業(yè)投資向落后地區(qū)傾斜，并避免重復(fù)投資和重復(fù)建設(shè)。以此引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整，提高要素使用效率。

（三）有效發(fā)揮財政和金融政策的引導(dǎo)作用

政府可以通過財政、金融政策來激勵和約束企業(yè)的投資行為，以此引導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行集約式生產(chǎn)，從而推動經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變。政府可通過財政政策對實(shí)施自主創(chuàng)新、不可再生資源循環(huán)利用的企業(yè)給予激勵，為其提供一定的稅收優(yōu)惠，加大研發(fā)費(fèi)用的扣除比率，通過金融政策予以優(yōu)先貸款，使企業(yè)愿意加大創(chuàng)新研發(fā)的投入，愿意通過重大技術(shù)突破和對現(xiàn)有技術(shù)、工藝的改進(jìn)及對引進(jìn)技術(shù)的消化、吸收來增強(qiáng)企業(yè)競爭力，愿意采取節(jié)能降耗措施進(jìn)行生產(chǎn)。同時，政府可提高高能耗、高排放企業(yè)的稅收比例，抑制高耗能、高排放行為，鼓勵其通過技術(shù)創(chuàng)新、管理創(chuàng)新來節(jié)能降耗。

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

（四）提高教育投資的利用質(zhì)量

加大對教育的投資力度，可以提高勞動者的人力資本水平，提高勞動者的勞動生產(chǎn)率，可以提高國家的自主創(chuàng)新能力，為經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變奠定人力資源基礎(chǔ)。近年來，政府對教育的投資力度不斷加大，但人才的培養(yǎng)質(zhì)量還有待提高，人才的培養(yǎng)結(jié)構(gòu)也不太合理，表現(xiàn)為人才的創(chuàng)新能力不強(qiáng)、大學(xué)生就業(yè)難、熟練技術(shù)工人嚴(yán)重短缺等方面。因此，在加大教育投資力度的同時，政府應(yīng)注重提高教育投資的質(zhì)量，如加大對職業(yè)學(xué)校的硬件投入、加大對優(yōu)秀學(xué)生的獎勵力度、加強(qiáng)師資隊伍建設(shè)等。

總之，在我國面臨轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的關(guān)鍵階段，既要充分發(fā)揮市場機(jī)制的調(diào)節(jié)作用，也要發(fā)揮政府干預(yù)的推動作用，以有效的市場機(jī)制結(jié)合科學(xué)的宏觀調(diào)控政策來引導(dǎo)企業(yè)的要素使用偏好，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，推動經(jīng)濟(jì)增長方式向集約型轉(zhuǎn)變。

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