经济增长的特征大全11篇

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中图分类号：F151．2　文献标志码：A　文章编号：1008－0961(2007)02－0021－04

俄联邦经济历经十余年的衰退、大幅波动和金融危机的冲击后，从1999年起进入了新一轮增长阶段。新一轮经济增长速度较快，波动较小，持续时间较长，各方面经济指标均有所改善，在这个背景下，俄政府提出了2010年GDP比2000年翻一番的目标。

一、俄联邦新一轮经济增长

俄经济新一轮增长不但摆脱了转轨以来经济持续下滑的局面，而且实现了持续稳定的增长。从1999年的恢复性增长开始，七年来俄GDP增长速度保持在5％－10％之间，波动幅度远小于上世纪90年代，2000－2004年五年平均增速7％，2005年国内生产总值增幅为6.4％(见图1)。

俄新一轮经济增长除了表现在GDP稳定持续增长外，还体现为可支配收入的增加和消费领域爆炸式增长。2005年俄进口车销售量达到60万辆，比2004年增加了57％，比2001年增加了6倍；手机用户也从2000年的300万增加到2006年6月的8000万；至少20％的家庭拥有电脑，是2001年的4倍。消费能力的迅速提升与俄罗斯人均收入的迅速提高是密不可分的。过去五年，俄罗斯人均年收入的平均增幅接近29％。高盛公司预测，俄罗斯人均年收入在2025年之前将高达4.5万美元。美林公司和凯捷集团最近公布的调查结果显示，目前俄罗斯约有8.8万名百万富翁。俄罗斯最大的外国汽车进口销售商罗尔夫连锁公司的总裁马特・唐纳利表示，在他们那里买车的不只是百万富翁。他估计有800万俄罗斯人月收入至少有2000美元，350万俄罗斯人月收入至少4000美元。

经济状况持续转好的另外一个标志是外债大幅减少，黄金外汇储备跃居全球第四。1999年，俄外债曾高达1545亿美元，占当年GDP的84％。而到2006年6月，俄黄金外汇储备达2460亿美元。为使国家节省77亿美元的利息，俄政府决定在8月底之前全部偿清所欠巴黎俱乐部的213亿美元债务，并同意支付10亿美元作为补偿金。俄MDM银行首席经济学家认为，那些在八年前曾经嘲笑过俄罗斯的人现在不得不承认，俄罗斯是世界上最具潜力的市场之一，是一个有信誉的大国。

二、新一轮经济增长的特征

(一)出口拉动下的经济增长

分析一国经济增长原因的方法很多，可以从政治经济角度分析，也可以从经济增长理论角度出发分析。GDP是衡量一国经济总量的重要指标，而且经济结构不合理、增长方式粗放一直是困扰俄经济的问题，因此从GDP研究的角度人手，分析GDP各种构成部分对经济增长的作用具有较强的现实意义。从支出的角度看，构成GDP的主要内容包括消费、投资、政府开支、出口、进口，采用多元线性回归方法对上述变量进行分析以便比较各变量对俄GDP增长的影响(见表1)。

由于构成GDP的变量之间关系密切，为避免变量自相关导致的信息失真，分析过程中不采用变量全部进入分析的方法，而采取逐步筛选法对各变量进行筛选。本分析所用工具为SPSS13，分析结果为公式1。

回归曲线：

GDP=0.783＋1.322×出口＋0.629×投资(公式1)

(t=9.85 18.59　5.19)

(R2=0.989，DW=2.427，)

从分析结果看，出口和投资是俄GDP的主要决定因素，相关系数0.989，DW检验值2.427，说明各变量之间的自相关关系不是很强烈，因此得到的结论是可信的。分析结果说明俄罗斯出口、投资是支撑俄罗斯GDP增长的主要因素，在回归方程中出口乘数为1.155，出口值占GDP的1／3左右，因此可以认为俄经济明显受到出口因素的影响。消费、进口因素对GDP增长的重要性在模型中没有得到体现。在俄罗斯出口产品中自然资源是最重要的产品，其中石油的作用尤为突出。从图1可以看出，石油价格的波动幅度与俄GDP增长趋势关系非常密切，石油价格大幅波动与俄经济大幅波动几乎同时发生。因此，无论从回归分析还是观察曲线走势，都可以认为俄罗斯的经济增长与石油出口价格有密切关系。

(二)俄经济已经初步具备持续增长的基础

国内消费能力不断增强，国内消费对GDP增长的贡献显著提高。石油出口一方面拉动俄经济增长，另一方面也掩盖了其他因素对经济增长的贡献。为分析消费、投资、政府支出等因素对经济增长的贡献，需要剔除石油出口对经济增长的影响。在GDP中直接剔除石油份额的做法很难实现，为解决此问题，世界银行专家组在2005年3月公布的《从转轨到发展――俄联邦经济发展备忘录》中提出了通过石油价格对GDP增长的弹性来剔除石油出口对经济增长影响的方法。该方法认为，根据对俄罗斯经济增长和石油价格的关系的分析，近年来俄罗斯GDP增长对石油价格变动的弹性系数在0.05－0.10之间，即石油价格每变动1个百分点，将影响俄GDP同向变化0.05－0.10个百分点。同时该备忘录认为选取0.07这个弹性系数是较好的。本文采用世界银行推荐的标准对俄GDP进行调整，结果见表1最右一列。以调整后的GDP为因变量，重新进行多元线形回归，结果如公式2所示。

调整后的GDP=0.744＋1.39×消费(公式2)

(t=5.63　13.82)

(R2=0.955，DW=2.090)

分析结果表明，剔除石油价格波动的影响后，消费成为影响GDP的主要因素。由于构成GDP的五大因素都是密切相关的，简单应用线性回归分析很难消除变量之间复相关的影响，消费变量不仅解释了消费对GDP的贡献也可能解释了其他因素的贡献，尽管如此，剔除石油因素后消费对GDP的贡献显著提高却是毋庸置疑的。

为弥补线性回归分析的不足，有必要从其他角度分析消费对GDP的贡献。从表2数据可以看出，七年来俄罗斯的消费能力不断增强，消费占GDP总量的份额不断提高，从1999年的47.5％稳步提高至2004年的52.6％；进口占GDP的比例也显著上升，七年间增长了14个百分点；而同时期贸易顺差占GDP的比例却不断下降，从1998年的24.6％逐渐下降至2004年的11.9％。这说明

内需对俄经济增长的贡献越来越大，而且这种趋势呈现稳步发展的势态，这对于严重依赖资源出口的俄联邦来说是非常好的势头。尽管俄GDP增长受石油价格的明显影响，但随着国内消费等国内经济活动的影响逐步加强，俄经济正逐步摆脱对外经济依赖。与石油出口价格的大幅波动相比，消费等国内经济活动的稳定性要强得多。

投资效率不断提高。投资效率反映了投资每变动百分之一所引起的GDP变化率，可用于衡量资本形成对一国经济增长的贡献。俄经济的投资效率除了在1998年金融危机冲击下出现大幅波动外，总体呈现逐渐增长的趋势。1999年以前，俄经济的平均投资效率低于5％，此后不断提高，2001年以后从11％逐步提高到18％，并且呈现稳定增长的趋势(见图2)。投资效率稳定持续提高也是俄经济实现比较稳定、持续增长趋势的重要因素之一。综合以上各项分析可以认为俄经济已经初步具备了稳定增长的基础。

三、俄新一轮经济增长的问题

(一)过度依赖资源出口，俄经济中尚存在不稳定因素

俄罗斯以石油和天然气以及原材料的生产和出口为主的这样一种经济结构，不仅会耗竭自然资源，而且会时常受国际市场行情波动的影响，从而使本国经济发展不可避免地受外部因素的左右。不仅如此，这种不合理的经济结构还造成高科技部门和高新技术产业发展缓慢。在未来一段时间内，俄经济增长还将存在一定程度上的不稳定因素。因此逐步改变对资源出口的依赖，逐步优化出口结构是俄经济发展所面临的一个突出问题。此外，俄GDP中消费所占份额略高于50％，尽管高于中国，但仍低于日本、美国等发达国家。提高俄经济增长的持续性和稳定性还有赖于不断提高居民收入水平，提高消费在国内生产总值中的份额。

(二)经济增长的动力单一

从回归分析的结果看，如果考虑石油因素影响，俄经济增长的主要动力是出口和投资，而且许多是与石油产业有关；如果不考虑石油因素影响，俄经济增长的主要动力是国内消费。因此无论是否剔除石油因素影响，俄经济增长都面临动力单一的问题。为说明问题，本文对中国GDP的构成同样作多元回归分析，所采用方法与分析俄经济时所采用的方法相同。为突出重点，避免罗列过多数字，这里仅提供分析结果。分析中所用原始数据均摘自国家统计总局网站公布的《2005年中华人民共和国统计年鉴》。

GDP=0.174＋1.474×消费＋0.481×投资＋0.741×出口－0.381×进口(公式3)

(t=1.681 t=39.562 t=4.992t=4.661 t=-2.901)

R2=1.000．DW＝2.507GDP＝-3357.437＋1.444×消费＋0.705×投资＋0.602×净出口

公式3的分析结果表明，消费、投资、进口、出口是影响中国经济增长最主要的变量，与俄罗斯的情形相比，影响中国增长的各项因素关系更加均衡。进口和出日同时成为影响GDP增长的重要变量，说明中国经济已经处于较高的开放水平。对比各变量不难发现，无论从总量(占GDP的百分比)还是回归曲线的系数(1.474)来看，消费都是影响GDP增长的最重要变量。国内消费具有稳定增长的特性，这些年来中国经济实现较稳定的持续增长与这种消费占主要地位、其他变量均有显著影响的模式是有关系的。因此，从GDP构成的角度看，俄罗斯经济要实现更加稳定的持续增长，应该进一步提高消费在GDP中的份额，同时均衡消费、投资、进口、出口等因素的关系。俄罗斯是一个拥有近1.5亿人口和丰富自然资源的大国，不可能依靠某些产业的畸形发展而获得持续发展，俄罗斯经济增长最终还是要依靠自身的消费、投资等力量的推动。

对比中俄两国的出口乘数发现，两国对出口的依赖性都比较强。与俄经济不同的是，中国出口中有近2／3是外商在华投资企业实现的。外资企业在华投资是利用中国较为完善的基础设施和廉价的劳动力，不仅为中国创造了就业机会、增加了税收，而且提高了国内市场竞争力，带动中国技术、管理水平不断提高，推动中国的市场化改革不断走向深入。俄罗斯严重依赖石油和天然气出口，虽然能换来大量外汇，但对国内经济发展的贡献却很有限，更不用说推动技术、管理水平的提高了。因此，中国外向型经济与单纯依赖自然资源出口的俄罗斯经济相比，无论在稳定性还是在经济效果上都要优越许多。这能够在一定程度上解释中俄两国虽然对出口都有较强的依赖性，但是中国经济在外部冲击面前表现出很强的稳定性，即使1998年的金融危机也没有让中国经济大幅衰退，而俄罗斯受到了那次危机的重创。

篇（2）

中图分类号：F061.2；F061.3 文献标志码：A 文章编号：1674-8131（2014）06-0096-04

经济增长是各国（地区）普遍追求的目标，也是经济学着力解决的问题。纵观主流经济学的发展，从重农主义强调土地的作用到重商主义强调市场的作用，到古曲主义和新古典主义综合强调各类生产要素（当然包括土地）和发挥市场效率等的作用，都展示出这样一幅图景：人们在分析经济增长时，越来越多地把各类相关要素纳入分析框架，从而越来越客观、准确地描述现实经济增长过程以及各因素所起的作用和其存在的原因，推动了经济学的发展，进而提高了人们调控经济发展的能力。但是，一个比较明显的问题却还没有引起人们的足够重视：人之所成为经济活动的主体并在一定程度上掌控经济活动的均衡发展的根本原因，在于人区别于其他物种而具有智能生命的特质，换句话说，就是人类可以通过知识积累提高其“掌控经济活动”的能力，而这正是我们推进经济增长的根本，但是这点却在很大程度上被主流经济学所忽视。本文拟通过对经典经济增长理论的反思，探讨人类知识，尤其是制度知识在经济增长中的作用。

一、经济增长理论的反思及问题的提出

人类的知识不论怎样区分，基本上可以概括为关于自然的知识和关于人类自身的知识两类，前者是人类探知和改造自然的技术性知识，而后者是关于人类自我组织的知识，可分别称之为“技术知识”和“制度知识”。如果说各种经济增长理论中涉及知识的作用，大体都是指技术知识对经济增长的作用。不论是李嘉图强调资本有机构成提高的传统经济增长，还是马歇尔的新古典主义增长，最终都只是把知识对经济增长的作用局限于技术知识的作用。直至当前，人们在研究知识对经济增长的作用时，大都是指技术知识在推动经济增长中的作用，如往往将信息技术作为知识的典型代表。这种认识的主要原因，不仅在于经济增长分析中的新古典主义倾向，而且在于人们注重于从定量上确定知识在经济增长中的作用，而技术知识更容易量化。

但是，从现实经济增长来看，人类的制度知识直接影响到社会经济制度的形成和有效性（张尚毅，1998a），进而影响甚至决定经济增长的方式和成果。新古典主义的一个最基本特征是在经济分析中不考虑制度对经济的影响，将经济制度视为经济分析的外生因素；而李嘉图的传统增长理论虽然涉及制度因素，但是并没从知识的角度进行这方面的分析。事实上，我们从经济增长理论的基本发展脉络可以看到这点。

张尚毅：制度知识对经济增长的作用及人力资本第二特征随着经济的发展以及人们对经济发展的要求，经济增长理论也不断发展演变，从重农主义到重商主义等无不如此。现代经济增长理论源于哈罗德和多马的经济增长模型，他们假定技术等经济变量不发生改变，从资本和储蓄的相互关系引出经济增长模型，从而推出一个最优经济增长路径，并以此提出经济增长的制约因素。作为新古典主义的继承者，哈罗德等人在其模型中沿袭了新古典主义传统，将经济增长直接与储蓄转化为资本联系起来，指出经济发展主要取决于资本的投入量，但这只是从一个方面论证了经济增长的因素。随着新古典主义增长模型的发展，产生了以索洛模型为代表的新的经济增长模型。索洛模型以定量分析的方法，引入劳动、技术等变量，从而使经济增长不仅和资本，而且和劳动、技术的变化联系起来（索洛，1988）。经济学的发展使人们可以用定量方法分析出技术对经济的具体贡献和大多数经济理论一样，通过将实际经济数据引入经济增长模型，进而推导出各个变量的具体效应，是在数理上有说服力的方法，正如马克思所指出的那样：“一门科学只有在它成功运用数学时，才算达到了真正完美的地步”（拉法格，1957）。经济学也正因为充分运用了数学成果，从而使其成为真正的科学，经济增长才得以在一定程度上为人类所掌控。 ，索洛在这方面作出了杰出贡献，他通过设立和技术有关的规模变量，分析出技术进步对经济增长的贡献度索洛采用美国1909―1940年经济发展的有关数据，估算出美国平均经济增长率中技术进步的贡献约占51%左右；而对1909―1949年美国非农部门的估算，这个比例提高至87.5%，并且在这40年中后半部分技术进步的贡献约为前半部分的5.83倍（索洛 等，1991）11。这些实证数据不仅验证了技术对经济增长的贡献，而且也说明了随着经济发展，技术对经济增长的作用越来越大。 。新古典主义经济增长模型强调资本、劳动、技术等经济变量对经济增长的贡献，但制度等经济变量依然被排除在经济增长分析之外。

引入技术变量，实质上是在一定程度上将知识引入经济分析中，新古典主义经济增长理论可以从定量的角度论述知识、技术等经济变量对经济的贡献度。如丹尼森曾估算出美国在1948―1973年的经济增长有28%左右归因于知识的进展（索洛 等，1991）256。这些关于知识对经济增长作用的论述，引起了人们对知识对经济增长作用的重视，一些学者也逐渐将知识纳入经济增长分析之中，从而使知识在经济增长分析中由外生变量内生化。然而，真正将知识明确引入经济增长分析的是保罗・罗默。罗默所提出的新经济增长理论，进一步从技术分解出知识对经济增长的重要性。与索洛不同的是，罗默的经济增长理论不仅使经济分析能预测经济的长期趋势，而且可以将经济的短期变化预测出来，从而能更准确地测量知识对经济发展的贡献。新经济增长理论明确指出经济增长并不依赖于劳动力的增长，进而提高了人们对知识在经济增长中作用的认识（Romer，1986）。

知识在经济增长中的重要性被人们发现并重视，得益于现实的经济发展，也得益于于经济学的发展。经济学中经济增长理论的发展，向我们展示了这样一幅图景：经济实践和经济理论相一致，而经济理论又往往超越经济实践，给经济实践以指导，而这在很大程度上要归功于人类关于经济增长的知识的进展。目前，主流经济增长理论虽然将各种生产要素纳入经济增长分析中，但是对于知识在经济增长中的作用，主要强调了技术知识的作用，忽略了制度知识的作用，也没有较为普遍地指明各类知识（特别是制度知识）分别在经济增长中所起的作用。因此，其无法说明为什么知识（实际上是技术知识）在一些经济态中的作用较强，而在另一些经济态中的作用相对较弱；更无法回答为什么技术主导的经济增长发生在一些国家或地区，而不发生在其他国家或地区。因此，要将知识真正引入经济增长分析中，不能仅从技术知识方面着手，还要将人类关于自身的知识纳入其中。由于新古典义传统理论在技术知识方面作了比较系统的论述，下文着重分析制度知识对经济增长的作用。

二、经济增长的知识基础

当我们依赖于自然资源推进经济增长时，自然会得出增长存在极限的结论（米都斯，1997）；而新经济增长理论对增长极限进行了否定，提出由知识所决定的增长递增效益。今天，在现实经济中出现的更多地依靠技术知识而相对较少地依靠其他资源推进经济增长的现象，正如罗默所说的那样，从本质上来说只不过是人类对于自然界认识的深化以及运用这些技术性知识推进经济增长。但是，由于主流的经济增长理论继承了新古典主义传统，虽然指出了知识对经济增长起着十分巨大的作用，却不能用人类全部知识的进展来解释经济增长，也正因为如此，无法解答我们前述的一些基本问题。

奥地利学派学者哈耶克在他的有关论著中将人类知识作为经济分析的基础，指出“均衡仅仅以人们在试图执行可能达到均衡的初始计划的过程中确实获得的知识为基础”（哈耶克，1989），从而将知识完全融入整个经济分析中，这种无区别地将人类关于自然的知识和人类自身的知识融入经济分析，与国际经合组织关于知识经济中知识的基本认识是一致的。用人类全部知识解释经济增长所要说明的问题是，社会经济均衡并非如新古典主义经济学假设的是具有同质性经济主体的均衡，而是具有异质性经济主体（拥有不同量和质的关于自然和自身的知识）的均衡，这就必须解决异质性经济主体相互耦合的问题，必须明确具有不同知识的经济主体之间为什么存在相互冲突，怎样才能相互耦合，进而达到均衡，保持一个经济态的稳定与发展（张尚毅，1998b）。从制度知识的角度，我们可以比较容易解决这个问题，因为不同的经济主体不但具有不同的个性知识，而且具有作为耦合基础的共性知识，这些知识就是我们所称的知识传统；知识传统决定了一个经济态可能具有的经济制度优化水平，从而也就决定了该经济态可能接受或者拥有的技术知识水平，进而呈现出与之相适应的经济增长水平这点我们可以从中国以及许多国家经济发展的历史事实看到。中国近代的落后并非在于不知道当时西方世界技术知识的发达程度，也引进过在当时较为先进的技术，但是，仍然无法改变中国落后的经济社会状况；反之，一些国家（如日本）在近代的崛起也不是因为比我们更多地了解当时先进的技术知识。决定经济发展差异的关键在于我们关于制度知识的缺乏，或者说拥有先进制度知识的人很少，不足以自我产生或接受新的经济制度。 。正如诺思所指出的那样，“制度框架为经济增长提供了一个适宜的环境”（诺思，1989）。总之，具有不同知识水平（包括制度知识和技术知识）的经济主体决定了经济均衡状态的不同，从而使经济发展呈现出不同的阶段性特征。

我们认为当一个经济态的人群中关于制度知识的分布程度相对较低时，是不可能产生出更有效率的经济制度的。因此，具有足够多的不断优化的制度知识的人群就成为一个经济态不断进化的基础。这仅仅是从经济态自组织内部看问题，如果考虑到经济增长不仅是自组织内部进化的结果，而且还可以通过获得外部性知识来实现，那么，具有先进的制度知识，或者更通俗地讲具有前沿性制度知识的人群分布状况，将决定一个经济态进化的可能性，从而决定经济增长状况。因此，人类经济发展与进步的历史，从实质上看就是人类各种经济制度进步的历史，各类不同的经济制度决定了经济可能达到的增长程度。因此，经济增长（包括我们今天所说的知识经济）事实上都是人类技术知识和制度知识共同进步的结果。

经济发展是人类知识普遍发展的结果，人类关于自然和自身的知识逐步深化过程也就是经济增长随之加快的过程。不同阶段的知识构成了经济发展的相应阶段的基础，也就是说，人类对自然和自身不同的认知阶段实现了不同程度的经济增长。每一个时代都有着自身前沿的知识，这是一个经济态乃至一个社会发展与进步的充要条件。社会经济发展虽然在传统知识的基础上进行，但是，如果没有社会前沿性知识的普遍发展，那么，这个经济态将停留在原有的基础上。这就是为什么有些国家和地区在经历了一定发展以后，停留在不发达陷阱的原因。然而，这仍然无法回答这些国家和地区为什么没有将他们的前沿性知识运用于经济发展和社会进步的这个问题。关于这点罗默也没有给出答案，他虽然指出了技术知识的增长递增效益，但是没有指出一个经济态为什么要运用前沿性技术推进经济增长。诺思对此作出了解答，他认为一些国家和地区之所以停留在不发达陷阱的关键原因，在于没有制订或实施诱致这些前沿性知识运用于经济的经济制度，“正是人类组织的成功或失败决定着社会是进步还是倒退”（诺思，19992）。对此，汪丁丁（2001）作出了更进一步的分析，他认为人类社会经济制度不断完善的原因在于人类关于制度的知识不断丰富，在探索过程中，人类代代相传、不断积累的关于制度的知识构成知识传统，而在知识传统基础上的制度创新引发了技术知识的不断进步。因此，人类在推进经济增长过程中必须全面地运用关于自然的知识和关于自身的知识，从而实现经济增长以技术进步为主导，进而使知识成为经济增长的基础。这个基础既得益于人类关于自身知识的进展――实现经济制度的演进，同时也得益于人类关于自然知识的进展――实现生产技术的进步，进而在两方面的共同作用下实现以知识为基础的经济增长。

三、制度知识：人力资本第二特征

知识对经济增长的递增作用，我们可以视为知识的经济化。知识依托于人类自身，知识所表明的经济特征和人力资本有着十分密切的关系。经济学家在研究知识对经济的作用时，几乎无一例外地要论及人力资本。从相互关系上来说，人力资本和知识是相互依存的，这点我们可以从经济以及经济学发展史中看到。费雪在1906年发表的《资本的性质与收入》一文中首次提出人力资本的概念，并将其纳入经济分析的理论框架中；1935年美国经济学家沃尔什发表了《人力资本观》，明确地指出了人力资本和个人知识的相互性，也进一步强调了受教育的经济意义；其后，舒尔茨系统阐述了人力资本在经济中的作用，指出通过对成人和儿童进行教育、提高他们健康状况等本身就是资本积累。从舒尔茨等人的基本观点中我们可以发现，和物质资本相对应的人力资本应用于经济活动的过程从本质上来说就是知识的经济化。知识在经济增长中的运用实际上就是人力资本优化的结果，这和我们在现实经济发展中所看到的现象是一致的。

人力资本的积累和经济发展是一致的，人力资本在全部资本中比例越高，知识经济化程度也越高。有关研究表明，一国人力资源占世界的比重与其国民生产总值占世界的比重基本是一致的，如美国人力资源占世界比重居前，其国民生产总值比重也居世界前列（李仲生，2006）。值得注意的是，教育是决定与现代经济增长相适应的人力资本的主要因素，也是现代人类获得知识的主要途径。从一定意义上来说，教育发达程度决定了一个国家或地区的知识分布状况，从而也就决定了其经济增长状态中国改革开放以来的发展证明了这点：经济发展比较快的地区，往往也也是教育水平相对较高的地区。相关研究表明，1982年，东部地区人均受教育年限是中西部地区的1.32倍，而到2004年扩大到1.53倍（张邦辉 等，2007）。 。

技术知识可以通过实验的方法获得，我们可以视其为人力资本的第一特征；制度知识是不能通过实验的方法获得的经验性知识，我们可以视其为人力资本的第二特征。可以说，人类经过长期积累的制度知识是制度创新的基础，具有相应制度知识的人群数量和分布状况与制度创新之间服从概率分布。而从概率的角度看，人群制度知识的分布将依大数定律收敛于某一期望值，这个期望值代表制度的优化程度。比如，中国改革开放以来，之所以受教育程度相对较高的地区经济增长较快，是由于这些地区有较多具有相应制度知识的人群。另外，从技术水平相对较低的不同地区利用后发优势发展的不同成效来看，一个地区能够吸收和消化的技术水平取决于其制度优化程度，也就是说其现实技术知识的先进程度决定于制度知识。正如诺思所指出的那样：“尽管可以利用其他社会的成就，发达国家和欠发达国家之间的差距却在继续扩大”（诺思，2013），分析其中的原因就在于欠发达国家人群的制度知识分布状况不能支持先进技术的高效应用，更不能促成新的技术创新。因此，不论是从内部产生技术知识，还是从外部引入技术知识，技术知识对经济增长作用的发挥都将取决于制度知识的分布状况，具有较先进制度知识的地区最终将成为发达地区。这给我们的启示是：着力培养人力资本，特别是提高制度知识水平是一个国家或地区经济发展的根本途径。

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张邦辉，谭伟，邓淼.2007.从人力资本角度看人均受教育年限对区域收入差异的影响[J].石家庄经济学院学报（6）：126-129.

篇（3）

我国经济增长是否达到或逼近由充分就业水平决定的潜在水平呢？按照传统经济学理论，市场机制的自发作用能实现劳动市场、资本市场、产品市场各自均衡以及它们之间的均衡，国民经济达到充分就业水平的均衡状态，经济资源实现有效配置。这一经济学命题暗含着其它要素资源无限供给，从而劳动资源的有效利用成为决定经济潜在水平的关键因素。现实中，我国现阶段生产要素供给的所谓“短边”并不是劳动供给，富裕的劳动资源始终是我国经济发展需要安置的一个长期任务。人口基数大、增长快，农村大量剩余劳动力和隐性失业人员大量存在；同时，城市就业问题压力也很大。虽然公布的失业率较低，甚至低于西方发达国家，并不反映真实情况，因为我国现行城镇人口失业率统计口径以登记注册失业人口为准，而且地方各级政府追求政绩的偏好容易导致虚报、瞒报等虚假数字。一个可行的方法是用城镇人口从业率来进行推断。2003年城镇人口从业率为48.95%，城镇就业人数为25693万，如果按照正常的城镇人口从业率55%计算，即使不考虑农村到城镇中没有找到工作的和长年下岗在家没有解除劳动合同的人员，城镇失业人口估计应为2655万左右，据此推算，2003年底城镇失业率估计约为11%。并且，我国城镇失业人口的绝对规模越来越大，1999年时为1650万人，迄今业已翻番。而农业剩余劳动力供给量过分庞大，是不争的事实。因此，全国城乡劳动总供给在当前阶段几乎是无穷大弹性，由充分就业水平决定的经济潜在或自然增长率，是我国长期追求的一个目标。维持较高的增长率不仅是实现经济发展的必然选择，也是就业问题使然。

新一轮增长虽然尚远离由劳动供给决定的潜在水平，但并不是说增长不存在来自要素供给方面的约束。事实上，中国经济增长已经严重受制于能源、重要原材料的供给限制以及运输能力和土地供给的约束。中国经济快速增长的能源支撑已经显得十分脆弱，一年多来，在全国各地频频发生的“电荒”、“煤荒”就是典型例证。目前，我国正处于重化工工业化快速推进的重要时期，不仅对能源供给和运输带来很大冲击，而且其它一些重要资源也面临储量不足、供给短缺的矛盾。我国已成为煤炭、钢铁、铜等资源消耗的世界头号大国。虽然从资源总量看，我国在世界上属于资源大国，但与庞大的人口规模相对照，又是一个人均资源量稀少的资源贫国，一些对经济发展有深远影响的战略性资源，我国的人均拥有量远远不及世界平均水平。因此，经济快速增长给国内资源保障造成很大压力，一些重要资源的短缺将成为制约经济快速发展的瓶颈，对经济增长的约束性日益增强。

上述分析支持这样一个基本判断：无论是中国经济的新一轮增长还是在较长时期内，难以达到由充分就业决定的潜在增长水平，而资源约束会对增长潜力的决定性变得越来越重要。宏观调控政策应该以扩大就业和提高资源利用效率为出发点。（1）提高就业率必须以维持较高的经济增长为基础，我国经济发展的事实表明，大凡经济增长较快的年份，就业形势就趋好，反之，经济增长放慢的年份，就业问题就显得比较严重。为此，在国家财政逐步向公共财政转变的过程中，财政支出结构调整方向应趋向于更加重视为扩大就业创造条件，大力发展教育事业和技能培训，规范劳动市场，提供信息服务。税收政策一方面要充分发挥其“稳定器”作用，另一方面要有利于创业和中小企业发展，为广开门路、扩大就业创造机会。中央银行的货币政策同样要立足于以促进经济增长和促进就业为首要的长期目标。要进一步加快国有银行商业化改革和利率市场化进程，使其行为能够符合市场经济的“游戏”规则，按照风险与收益对称原则，支持中小企业发展和民间投融资需要，这是解决中国就业问题的长久之计。（2）提高资源利用率。鉴于我国长期面临以扩大就业为政策目标的快速经济增长趋向，以及自然资源耗损及其开采与利用的边际成本递增，把促进资源有效利用与促进经济长期可持续增长有机统一起来的宏观经济政策就显得意义重大而必要。提高资源利用率要以促进科技进步为支撑，经济政策应能较好地激发企业科技活动，实现增长集约化，并形成资源开采、利用与保护并重的有效激励与约束的市场机制。财政支出要大力提高研发补贴，税收政策要有利于孵化科技型企业发育成长，进一步支持技术创新体系建设，鼓励技术创新和技术改造，尤其鼓励对涉及约束我国经济增长的重要资源领域实施技术创新与产品替代研发活动。货币政策在利率逐步市场化过程中，要扩大风险投资放贷能力，支持高技术产业发展，从整体上带动产业结构升级和国民经济素质提升。资源利用效率提高终归要依据市场机制来实现，这与我国经济体制改革和经济增长方式转变密切相关。

二、我国经济自主增长程度的判断

篇（4）

20世纪70年代，麦金农和肖的金融抑制（Financial Repression）与金融深化（Financial Deepening）理论的提出，标志着金融发展理论的全面成型。随后众多发展中国家货币金融改革的实践都深受这一理论的影响。从金融深化理论看，金融体制与经济发展之间存在相互推动和相互制约的关系：一方面，健全的金融体制能够有效地动员储蓄资金，并将其引导至生产性投资上，从而促进经济发展；另一方面，发展良好的经济同样也可通过国民收入的提高和经济活动主体对金融服务需求的增加来刺激金融业的发展，由此形成金融与经济发展相互促进的良性循环。而在此过程中，有三个关键的动态因素产生了重要的作用：一是金融体系规模的扩大，二是金融机构的不断优化，三是金融市场的秩序逐步健全。通过这三个因素的不断优化，并不断加深其与经济增长的交互作用关系，就会产生金融体系本身的不断正向演进，同时增强经济发展动力。按照这一逻辑，后续出现了大量关于金融发展与经济增长关系的研究文献，主要观点有如下三个方面：一是“供给导向”型（Levine. etc[1]，Shan. etc[2]，Antal. etc[3]），即金融发展引领经济增长；二是“需求跟随”型（Lucas[4]，Horváthová[5]，Greenwood. etc[6]），即实体经济的增长带动金融的发展；三是“双向”因果型（King. etc[7]，Levine[8]，Johnson N. etc[9]），即金融发展与经济增长之间的关系是互促的。

近年来，国内有关我国金融发展与经济增长关系的研究亦相当活跃，研究大都遵循了上述范式。谈儒勇发现我国金融中介体发展和经济增长之间具有显著的、很强的正相关关系， 这意味着金融中介的发展有可能促进经济增长[10]；赵振全等认为我国信贷市场对经济增长的作用比较显著，而股票市场的作用并不明显[11]；冉光和等基于我国东西部的省级面板数据，运用单位根检验、协整检验与误差纠正模型，对东西部金融发展与经济增长的长短期关系进行研究，发现东西部金融发展与经济增长关系差异明显，因此认为在不同的条件下，金融发展与经济增长之间关系可能并不稳定[12]；杨谊主张完善相关法律体系和金融监管制度，通过金融体制改革促进金融功能在经济发展中的积极作用[13]；徐景峰，华桂宏等强调要注重金融结构的优化和平衡，这样有助于经济发展的稳定[14-15]。

从已有研究看，虽然多视角、多方法讨论二者关系的实证分析已较为普遍，但大都集中于金融主体与经济增长抑或是金融环境与经济增长之间关系的单独讨论。而如能将这两类分析置于一个统一的体系中加以综合研究，从而能够以一个更为全面的视角审视金融发展与经济增长关系的演化规律，将有可能得出一些更为全面而新颖的结论。

基于此，本文引入“系统耦合”概念，考虑到数据的可得性，以具有代表意义的山东省的金融主体、金融环境与经济增长三系统为例展开分析。首先，基于山东省地市级数据，对其金融主体―经济增长、金融环境―经济增长两类二元系统协调发展程度以及金融主体―金融环境―经济增长三系统协调发展程度做出解析，借此对其金融发展与经济增长之间的协调发展关系做出初步的判断，并进一步解析山东省金融发展作用下的区域经济发展差异特征；其次，基于半参数可加模型，从线性和非线性两个方面揭示山东省金融主体―经济增长协调发展和金融环境―经济增长协调发展对金融主体―金融环境―经济增长三系统协调发展影响的时序变动规律。

二、研究方法

（一）耦合模型

耦合（Coupling）是物理学术语，是对两个及以上系统相互依赖于对方的一个量度，可以从“协调”和“发展”两个层面定义。协调是一个截面概念，考察在特定时点上，两系统间的相互配合程度；发展是一个时序概念，考察随着时间的延续，两系统共同变化的过程，具体表现为系统从低级到高级，从简单到复杂的演进[16]。耦合则是上述两方面的综合，全面考察两系统在保证自身发展的同时兼顾彼此、协调一致的程度。耦合度的大小标志着系统之间相互协调程度的强弱，具体判断标准如表1所示[17]。

有关两系统耦合值的计算方法较为统一，一般的求解过程见公式（1）―（3）[18]。

假设存在两个交互关联的系统，各自的发展水平由综合指数 X、Z 分别标识，则有

式中，为两系统协调度；为两个系统的综合评价指数，也称为发展度，、分别代表两系统对综合发展水平的重要性（权重），以金融主体、经济增长两系统为例，笔者认为两个系统同等重要，因此，可设定==1/2；D为两系统耦合度。

以二元系统耦合解析为基础，并对其加以改造，可以对三元系统耦合的机理做出新颖的解析。设定系统离差系数为

（二）可加模型

自1990年以来，可加模型（Additive Model）作为一种全新的实证方法在国外被逐步应用于各个领域。其相对于一般非参数模型适用面更广，即使在因变量的分布不易判定或者不符合正态分布假设的情况下，该模型依然适用[20]。相对于一般的参数线性回归模型，可加模型可以依据研究问题的具体情况分别设定为参数、半参数以及非参数三类模型。这一模型除可以得出各变量间的线性关系，更为重要的是，还可以描绘出各变量之间在一般情况下难以被捕获的非线性关系。此外，可加模型还具有一般非参数模型由数据驱动而非模型驱动的优点，从而可以避免一般非参数回归中当维数过高时容易出现的“维数灾难”问题[21]。因此，本文选择可以描述变量间非线性关系的可加模型?ο喙乇淞恐?间的关系进行拟合。

可加模型最早由Stone[22]提出，在Stone设定的模型中，因变量是由个自变量，，…，的任意函数相加而构成的，数学表达式为

其中，为截距项，为非参数函数，误差项不仅服从均值为0，方差为2的独立同分布，且与因变量独立。为了估计的可行性，一般要求。因此，标准可加模型也可表示为

为了有效解析自变量和因变量间的内在关系，并且与传统线性模型的结果进行比较，可以在保留非线性信息的基础上，加入线性部分，构成半参数可加模型

其中，为模型中因变量可由自变量表示的线性部分的回归参数。其余部分的含义与式（10）相同。

三、指标与数据说明

（一）指标体系

借鉴已有研究成果[23]，以数据可得性为指针，本文设定了指标体系，主要包括约束层与指标层两类，而指标层又具体涵盖3级指标（见表2）。

（二）数据说明

本文将研究时序限定为2001―2012年，依据前述指标体系构建了山东省17个地级市12年的面板数据。文中所用数据来源于历年中国统计年鉴和山东省统计年鉴。这一时期恰为我国及山东省金融体制改革与金融主体、金融环境优化的有效期，因此具有较强的研究意义。对于部分缺失数据，本文统一采用线性拟合法估算得到。

（三）数据标准化处理

由于三系统各指标数据的量级和量纲差异较大，因此实证分析之前需要对数据进行标准化处理。本文采用组间极值法展开标准化处理。依据指标的正负特征，首先找出各指标数据中的最大值和最小值，尔后依据下式进行核算。

（四）指标权重的确定

对数据进行标准化处理后，就可确定各三级因子的权重值。为避免主观因素带来的偏差，本文采用熵权法确定各因子的权重。限于篇幅，权重值不再列出。

（五）综合指数的核算

综合指数可测算单个系统的整体发展情况，其计算公式为

式（13）中，Xn、Yn、Zn分别为金融主体、金融环境与经济增长三系统的综合指数；Wi、Wj、Wk分别为各因子的指标权重；Iin、Ijn、Ikn分别表示各因子的标准化数值。以此为基础，可进一步计算二元和三元系统的耦合度。

四、实证分析

（一）耦合分析

运用式（1）（2）和（7）（8）分别计算两系统和三系统的协调度和发展度，然后进一步运用式（3）（9）计算两系统和三系统的耦合度D，部分年度山东省及省内两大区域三类系统耦合值见表3①。三类耦合度的变动趋势见图1。限于篇幅，协调度和发展度不再列出。

根据表3及图1可知：

首先，从全省整体看（表3最后一行），金融主体―经济增长以及金融环境―经济增长两类二元系统耦合度由0.23、0.27变动到0.52、0.51，均由中度失调衰退型提升为勉强协调发展型；金融主体―金融环境―经济增长三系统耦合度的变动亦出现了完全类似的情况，由中度失调衰退的0.24变动到勉强协调发展的0.52。由此可知各类系统均保持着耦合水平的不断优化，且各系统耦合度发展水平相近。这说明两类二元系统与三系统整体上保持了耦合变动的一致性。

其次，从两大区域看，分别计算两大区域三类系统耦合度的年度均值（见表3各区域横向均值），可以发现，半岛蓝色经济区金融主体―经济增长二元系统耦合度从中度失调衰退的0.23提高为勉强协调发展的0.53，非半岛蓝色经济区则从中度失调衰退的0.23提高为勉强协调发展的0.50；半岛蓝色经济区金融环境―经济增长二元系统耦合度从中度失调衰退的0.27提高为勉强协调发展的0.53，非半岛蓝色经济区则从中度失调衰退的0.26提高为濒临失调衰退的0.49；半岛蓝色经济区金融主体―金融环境―经济增长三系统耦合度从中度失调衰退的0.24提高为勉强协调发展的0.53，非半岛蓝色经济区则从中度失调衰退的0.25提高为勉强协调发展的0.50。因此，两大区域三系统与两类二元系统耦合度具有相似的变动趋势与变动层次，且均呈现出稳步上升的态势，而这一点与全省的整体变动趋势是完全类似的。

综上可知，整体上三系统与两类二系统耦合度水平均呈现为平稳发展态势，但耦合水平均存在一定的区域差异性，呈现出半岛蓝色经济区高于非半岛蓝色经济区。此外还可以初步推断，三系统的耦合度与两类二系统的协调发展程度密切相关。因此要提高三系统的整体耦合水平，实现金融发展与经济增长的高效协调互促，可以从两类二元系统出发，先促进两类二元系统的耦合发展，进而借此推动三系统的协调发展水平。

上述结果虽然可以有效揭示金融主体、金融环境以及经济增长三者之间形成的三类耦合协同共进的过程与演化特征，但无法知晓二元系统耦合对三系统耦合的作用强度，下文将对此做进一步分析。

（二）可加模型分析

1.实证模型假定

借?b有关研究[24-25]，为解析金融主体―经济增长耦合度（BE）、金融环境―经济增长耦合度（FE）对金融主体―金融环境―经济增长三系统耦合度（AE）的影响，本文建立半参数可加模型

其中，是常数项，是自变量的回归系数，是残差项。式（14）的右侧前两部分即为常规的线性回归项，后两部分是非参数可加项。非参数可加项并没有明确而先验的模型形式，但可以拟合二者对因变量的非线性影响。该模型可以通过分析线性部分两自变量的参数估计值以及非线性部分中两自变量的函数形状，全面考察金融主体―经济增长协调发展、金融环境―经济增长协调发展对金融主体―金融环境―经济增长三系统协调发展的影响，进而对金融发展与经济增长之间协调关系的非线性特征做出分析。同时，为消除变量间存在的时间趋势，本文在进行回归时皆采用的是各变量的增长率，但仍分别用BE、FE、AE表示。为实证结果的分析方便，BE和FE分别定义为自变量1和自变量2。

2.共曲线性检验

在运用半参数可加模型进行回归之前，需要对自变量之间的共曲线性（Concurvity）进行检验。常用的检验方法是，检验模型中所关心的某项与怀疑和它有共曲线关系的非参数项拟合值的相关系数R（即决定系数R2）。依据经验，当R的绝对值大于0.5，即判定系数R2大于0.25时，需关注模型的共曲线性；反之，如果R的绝对值小于0.5，则可近似忽略它们可能存在的共曲线性。对式（14）中两自变量之间的共曲线性进行检验，结果表明两变量之间的拟合相关系数小于0.5，因此可知式（14）满足可加模型的各自变量之间不存在共曲线性的要求，即模型的构建较为合理。

3.模型拟合

（1）线性特征分析

依据式（14），以各地级市数据为基础，分别对半岛蓝色经济区和非半岛蓝色经济区两大区域进行线性特征估计，结果见表4。

模型中线性部分的参数是不随自变量的变化而变化的，本文认为该参数即为自变量对因变量的长期稳定性影响部分。由表4可知，模型的拟合效果较好，两大区域线性结果基本都在较高水平上通过了显著性检验。分区域来看，半岛蓝色经济区自变量2系数为0.25628，而自变量1的系数为-0.19965。这表明，半岛蓝色经济区金融环境―经济增长的协调发展对金融主体―金融环境―经济增长的协调发展具有正向的线性作用，而金融主体―经济增长协调发展对三系统的协调发展存在负向线性作用；非半岛蓝色经济区自变量2系数为0.36457，而自变量1的系数为-0.11037。亦表明，非半岛蓝色经济区金融环境―经济增长的协调发展对金融主体―金融环境―经济增长的协调发展也具有正向的线性作用，而金融主体―经济增长协调发展对三系统的协调发展同样表现为负向线性作用。

分析其原因，笔者认为，从当前形势看，我国金融体系中依旧存在诸多问题，对实体经济有效支撑远未达到预想的程度，而这些问题在山东省同样存在。首先，金融资源的配置能力不高，银行信贷、财政资金以及资本市场三方面资金的转化效率不高，银行信贷仍然是企业筹措资金的主要途径；同时仍有大量的资金沉淀在国有商业银行等金融机构，并未有效转化为生产性资金。而国内储蓄过剩与外资大量涌入并存，也意味着国内金融资源的浪费。其次，金融机构的融资结构明显扭曲，金融体系风险向银行集中。我国当前的直接融资与间接融资比例严重失衡，间接融资比例过高，增加了银行贷款风险，制约了经济持续协调健康发展，并蕴藏着潜在的金融风险。再次，我国整体金融体系所具有的国有银行业一方独大、银行传统业务占据主导的金融发展模式，无法有效地对市场产生足够的激励机制，并导致了金融业产出的低效。此外，以互联网金融为代表的现代新兴金融模式，提供了远超传统金融业生产效率的金融服务，但目前传统金融业并没有完全跟进与有效利用这一新兴模式，这可能导致未来以银行为主的中国金融业遭受强烈的冲击。这些问题无不表现出金融主体运行的低效。总括来看，山东省经济增长在一定程度上受制于金融主体的滞后发展，从而拉低了二者协调发展程度，进而影响了金融主体―金融环境―经济增长三系统的协调发展。

（2）非线性特征分析

模型中各解释变量的非线性部分是随自变量的变化而变化的，因此这恰好表明了由于外部影响、政策因素等对其造成的短期波动和不能用线性部分来说明的长期影响[24]。由表5可知，两大区域非线性结果均未通过显著性检验。如此，结合上述可知，两区域自变量1、2对因变量的影响在长期内主要以线性作用为主，短期的非线性波动作用并不明显。

五、结论

篇（5）

一、引言

截至2013年3月末，我国M2余额首次突破100万亿元大关，高达103.61万亿元。M2突破百万亿元关口，再次引起对央行存在货币超发问题的讨论。而截至去年底，我国M2余额为97.42万亿元，居世界第一，约占全球货币供应总量的1/4，是美国的1.5倍，英国的4.9倍，日本的1.7倍，比整个欧元区的货币供应量还多出20多万亿元，就此许多学者和民众开始将巨额M2与物价、房价对应起来，认为货币超发是物价上扬和房价高企的根源，并以M2/GDP指标过大来佐证中国存在严重的货币超发。针对这一问题我们进行探讨和分析。

二、概念分析

货币供应量，是指一国在某一时期内为社会经济运转服务的货币存量，它由包括中央银行在内的金融机构供应的存款货币和现金货币两部分构成，一般用M2表示。根据国际货币基金组织要求，现阶段我国货币供应量分为三个层次：M0=流通中的现金；M1（狭义货币量）=M0+活期存款；M2（广义货币量）=M1+定期存款+储蓄存款+其他存款+证券公司客户保证金。从M2涵盖的范围来看，广义货币基本上指的是全社会的货币购买力，货币供应的变化很大程度上反映的是货币需求的变化。在M2的构成中，M0的规模近年来基本稳定在5-6万亿元左右，占M2的比例在6%左右且呈现下降趋势，M2中规模最大也是影响其快速增长的根本因素是银行存款。

M2/GDP，是常用的衡量金融深化的指标，实际衡量的是在全部经济交易中，以货币为媒介进行交易所占的比重，也常被用来衡量货币超经济发行。从学术角度讲，这一指标反映一个经济体的金融深度。随着市场经济的发展、分工的细化，经济活动必然越来越依赖于货币和金融工具的使用，该过程既是市场化经济不断发展的过程中，也是金融业不断市场化的过程，金融总资产占经济总量的比重也必然不断上升。事实上，不同经济体间因M2和GDP的统计口径差异，影响因素因时因地的变化，所处发展阶段的不同等均会导致M2/GDP存在较大的差异，往往并不具有可比性。

三、M2/GDP不适宜作为衡量中国存在货币超发的指标

M2/GDP比率的变化，在很大程度上说明一国货币性财富对当年GDP的贡献度，可以在一定程度上反映出各国经济活动的活跃度或生产效率。实际上，没有任何经济学理论认为，M2必须与GDP存在一个固定的比例关系。M2作为一个存量指标，反映的是一个国家累积下来的货币供应量，GDP则是一个增量指标，反映一定时期内经济活动中生产、投资、消费创造的附加价值部分，而这些经济活动所需的中间交易并不纳入统计。以一个存量指标去与一个增量指标比较，意义并不大。货币存量本身所反映的经济活动包含的范围更广，特别是在土地、房产等交易领域，会产生大量的货币存量，却并不一定创造出较多的附加价值。

中国改革开放三十多年来，随着经济总量的增长，经济活动对货币和相关交易工具的依赖越来越重，货币化进程加速，导致金融资产规模在经济总资产中的比重上升。2012年底，我国M2余额高出GDP45.49万亿元，M2与GDP之比达到188%。据世界银行统计，2011年全球M2/GDP平均值超过125%，其中欧元区接近180%，日本达到240%，我国香港超过300%，而卢森堡高达489%。日本和卢森堡这一比率尽管非常高，但却并没有出现严重通货膨胀，相反，日本还一直努力在摆脱通货紧缩。M2与GDP比值的高低与通货膨胀并不存在必然联系。目前，国际货币基金组织常使用金融总资产/GDP这一指标来衡量一国金融资源禀赋。其中金融总资产为银行总资产加上公开发行的债券总市值和股票总市值。根据IMF计算，2011年世界平均水平为366%，其中美国、欧元区、英国、日本分别为424%、449%、784%和540%，平均水平为476%；亚洲四小龙平均水平为544%多；我国仅为303%，低于世界平均水平。说明当前我国的金融资产或金融禀赋与GDP增长相比相对不足。

通过上述分析，简单以M2/GDP指标较高来衡量中国存在货币超发是不够科学合理，难以令人信服。与此同时，我国M2存量大并未引起通货膨胀，近几年我国物价指数始终保持在合理范围之内，说明我国货币供应量增长是适应社会经济发展需要并促进经济增长的，进一步否定了货币超发的观点，否定了货币超发引起通货膨胀的观点。与经济发展情况相似度较高的金砖国家相比，2013年1月，中国、俄罗斯、巴西、印度四国的M2与GDP之比分别是188%、45%、37%和18%，但1月份CPI的涨幅却分别是2%、7.1%、6.15%和6.62%。可见，若无其他条件配合，M2存量高并不一定会直接导致通胀。

目前，我国M2/GDP较高虽不致引起很大问题，但如果不高度重视，并采取相应调控措施，可能会继续明显走高，随着总需求持续扩张、要素成本持续推升，长期内也可能会形成通胀压力。

四、基于社会经济发展需求的货币供应量增长分析

近年来，我国M2增长呈现出逐渐加速的态势。2000年底M2余额约13万亿元，到2008年底M2余额为47.52万亿元，而至2013年3月底达到103.61万亿元。这主要源于我国经济社会发展现实性货币需求。

（一）市场化改革深入推进引致货币供应量快速增长

在渐进改革的市场化过程中，我国政府通过宏观调控政策措施，采取渐进方式不断将自然资源、劳动力、资金、技术、管理等资源和要素推向市场，使得各类资源持续货币化。同时，在我国持续深入推进工业化、信息化、城镇化和农业现代化建设中，各级地方政府和各类企业，均存在较强的融资动机和较大的融资需求。融资需求的增加为银行贷款投放提供了广阔的市场，引致更大幅度的信贷资源投入。因此，随着改革开放的深入和市场化程度的提高，引起我国货币需求水平不断上升。

（二）货币增长内生性特征催生货币供应量快速增长

我国货币增长存在一定的内生性特征，即货币需求推动货币供给。1978年至上世纪90年代初期，因为产品的商品化，通过市场交易发现了商品价格，才导致货币需求增加，最终推动货币供给增长。另在我国市场经济发展前期，由于央行不具备完全独立性，在货币供给方面略显“被动”，呈现部分内生性的特征。如在上世纪八十年代，为了满足政治主导模式下的经济发展需求，不得不通过发放再贷款和对中央财政透支来“被动”投放基础货币。同时，在现行外汇管理体制下，外汇占款规模不断攀升，央行又承担了稳定汇率的重要任务，在购汇过程中不得不“被动”投放人民币。这均体现了货币供给的内生性特征。

（三）货币信贷需求高速增长引发货币供应量快速增长

M2快速增长的直接源头是信贷高速增长，因我国直接融资渠道不发达，信贷需求始终非常旺盛，银行只要有钱就可以迅速贷出去，从而使这个多倍创造货币的功能不断发挥作用，令M2存量几何式扩张。特别是为应对世界金融危机，在一揽子经济刺激计划的作用下，为配合国家4万亿经济刺激措施，2009年以来，我国信贷规模出现了大幅增长，带动了M2存量的持续走高和快速积累。

（四）金融资源配置效率较低推动货币供应量快速增长

金融配置效率的不足必然表现为同等的GDP增长需要更多的货币供给来推动，导致货币化比率的偏高。在我国，银行主导型的融资结构决定了金融资源的配置主要是通过银行进行的，而我国多数银行融资服务对象仍主要面向大型企业，以致国有经济一直是信贷资源的主要占有者。在直接融资领域，大型企业也是股票市场和企业债券市场的融资主体，中小微企业整体上仍然较难通过直接融资方式获取大量金融资源。在我国经济的高速增长以及倒闭机制的影响下，为保证经济的持续增长，银行体系只能被动增加货币供给、提供新的信贷以满足社会对资金的需求。导致M2快速增长。另外，改革开放以来，我国居民的收入普遍大幅增加，但居民缺乏多样性的投资渠道，加之国人的高储蓄偏好和银行存款的高安全性，使得居民储蓄余额长期增长，导致广义货币的沉淀和货币的体外循环。

（五）外汇占款是货币供应量快速增长的重要推动因素

外汇占款是指央行买入外汇形成储备时投放的等值人民币，多年国际收支双顺差条件下的央行购汇行为使央行每年被迫向银行体系中注入大量货币。入世以来，中国出口高增长以及累计的外汇储备已经严重改变了我国货币创造的机制和供给结构。截至2012年底，我国外汇储备已高达3.31万亿美元，这意味着100多万亿元M2中有20万亿元左右是由国际收支不平衡所带来的。外汇占款虽不具备直接多倍创造货币的功能，却会导（下转第167页）（上接第164页）致银行存贷比下降，从而进一步增强银行信贷投放的能力。

（六）积极财政政策实施对货币供应量快速增长产生重要影响

新一轮积极财政政策自2008年12月实施以来，我国货币供应量由2008年底的47.52万亿增加到2013年3月的103.61万亿，积极财政政策发挥了重要作用。扩张性财政政策是国家通过财政分配活动刺激和增加社会总需求的一种政策行为。这一政策的实施必然带来政府支出和社会居民支出的持续增加，刺激货币需求快速增长，货币需求增加必然引致货币供应量增长。

五、政策建议

我国货币供应量快速增长是基于社会经济发展的现实性需求，事实上，我们也应清醒的认识到我国经济发展仍存在着结构性失衡问题，政府一定程度上主导着要素货币化分配，金融体系发展相对滞后，金融资源配置效率偏低。经济发展过度依赖投资，而投资又过度依赖于直接融资。货币供应存在国际资本循环下的“被动创造”问题等。为保持合理的货币供应量规模以满足社会经济发展需求，将物价指数控制在合理区间内，以此促进我国经济发展方式转变和经济结构调整，建议：一是优化融资模式，减少间接融资比例，扩大债券市场和资本市场的规模。未来一个时期应坚定不移地发展信贷以外的融资方式，扩大非信贷社会融资规模，持续改善社会融资结构，从而实质性地降低M2的增长动力。二是转变政府主导的粗放型经济发展方式，提高稀缺金融资源的配置效率，警惕地方政府高涨的投资热情带来的总需求迅速扩张的压力，避免融资需求的快速增长。三是对于银行业机构来说，应当努力推进战略转型，改变过度依赖规模扩张和存贷款利差的经营现状，全方位拓展各项业务。同时，要进一步加强信贷结构调整，以国家重点项目、战略性新兴产业、中小企业和“三农”等领域作为投放的重点，进一步提高信贷资金的使用效率，最大程度地发挥信贷对经济的支持作用。四是在汇率政策方面，我国应进一步增加汇率改革的灵活性和针对性，增强汇率弹性，努力促进国际收支平衡，减轻外汇占款增长对M2总量带来的压力。

参考文献

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[3]李新愿.通胀对经济影响以及对策[J].时代经贸，2011（2）.

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[5]黄晓颖.浅析货币超发对我国经济的影响及对策[J].财经界，2011（14）.

[6]刘满平.内外货币超发逼压“适度宽松”[J].望，2010（47）.

篇（6）

DisplaySearch调查并分析种种因果关系，例如在维持相同的迷你笔电市场销售价格下，Mini-Note如何因应面板跌价使得屏幕从7英寸转换到8.9英寸，以及从8.9英寸再进化到10英寸等等。 预计2009年Mini-Note将较去年增长66%，达到2700万台，而传统笔记本电脑出货将达1.33亿台，仅较去年微微上升3%。

篇（7）

一、电子商务复杂大系统的特征

（一）复杂大系统的特征

从现代经济发展的大趋势来看，复杂大系统具有开放性、层次性、动态性、复杂性特征。一般来说，复杂大系统都是有人、机、环境三大要素来构成的，要素之间的沟通需要借助环境所赋予的各项参数进行，因此社会经济系统必须是一个开放性的系统，否则其会失去生命力。构成复杂大系统的要素通常是许多小系统，这些小系统在独立发挥作用时是呈现层次性的，这也体现了复杂大系统的层次性。社会经济是不断发展变化的，这也使得复杂大系统的稳定状态是动态的，社会经济因素的变动带动系统的变动。复杂性则可分为三个层次，即物理层的复杂性、生物层的复杂性、社会经济层的复杂性。

（二）电子商务的大系统特征

电子商务的大系统是社会经济复杂大系统的重要组成部分，可视作是其子系统，因此电子商务的大系统除具备复杂大系统的主要特征之外，还具有电子商务系统的特征。电子商务的大系统是开放状态的，它面向的是所有企业与个人，在开放的环境中完成物质交换与信息交换。系统通常包含若干个子系统，这是由其商务活动的性质决定的，比如企业投入的资源、各职能部门等。系统的子系统种类繁多且复杂，由于电子商务大系统具有开放性特征，这使得构成或参与电子商务活动的要素很多，每个要素都可能成为一个子系统，这造成了子系统的种类繁多且具有复杂性特征。

二、电子商务与经济增长协调发展控制理论与方式

（一）电子商务协调发展的大系统递阶结构

电子商务系统是社会经济大系统的子系统，因此其可按照大系统的多层递阶结构思想来建立多层管理模式，即将电子商务系统按照构成要素分成相互独立的多个子系统，每个子系统相互关联，通过统计指标分析可建立三层结构的递阶结构系统：局部控制级（直接控制层，最低决策级）、递阶控制级（最优化层、中间决策级）、协调控制层（自适应层，最高决策级）。根据国民经济控制原理，这种三层结构的电子商务递阶结构系统更有利于实现国民经济的协调控制，促进产业组织结构的优化，改善企业经营管理。递阶结构的电子商务系统体现较强的双向控制特征，即电子商务与经济增长的双向控制。

（二）电子商务与经济增长间的协调发展指数模型

要研究电子商务对经济增长的协调控制评价，需要建立电子商务与经济增长的协调控制指数模型，该模型需要满足两个要素，即协调度与发展量。首先，根据电子商务与经济发展的特征与相互关联，建立电子商务与经济增长的协调发展评价指数，并对该指数进行无量纲处理，使该模型能够实现量化分析；其次，据大系统的协调原则，即关联预估原理，计算每个指标的状态变量指标的协调变量，并对无量纲指标进行标准化处理，并进行加权加法，最终得到协调发展指数模型：

（三）电子商务协调控制模型

在研究电子商务与经济增长的协调控制时，可将电子商务视作一个大系统，将其构成要素视为其的子系统，那么从电子商务与经济增长的实际出发，通过分析电子商务大系统的各个子系统模型，并在内在关联的作用下生成整体的模型结构。即：

从模型的构建来看，其计算过程如下：①收集研究对象的资料，并根据构建模型的需求统计单个指标；②根据上述模型计算时变参数θij（k）；③在确定好各项参数后，结合实际情况采取最为合理的方法对参数进行估计与预测；④采用状态方程的自适应预测与控制；⑤进行电子商务大系统的自适应协调控制。

三、电子商务与经济增长协调发展及双向控制

（一）电子商务―经济增长协调发展控制

要想分析电子商务―经济增长协调发展，必须设计出电子商务系统控制指标与经济系统控制的指标，然后计算协调度指标。电子商务―经济增长协调发展控制指标体系主要包括信息资源开发效率指标、信息资源投入效率指标、信息资源利用效率指标、协调度指标。协调度指标主要包括管理运行协调度、企业文化适宜度。将所有指标明确后，经过无量纲化处理，即可实现对电子商务―经济增长协调发展控制的评价。

（二）企业电子商务协调发展评价

企业电子商务协调发展评价既是将电子商务大系统所有指标进行加权量化，一般采用多级模糊综合评价方法进行。涉及评价的指标主要包括内生信息资源产出率、外生信息资源产出率、电子商务收益率、电子商务销售收益率、信息基础设备使用率、电子商务需求效率、电子商务应用效率、电子商务利用率、专利成果利用率、电子商务人员业绩、电子商务系统运行调度、企业文化适宜度、管理运行协调度等。对所有指标因素进行量化加权后，通过综合分析，可实现电子商务经济协调发展评价。

（三）电子商务与经济增长的协调控制思路

电子商务与经济增长之间的关联程度可直观的反应企业经济活动水平，电子商务系统质量则决定了电子商务系统的运行效率与经济效益，因此在进行电子商务与经济增长协调控制时，应考虑电子商务系统控制的目标，即提高区域经济系统的电子商务资源配置效率，提高经济增长层次。

参考文献

篇（8）

对外贸易是否促进经济增长一直是经济学界争论的焦点。关于对外贸易与经济增长相互关系的研究大体上存在三种观点:促进论、阻碍论、折衷论。国内外许多经济学者对此做了大量的实证研究,由于采用的研究方法和研究范围及采用的数据不同,实证研究得出的结论也各不相同。国外学者的实证研究中,Kaldor指出,经济增长使生产成本降低,有利于对外贸易;Ghartey指出,经济增长就能带来出口的增加;Balassa采用横截面数据分析10个国家的出口贸易与经济增长的关系,得出出口引致经济增长的结论。Michaely的研究发现出口对经济增长的促进有一个临界发达水平,在临界发达水平的两侧,出口对经济增长的作用大不相同,经济发达国家的出口对经济增长的作用较为明显。同时,在对外贸易是否能促进经济增长的问题上,国内学者也做了大量的实证研究。总的来说,对外贸易与经济增长之间存在着高度相关关系,但对外贸易在不同国家的不同地区不同时期有着不同的重要性,它既不是增长的充分条件也不是必要条件。鉴于此,本文在分析前人研究成果的基础上,利用协整检验、误差修正模型、Granger因果检验等方法,从不同的角度分析对外贸易对经济增长的影响。

二、实证分析

1.变量与样本数据的选取。本文选取三个变量作为研究对象,即国内生产总值(GDP)、出口额(EX)、进口额(IM)。分析所采用的样本取自于1988~2006年的年度数据,数据来源于有关各年的《宁波统计年鉴》,为了确保数据的可比性,用城市居民消费价格指数(1988年=100)对各个年度的GDP数据进行平减,平减后得到RGDP。进出口额分别用当年平均汇率换算为以人民币为单位的进出口额,然后再用城市居民消费价格指数进行平减,得到REX和RIM。为了消除数据中可能存在的异方差,对平减过的各变量取自然对数,得到三个变量LNGDP、LNEX、LNIM。

2.单位根检验。根据计量经济学理论,在利用OLS对计量经济模型进行估计时,如果时间序列为非平稳序列,则容易产生伪回归,从而使模型不能真实地反映解释变量和被解释变量的关系。因此,为了防止出现伪回归,首先应对变量的时间序列进行平稳性检验。首先观察LnG、LnEX、LnIM的时间序列图(图1),发现其表现出非平稳的特征,而且其变化特征比较相似,即有同趋势性。再观察LnG、LnEX、LnIM的一阶差分序列LnG、L-nEX、LnIM(图2),发现其表现出平稳的特征。下面用ADF(AugmentDikey-Fuller)方法对各变量进行单位根检验(本文所有的检验都用Eviews5.1软件完成)。由表1可见,所有变量时间序列都是非平稳的,而所有的变量时间序列的一阶差分都是平稳的,故它们均为一阶单整序列,变量之间符合存在协整关系的条件。

3.协整检验。协整检验是用来检验非平稳变量之间是否存在长期均衡的关系。本文采用JJ方法进行协整检验,JJ方法适用于多个协整关系的估计和检验。在进行JOHANSEN协整检验时,首先应确定一个合理的滞后阶数,以防出现伪协整。JO-HANSEN检验的最优滞后阶数根据VAR模型的最优滞后阶数p来确定。在选择滞后阶数p时,一方面要使滞后阶数足够大,以完整地反映模型的动态特征;另一方面,滞后阶数又不能太大,以免降低模型的自由度。根据AIC原则和SC原则并结合LR检验,得到VAR模型的最优滞后阶数为2,因此协整检验的最优滞后阶数为1。检验结果如表2所示。的检验结果表明,在5%的显著水平下,三个变量之间存在唯一的协整关系,说明在样本区间内,宁波市的经济增长与进出口之间存在长期稳定的均衡关系。取标准化的协整向量,得到以下协整关系表达式:（公式略）调整系数值较高表明模型拟合优度较好,F统计值表明方程总体通过显著性检验。从(1)式可以看出,出口对经济增长的弹性约为0.414,即出口每增加1%可以带来41.3%GDP增长,进口对经济增长的弹性约为0.015,即进口每增加1%可以带来1.5%的GDP增长,说明进出口对宁波市经济增长具有正向的拉动作用,并且出口对经济增长的促进作用远大于进口对经济增长的促进作用,从而支持了出口促进经济增长的假说,但也不能忽视进口对经济的增长作用。

4.向量误差修正模型。根据格兰杰定理,一组具有协整关系的变量一定有误差修正型的表达式存在。而如果变量存在协整关系,则我们可以建立包括误差修正项在内的误差修正模型,以此来研究模型的短期动态情况,误差修正项的大小表明了从非均衡状态向长期均衡状态调整的速度。由协整关系式可得误差修正项:EC=LnGDP-0.413794LnEX-0.015375LnIM-3.834458(2)以ΔLnGDP为被解释变量,以误差修正项ECt-1(作为非均衡误差)、ΔLnEX、ΔLnIM及其各阶滞后为解释变量,用OLS尝试剔除不显著变量的影响,得到如下误差修正模型:（公式略）(3)式中,第一组括号中的数字为标准差,第二组括号中的数字为t统计量的值。t统计值表明,回归系数都通过了显著性检验,且似然值较大,AIC、SC值较小,说明模型拟合效果较好。结果表明,滞后一期的进口短期变动对LNGDP存在反向影响,滞后一期的出口对LNGDP存在正向影响,两者系数的绝对值相比较,出口比进口大,表明出口对经济的拉动作用大于对进口的挤出作用。误差修正系数约为-0.152,符合反向修正机制,即进出口以15.2%的调整比例幅度从反向向长期均衡状态调整,对下年GDP增长产生影响。

5.Granger因果关系检验。由协整检验结果可知,宁波市进口、出口与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系,但是这种均衡关系是否构成因果关系,即是由于进口、出口的增加带来了经济的增长,还是由于经济的增长带来了进口、出口的增长,是由于进口的增长带来了出口的增长,还是由于出口的增长带来了进口的增长,则需要进一步验证。本文采用Granger因果关系检验法对进口、出口及经济增长之间是否存在因果关系进行检验。P概率值的含义是,拒绝原假设而出现第一类错误的概率。P概率值越小,拒绝原假设而出现第一类错误越小,故拒绝原假设概率越大。对外贸易进口不是经济增长的Granger原因,但经济增长却是进口的Granger原因,说明随着宁波市经济的增长,加大了对外贸易进口。对外贸易出口与经济增长之间互为因果关系,表明宁波市经济具有典型的“出口驱动型经济增长特征”,出口的增加导致经济的增长,经济增长反过来又促进更多的企业加大出口,产生了明显的反馈作用,经济增长是出口增加的原因。对外贸易出口是进口的Granger原因,而进口不是出口的Granger原因,即宁波市对外贸易出口的扩张加大了进口的力度,由于经济增长与出口的双向拉动作用,因此宁波市进口也显示出强劲的增长趋势。#p#分页标题#e#

三、研究结论

篇（9）

消费、投资和出口是带动经济增长的三驾马车，同时也是导致经济波动的重要因素，需求结构转变是发展中国家经济发展的中心特征，也是影响经济增长速度和发展模式的本质因素，然而，需求结构的不稳定性会影响经济长期持续的发展，为了促进中国经济的平稳较快发展，政府应该充分考虑需求结构合理化的必要性，在努力创造需求结构高级化的同时，尽量做到需求结构合理化。

一、需求结构演变的形式

（一）指标解析及建构

随着一体化进程的不断加快，外部需求对中国经济发展的影响与日俱增，这就要求政府及相关财政部门在需求结构的分析过程中，充分考虑到外需，在封闭条件下投资与消费规模的比较其实是投资与产出的比较。而在开放的条件下，产出规模还包括国内提供给国外产品，也就是国内消费与出口之和，因而投资与产出规模的比较就是投资与消费和出口之和的比较，即总投资率=资本形成总额/支出法。资本形成总额具体是指常住单位在核算期内非金融生产资本的积累，是常住单位在核算期内新形成的国定资产和增加的库存货物的价值。新形成的固定资产是固定资本形成总额，增加的库存货物的价值是存货增加。存货投资的变化反应了生产与需求的变化，如果生产大于需求时，存货投资增加，称为补库存，如果生产小于需求时，存货投资相对减少，称为去库存。在需求结构中，投资与消费是不能分开的，研究需求结构演进需要将两者结合。

（二）目标选择及分析

国家的总投资率与国家发达程度无关，而与区域的相关性较强。一些新兴国家的平均总投资率并不高于发达国家，与发达国家平均总投资率基本相同，这充分说明国家的平均总投资率与国家的发达程度无关。但如果按区域区分比较，会发现国家平均总投资率与区域相关性较强。

二、模型建构及分析

（一）计量模型的形式

需求结构演进影响经济增长和经济波动，为了更好的研究需求结构对经济增长和经济波动的影响，需要对其他因素进行控制。为了避免在控制变量选择上的习惯性，本文直接采用经济增长与需求结构指标的交互项进行控制。

（二）样本数据及指标说明

为了扩大样本量，增加自由度以缓解共线性的问题，同时，鉴于数据的可获得性，可以选择固定的数据作为研究样本，在考察需求结构演进对经济增长和经济波动的影响的基础上，通过对样本区间的划分进一步研究需求结构对经济增长与经济波动的动态变化特征。

（三）实证分析

采用LLC检验方法检验各变量的平稳性，检验结果表明在1%的显著性水平下，所有变量均是平稳的。初步回归结果显示，无论是用何种估计方法，各变量的回归系数仅存在较小差异而且符号一致，说明需求结构高级化与经济增长的关系稳定。同时，中国需求结构合理化和需求结构高级化的演进对经济增长产生稳定影响。然而，经济结构的不合理并不会对经济增长产生负面影响，在经济赶超阶段，为了经济的快速增长，可以允许一定程度的需求结构不合理，但需求结构不合理程度较大时会对经济增长产生负面影响，必须进行相应的战略性调整。

三、需求结构对经济增长及经济波动的影响

需求结构演进与经济体自身特点及发展阶段密切相关，发展中经济体一般会面临需求结构合理化水平偏低和需求结构高级化水平不断下降的演进特征，但这种需求结构演进特征往往与经济快速增长及波动幅度有较大关联，当经济发展进入发达国家的水平之后，需求结构合理化水平相对较高，需求结构高级化水平也不断提高，但经济增长速度也会相对下降。

中国经济发展过程中的需求结构演进与经济增长和经济波动之间存在稳定关系，需求结构合理化和需求结构高级化的适度降低能够直接加快经济增长的速度，需求结构合理化和需求结构高级化的适度提高也能在一定程度上有效的抑制经济波动。

需求结构合理化对经济波动的影响主要分为直接影响和间接影响，直接影响主要是指需求结构合理化的程度会直接导致经济幅度的增大。间接效应则是需求结构合理化与其他因素之间相互作用从而影响经济波动的幅度。

四、促进经济增长的建议

在宏观需求结构中，消费对于经济增长的促进作用最大，净出口与投资次之。消费冲击在初期对经济增长呈现负效应，但后期呈现正效应。因此，短期可以依靠大量投资刺激经济增长，但是这种方法不具有可持续性，长期使用不利于经济长期稳步增长。所以应该选择消费主导经济增长的方式。

应加大农村的消费。在微观需求结构中，城镇的消费相对于农村的消费对经济的增长作用较大，但是城镇消费对经济增长的负效时间长，所以显然农村消费更能促进经济增长。

适当减税。减税是促进经济增长的有效途径之一，政府购买对经济增长的作用最小，政府购买还具有挤出消费的作用，因此，可以通过适当的减税政策减少政府开支，增加消费支出。

投资。适当的投资也可以有效的促进经济增长，同时，投资对农村消费也有一定的促进作用，由于农村基础设施、经济水平、生活条件等相对落后，所以适当的投资对改善农村基础设施，增加农民收入有较大的促进作用。因此要增加投资，改善农村居民的生活水平。

需求变动直接影响经济增长，在经济增长的过程中需求总量持续扩张，需求结构也随之变动，同时，需求结构的失衡也会导致经济增长受到相对的制约。因此，政府要采取适应需求变动规律的相关经济政策，采取措施争取扩大居民消费需求，在需求总量的扩张中实现需求机构均衡化发展。

篇（10）

改革开放三十年来，中国经济持续高速增长，国内生产总值的增长率一直保持在8%左右，是世界上经济增长最快的国家之一。然而，经济增长过程中高投入低效率的问题却不容忽视，经济增长的可持续性受到了越来越多的学者的关注。如何在保持经济快速增长的同时，进一步转变经济增长的方式，提高资源的配置和使用效率，已成为当前我国经济发展中重要的战略问题。另一方面，伴随着我国对外开放的进一步展开，特别是2005年我国汇率制度的改革以及资本交易管制的逐步放松，“流动性过剩”“资产价格大涨大落”等金融因素对我国宏观经济的冲击也更加明显。当前席卷全球的金融危机，则更是凸显了国际化背景下金融体系在国民经济中的重要地位。

在此背景下，本文旨在就以下几个问题进行回答：一是我国金融部门的发展是否影响了我国的经济增长和增长方式的转变？在我国的不同地区间，金融发展的增长效应是否存在着显著差异；二是开放背景下，金融发展对我国经济增长的影响是否有所不同，我国地区经济开放水平的不同是否能够解释金融发展效应的地区差异？所带来的启示是什么？对此，我们首先基于数据包络分析和永续存盘法对全要素生产率和资本深化对经济增长的贡献进行了测算，在此基础上，我们继而深入分析了金融发展对经济增长以及增长方式的影响，并对我国不同地区间，金融发展经济增长效应的差异进行了对比分析。最后，我们在开放的视角下，进一步分析了金融发展对我国经济增长以及增长方式的影响。

一、文献综述

有关金融发展与经济增长的研究可以追溯到Schumpeter（1912）。Schumpeter（1912）强调金融中介的资金动员职能，认为功能完善的银行能够通过发现和支持具有较大成功概率的创新项目而刺激创新，继而推动经济增长。此后经过Gurley和Shaw（1955）对Schumpeter思想的发展、Patrick（1966）对金融发展与经济增长因果关系的研究以及McKinnon（1973）和Shaw（1973）金融抑制理论的提出，金融发展理论渐成雏形。而在实证研究方面，结构主义代表人物Goldsmith（1969）则首先应用跨国数据，对金融发展与经济增长的关系进行了实证检验。

20世纪90年代以后，随着交易成本理论、信息不对称理论、内生增长理论的兴起以及计量工具的迅速发展，对金融发展与经济增长之间关系进行研究的文献大量涌现。在理论研究方面，新古典理论中完全信息和完全市场的假定被逐渐放松，内生增长理论框架下，金融发展对经济增长产生影响的渠道被加以细致分析。这其中包括Greenwood和Jovanovic（1990）对金融发展风险识别功能的研究，以及Bencivenga和Smith（1991）、Saint-Paul（1992）对金融发展配置资源，促进产品和服务交换职能的考察等等。而在实证研究方面，Levine（1997）在样本选取、控制变量选择、金融发展指标选择、分析方法等几个方面拓展了Goldsmith（1969）的研究，并为以后的实证研究奠定了一个基本的分析范式。伴随着金融发展与经济增长因果关系的进一步争论（Bell和Rousseau，2001；Calderon和Liu，2003；Christopoulos和Tsionas，2004），采用产业及企业层面的微观数据对于金融发展与经济增长的研究也大量出现。（Rajan和Zingales，1998；Wurgler，2000；Demirguc-Kunt和Maksimovic，1998等）。

虽然总体层面上对金融发展与经济增长关系进行研究的文献层出不穷，但在一个统一的框架下，对金融发展促进经济增长具体渠道的分析却仍然较少。Beck等（2000）使用1960～1995年77个国家的面板数据，采用截面回归和广义矩估计两种方法对金融发展对经济增长、资本积累、生产率进步和私人储蓄的关系进行了分析，得出了良好的银行部门有利于动员储蓄、提高资源配置效率，进而促进全要素生产率和经济的长期增长的结论。而Rioja和Valev（2004）则在Beck（2000）研究的基础上，区分发达国家和发展中国家，研究了不同发展阶段的国家，金融发展对经济增长影响效应的差异。Rioja和Valev（2004）认为，对于发达国家而言，金融发展对经济增长的影响主要是通过促进生产率提高实现的。而对于发展中国家，金融发展在资本积聚方面的作用则更为明显。

伴随着我国经济和金融中介的快速发展，对我国金融发展与经济增长之间关系的研究也大量涌现。这其中包括曹尔阶（1992）、尚明、吴晓灵和罗兰波（1992）对信用扩张与中国经济增长和稳定性的研究；卢峰和姚洋（2004）、张军（2005）对金融发展与经济增长相关性的研究等。从现有研究来看，虽然在整体层面上对金融发展与经济增长的关系进行研究的文献较为丰富，但在一个统一的框架下，进一步对金融发展促进经济增长的渠道，以及我国金融发展地区效应差异进行比较研究的文献仍然相对较少。同时，随着我国对外开放的逐步展开和国际经济一体化程度的提高，生产企业的融资渠道与融资方式必然会与封闭条件下的情形有所差异。因此，在开放背景下，重新审视金融发展与经济增长之间的关系也有其必要性和现实意义。

二、方法和数据

（一）经济增长源泉的分解

由表1可以看出，大部分控制变量的符号均能在经济学意义上加以解释，说明我们控制变量的选取是合适的。重点考察金融发展对各经济增长变量的影响，我们发现：

我国各地区金融发展对经济增长的促进作用在统计上均显著为正，说明金融发展在总体上有利的推动了我国地区经济的发展。比较不同地区间金融发展变量系数的大小，发现不同地区间金融发展对经济增长的促进作用差异较大，中部地区最为明显，其次是东部地区，金融发展对西部地区经济发展的促进作用最小。

具体分析金融发展促进经济增长的作用渠道，发现金融发展水平的提高不但促进了各地区间全要素生产率的进步，还对人均资本的形成起到了重要的推动作用。只不过，在不同地区间，金融发展对全要素生产率和资本形成的相对贡献有所差异而已。在东部地区，金融发展主要是通过推动全要素生产率的提高来推动经济增长，而在中西部地区，金融发展在推动经济增长的过程中，资本深化的特征较为明显。

从上面的分析可以看出，在不同经济发展水平的不同地区间，金融发展影响地区经济增长的渠道和方式都有所差异。这其中的原因很多。在此，我们不求面面俱到，而是从开放的视角下，对我国不同地区间，金融发展效应存在差异的原因加以解释。使用的模型见式（5）。

从表2可以看出，当在回归方程中加入开放变量的交叉项，将视角由封闭转向开放时，金融发展对经济增长以及增长方式的影响又有所差异。注意到在以人均产出和人均资本形成为被解释变量的方程中，金融发展变量的符号显著为正，而经济开放变量与金融发展变量交叉项的符号显著为负，这说明虽然金融发展水平的提高对经济增长和资本形成都起到了一定的促进作用，但这种促进作用随着经济开放水平的提高却有所降低。而在以全要素生产率为被解释变量的方程中，金融发展变量及其交叉项的符号都显著为正，则说明随着对外经济开放水平的提高，金融发展对全要素生产率提高的贡献在逐渐增大。开放经济条件下，金融发展影响经济增长的这一特征是与当前我国的发展水平及制度安排相对应的。这一点，在金融开放时，更容易理解。随着各个地区实际利用外资的增多，地区经济发展中，生产活动面临的融资约束有所降低，对地区金融发展水平的依赖也就相应减少，反映在金融发展对经济增长的影响上，便是资本形成效应和经济增长效应的减弱。而另一方面，由于外商直接投资往往蕴含着较为先进的技术和管理经验，贸易部门相对于非贸易部门也往往具有较高的生产效率，因此在贸易开放水平较高的地区，银行部门会有更大的机会将贷款投放给那些制度完善、生产率较高的生产企业，金融发展对生产率提高的促进作用也就更加明显。

四、结论

综上，对于我国金融发展与经济增长之间的关系，我们可以得出以下结论。

第一，整体上看，金融发展水平的提高显著推动了我国的经济增长，但金融发展对我国地区经济增长以及增长方式的影响差异较大。金融发展对中部地区经济增长促进作用最为明显，西部地区最小。从具体渠道来看，金融发展主要是通过推动全要素生产率的提高来推动东部地区经济增长，而在中西部地区，金融发展在推动经济增长的过程中，资本深化的特征较为明显。

第二，开放条件下，金融发展对经济增长以及增长方式的影响同封闭条件相比也有显著不同。随着我国对外开放水平的提高，金融资产和私人部门信贷数量的增多以及政府对信贷市场干预的减少对经济增长特别是全要素生产率提高的贡献，越来越为显著。开放条件下，金融发展更为有利的促进了我国经济增长方式的集约化转变。

第三，为保证我国国民经济的持续健康发展，必须尽快调整当前的粗放型发展模式，实现增长方式的集约化转变。而这其中，金融部门的发展至关重要。一方面，应进一步推动我国的金融体制改革，提高我国金融系统的整体运行效率。另一方面，由于开放条件下，金融发展对要素生产率提高的促进作用更为明显，所以在积极完善各地的制度环境和改善产业结构的同时，应继续坚持我国的对外开放战略，在继续推动贸易开放逐步深化的同时，应谨慎有序的进一步开放资本账户，以及通过对外开放水平的提高，进一步促进金融发展对我国经济方式转变的积极作用。

参考文献

篇（11）

近些年，中国宏观经济运行出现了一系列的新现象。这些现象集中表现在经济增长、通货膨

胀、货币供应量与就业等变量的关系上，它们之间的变动，西方传统的经典理论已经难以对其进行解释，因此研究中国经济问题迫切需要新的方法和视角。如滞胀(Stagflation)是西方国家在20世纪70年代至80年代中期所发生的经济综合症。它的主要特征是通货膨胀与经济停滞并存。而在2006年，中国经济实现10．7％的增长速度，居民消费价格上涨1．5％，延续了自2002年以来高增长、低通胀的增长态势。在任何稍有经济学常识的人看来，滞胀是中国经济最不可能发生的事情。因为在传统经济理论中，“滞胀”是指物价上涨较快，一般超过5％或者更高，但经济增长缓慢，甚至出现负增长和经济衰退，而这些现象与目前中国经济运行的特点恰好相反。但是，经济停滞与物价上涨是成熟的市场经济国家出现“滞胀”问题的典型特征，在不同国家或者在同一国家经济发展的不同阶段，“滞胀”问题可能呈现不同的特征。①我国的经济增长与通货膨胀正体现出一种非典型的滞胀。这种非典型滞胀有以下两个特征：经济高速增长，但就业增长缓慢，也就是说，经济增长并没有带来显性就业；经济高速增长中出现的资本存量和收入流量结构的严重失衡，这种经济结构失衡表现为，高资产值行业的资产价格迅速上涨，部分行业出现通货膨胀的同时，另一些行业出现紧缩，从而收入分配差距扩大，导致长期增长的有效需求不足，最终将导致经济增长速度的减缓。

二、经济增长与通货膨胀：典型的滞胀研究

关于滞胀特征的研究，存在两种思路。一种思路是，经济增长与通货膨胀的相互影响和作用。另一种思路则根源于货币数量论。而经济增长与通货膨胀的文献，部分地主要研究，通货膨胀对经济增长到底是促进作用、还是促退作用、甚或是中性论。另一部分文献则研究经济增长对通货膨胀的作用。以弗利吉斯、西尔斯(Seers)、贝尔、泰勒等人为代表的结构主义者从20世纪60年代初至80年代，先后提出了通货膨胀有利于促进经济增长的观点；以坎普斯、哈伯格、沃格尔和蒙代尔等人为代表的反通货膨胀主义者认为通货膨胀对经济增长起消极影响作用，他们将通货膨胀必然会导致阻碍经济增长的低效率现象，称之为“通货膨胀扭曲论”；以卢卡斯等人为代表的理性预期学派则认为，当政策效应被人们事先预期时，通货膨胀政策对经济的实际产量不会产生任何效果。

为了验证通货膨胀到底对经济增长起什么样的作用，W・琼、P・J・马歇尔(1986)运用56个国家或地区的数据对此进行了经验检验。[1](10)经验的结果，只有埃及和乌拉圭两国通货膨胀与经济增长成正相关关系，其余国家和地区都表现为负相关或者不相关。从验证的结果上看，似乎是“促退论”和“中性论”占据了上风，但事实并不如此简单。②［2](145-161)其实，之所以得出了这样的经验结论源于这种验证的理论模型上的假定前提。

在许多研究经济增长对通货膨胀率作用的文献中，如Fuhrer(1995)、[3](41-46)Gordon(1997)、[4](11-32)Staiger、Stock and Watson(1997)，[5](33-49)均采用随机游走表示通货膨胀的预期，即假定厂商对价格的预期等于上一期实际价格水平。假定在一个封闭经济中，则通货膨胀率就等于国内产品价格变化率，即π=p,πe=pe，进一步假定人们对通货膨胀的预期等于上一期实际通货膨胀率，即πe=π-1。这样通货膨胀与经济增长可以表示为：

π-π-1=F(g-g*),F′＞0,F(0)=0 (1)

其中g为实际经济增长率，g为自然失业率下的经济增长率。(1)式表明，通货膨胀变化率是经济增长缺口的增函数。

陈玉宇、谭松涛(2005)用我国1990年第1季度至2004年第2季度的季节时间序列，依据上述理论推出一个自回归模型对该理论进行了经验验证，得出的结论是经济增长与通货膨胀率正相关关系，当自然失业率下的经济增长率既定时，经济增长率的波动幅度越大，通货膨胀率的增幅越大。且测算出中国当时的稳定通货膨胀的经济增长率是9．8%。[6](23-33)另外，在10%的置信度范围内，中国的稳定通货膨胀的经济增长率在6．6%―13%。按照这种研究方法判断，如表1，中国经济近年的实际增长率均在10%左右，正是处在稳定通货膨胀率的经济增长率范围内。因此，可以说在目前的中国，是不可能存在滞胀的。

从这些研究看来，目前的中国经济并不存在滞胀。同样或者类似的方法与结论也可以在国外文献中找到。但是，这类经验研究忽略的一个事实是，在现在的理论框架下，实际GDP(RGDP)是根据名义GDP(NGDP)指标减去国民收入平减指数获得的，而由于平减指数很难统计，各国一般以通货膨胀率替代这一平减指数来计算实际GDP，即Ln(RGDP)=Ln(NGDP)-π。这样一来，实际RGDP与通货膨胀率之间存在正相关，还是负相关关系，甚或是不相关的。都应该视为正常现象。要说明这个问题，我们需要一个新的分析框架。鉴于本文着重分析中国宏观经济增长的非典型滞胀特征，这里不展开论述。③但是，我们结合M2和M1的增长率缺口，可以先得出一个直观的判断。

按照货币数量论，MV=PY，取对数我们有：

LnM+LnV=LnP+LnY (2)

如果假定在短期内，货币流通速度为既定常数，那么由(2)可以近似的得到这样一个推论：货币供应量增长率缺口=通货膨胀缺口+实际GDP增长率缺口

但很明显，由表1我们可以看到，实际GDP增长率缺口与通货膨胀率缺口之和与货币供应量增长率缺口并不存在这样近似的数量关系。以2005至2006年为例，经济增长率缺口与通货膨胀率缺口之和，就要远远大于货币供应量增长率缺口。

三、非典型滞胀特征I：高增长与低就业

所谓非典型滞胀特征，首先是源自分析方法和视角的不同。典型的经济增长与通货膨胀的分析，通常关注的经济增长率高低和通货膨胀率高低之间的关系。而本文所使用的方法，是一种基于实物与货币的二元经济背离的分析方法，或者称纯货币经济分析方法(刘骏民、伍超明，2004；柳欣，2006)。[7](26-41)这种实物与货币的二元经济背离的分析方法，是可以从马克思的社会关系的分析方法中找到根源的。总的来说，非典型滞胀特征的研究，首要的就是要摒弃诸如实际GDP这样的概念，从完全名义的、货币量值的变量间探索滞胀这一经济现象的本质特征。[8](60-69)下面我们就用这种方法来分析中国宏观经济增长与通货膨胀中的非典型滞胀特征。

经济增长和就业的关系，一致的看法是经济增长能够带动就业增加，提高经济增长与发展速度就是解决失业问题的关键。但是，近年来，发生在中国的现实是，经济的高速增长与失业问题的日益严重同时出现(龚玉泉、袁志刚，2002)。[9](35-39)国内很多学者为寻求这个问题的答案，从各个角度进行了研究。

李红松(2003)从技术进步引起的不同的就业弹性分析了其对经济增长与就业的影响。李红松认为，技术越是进步，产业结构越是向资本密集型调整，而资本密集型产业的就业弹性很低，不利于解决失业问题，因此，在比较与发达国家的产业结构比重之后，提出要提高第三产业在中国经济中的权重，这样才能有效地实现就业弹性的提高；[10](23-27)蔡、都阳、高文书(2004)使用三角模型(Triangle Model)对通货膨胀进行了经验估计，针对“高增长、低就业”现象，他们认为，反周期的宏观经济政策对自然失业率作用不显著，这类政策的作用主要体现在周期性失业方面。因此，宏观经济政策的方向应该是完善劳动力市场机制，推动高就业产业发展；[11](18-25)郭军、刘瀑、王承宗(2006)将中国的就业结构、产业结构与不同收入水平的国家进行了比较，数据显示中国第一产业占国内生产总值的比重大致与泰国相当，第二产业占国内生产总值的比重高过了美国，而第三产业不仅低于下中等收入国家，甚至低于低收入国家，如孟加拉国。因此，文章的最终的结论是，在调整总体产业结构的基础上改善就业水平，其主要的目标也是发展劳动密集型产业。[12](24-31)

上述研究无疑深切了解了高速经济增长下的低就业问题的原因和对策。但是，“高增长、低就业”之所以作为非典型滞胀的一个显著特征，是因为其关系着中国宏观经济的总体运行。所以，对了增长与就业问题的研究仅仅从问题的本身出发是不够的。因为，从国际比较看，中国目前的失业率在同等收入水平的国家中，并不是高的，见表2。就业问题之所以成为中国宏观经济总体运行的关键，是因为就业率直接关系到工资收入占GDP的比重，而后者决定了收入流量在工资与利润之间的分配。

从货币经济的视角来看，我国长期以来实行“低工资、高就业”政策，维持了较高的就业率，也积累了相当多的富余人员，但是更为深刻的影响还是造就了目前收入分配差距日益扩大的局面，收入流量向富人手中集中。另外，随着劳动力市场的建立与完善，劳动力就业逐步市场化，企业拥有了用人自，近年来，向社会集中排放了大量富余人员。就业政策转变导致就业弹性水平阶梯式下降，而与此同时工资水平却由于失业的压力仍然持续在一个很低的水平，这就更进一步地恶化的收入流量失衡的格局。此外，改革开放以来,我国一直实施以增长速度为主要目标的发展思路，为了实现经济的高速增长，固定资产投资保持了相当高的增速，生产领域中资本有机构成提高的速度越来越快，而资本有机构成越高，资本对劳动的替代作用越明显，完成单位产出所需的劳动力数量就越少。在技术上的资本对劳动的替代，必然在货币流量上表现为，货币收入更多的成为利润，更少地成为工资。关于这一点就涉及到了非典型滞胀的第二个特征―资本存量与收入流量的失衡。

四、非典型滞胀特征II：资本存量与收入流量的失衡

从1978―2006年以来，中国经济近三十年以持续10%左右的速度增长。但是，这种增长速度一直是建立在政府的高投资率上。根据世界银行资料，2000年，我国资本形成总额对GDP增长的拉动率为1．82%，2003年这一比率上升为8．1%，2000年最终消费对GDP增长的拉动率为5．19%，2003年这一比率下降为3．43%。而同期，与我国发展水平相当的国家（即人均收入在1000美元左右）：菲律宾、印度尼西亚的资本形成总额对GDP增长的拉动率分别从2．39%下降到1．07%、2．23%下降到－0．16%。而这两个国家的最终消费支出的拉动率分别从3．28%上升到3．75%、1．60%上升到3．61%。由此可见，目前我国投资率大大高于世界平均水平，也明显高于各主要发达国家和发展中国家水平。而我国目前消费率不仅大大低于世界平均水平，而且也明显低于发展中国家的平均水平。

与此同时，为了缓解高速经济增长与低就业的矛盾。政府大力推动劳动密集型的服务业的发展，这样做虽然在一定程度上提高了就业率。但是，由于劳动密集型服务业的工资收入偏低，进一步恶化了资本存量与收入流量的矛盾，从而最终导致长期有效需求不足。

以国有企业及规模以上非国有企业为例，考察1998年以来，国有企业及规模以上非国有企业的资产原值，我们会发现，尽管1998年之后经济经济增长放缓，但企业的资产原值却一路上升。从1998年的64832亿元，增至2003年的105557亿元，2005年末则达到143144亿元，比1998年整整增长了一倍多。实际上，这一阶段经济投资增长率有所下降，而国家财政投资和相应的银行配套资金主要被用于基本建设支出，才促成了企业资产值的增加。

企业的资产值增大，必然造成折旧和利息的支出成本，相反却可能挤压工资收入的比重。相反，从1998年以来，以国有企业为例，国有企业的职工工资总额的增长速度却呈现下降的趋势，而利润增长率均远远高于工资增长率(见上图)。1998年的增长率为8%，但之后连续下降，2003年，2004年，2005年的增长率分别为7．1%，6．7%,6．5%。这和名义GDP的增长和企业资产值的上涨对比明显，充分暴露了宏观经济运行中资本存量和收入流量比例的失调。

资本存量与收入流量的失衡，导致资金流向高资产值的行业，从而收入差距进一步扩大。这样一来，消费需求对经济增长的贡献率越来越低，也就是说经济增长对固定资产投资的依赖程度越来越高，这种现象发展下去，必然导致长期有效需求不足，经济结构失衡和经济增长停滞。

五、小 结

目前，非典型滞胀特征已经成为制约中国宏观经济总体运行的关键。综上所述，非典型滞胀特征，其实是对中国宏观经济增长中的结构发展不平衡的一个全新视角的高度概括。它包括或者表现为：

(1)高增长、低就业。经济高速增长对投资的依赖，导致高资产值的行业迅速增长，但由于这些行业的就业弹性低，而这些行业又构成中国经济增长的主要动力，从而直接导致在总的宏观经济高速增长的同时的低就业率。

(2)资本存量与收入流量的失衡。一方面，为提高就业率所采取的发展劳动服务业的产业政策，是以“低工资、高就业”为依据的，因此，这些政策在提高就业率的同时，工资收入占GDP的比重逐年降低，而利润占GDP的比重相应的越来越高；另一方面，工资收入占GDP比重降低，消费需求对经济增长的拉动率下降，所以经济增长进一步依赖于投资需求。也正是因为，对于投资需求的畸形依赖，在长期，必然会导致有效需求不足，经济增长停滞。

注 释：

①“滞胀”在不同经济发展阶段，其宏观经济运行呈现不同的特征，在西方发达国家表现为典型的经济停滞和通货膨胀，在日本表现为经济停滞和通货紧缩，而在我国表现为经济快速增长和温和的通货膨胀。

②巴罗就曾指出，通货膨胀率和经济增长率之间是否存在显著的影响关系和影响方向，目前尚无定论(Barro,1996)。

③简单的说，就是应从凯恩斯的货币经济分析出发，用名义GDP指标替代根本不存在的实际GDP指标作为分析的基础。货币供应量的增长率缺口 (在长期如果货币流通速度既定)，应近似于名义GDP的增长率。

主要参考文献：

［1]W・琼、P・J・马歇尔．通货膨胀与经济增长：关于促进论者和促退论者见解的国际论证［J]．经济学译丛，1987(10)．

［2]Barro.R.J., Inflation and Growth,

Federal Reserve Bank of St. Louis Review, 1996, (78)

［3]Fuhrer, Jeffrey C. 1995, The Phillips Curve is Alive and Well, New England Economic Review of the Federal Reserve Bank of Boston, March-April.

［4]Gordon, R. 1997, The Time Varying NAIRU and Its Implications for Economic Policy, The Journal of Economic Perspectives, 11(1).

［5]Staiger, D., J.Stock and M.Watson.,1997, The NAIRU, Unemployment and Monetary Policy, Journal of economic Perspectives, 11(1).

［6]陈玉宇，谭松涛．稳态通货膨胀下经济增长率的估计［J]．经济研究，2005(4)．

［7]柳 欣．经济与中国经济［M]．北京：人民出版社，第1版，2006．

［8]刘骏民，伍超明．虚拟经济与实体经济关系模型［J]．经济研究，2004(4)．

［9]龚玉泉，袁志刚．中国经济增长与就业增长的非一致性及其形成机理［J]．2002(10)．

［10]李红松．我国经济增长与就业弹性问题研究［J]．财经研究，2003(4)．

［11]蔡日方，都 阳，高文书．就业弹性、自然失业和宏观经济政策――为什么经济增长没有带来显性就业［J]．经济研究，2004(9)．

［12]郭 军，刘 瀑，王承宗．就业发展型经济增长的产业支撑背景研究［J]．中国工业经济，2006(5)．

China’s Economic Growth and Inflation:

Non-typical Stagflation Characters