時(shí)間：2023-07-19 17:31:48
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創(chuàng)造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇經(jīng)濟(jì)增長的來源，希望這些內(nèi)容能成為您創(chuàng)作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進(jìn)步。
金融與經(jīng)濟(jì)的關(guān)聯(lián)有兩種方式，一是經(jīng)濟(jì)增長為金融創(chuàng)新提供現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)，從而拉動(dòng)金融發(fā)展；二是金融發(fā)展提高資源配置效率，從而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。但這兩種作用也不是截然分開的，往往相互交融。前者在發(fā)達(dá)國家表現(xiàn)得最為明顯，而后者則在發(fā)展中國家表現(xiàn)得更為突出。中國是發(fā)展中國家，金融與經(jīng)濟(jì)之間的理論關(guān)聯(lián)應(yīng)該是第二種模式。自改革開放以來，經(jīng)濟(jì)增速較快，特別是進(jìn)入21世紀(jì)以來，經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型速度加快，政府也不斷利用金融工具調(diào)控經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式與經(jīng)濟(jì)增長方式。金融支持經(jīng)濟(jì)增長的渠道有多種，但最主要地集中于商業(yè)銀行、資本市場及保險(xiǎn)市場。商業(yè)銀行通過信貸渠道傳遞宏觀經(jīng)濟(jì)政策取向，調(diào)控經(jīng)濟(jì)增長；資本市場通過資產(chǎn)證券化，以及證券的發(fā)行與交易，優(yōu)化資源配置，提高經(jīng)濟(jì)增長效率；保險(xiǎn)市場通過保費(fèi)收入和保險(xiǎn)覆蓋，一方面為經(jīng)濟(jì)增長提供不竭的資金來源，另一方面為經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長提供安全保障。然而，對處于轉(zhuǎn)型期的中國經(jīng)濟(jì)而言，改革已進(jìn)入深水區(qū)，但金融市場尚處于不斷的發(fā)展和完善過程中，金融對于經(jīng)濟(jì)增長的支持作用究竟如何，亟需明晰，以便為政府通過金融工具調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)，以及通過金融市場聚集金融要素與優(yōu)化金融資源，提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。
二、相關(guān)文獻(xiàn)評析
由于金融是經(jīng)濟(jì)的核心，關(guān)于金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用，國外學(xué)者從理論與實(shí)證兩個(gè)方面進(jìn)行了深入的研究，雖然觀點(diǎn)不一致，但形成了豐富的文獻(xiàn)。主要觀點(diǎn)歸結(jié)起來有三種，其中主流觀點(diǎn)認(rèn)為，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有正向促進(jìn)作用。如，麥金農(nóng)在其所提出的“金融深化”理論中已經(jīng)充分意識(shí)到金融發(fā)展對于經(jīng)濟(jì)增長的重要性，首次把金融和經(jīng)濟(jì)增長密切結(jié)合起來，雖然他認(rèn)為金融體制與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在互相刺激、互相制約的關(guān)系，但金融發(fā)展在經(jīng)濟(jì)增長中具有極為重要的戰(zhàn)略地位。Rousseau和Wac⁃thte則借助向量誤差修正模型，基于美國、英國、加拿大、挪威和瑞典五國1870—1929年間的數(shù)據(jù)，對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)后認(rèn)為，金融發(fā)展對實(shí)體經(jīng)濟(jì)活動(dòng)具有極為重要的積極作用。ThorstenBeck，RossLevine則考察了更為廣泛的區(qū)域，他們通過對40多個(gè)國家的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn)，兼顧聯(lián)立偏差、遺漏變量和國家特性后可以證明，作為金融市場重要組成部分的股票市場和銀行市場都對經(jīng)濟(jì)增長具有正向促進(jìn)作用。第二種觀點(diǎn)認(rèn)為，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間并不存在理論所述的必然關(guān)聯(lián)。如，薩伊基于西方經(jīng)濟(jì)學(xué)中的“兩分法”，通過分析貨幣與經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象之間的關(guān)系后，提出貨幣中性論，即貨幣只是實(shí)體經(jīng)濟(jì)的面紗，其與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長之間并無必然的關(guān)聯(lián)。盧卡斯則毫無掩飾地指出，經(jīng)濟(jì)學(xué)家“惡劣地過度強(qiáng)調(diào)”了金融因素在經(jīng)濟(jì)增長中的作用。第三種觀點(diǎn)則認(rèn)為，金融發(fā)展指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長之間甚至存在負(fù)向關(guān)系。其中代表性的文獻(xiàn)為Akimov，Alexandr。這篇文獻(xiàn)基于內(nèi)生增長模型，采用面板數(shù)據(jù)分析方法，通過對不同的金融發(fā)展指標(biāo)進(jìn)行檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，在部分國家，特別是轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)國家，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的抑制效應(yīng)較為明顯。
在中國的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型進(jìn)程中，鑒于金融發(fā)展，特別是動(dòng)蕩的國際金融背景下金融市場不斷對外開放的現(xiàn)實(shí)，國內(nèi)學(xué)者采用實(shí)證方法對中國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)，但所得結(jié)論并不一致。多數(shù)文獻(xiàn)認(rèn)為，中國金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有正向刺激作用。如，周立、王子明以1978年到2000年的金融相關(guān)比率和金融市場化比率來衡量金融發(fā)展水平，得到代表性省區(qū)和中國東中西部的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的回歸方程，認(rèn)為中國各地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長強(qiáng)相關(guān)，初始金融深度對經(jīng)濟(jì)增長和投資增長有顯著的影響，金融差距可以部分解釋地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的差異。王志強(qiáng)、孫剛從中國金融總體發(fā)展的規(guī)模擴(kuò)張、結(jié)構(gòu)調(diào)整和效率變化三個(gè)方面，利用帶有控制變量的向量誤差修正模型、協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)法和格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，證實(shí)了從20世紀(jì)90年代以來，中國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間有密切聯(lián)系，存在顯著的長期相關(guān)性和顯著的雙向因果關(guān)系，說明金融發(fā)展規(guī)模的擴(kuò)張、結(jié)構(gòu)的變化與調(diào)整和金融效率的改善與提高對經(jīng)濟(jì)增長都有促進(jìn)作用，而中國經(jīng)濟(jì)增長又會(huì)全面推動(dòng)金融發(fā)展。沈坤榮和張成引入內(nèi)生金融發(fā)展的理論與政策，以金融機(jī)構(gòu)的貸款余額與GDP的比值來衡量金融發(fā)展的程度，分地區(qū)和時(shí)間引入虛擬變量，基于跨地區(qū)動(dòng)態(tài)數(shù)據(jù)的實(shí)證研究，指出提高金融中介效率能有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。方先明等借助空間相關(guān)模型，深入分析了銀行貸款余額、股票總市值和保費(fèi)收入對中國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)后認(rèn)為，中國金融支持經(jīng)濟(jì)增長具有空間依賴性和空間相關(guān)性，從總體來看銀行貸款余額對經(jīng)濟(jì)增長的作用最為顯著。然而，對于中國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，并不是所有研究都這樣肯定。有部分文獻(xiàn)認(rèn)為，至少作為中國資本市場重要組成部分的股票市場，其與中國經(jīng)濟(jì)增長就不存在必然的相關(guān)性，甚至存在負(fù)向影響。如，封思賢等則基于長三角的經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)，分析了金融市場轉(zhuǎn)變與經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在長三角地區(qū)，除金融開放對經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變存在一定程度的影響外，信貸規(guī)模、證券市場等對經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變并不存在顯著的影響。與此具有相似觀點(diǎn)的文獻(xiàn)有談儒勇等。當(dāng)前，隨著中國金融體制改革的深入，金融市場不斷發(fā)展和完善，銀行、證券和保險(xiǎn)業(yè)相互交融，對經(jīng)濟(jì)增長的影響錯(cuò)綜復(fù)雜。然而，綜觀國內(nèi)外的現(xiàn)有文獻(xiàn)，較少有將三者綜合起來考察金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。為此，本文綜合考慮現(xiàn)階段中國金融支持經(jīng)濟(jì)增長的渠道，借助變系數(shù)面板數(shù)據(jù)模型，從銀行、證券和保險(xiǎn)市場三個(gè)方面綜合研剖中國金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用，以期為促進(jìn)我國金融市場發(fā)展，提升金融支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率提供政策依據(jù)。
三、檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜆?gòu)建
（一）變量選擇為全面分析中國金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用，實(shí)證變量選擇如下：1.被解釋變量被解釋變量為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平指標(biāo)，選擇省域GDP。這是因?yàn)椋环矫妫∮騁DP能夠全面衡量省域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平，另一方面，相對于其他衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平指標(biāo)，GDP更為可靠且可得。2.解釋變量對于解釋變量的選取，考慮到金融對于資金的配置主要有銀行、證券以及保險(xiǎn)三種途徑。在每種途徑中選取一個(gè)關(guān)鍵變量，用以代表該途徑的金融支持指標(biāo)，具體為：銀行信貸余額（X1）。中國是銀行主導(dǎo)型的金融市場，在經(jīng)濟(jì)增長過程中商業(yè)銀行對經(jīng)濟(jì)資源的配置作用至關(guān)重要。因?yàn)殚g接融資仍然是我國資金配置的主要形式，而間接融資中又主要以銀行信貸為主，所以選擇各省域商業(yè)銀行貸款余額來作為金融支持通過銀行途徑的指標(biāo)，記為X1。上市公司總市值（X2）。隨著我國多層次資本市場的建立與完善，資本市場在金融資源配置中的作用越來越重要。因?yàn)椋Y本市場的發(fā)展可加速儲(chǔ)蓄向投資轉(zhuǎn)化，擴(kuò)大投資，提高邊際社會(huì)生產(chǎn)率，促進(jìn)資源合理配置，改善公司治理結(jié)構(gòu)，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。在以直接融資為主的資本市場中，直接融資的形式以股權(quán)融資和債務(wù)融資為主。由于債務(wù)融資的相關(guān)數(shù)據(jù)很難以省域進(jìn)行歸類，故研究中以省域上市公司股票總市值作為通過證券途徑對經(jīng)濟(jì)增長的金融支持，記為X2。保費(fèi)收入（X3）。相比較于商業(yè)銀行、證券市場的發(fā)展水平，保險(xiǎn)業(yè)在我國的起步較晚，但近年來發(fā)展迅速，其對于經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長正發(fā)揮越來越重要的作用。由于保費(fèi)收入是衡量保險(xiǎn)業(yè)發(fā)展的較為重要的指標(biāo)，因此研究過程中，選取各個(gè)省的保費(fèi)收入作為通過保險(xiǎn)途徑對經(jīng)濟(jì)增長的金融支持指標(biāo)，記為X3。
（二）檢驗(yàn)?zāi)Ｐ透鶕?jù)科布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，影響一個(gè)經(jīng)濟(jì)體產(chǎn)出的最主要因素在于：資本、勞力和技術(shù)水平。由于勞動(dòng)力素質(zhì)和供給，以及技術(shù)水平，受科技發(fā)展的限制，在一個(gè)相對不長的時(shí)期內(nèi)不會(huì)有較大程度的改變，因此影響產(chǎn)出的最主要還是資本的投入，而資本的投入可以通過銀行信貸余額、上市公司市值、保費(fèi)收入來全面體現(xiàn)。考慮到面板數(shù)據(jù)模型在降低共線性程度、提高預(yù)測精度和消減統(tǒng)計(jì)誤差的影響等方面優(yōu)于傳統(tǒng)分析模型，同時(shí)通過橫截面數(shù)據(jù)的引入，能夠更加直接、更加精確地推斷序列間的本質(zhì)關(guān)系的，在設(shè)定、控制面板單元差異方面也具有更大的靈活性。因此，構(gòu)建如下的基于面板數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀?/p>
四、金融支持經(jīng)濟(jì)增長檢驗(yàn)
（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源為了全面而深入地探究金融支持對經(jīng)濟(jì)增長的作用，研究中以中國大陸31個(gè)省域?yàn)閷ο螅x取各省域GDP、銀行信貸余額、上市公司股票總市值以及保費(fèi)收入等指標(biāo)，借助所構(gòu)建的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停饰鲋袊?jīng)濟(jì)發(fā)展中的金融支持與經(jīng)濟(jì)增長的現(xiàn)實(shí)特征。樣本時(shí)期確定為1998—2013年。樣本起始年份選擇為1998年，是因?yàn)榘殡S著中國社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，行政區(qū)劃會(huì)相應(yīng)地進(jìn)行調(diào)整，1997年重慶市從四川省單列出來成為直轄市，經(jīng)過一年，其各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)趨于穩(wěn)定，因此研究樣本的起始年限為1998年，而2013年的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)是研究過程中所能得到的最新數(shù)據(jù)。考慮到中國政府為應(yīng)對美國次貸危機(jī)所引發(fā)的金融危機(jī)對中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展與金融市場產(chǎn)生劇烈沖擊而采取的經(jīng)濟(jì)刺激計(jì)劃，可能改變中國金融支持經(jīng)濟(jì)增長的特征，為此將整個(gè)樣本期以2008年為界劃分為兩個(gè)子樣本區(qū)間。即，子樣本區(qū)間1：1998—2008年；子樣本區(qū)間2：2009—2013年。實(shí)證分析數(shù)據(jù)來源說明如下：1998—2012年的GDP數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒1999—2013》，2013年的GDP數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展數(shù)據(jù)庫；1998—2002年的保費(fèi)收入統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來源于《中國金融年鑒：2003》，2003—2007年的保費(fèi)收入統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來源于《中國金融年鑒—2008》，2008—2012年的保費(fèi)收入統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒—2013》，2013年的保費(fèi)收入數(shù)據(jù)來源于中國保險(xiǎn)監(jiān)督管理委員會(huì)網(wǎng)站；1998—2002年的銀行貸款統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來源于《中國金融年鑒—2003》，2003—2007年的銀行貸款統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來源于《中國金融年鑒—2008》，2008—2012年的銀行貸款數(shù)據(jù)來源于各省市《統(tǒng)計(jì)年鑒：2009—2013》，2013年的銀行貸款數(shù)據(jù)來源于各省市2013年《國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》；1998—2008年的上市公司股票總市值根據(jù)Wind數(shù)據(jù)庫中相關(guān)數(shù)據(jù)整理而得到，2009—2013年的上市公司股票總市值根據(jù)iFinD數(shù)據(jù)庫中相關(guān)數(shù)據(jù)整理而得到。
（二）基于子樣本區(qū)間—數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)1.變量間的長期穩(wěn)定關(guān)系檢驗(yàn)當(dāng)變量為非平穩(wěn)或不是同階單整時(shí)，會(huì)導(dǎo)致偽回歸現(xiàn)象的發(fā)生，各變量平穩(wěn)或同階單整是變量間協(xié)整檢驗(yàn)的前提。因此研究過程中先進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)，再進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)。（1）單位根檢驗(yàn)針對面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法常用的有Levin、Lin、Chu（LLC，2002）、ImPesearn，Shin（IPS，1997）、Fisher-ADF（1999）以及Fisher-PP（1999）檢驗(yàn)，為避免單一方法可能存在的缺陷，現(xiàn)采用這四種方法對變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表1。表1顯示，地區(qū)生產(chǎn)總值、銀行信貸余額、上市公司總市值以及保費(fèi)收入均為非平穩(wěn)序列，因?yàn)槿魏我粋€(gè)變量都不能同時(shí)通過四種檢驗(yàn)。但各變量的一階差分序列，則是平穩(wěn)的，因?yàn)樗鼈冊?%的顯著性水平下同時(shí)通過了四種檢驗(yàn)（地區(qū)生產(chǎn)總值的IPS和ADF檢驗(yàn)結(jié)果則是在10%的顯著性水平下通過），檢驗(yàn)p值絕大多數(shù)為零。因此，地區(qū)生產(chǎn)總值、銀行信貸余額、上市公司總市值以及保費(fèi)收入四個(gè)變量是同階單整（一階單整）的，基于此進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。（2）協(xié)整檢驗(yàn)為確定變量間是否存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，需進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。針對面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)方法依據(jù)原假設(shè)的不同有兩種：一是原假設(shè)為不存在協(xié)整關(guān)系，從面板數(shù)據(jù)中得到殘差構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)，如Pedroin（1999）所提出的檢驗(yàn)方法；二是原假設(shè)為存在協(xié)整關(guān)系的，如Mccoskey和Kao（1998）中的LM檢驗(yàn)。現(xiàn)采用Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)和Kao-ADF協(xié)整檢驗(yàn)方法，進(jìn)行多重的協(xié)整檢驗(yàn)，Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果見表2。由表2可知，地區(qū)生產(chǎn)總值、銀行信貸余額、上市公司總市值以及保費(fèi)收入間具有長期穩(wěn)定關(guān)系。因?yàn)椋M內(nèi)統(tǒng)計(jì)量中除了Panelv-Statistic統(tǒng)計(jì)量沒有通過10%的顯著性水平外（p值為0.3810），其余的組內(nèi)統(tǒng)計(jì)量和組間統(tǒng)計(jì)量都通過了5%的顯著性水平（p值小于0.05）。KAO檢驗(yàn)是同質(zhì)面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)，有DF和ADF兩類檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)為了修正固定效應(yīng)模型誤差項(xiàng)的序列相關(guān)性，基于固定效應(yīng)模型殘差式構(gòu)建面板協(xié)整的ADF統(tǒng)計(jì)量。Kao-ADF協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果見表3。根據(jù)表3，由Kao-ADF協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可同樣得出同表2相似的結(jié)論，因?yàn)閠統(tǒng)計(jì)值為-5.383334，通過檢驗(yàn)。因此，變量間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，基于此進(jìn)行模型設(shè)定，并進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。2.回歸模型確定及參數(shù)估計(jì)（1）回歸模型的確定基于面板的回歸模型通常有混合模型、變截距模型和變系數(shù)模型三種，而哪一種模型更適合本研究的實(shí)證數(shù)據(jù)，使得所獲結(jié)果更加穩(wěn)健與可靠，需構(gòu)建F統(tǒng)計(jì)量，并根據(jù)F統(tǒng)計(jì)量的值進(jìn)行確定。針對混合模型、變截距模型和變系數(shù)模型的具體檢驗(yàn)結(jié)果見表4。根據(jù)表4，由于F1、F2的值各自為3.32和23.77，分別大于查表所得的1.57與1.51，所以實(shí)證模型拒絕混合模型與變截距模型，而采用變系數(shù)模型。具體分析時(shí)，模型⑴中的N取31，代表中國大陸省域的數(shù)目；T為11，表示樣本年限。（2）參數(shù)估計(jì)根據(jù)模型⑴，采用變系數(shù)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，結(jié)果見表5。表5顯示，基于截面數(shù)據(jù)的變系數(shù)模型在子樣本區(qū)間一內(nèi)能夠充分揭示中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中金融支持與經(jīng)濟(jì)增長間的本質(zhì)關(guān)聯(lián)，因?yàn)槟Ｐ蜋z驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量R2=0.997569，F(xiàn)=1135.115，這說明實(shí)證分析所選擇的回歸模型具有較高的精度①。根據(jù)表5所列示的參數(shù)估計(jì)結(jié)果可知，在子樣本區(qū)間一內(nèi)，省域銀行信貸余額對經(jīng)濟(jì)增長的支持作用較為顯著。因?yàn)椋褪∮蜚y行信貸余額前系數(shù)bi估計(jì)結(jié)果來看，有18個(gè)省域的數(shù)值超過1，其中江西省的銀行信貸余額前參數(shù)估計(jì)值最大，達(dá)到1.948485。這說明當(dāng)銀行信貸余額增加時(shí)，其對本省域經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)將大于其本身的增長額，這一特征在華東地區(qū)表現(xiàn)得尤其明顯。在余下的13個(gè)省域中，有11個(gè)省域銀行信貸余額前的系數(shù)估計(jì)結(jié)果小于1，但大于0。這說明，在這11個(gè)省域中，銀行信貸余額對省域經(jīng)濟(jì)增長具有正向促進(jìn)作用，但在變動(dòng)幅度相同的條件下，力度相對較小。不可忽視的是，上海市與黑龍江省銀行信貸余額前的參數(shù)估計(jì)結(jié)果為負(fù)（分別為-1.37453和-0.10731），這可能是緣于銀行信貸余額對經(jīng)濟(jì)增長的作用存在邊際效應(yīng)遞減現(xiàn)象，或銀行貸款的使用效率不高，或存在過度放貸現(xiàn)象所致。表5還顯示，省域上市公司股票總市值前的參數(shù)ci估計(jì)值均較小，最大的為黑龍江省，其值也僅為0.144399。更有河北、安徽、江西、重慶以及寧夏等5個(gè)省域，其上市公司股票總市值前的參數(shù)估計(jì)結(jié)果為負(fù)①，這一比例達(dá)到16.13%。這說明，作為中國資本市場重要構(gòu)成部分的股票市場，對經(jīng)濟(jì)增長的正向貢獻(xiàn)并不顯著，甚至在不少的省域還存在負(fù)向作用。同時(shí)，根據(jù)表5還可看出，以保費(fèi)收入衡量的保險(xiǎn)市場對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用在不同的省域表現(xiàn)并不相同，其中具有正向相關(guān)關(guān)系的省域有17個(gè)，占中國大陸全部省域的54.84%，而呈現(xiàn)負(fù)向關(guān)系的有14個(gè)，占45.16%。呈現(xiàn)負(fù)向相關(guān)關(guān)系的省域主要集聚在華北、華東地區(qū)。但無論是正向相關(guān)關(guān)系，還是負(fù)向相關(guān)關(guān)系，其作用均不強(qiáng)，因?yàn)楸ＹM(fèi)收入前的參數(shù)估計(jì)值均較小。在正向關(guān)系中，最大的為上海，其值為0.80889，而負(fù)向關(guān)系中最為明顯的是山東省，其參數(shù)估計(jì)值為-0.48322。出現(xiàn)這一現(xiàn)象的原因，一方面與中國保險(xiǎn)市場的起步相對較晚有關(guān)，另一方面也應(yīng)與中國金融市場投資品種相對單一，保險(xiǎn)資金的投資渠道受到限制有關(guān)。
（三）基于子樣本區(qū)間二數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)基于子樣本區(qū)間二的數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明：地區(qū)生產(chǎn)總值InY、銀行信貸余額InX1、上市公司總市值lnX2以及保費(fèi)收入lnX3間具有長期穩(wěn)定關(guān)系；回歸模型應(yīng)采用變系數(shù)模型。據(jù)此，模型（1）中的具體參數(shù)估計(jì)結(jié)果見表6。根據(jù)表6同時(shí)結(jié)合表5可以看出，由美國2007年次貸危機(jī)誘發(fā)的國際金融危機(jī)顯著改變了中國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，使得銀行業(yè)和保險(xiǎn)業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的作用顯著增加，而股票市場對經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)向影響則越發(fā)明顯。
五、結(jié)論與啟示
關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長；政府消費(fèi)；協(xié)整檢驗(yàn)；誤差修正模型
中圖分類號：F127 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A
原標(biāo)題：政府消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證分析―以甘肅省為例
收錄日期：2011年11月4日
一、引言
在國外需求不足的情況下，擴(kuò)大內(nèi)需成為拉動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)增長的重要手段。政府消費(fèi)與居民消費(fèi)一起構(gòu)成總消費(fèi)，是一國最終需求的重要組成部分，增加政府消費(fèi)支出，是擴(kuò)大內(nèi)需的重要手段。政府消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的影響，長期以來在國內(nèi)外的理論和經(jīng)驗(yàn)研究中，都是有爭議的。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，政府消費(fèi)能夠提供公共教育、國防和社會(huì)凝聚力等純公共物品和服務(wù)，這些公共物品和服務(wù)有助于促進(jìn)民間部門生產(chǎn)率的提高，因而政府消費(fèi)的增加對民間產(chǎn)出具有正的外部效應(yīng)，有利于經(jīng)濟(jì)增長。但另一種不同的觀點(diǎn)則認(rèn)為，政府消費(fèi)也存在“擠出效應(yīng)”，由于政府的消費(fèi)來源主要來自于稅收，增加政府消費(fèi)，就等于將一部分資源用于公共用途，減少了民間部門的使用，其結(jié)果是縮小了經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的規(guī)模，從而導(dǎo)致資源配置偏離最具生產(chǎn)效率的狀態(tài)，阻礙經(jīng)濟(jì)增長。本文以甘肅省為例，運(yùn)用計(jì)量方法，通過協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)、誤差修正模型，量化政府消費(fèi)支出與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，重在考察政府消費(fèi)支出對經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制和作用方向，為調(diào)整我國財(cái)政支出結(jié)構(gòu)等問題提供實(shí)證依據(jù)。
二、政府消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長實(shí)證分析
1、數(shù)據(jù)來源。本文選擇的數(shù)據(jù)是1978～2010年甘肅省的經(jīng)濟(jì)增長（GDP）與政府消費(fèi)（GOC）的年度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)資料來源于甘肅經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)。為了減弱時(shí)間序列的異方差性，分別對經(jīng)濟(jì)增長與政府消費(fèi)進(jìn)行對數(shù)處理，分別用LGDP、LGOC表示經(jīng)濟(jì)增長和政府消費(fèi)。
2、時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。假定上述兩個(gè)時(shí)間序列服從AR（P）過程，使用ADF統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。（表1）由表1可知，LGDP與LGOC時(shí)間序列ADF統(tǒng)計(jì)值分別比對應(yīng)的顯著性水平為10%的臨界值都要大，因而它們都是非平穩(wěn)的，存在單位根。經(jīng)過一階差分后，LGDP、LGOC的ADF統(tǒng)計(jì)值分別比對應(yīng)的顯著性水平為5%的臨界值都要小，所以LGDP與LGOC只存在一個(gè)單位根，即二者都是1階單整的。
3、協(xié)整檢驗(yàn)。由表2的檢驗(yàn)結(jié)果可知，LGDP與LGOC存在協(xié)整關(guān)系，甘肅省經(jīng)濟(jì)增長與政府消費(fèi)存在長期均衡關(guān)系。可見，殘差序列通過ADF檢驗(yàn)，并且DW值接近2，不存在自相關(guān)問題。（表2）
兩個(gè)非平穩(wěn)序列有協(xié)整關(guān)系可用普通最小二乘法進(jìn)行回歸分析，回歸方程：
LGDP=1.589484+1.049643LGOC
估計(jì)式表明，甘肅省政府消費(fèi)乘數(shù)約為1.05，即政府消費(fèi)每增加1單位，將帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長1.05個(gè)單位。
4、建立誤差修正模型。協(xié)整關(guān)系表述的是變量之間的長期均衡關(guān)系，而誤差修正模型表述的是變量之間的短期調(diào)整關(guān)系。對其建立誤差修正模型為：
LGDP=0.426635+0.373119LGOC-0.217191emc
在上述誤差修正模型中，誤差修正項(xiàng)ecm的系數(shù)大小反映了偏離長期均衡的調(diào)整力度，從系數(shù)估計(jì)值（-0.217191）來看，當(dāng)短期波動(dòng)偏離長期均衡時(shí)，將以-0.217191的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。
5、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)（表3）。通過檢驗(yàn)，我們得到在滯后1～4期經(jīng)濟(jì)增長與政府消費(fèi)的關(guān)系一直比較穩(wěn)定：政府消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的格蘭杰影響，而經(jīng)濟(jì)增長對政府消費(fèi)不存在這種關(guān)系。
三、結(jié)論
通過以上實(shí)證分析可得，1個(gè)單位的政府消費(fèi)可以促進(jìn)1.05個(gè)單位的經(jīng)濟(jì)增長。政府消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的格蘭杰關(guān)系。格蘭杰因果檢驗(yàn)表明政府消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的格蘭杰影響。政府消費(fèi)是社會(huì)總需求的組成部分，政府消費(fèi)支出擴(kuò)大可以提高消費(fèi)率，直接促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。建立誤差修正模型為：LGDP=0.426635+0.373119LGOC-0.217191emc估計(jì)的結(jié)果表明經(jīng)濟(jì)增長與政府消費(fèi)之間存在短期調(diào)整關(guān)系。在短期，政府消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的作用明顯，當(dāng)期政府消費(fèi)增長率每增加1%，經(jīng)濟(jì)增長率增加0.373119%。誤差修正項(xiàng)系數(shù)的大小反映了短期對長期均衡的調(diào)整力度，誤差修正系數(shù)為-0.217191，表明調(diào)整力度較為有力。
四、政策建議
由以上分析可知，甘肅省政府消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用，可以通過政府消費(fèi)帶動(dòng)內(nèi)需，擴(kuò)大消費(fèi)對經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用。由于中西部省區(qū)醫(yī)療、教育、文化、衛(wèi)生、體育等比較落后，擴(kuò)大政府消費(fèi)支出，可以提高勞動(dòng)力的素質(zhì)和勞動(dòng)生產(chǎn)率，促進(jìn)人力資本的積累，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長路徑從要素投入驅(qū)動(dòng)型向生產(chǎn)效率提高型轉(zhuǎn)變，為經(jīng)濟(jì)增長注入持續(xù)的動(dòng)力，從而改變依靠資本、資源與勞動(dòng)力等的高投入的發(fā)展模式。
主要參考文獻(xiàn)：
[1]高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模：EViews應(yīng)用及實(shí)例[M].北京：清華大學(xué)出版社，2006.
關(guān)鍵詞 經(jīng)濟(jì)波動(dòng) 經(jīng)濟(jì)增長 空間計(jì)量
中圖分類號：F129.9 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A
一、引言與文獻(xiàn)梳理
區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響是經(jīng)濟(jì)理論熱點(diǎn)，也同時(shí)深受政策制定者的關(guān)切。目前經(jīng)濟(jì)學(xué)界對區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的作用有如下的結(jié)論：第一，從經(jīng)濟(jì)波動(dòng)而帶來的消費(fèi)者未來收入的不確定性、經(jīng)濟(jì)人在風(fēng)險(xiǎn)回報(bào)間的選擇問題和“創(chuàng)造性破壞”出發(fā)，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)波動(dòng)最終對長期經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生一個(gè)積極的影響。第二，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)使得企業(yè)增加了未來不確定性，其投資沖動(dòng)就會(huì)被抑制，最終降低了經(jīng)濟(jì)增長。而且在波動(dòng)的經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，企業(yè)鑒于合約的長期制約，一般都會(huì)選擇以低于最優(yōu)的生產(chǎn)規(guī)模進(jìn)行生產(chǎn)。第三，目前得出一個(gè)統(tǒng)一的結(jié)論還很困難。經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)既取決于數(shù)據(jù)的加總的水平（Imbs，2007），又受所選取指標(biāo)的影響。
國內(nèi)對區(qū)域波動(dòng)與增長關(guān)系也進(jìn)行了諸多研究。早期的實(shí)證研究得出結(jié)論經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的影響都是單調(diào)性。例如：胡鞍鋼（1994）最先考察出我國經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長有顯著的負(fù)面影響。劉金全、張鶴（2003）的回歸分析則認(rèn)為經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增產(chǎn)率有正的彈性作用。王澤填（2007）利用我國27個(gè)省級地區(qū)的面板數(shù)據(jù)考察了我國短期波動(dòng)對長期增長的影響。在20世紀(jì)90年代以前我國各地區(qū)短期波動(dòng)對長期增長具有相同的負(fù)面效應(yīng)；20世紀(jì)90年代后波動(dòng)對增長總體上有正效應(yīng)，但這種效應(yīng)在不同省份間有異質(zhì)性。
最近的研究表明，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的影響呈現(xiàn)出復(fù)雜情況。李永友（2006）用GARCH和TARCH-M增長模型對中國1953-2004年經(jīng)濟(jì)波動(dòng)進(jìn)行了研究，得出經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對中國經(jīng)濟(jì)增長有減損效應(yīng)，但控制改革開放這個(gè)重大制度變量后，波動(dòng)對增長卻有正面溢出效應(yīng)。盧二坡、曾五一（2008）又在經(jīng)濟(jì)增長收斂回歸框架下，從實(shí)證的角度研究了轉(zhuǎn)型期中國經(jīng)濟(jì)短期波動(dòng)對長期增長的影響。經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長具有非線性的影響，而這種影響受市場化程度而具有異質(zhì)性。董冠鵬等（2010）利用1978-2007年中國省級區(qū)域橫截面與面板數(shù)據(jù)兩種數(shù)據(jù)格式對區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了研究。
正如Rey和Janikas（2005）所言，經(jīng)濟(jì)研究樣本的行政邊界往往沒有考慮到技術(shù)外溢、遷移、貿(mào)易往來、交易模式和公共政策等經(jīng)濟(jì)體之間的空間聯(lián)系，這樣就對經(jīng)濟(jì)變量的推斷產(chǎn)生誤差。本文利用有效測定空間溢出效應(yīng)的空間計(jì)量模型工具，檢驗(yàn)我國2001-2010年間區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響。
二、模型的構(gòu)建
（一）一般模型。
分析區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的影響，首先設(shè)立一般回歸模型如下：
gi= 0+ 1 i+ 2Xi+ i （1）
其中，gi為被解釋變量，表示各省經(jīng)濟(jì)增長的平均水平； i為解釋變量，表示在樣年份內(nèi)各省的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)程度；Xi為控制變量集合，主要包括：物質(zhì)資本、人力資本、技術(shù)進(jìn)步、工業(yè)化、城市化以及市場化和對外開放水平。 0為常數(shù)項(xiàng)， 1為經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)， 2為控制變量對經(jīng)濟(jì)增長影響的系數(shù)集合，這三項(xiàng)均為待估系數(shù)。 i為回歸殘差。
（二）空間模型。
借鑒Martin&Franz（2009）的研究思想，我們將空間模型回歸方程初步設(shè)定為：
此模型在一般模型上加入了解釋項(xiàng)：。其中， j表示相鄰省區(qū)的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)情況，wij為地理相鄰空間權(quán)重矩陣，地理相鄰省份經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對本省經(jīng)濟(jì)增長的影響就反映在系數(shù) 上。本文采用0-1空間權(quán)重矩陣。
依照空間計(jì)量方法的一般規(guī)律，本文將空間滯后變量（SLM）設(shè)定如下：
（2）
將空間誤差模型（SEM）設(shè)定如下：
（3）
（三）指標(biāo)解釋及數(shù)據(jù)來源。
表1 各控制變量及其指標(biāo)
國內(nèi)外的研究表明，在測定區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長和波動(dòng)的指標(biāo)選取對計(jì)量結(jié)果會(huì)產(chǎn)生顯著影響。本文基于中國二元城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)下人口大規(guī)模流動(dòng)的特征和數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)方面的考慮，以GDP的增長率代表區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。本文用（人均）GDP增長率的變異系數(shù)代表經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。其他變量參見表一。在文中，我們使用2001-2010年間我國大陸31個(gè)省份的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于2001-2010年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，以及各省份的統(tǒng)計(jì)年鑒。（見表1）
三、實(shí)證分析
（一）空間自相關(guān)性檢驗(yàn)。
計(jì)量結(jié)果表明，在2001-2010年形成的時(shí)間截面內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的Moran值分別為0.5627和0.1631皆通過了顯著性檢驗(yàn)。這說明各區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)存在著地理上的相關(guān)性，即空間上相互依賴。因此，在考察各區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的作用時(shí)，必須把空間效應(yīng)納入到模型中來。
（二）空間計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果。
使用GeoDa軟件，對方程（1）、（2）、（3）進(jìn)行回歸分析，見表二。從回歸結(jié)果來看，區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長有一個(gè)正效應(yīng)，在引入溢出效應(yīng)后，大概經(jīng)濟(jì)波動(dòng)每增加1個(gè)百分點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)增長將增長1.36個(gè)百分點(diǎn)，較OLS模型估計(jì)1.04有所提高（統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明SEM模型較SLM模型更合適）。說明經(jīng)濟(jì)波動(dòng)存在著較明顯的溢出效應(yīng)，即區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動(dòng)能提高鄰域的經(jīng)濟(jì)增長水平。而其他控制變量的系數(shù)皆為正，表明控制變量皆推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長；從回歸系數(shù)可以看出，我國在“十一”、“十二”五時(shí)期，隨著生產(chǎn)要素投入的邊際效用遞減，市場化和開放程度等制度要素變化對經(jīng)濟(jì)增長的影響變大。
表2 空間計(jì)量模型回歸結(jié)果
四、結(jié)論
從本文的分析中，我們可以得出以下幾個(gè)結(jié)論：（1）我國各區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)出較明顯的空間相關(guān)性，多數(shù)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長受鄰域經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響。這說明我國各區(qū)行政區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系還是比較緊密。（2）在考察期內(nèi)，各地區(qū)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對其經(jīng)濟(jì)增長具有正效應(yīng)。經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)作用，可由以單一GDP指標(biāo)為考核標(biāo)準(zhǔn)的政府官員考核制度來部分解釋。這一制度直接引起了各地方政府的GDP競賽，當(dāng)一個(gè)地區(qū)GDP發(fā)展速度變慢而波動(dòng)或低于其他區(qū)域時(shí)，政府會(huì)加大各種發(fā)展要素投入，以拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長以作為自己的政績。基于以上分析，我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長之間存著較顯著的空間依賴性，因此在經(jīng)濟(jì)建設(shè)過程中，要注意各行政區(qū)經(jīng)濟(jì)之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系；同時(shí)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的正效應(yīng)也提醒我國政府對經(jīng)濟(jì)的“宏觀調(diào)控”需要更加審慎的決策，即一些熨平經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的經(jīng)濟(jì)政策也有可能傷害到長期經(jīng)濟(jì)增長。
（作者單位：廣東商學(xué)院經(jīng)濟(jì)貿(mào)易與統(tǒng)計(jì)學(xué)院）
參考文獻(xiàn)：
[1]Martin Falk ,Franz Sinabell. A spatial econometric analysis of the regional growth and volatility in Europe.Empirica.2009,36:193-207.
[2]李永友.經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長的減損效用:中國的經(jīng)驗(yàn)證據(jù).當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué),2006,4:814.
關(guān)鍵詞：產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展；經(jīng)濟(jì)增長；機(jī)制
一、問題的提出
經(jīng)濟(jì)增長主要表現(xiàn)在一國國民生產(chǎn)總值的增加上。古典經(jīng)濟(jì)學(xué)、新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)、制度經(jīng)濟(jì)學(xué)、技術(shù)創(chuàng)新學(xué)派等從不同的角度對經(jīng)濟(jì)增長的原因進(jìn)行了相關(guān)研究。
古典經(jīng)濟(jì)學(xué)派認(rèn)為自由市場、勞動(dòng)分工和技術(shù)進(jìn)步等三個(gè)方面促使了經(jīng)濟(jì)增長。新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)派提出供求論、邊際效用論、生產(chǎn)費(fèi)用論、均衡價(jià)格論等一系列的理論體系。制度經(jīng)濟(jì)學(xué)派認(rèn)為經(jīng)濟(jì)學(xué)更應(yīng)該研究勞動(dòng)生產(chǎn)率與勞動(dòng)分工的關(guān)系。技術(shù)創(chuàng)新學(xué)派把技術(shù)創(chuàng)新直接作為推進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的原因。從四個(gè)學(xué)派對經(jīng)濟(jì)增長的研究可以發(fā)現(xiàn)，資本（含人力資本）和勞動(dòng)是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的最基本因素，資本和勞動(dòng)在不同產(chǎn)業(yè)的資源配置不同也就促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，而技術(shù)進(jìn)步是促使了生產(chǎn)要素在不同產(chǎn)業(yè)之間流動(dòng)的主要原因。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化主要包括了兩個(gè)方面：一是由于不同產(chǎn)業(yè)之間的技術(shù)進(jìn)步速度不同而導(dǎo)致的不同產(chǎn)業(yè)之間的增長速度差異而導(dǎo)致的的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化；二是不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段所需要的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)更替而導(dǎo)致的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化。羅斯托認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化其實(shí)是技術(shù)創(chuàng)新被經(jīng)濟(jì)增長所逐步吸收的一種過程，同時(shí)也是主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)根據(jù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展依次發(fā)生更替的過程。本文嘗試從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)效率與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系角度去研究產(chǎn)業(yè)間的協(xié)調(diào)發(fā)展如何驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。
二、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長
對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，許多學(xué)者從不同角度去進(jìn)行研究，去解釋經(jīng)濟(jì)增長的工業(yè)化模式。配第在1672年發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不同是導(dǎo)致世界各國國民收入水平差異的關(guān)鍵因素。克拉克的進(jìn)一步研究表明，伴隨著國民收入的提高，就業(yè)人口逐步由一產(chǎn)通過二產(chǎn)向三產(chǎn)轉(zhuǎn)移的趨向。庫茲涅茨從國民收入和勞動(dòng)力在產(chǎn)業(yè)間的分布提出了庫茲涅茨模式。錢納里與塞爾昆由發(fā)展模型整理出不同階段產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的標(biāo)準(zhǔn)數(shù)值，認(rèn)為不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段存在不同的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)相對應(yīng)。
在研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的原因時(shí)，PenederPP認(rèn)為投入要素一種情況時(shí)從低生產(chǎn)率的產(chǎn)業(yè)向高生產(chǎn)率的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，另外一種是從生產(chǎn)率增長率低的產(chǎn)業(yè)向生產(chǎn)率增長率高的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，這兩種方式均可以提高整個(gè)社會(huì)的生產(chǎn)率水平，由此帶來的“產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)紅利”是維持經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長的核心原因。
國內(nèi)學(xué)者在庫茲涅茨、錢納里與塞爾昆等人研究的基礎(chǔ)上，對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系深入研究后認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。榮宏慶PP研究表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對經(jīng)濟(jì)增長起著決定性的作用，現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長方式本質(zhì)上是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)為核心的經(jīng)濟(jì)增長。李京文認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在整個(gè)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中居于主導(dǎo)地位，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長起到?jīng)Q定性作用。郭克莎在研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)偏差對我國經(jīng)濟(jì)增長的制約及調(diào)整思路時(shí)認(rèn)為影響我國經(jīng)濟(jì)高速增長的主要問題是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)問題而不是總量問題。干春暉認(rèn)為在經(jīng)濟(jì)增長率相對較低時(shí)，一定程度的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理還能夠維持經(jīng)濟(jì)的緩慢增長，而在經(jīng)濟(jì)增長率較高時(shí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不合理將對經(jīng)濟(jì)增長有明顯抑制作用。
學(xué)者們在關(guān)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的作用問題的研究中，并沒有形成產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的一致性結(jié)論。Gregory and GriffilP的實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，隨著人均GDP的提高，第二產(chǎn)業(yè)的規(guī)模彈性會(huì)因?yàn)榈谌a(chǎn)業(yè)的增長而降低。Chenery 等研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化在國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中首先表現(xiàn)出來的是非均衡性，而且主要表現(xiàn)在不同的產(chǎn)業(yè)部門受規(guī)模變化的影響不同，以及一個(gè)國家所處的同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段不同，將會(huì)導(dǎo)致內(nèi)部各分行業(yè)之間的地位也一樣。
雖然學(xué)者們的研究角度和觀點(diǎn)不同，但是總體來說，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)驅(qū)動(dòng)增長的根源在于技術(shù)進(jìn)步，技術(shù)進(jìn)步促使了生產(chǎn)要素的流動(dòng)，改變了資源在不同產(chǎn)業(yè)部門之間的分配，進(jìn)而促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，最終驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。
三、產(chǎn)業(yè)效率提高驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長
產(chǎn)業(yè)組織理論作為一門獨(dú)立的學(xué)科出現(xiàn)以來，對產(chǎn)業(yè)效率問題的研究就一直沒有間斷過。傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)組織理論更加注重的是對市場結(jié)構(gòu)的分析，新產(chǎn)業(yè)組織理論則更加重視分析企業(yè)的組織形式以及產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)行為的影響。傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)組織理論和新產(chǎn)業(yè)組織理論都注重分析的是產(chǎn)業(yè)內(nèi)部相關(guān)因素，而對外部相關(guān)因素以及產(chǎn)業(yè)間的相互影響分析不多。三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)效率提升不僅受到產(chǎn)業(yè)內(nèi)因素的影響，而且產(chǎn)業(yè)外相關(guān)因素也影響產(chǎn)業(yè)效率的提升，產(chǎn)業(yè)效率的影響因素可以分為市場大小、產(chǎn)業(yè)內(nèi)因素、產(chǎn)業(yè)間因素、產(chǎn)業(yè)政策和外部環(huán)境因素等五大類。
在三次產(chǎn)業(yè)中，第二產(chǎn)業(yè)的制造業(yè)長期在我國經(jīng)濟(jì)中扮演重要角色，國內(nèi)對制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)效率的研究也較多。其中，全要素生產(chǎn)率的提高是研究重點(diǎn)，在研究制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長來源時(shí)，學(xué)者們的研究認(rèn)為全要素生產(chǎn)率的來源包括技術(shù)進(jìn)步、創(chuàng)新和專業(yè)化等方面，認(rèn)為全要素生產(chǎn)率的增長主要原因是技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步。中國經(jīng)濟(jì)增長與宏觀穩(wěn)定課題組研究了城市化、產(chǎn)業(yè)效率與經(jīng)濟(jì)增長，城市化對二、三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)效率提升產(chǎn)生積極作用，而工資成本對二、三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)效率提升產(chǎn)生負(fù)面作用。
產(chǎn)業(yè)效率的提升驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長主要從市場結(jié)構(gòu)、行業(yè)規(guī)模、行業(yè)結(jié)構(gòu)、投入要素、對外貿(mào)易、政府產(chǎn)業(yè)政策幾個(gè)角度來考慮。從市場結(jié)構(gòu)角度來看，市場結(jié)構(gòu)不同是造成行業(yè)生產(chǎn)效率差異的原因之一，要驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，就需要通過資源的流動(dòng)來改變市場結(jié)構(gòu)。從行業(yè)規(guī)模的角度來看，行業(yè)規(guī)模與技術(shù)創(chuàng)新效率成正相關(guān)，要驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長就需要提高行業(yè)規(guī)模。從行業(yè)結(jié)構(gòu)角度來看，產(chǎn)業(yè)集中度是行業(yè)結(jié)構(gòu)的集中體現(xiàn)，而產(chǎn)業(yè)集中度與產(chǎn)業(yè)效率之間存在著一定程度的正相關(guān)關(guān)系，要驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長就需要提高產(chǎn)業(yè)集中度。從要素投入來看，要素投入比對技術(shù)效率的變動(dòng)產(chǎn)生了正向和負(fù)向影響，這主要在于投入要素的質(zhì)量。眾多的研究成果表明，產(chǎn)業(yè)效率的提升促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的來源主要是技術(shù)創(chuàng)新引起的需求升級和勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高。
四、產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)制
從以上分析來看，產(chǎn)業(yè)效率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)增長之間存在著緊密相連的關(guān)系，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在研究中，主要是呈現(xiàn)的各產(chǎn)業(yè)之間在經(jīng)濟(jì)總量上的構(gòu)成關(guān)系，而該構(gòu)成關(guān)系是在產(chǎn)業(yè)間相互促進(jìn)、相互影響的過程中產(chǎn)生的結(jié)果。
產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展過程一直伴隨著產(chǎn)業(yè)效率的提升、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，最終驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展最直接的結(jié)果呈現(xiàn)出來的是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，如中國長期以來，通過生產(chǎn)業(yè)與制造業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展，服務(wù)業(yè)的比重逐步提高。在產(chǎn)業(yè)的不斷協(xié)調(diào)發(fā)展過程中，通過勞動(dòng)分工、勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移等方式影響了產(chǎn)業(yè)效率的提升。江靜研究表明，生產(chǎn)業(yè)的專業(yè)化分工的深化與制造業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升有明顯的正相關(guān)關(guān)系。產(chǎn)業(yè)的合理結(jié)構(gòu)驅(qū)動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的增長。干春暉P[150]P認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理性對于經(jīng)濟(jì)增長有很大影響，不合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在經(jīng)濟(jì)增長率較快的時(shí)候?qū)?jīng)濟(jì)增長有明顯的抑制作用。
產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展是一個(gè)復(fù)雜的過程，但是通過產(chǎn)業(yè)效率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的表現(xiàn)來驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。而由于產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展是一個(gè)復(fù)雜過程，在研究中首先要界定的是制造業(yè)與服務(wù)業(yè)之間的發(fā)展關(guān)系為協(xié)調(diào)發(fā)展關(guān)系。本文在第二章分析了三次產(chǎn)業(yè)之間的因果關(guān)系，確認(rèn)了三次產(chǎn)業(yè)之間不是簡單的互為因果或者單向因果關(guān)系，然后在耗散平衡框架下，進(jìn)一步明確了三次產(chǎn)業(yè)是一種受多種因素影響的復(fù)雜的協(xié)調(diào)發(fā)展關(guān)系。
產(chǎn)業(yè)效率與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化提升促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，而三次產(chǎn)業(yè)之間是一個(gè)相互影響、相互促進(jìn)的協(xié)調(diào)發(fā)展關(guān)系。需求、供給、競爭、政府政策、創(chuàng)新等驅(qū)動(dòng)力促使了產(chǎn)業(yè)要素的轉(zhuǎn)移、產(chǎn)業(yè)升級，進(jìn)而促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)效率的提升和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化發(fā)展，最終驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。
從三次產(chǎn)業(yè)的發(fā)展過程來看，第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，增加了對第三產(chǎn)業(yè)的需求，如制造業(yè)的發(fā)展需要更多的第三方物流、商務(wù)咨詢等，顯然會(huì)促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?jié)M足了第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展需要，促進(jìn)了第二產(chǎn)業(yè)的效率提升，也必然會(huì)促進(jìn)第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，例如物流業(yè)的發(fā)展?jié)M足了制造業(yè)快速增長的需求，必然也促進(jìn)了制造業(yè)的發(fā)展，同時(shí)如科技研發(fā)等促進(jìn)了制造業(yè)效率的提升也促進(jìn)了制造業(yè)的發(fā)展。第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展促進(jìn)了第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，如高端農(nóng)機(jī)的開發(fā)和制造促進(jìn)了農(nóng)村機(jī)械化的提高。而第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展也促進(jìn)了第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，第三產(chǎn)業(yè)在滿足第一產(chǎn)業(yè)需求的同時(shí)也使得第一產(chǎn)業(yè)得到快速發(fā)展。
五、結(jié)論
經(jīng)濟(jì)增長的影響因素主要包括產(chǎn)業(yè)發(fā)展需求、生產(chǎn)要素、貿(mào)易、產(chǎn)業(yè)效率、城鎮(zhèn)化等因素，這些因素是產(chǎn)業(yè)發(fā)展驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的幾個(gè)重要的影響因素，在經(jīng)濟(jì)增長的影響因素基礎(chǔ)上，結(jié)合實(shí)際的產(chǎn)業(yè)情況，本文認(rèn)為產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的具體驅(qū)動(dòng)力包括了需求供給、政府政策、競爭、創(chuàng)新等。
產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展是一個(gè)復(fù)雜的過程，主要通過產(chǎn)業(yè)效率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化和高級化來驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。三次產(chǎn)業(yè)之間是一種持續(xù)的相互促進(jìn)，相互影響的協(xié)調(diào)發(fā)展過程。在一定階段表現(xiàn)是單向因果關(guān)系，而另一階段又表現(xiàn)為逆向因果關(guān)系，三次產(chǎn)業(yè)之間是一種螺旋上升，遞進(jìn)的關(guān)系，三者的螺旋發(fā)展關(guān)系最終驅(qū)動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長。
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關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長；二元結(jié)構(gòu)；可持續(xù)
中圖分類號：F120.2文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號：1673-291X（2011）01-0004-02
關(guān)于中國的經(jīng)濟(jì)增長模式是近年來國內(nèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)界爭論的熱點(diǎn)問題之一。很多研究嘗試用全要素生產(chǎn)率（TFP）的方法分析中國經(jīng)濟(jì)增長的來源，以此判斷中國現(xiàn)有經(jīng)濟(jì)增長模式的可持續(xù)性，提出未來經(jīng)濟(jì)增長模式的改革建議。關(guān)于現(xiàn)在的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，主要有兩種觀點(diǎn)，鄭玉歆（1999）等認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長方式具有階段性規(guī)律，現(xiàn)階段投資對經(jīng)濟(jì)增長是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)階段，不能超越這個(gè)階段談?wù)摻?jīng)濟(jì)發(fā)展的可持續(xù)性。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，中國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展必須轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式，由投資帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長會(huì)出現(xiàn)一系列的問題。蔡（2007）從勞動(dòng)力供給方面探討了中國經(jīng)濟(jì)增長方式問題。本文將在新古典經(jīng)濟(jì)增長理論框架內(nèi)，從勞動(dòng)、資本和全要素生產(chǎn)率對中國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)探討中國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式的必要性和具體措施。
一、二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下的勞動(dòng)力供給
劉易斯首先研究了發(fā)展中國家典型存在的二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下的經(jīng)濟(jì)增長問題。他把一國經(jīng)濟(jì)分成兩個(gè)部門，即傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)部門和現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)部門。由于傳統(tǒng)部門的存在，現(xiàn)代部門在擴(kuò)大和增長過程中，只要提供稍微高于傳統(tǒng)部門的工資便可以實(shí)現(xiàn)勞動(dòng)力的無限供給，同時(shí)由于現(xiàn)代部門的積累和資本相對于勞動(dòng)力的有力分配，使得現(xiàn)代部門逐漸擴(kuò)大。在這個(gè)過程中，一方面是以維持生計(jì)的工資源源不斷地提供勞動(dòng)力的傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)部門；另一方面是由積累率制約的不斷擴(kuò)張的現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)部門，直到現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)部門的發(fā)展把傳統(tǒng)部門的勞動(dòng)力消耗殆盡，二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)才會(huì)消失，而勞動(dòng)力無限供給結(jié)束的點(diǎn)被稱為劉易斯轉(zhuǎn)折點(diǎn)。
中國是一個(gè)典型的二元經(jīng)濟(jì)國家，作為傳統(tǒng)部門集中的農(nóng)村與作為現(xiàn)代部門集中的城市發(fā)展水平有很多的差距，城鄉(xiāng)分割和地區(qū)分割的跡象仍十分明顯。微觀機(jī)制上的嚴(yán)重缺陷和資源配置的無效率導(dǎo)致中國經(jīng)濟(jì)雖然取得了高速的增長，但是經(jīng)歷了巨大的波動(dòng)。在改革開放時(shí)期，根據(jù)林毅夫的比較優(yōu)勢理論，充分利用中國的勞動(dòng)力數(shù)量巨大的優(yōu)勢，發(fā)展勞動(dòng)密集型工業(yè)，吸收了大量的剩余勞動(dòng)力，促進(jìn)了勞動(dòng)力的轉(zhuǎn)移。在這個(gè)時(shí)期中國的人口撫養(yǎng)比下降的人口結(jié)構(gòu)特征；一方面保證了經(jīng)濟(jì)增長過程中的勞動(dòng)力充分供給，另一方面提高了資本積累率，由此形成的這種人口紅利，通過資源配置機(jī)制的改革得以釋放，并且通過參與經(jīng)濟(jì)全球化的過程得以實(shí)現(xiàn)，從而延緩了資本報(bào)酬遞減的過程。中國在勞動(dòng)力的質(zhì)量和價(jià)格上體現(xiàn)出來的資源比較優(yōu)勢，通過勞動(dòng)密集型產(chǎn)品在國際市場的競爭地位而得到發(fā)揮，國際勞務(wù)市場使得中國豐富的勞動(dòng)力資源能夠得到有效配置。
二、資本形成與經(jīng)濟(jì)增長
在中國的經(jīng)濟(jì)增長過程中，投資一直是主導(dǎo)因素，資本形成對中國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)最大。已有資料表明，在1978―2008年間，資本對中國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率一直穩(wěn)定在56.2%。在一國工業(yè)化過程中，投資對國民經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)是一個(gè)發(fā)展過程。羅斯托在其《經(jīng)濟(jì)成長的階段》一書中把經(jīng)濟(jì)增長分為五個(gè)階段：傳統(tǒng)社會(huì)為發(fā)動(dòng)創(chuàng)造前提條件階段發(fā)動(dòng)階段向成熟推進(jìn)階段高額群眾消費(fèi)階段。
按照他的發(fā)展階段論，中國正處在向成熟推進(jìn)階段，投資對國民收入的增長是必不可少的。鄭玉歆（1999）認(rèn)為，要素投入作為增長來源的相對重要性是隨發(fā)展階段變化的。在發(fā)達(dá)國家，技術(shù)進(jìn)步是增長的主要來源，而在低速增長的發(fā)展中國家，技術(shù)進(jìn)步對增長的貢獻(xiàn)較小。發(fā)達(dá)國家在其工業(yè)化時(shí)期也曾經(jīng)歷過經(jīng)濟(jì)增長主要依靠要素積累的階段。只是在資本積累到一定程度之后，這種增長方式才發(fā)生了改變。從上面的分析可知，中國的投資還處于資本深化階段，我們用新古典增長理論來說明。
在索羅增長模型中，資本積累方程為：Δk=sy-（n+δ）k，Δk為人均資本增長率，s為儲(chǔ)蓄率，y人均產(chǎn)量，n人口增長率，δ資本折舊率，一定量的人均儲(chǔ)蓄必須用于裝備新工人，每個(gè)工人占有的資本為k，用于這一用途的儲(chǔ)蓄為nk，同時(shí)一定量的人均儲(chǔ)蓄用于替換這就是資本，這一用途的儲(chǔ)蓄為δk，（n+δ）k是資本的廣化，因此上式表示，資本深化=人均儲(chǔ)蓄-資本廣化。當(dāng)Δk=0時(shí)，經(jīng)濟(jì)達(dá)到穩(wěn)態(tài)。蔡（2007）認(rèn)為中國的人口增長率一直在下降，即n在減小。中國的儲(chǔ)蓄率從1996―2007年從36%～51%，即s在上升，一般來說折舊率不會(huì)發(fā)生太多變化，因此中國還處在資本的深化階段，在沒有達(dá)到穩(wěn)態(tài)時(shí)，資本存量的增加也會(huì)使人均收入得到增長（如上圖所示），假設(shè)中國前期處于穩(wěn)態(tài)增長，資本存量為k*1，現(xiàn)在由于人口出生率的下降和儲(chǔ)蓄率的上升，使得s1y移動(dòng)到s2y，（n1+δ）移動(dòng)到（n2+δ），達(dá)到新的穩(wěn)態(tài)資本存量k*2，在此過程中，資本的增加不僅使總產(chǎn)出增加，而且人均收入也會(huì)增長。
雖然在現(xiàn)階段，投資對經(jīng)濟(jì)增長的作用仍十分巨大，但是單純依靠投資帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長會(huì)遇到經(jīng)濟(jì)條件的限制，要求我們必須轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式。
（1）中國的經(jīng)濟(jì)增長過度依賴投資，造成了經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的失衡，投資形成的過剩的生產(chǎn)能力在本國內(nèi)需啟動(dòng)不了的情況下，只能依賴出口，加大了中國經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)。（2）中國的生產(chǎn)要素成本優(yōu)勢的消失，以前中國利用豐富勞動(dòng)力和國家價(jià)格管制造成的工資和利息低廉的優(yōu)勢，發(fā)展勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，今后的改革會(huì)加大企業(yè)的生產(chǎn)成本，企業(yè)的利潤將來自于創(chuàng)新，來源于生產(chǎn)率的提高。（3）環(huán)境壓力增大，隨著全球氣候變暖，國際對氣候的關(guān)注，以前較低的環(huán)境成本在未來的發(fā)展過程中將不再出現(xiàn)。中國提出的可持續(xù)發(fā)展要求人與自然的和諧相處，就要求我們要改變過去的不斷消耗資源對環(huán)境的破壞。（4）資源限制，由于中國的工業(yè)制成品附加值不高，每單位GDP 所消耗的資源是發(fā)達(dá)國家的幾倍，所以對于基礎(chǔ)能源和礦產(chǎn)資源的需求增加，而中國的人均擁有的自然資源十分有限，加上國家對于能源價(jià)格的提高，中國未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展所需要的資源將面臨巨大的挑戰(zhàn)。
三、全要素生產(chǎn)率及變化因素
越來越多的研究表明：即使物質(zhì)資本和人力資本積累被考慮進(jìn)來，全要素生產(chǎn)率（TFP）仍然構(gòu)成了人均GDP水平與增長率的跨國差異的主要部分（Easterly and Levine，2001）。已經(jīng)有一些研究指出：物質(zhì)資本和無形資本不能解釋今日各國間巨大的收入差異，儲(chǔ)蓄率也僅有有限的重要性，全要素生產(chǎn)率（TFP）才是最重要的，要想理解國家間巨大的收入差異，必須有一個(gè)關(guān)于全要素生產(chǎn)率的增長的模型（Prescott，1998）。
由于數(shù)據(jù)的度量和對全要素的定義不同導(dǎo)致了不同的結(jié)論，林毅夫、任若恩（2007）在《東亞經(jīng)濟(jì)增長模式相關(guān)爭論的再探討》這篇文章中對全要素生產(chǎn)率作了詳細(xì)的探討，全要素生產(chǎn)率絕不等同于技術(shù)進(jìn)步，所謂技術(shù)進(jìn)步包括與資本融合在一起的和不包括資本投入的兩類，而全要素生產(chǎn)率增長所測定的僅是不包括資本投入的技術(shù)進(jìn)步。鄭玉歆（1999）、易綱（2003）在考察東亞經(jīng)濟(jì)增長模式中指出，全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)在發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家之間有很大的不同，不能忽視經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變的階段性規(guī)律。由于對資本度量中包含了人力資本投資，他們認(rèn)為，中國經(jīng)濟(jì)在現(xiàn)階段靠投資帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長是一個(gè)階段性規(guī)律。鄭京海（2008）指出，盡管對全要素生產(chǎn)率的測度出現(xiàn)了較大的分歧，但是通過已有資料的分析，中國近年來的經(jīng)濟(jì)增長越來越靠投資推動(dòng)，粗放型經(jīng)濟(jì)增長方式將使中國的經(jīng)濟(jì)增長不可持續(xù)。因此中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展必須要轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式，從依靠要素投入轉(zhuǎn)變到依靠全要素生產(chǎn)率提高上來。
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在這篇論文中，筆者以索洛經(jīng)濟(jì)增長模型為依據(jù)，從經(jīng)濟(jì)要素入手對我國經(jīng)濟(jì)增長個(gè)影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析。本文研究的重點(diǎn)是資本投入、勞動(dòng)力投入、技術(shù)進(jìn)步這三個(gè)因素在中國長期經(jīng)濟(jì)增長中的作用，得出物質(zhì)資本的積累與技術(shù)的創(chuàng)新與進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)右颉１疚牡牡诙糠质紫葘?jīng)濟(jì)增長的理論與索洛增長模型進(jìn)行概述；隨后在第三部分中根據(jù)中國統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)，利用索洛經(jīng)濟(jì)增長模型對模型中涉及的資本、勞動(dòng)與技術(shù)等影響因素對中國經(jīng)濟(jì)增長問題展開實(shí)證分析。通過分析，本文得要資本投入與技術(shù)進(jìn)步是中國經(jīng)濟(jì)增長的直接原因這一結(jié)論并據(jù)此對中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展提出相應(yīng)的建議。
二、經(jīng)濟(jì)增長理論與模型應(yīng)用
2.1經(jīng)濟(jì)增長理論構(gòu)成要素概述
現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長理論認(rèn)為，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的主要因素是要素供給的增加和全要素生產(chǎn)率的提高，具體說來要素供給包括資本與勞動(dòng)，而生產(chǎn)率方面包括技術(shù)與效率。除此之外，還存在一些更深層的或更基礎(chǔ)的國家特征，包括政府、收入分配、文化以及全球資源和環(huán)境等等。
2.2索洛經(jīng)濟(jì)增長模型
索洛增長模型從總量角度開展對經(jīng)濟(jì)增長問題的研究，經(jīng)濟(jì)增長主要通過四個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行描述，勞動(dòng)（L）、資本（K）、知識(shí)或勞動(dòng)的有效性（A）和產(chǎn)量（Y），經(jīng)濟(jì)體以一定資本、勞動(dòng)和知識(shí)投入并以一定的結(jié)合方式實(shí)現(xiàn)產(chǎn)品的生產(chǎn)。
該模型生產(chǎn)函數(shù)表示為：
其中：t表示時(shí)間； A（t）和L（t）以相乘的形式進(jìn)入模型，AL為有效勞動(dòng)。
三、基于索洛增長模型的我國經(jīng)濟(jì)增長影響因素實(shí)證分析
本文選用1980年-2008年我國的相關(guān)數(shù)據(jù)，其中包括國內(nèi)生產(chǎn)總值Y，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資K，就業(yè)人數(shù)N，并且在此基礎(chǔ)上引入技術(shù)進(jìn)步T作為變量代表A（t）。利用Eviews5.0，假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)為C-D函數(shù)，Y=A（t）KαLβ，則建立方程lnY= a lnK+βlnL+lnT+c，從而分析研究資本投入、勞動(dòng)力和技術(shù)進(jìn)步對我國經(jīng)濟(jì)增長的影響，并分析我國經(jīng)濟(jì)增長的源泉和阻力。
3.1 1980-2008年我國經(jīng)濟(jì)增長數(shù)據(jù)分析
根據(jù)所選取的數(shù)據(jù)，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP（億元）代表我國總產(chǎn)出；就業(yè)總?cè)藬?shù)（萬人）代表勞動(dòng)要素L的投入；全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額（億元）代表物質(zhì)資本投入K；研究與試驗(yàn)發(fā)展（R&D）經(jīng)費(fèi)（億元）代表技術(shù)進(jìn)步T。其中，α、β、θ分別表示物質(zhì)資本、勞動(dòng)及技術(shù)進(jìn)步的彈性。對參數(shù)進(jìn)行估計(jì)中，首先，在對模型檢驗(yàn)和分析之前，分別對全國的生產(chǎn)產(chǎn)值Y（億元），物質(zhì)資本K（億元），勞動(dòng)要素L（萬人）以及技術(shù)進(jìn)步T（億元）求對數(shù)。以lnY代表全國的GDP，以lnK代表我國物質(zhì)資本，lnL代表我國勞動(dòng)要素，lnT代表技術(shù)進(jìn)步。
利用Eviews5.0軟件對所收集的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，進(jìn)行相應(yīng)的變量代換后得到回歸結(jié)果為：
3.2 1994-2008年我國經(jīng)濟(jì)增長數(shù)據(jù)分析
將1980-2008年計(jì)算所得數(shù)據(jù)與1994-2008年計(jì)算所得數(shù)據(jù)進(jìn)行對比可以發(fā)現(xiàn)：資本投入以及勞動(dòng)投入對我國經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)從77.182%和15.3272%下降到43.8724%和10.57%，這說明隨著年份的推移，資本與勞動(dòng)對我國經(jīng)濟(jì)增長的影響正逐步減弱。而我國技術(shù)貢獻(xiàn)率從1980-2008年的7.4908%上升到1994-2008年的45.5576%，呈大幅上升趨勢，并一舉超越資本投入成為對經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)率最大的因素，這說明隨著年份的推移，技術(shù)對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了極大的影響。
四、結(jié)論
根據(jù)模型分析的結(jié)果，可以得出以下結(jié)論：
關(guān)鍵詞：金融發(fā)展；經(jīng)濟(jì)增長；總量研究；結(jié)構(gòu)分析
Abstract：By reviewing the existing literatures，and based on finance functions theory and relative data of Jiangsu Province from 1980 to 2010，this paper empirically tests the effect of financial development on regional economic growth. The results show significant effect of financial development in Jiangsu economic growth with diverse internal structure. Finally， this paper puts forward policy recommendations based on the empirical results.
Key Words：financial development，economic growth，gross quantity analysis，structure analysis
中圖分類號：F830.2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號：1674-2265（2012）03-0016-04
一、研究背景
在經(jīng)濟(jì)全球化和經(jīng)濟(jì)金融化背景下，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系一直是國內(nèi)外學(xué)者的研究熱點(diǎn)。國家“十二五”規(guī)劃提出要加快多層次金融體系建設(shè)，以科學(xué)發(fā)展觀為指引，圍繞經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的目標(biāo)，加強(qiáng)金融對經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)型的支持力度。在這樣一個(gè)理論和現(xiàn)實(shí)背景下，本文嘗試通過江蘇省的實(shí)證數(shù)據(jù)從總量和結(jié)構(gòu)兩個(gè)視角研究區(qū)域金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用，并提出相關(guān)政策建議。
二、文獻(xiàn)綜述及本文研究思路
（一）文獻(xiàn)綜述
從戈德史密斯的金融結(jié)構(gòu)論到麥金農(nóng)和肖的金融抑制與金融深化理論，從默頓、博迪的金融功能論到白欽先等人的金融可持續(xù)發(fā)展理論，理論研究基本形成共識(shí)，認(rèn)為金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在密切關(guān)系，但對兩者之間的相互作用機(jī)理各有不同的觀點(diǎn)。相應(yīng)的實(shí)證研究主要集中在兩個(gè)方面：一是驗(yàn)證金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性，二是兩者之間因果關(guān)系的論證。對于相關(guān)性問題，主流觀點(diǎn)認(rèn)為金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著明顯的相關(guān)關(guān)系（貝克和萊文，2002），這與金融發(fā)展理論得出的結(jié)論一致。在因果關(guān)系方面，由于研究對象和方法等方面的差異，主要有四種不同結(jié)論：其一，金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)增長，兩者之間是“供給驅(qū)動(dòng)型”關(guān)系，金融發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的必要條件。其二，經(jīng)濟(jì)增長導(dǎo)致金融發(fā)展，兩者之間是“需求拉動(dòng)型”關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長是金融發(fā)展的前提條件。其三，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長互為因果，相互影響。其四，兩者之間無因果關(guān)系，它們的相關(guān)僅是巧合或共同取決于第三個(gè)變量。
遵循國外研究思路，國內(nèi)涌現(xiàn)出眾多關(guān)于中國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究。多數(shù)認(rèn)為金融發(fā)展能夠帶動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)增長（談儒勇，1999；趙志君，2000），然而在金融發(fā)展內(nèi)部結(jié)構(gòu)方面卻很難形成一致的結(jié)論。梁琪、滕建洲（2005）研究發(fā)現(xiàn)中國金融中介和經(jīng)濟(jì)增長之間有顯著的正相關(guān)關(guān)系，而股票市場對經(jīng)濟(jì)增長的作用有限。范學(xué)俊（2006）通過對中國季度數(shù)據(jù)分析得出了完全相反的結(jié)論。在區(qū)域金融發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究方面，通過對中國分地區(qū)的實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)在中國東北、東部和西部三個(gè)地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系表現(xiàn)出很大的差異性（王紀(jì)全、張曉燕、劉勝全，2007），金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系具有明顯的時(shí)空特征（袁云峰、曹旭華，2007），不同區(qū)域的金融控制對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的影響顯著，應(yīng)區(qū)別對待它們之間的影響（王晉兵，2007）。
（二）現(xiàn)有研究不足及本文研究思路
現(xiàn)有研究存在以下不足：（1）從研究范圍看，多是基于國家宏觀層面，對于像我國這樣一個(gè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的國家，國家范圍的研究結(jié)論不具有普適性。國內(nèi)已有學(xué)者關(guān)注區(qū)域金融發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系（周立、王子明，2002；袁云峰、曹旭華，2007；王紀(jì)全等，2007），但他們的研究都是基于中國地區(qū)分布的特征，同樣存在范圍相對較大、缺乏針對性的不足。（2）研究金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系時(shí)，一般只考慮銀行的作用，未從社會(huì)融資總量角度分析金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用。
因此，本文嘗試從以下兩個(gè)方面做出改進(jìn)：（1）進(jìn)一步縮小研究范圍，把實(shí)證對象定位在江蘇省，研究省域金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用，使研究更有針對性。（2）以金融功能論為理論基礎(chǔ)，以中國人民銀行貨幣政策導(dǎo)向?yàn)橹敢瑥纳鐣?huì)融資總量和融資內(nèi)部結(jié)構(gòu)兩個(gè)方面研究金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的支持力度。
三、江蘇省金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長作用的實(shí)證分析：1980―2010年
（一）模型的構(gòu)建及數(shù)據(jù)來源
1. 理論基礎(chǔ)。根據(jù)金融功能論，金融發(fā)展的本質(zhì)是金融功能的提升，其外在表現(xiàn)體現(xiàn)在兩個(gè)方面：一是金融主體的總量提升，二是金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。在這兩個(gè)方面的作用下使得金融效率得以提升。金融效率的提升將發(fā)揮社會(huì)資源配置作用，促進(jìn)投資和儲(chǔ)蓄的增長，使得經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，最終結(jié)果是經(jīng)濟(jì)的增長，作用機(jī)制如下圖所示：
圖1：金融功能論理論原理示意圖
2. 研究變量和樣本數(shù)據(jù)來源。為了消除人口規(guī)模對計(jì)算結(jié)果的影響，本文采用人均GDP（RPGDP）為衡量經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)；用金融相關(guān)率（FIR）作為度量金融發(fā)展的總量指標(biāo)，金融相關(guān)率的定義為：FIR=（金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)存款+金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款）/GDP。在金融結(jié)構(gòu)指標(biāo)選擇方面，本文從社會(huì)融資總量衡量金融對經(jīng)濟(jì)的支持力度。社會(huì)融資資金主要來源于金融中介市場和證券市場，即銀行融資和證券市場融資兩個(gè)方面。本文用Bank反映實(shí)際通過銀行中介作用于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的資金量，即金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款總額；用Stock反映證券市場的籌資能力，即上市公司募集資金總量（含發(fā)行、增發(fā)、公司債、配股等）。為了削弱數(shù)據(jù)的異方差，本文對各個(gè)變量進(jìn)行取對數(shù)處理（見表1）。
實(shí)證檢驗(yàn)數(shù)據(jù)來自歷年的《江蘇省統(tǒng)計(jì)年鑒》、江蘇省統(tǒng)計(jì)公報(bào)（2010）及人民銀行南京分行網(wǎng)站統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，使用的計(jì)量軟件是Eviews3.1。
（二）基于總量視角的金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用研究：1980―2010年
1. ADF單位根檢驗(yàn)。為了避免時(shí)間序列數(shù)據(jù)不平穩(wěn)而產(chǎn)生的“偽回歸”現(xiàn)象，首先對變量進(jìn)行了ADF單位根檢驗(yàn)，從表2可以看出，lnFIR與lnRPGDP都是非平穩(wěn)的，但經(jīng)過一階差分后在5%顯著水平下都是平穩(wěn)的，即它們都是一階單整序列。
注：（1）檢驗(yàn)類型中的c、t、k分別表示常數(shù)項(xiàng)，趨勢項(xiàng)以及滯后階數(shù)。（2）是否含有常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)根據(jù)散點(diǎn)圖的變化規(guī)律和趨勢確定，滯后階數(shù)k的選擇以AIC和SC值最小為標(biāo)準(zhǔn)。（3） 表示相關(guān)變量的一階差分。（4）Y表示通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，N表示未通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)。（5）***表示1%顯著水平下的平穩(wěn)，**表示5%顯著水平下的平穩(wěn)，*表示10%顯著水平下的平穩(wěn)。（6）以上說明同樣適合下文結(jié)構(gòu)分析中的單位根檢驗(yàn)。
2. 協(xié)整分析。為了找到金融總量與經(jīng)濟(jì)增長之間的某個(gè)線性組合是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系，本文對變量進(jìn)行Engle-Granger協(xié)整分析。首先進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，得協(xié)整回歸模型 ：
（53.18947）（15.30880）
其次對回歸殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，得到ADF檢驗(yàn)的臨界值為-3.141016。對照AEG檢驗(yàn)臨界值表可知在1%顯著水平下拒絕原假設(shè)，說明從總量上看江蘇省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系。
3. 誤差修正模型（ECM）。由于受金融危機(jī)等突發(fā)事件因素的影響，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的長期均衡關(guān)系可能會(huì)出現(xiàn)短期失衡的現(xiàn)象，短期內(nèi)變量間存在誤差修正機(jī)制。本文用ECM模型來研究這種機(jī)制，最終ECM模型：
lnRPGDPt=0.175966-0.597005lnFIRt+0.012683ECMt-1
（15.81758） （-4.817956） （2.07E+14）
模型結(jié)果顯示短期內(nèi)江蘇省經(jīng)濟(jì)金融系統(tǒng)存在誤差修正機(jī)制，誤差系數(shù)0.012683體現(xiàn)了各期經(jīng)濟(jì)增長對均衡水平偏離的修正，在（t-1）期的實(shí)際經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低于其均衡值時(shí)，做出了正向修正。
4. Granger因果檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)表明江蘇省金融總量與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系，但這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。對變量進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，選擇滯后2階，檢驗(yàn)結(jié)果如表3。
Granger因果檢驗(yàn)的結(jié)果都拒絕了原假設(shè)，表明lnRPGDP是lnFIR的Granger原因，lnFIR也是lnRPGDP的Granger原因。從總量上看，金融的增長量和經(jīng)濟(jì)的增長量之間是相互影響的雙線關(guān)系，江蘇省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間互為因果。
（三）基于結(jié)構(gòu)視角的金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用研究：1993―2010年
從金融發(fā)展的內(nèi)部結(jié)構(gòu)來看，金融支持經(jīng)濟(jì)融資除銀行信貸外還包括證券市場融資。由于江蘇資本市場自1993年才逐漸形成并發(fā)展起來，金融發(fā)展表現(xiàn)出階段性的特征。為了更好地把握金融發(fā)展內(nèi)部結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，以下利用1993年以來的數(shù)據(jù)，使用lnBank、lnStock兩個(gè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)，分析其與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。
1. ADF單位根檢驗(yàn)。表4所示檢驗(yàn)結(jié)果表明各變量除lnRPGDP在10%顯著性水平下平穩(wěn)外，其他指標(biāo)都是非平穩(wěn)的，但一階差分后在5%的顯著性水平下都是平穩(wěn)的，都是一階單整序列。
2. 協(xié)整分析。由于結(jié)構(gòu)分析涉及三個(gè)變量，變量間可能存在多種穩(wěn)定的線性組合，在進(jìn)行協(xié)整分析時(shí)需要考慮它們的任意線性組合也是穩(wěn)定的情況，此時(shí)用E-G兩步法進(jìn)行協(xié)整分析時(shí)存在不足，故采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)進(jìn)行分析，結(jié)果如表5、表6。
從分析結(jié)果可以看出，在1%的顯著性下存在一個(gè)協(xié)整方程：
（0.01580） （0.01765）
結(jié)果表明影響江蘇省經(jīng)濟(jì)增長的兩個(gè)金融發(fā)展結(jié)構(gòu)變量在樣本期間存在協(xié)整關(guān)系，這說明江蘇省經(jīng)濟(jì)增長與銀行信貸規(guī)模、證券市場籌資能力之間存在長期均衡關(guān)系，協(xié)整結(jié)果符合經(jīng)濟(jì)理論。協(xié)整方程表明在長期均衡關(guān)系中，銀行信貸投放在經(jīng)濟(jì)增長中的最終貢獻(xiàn)為66.5%，而證券市場籌資的貢獻(xiàn)度是6.87%，銀行信貸規(guī)模的影響程度遠(yuǎn)大于證券市場籌資規(guī)模。
3. Granger因果分析。在協(xié)整分析的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步驗(yàn)證江蘇省經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展內(nèi)部結(jié)構(gòu)指標(biāo)之間的Granger因果關(guān)系，結(jié)果如下：
從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出lnBank是lnRPGDP的Granger原因，江蘇省銀行信貸規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長之間是“供給驅(qū)動(dòng)型”關(guān)系，信貸規(guī)模的增加對經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)作用顯著，而證券市場發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的Granger因果關(guān)系微弱。Granger因果分析的結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了協(xié)整分析的結(jié)論，表明在江蘇省經(jīng)濟(jì)增長中銀行信貸投放起著重要的作用。
（四）實(shí)證結(jié)論的比較分析
1. 總量分析表明江蘇省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在協(xié)整關(guān)系，并且短期內(nèi)存在誤差修正機(jī)制，兩者之間是相互促進(jìn)的正相關(guān)關(guān)系。這驗(yàn)證了金融功能論，金融系統(tǒng)作為一個(gè)整體通過資源配置、支付結(jié)算以及風(fēng)險(xiǎn)管理等功能對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正向作用，同時(shí)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顩r也對金融系統(tǒng)功能的發(fā)揮有著重要影響。
2. 結(jié)構(gòu)分析從社會(huì)融資總量角度衡量主要融資來源對經(jīng)濟(jì)的支持力度。實(shí)證結(jié)果表明金融中介在經(jīng)濟(jì)增長中發(fā)揮著重要作用。從長期角度來看，銀行信貸規(guī)模的投放對經(jīng)濟(jì)增長的作用顯著，銀行信貸規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長之間存在正相關(guān)關(guān)系。江蘇省證券市場對經(jīng)濟(jì)增長的作用是微弱的，這與江蘇的股票市場起步晚、證券市場規(guī)模偏小、發(fā)展機(jī)制不健全有關(guān)，另外也與不成熟的資本市場體系有關(guān)。
3. 綜合對比分析。總量研究和結(jié)構(gòu)分析共同表明江蘇省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期協(xié)整關(guān)系，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響顯著，在推動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程中應(yīng)充分發(fā)揮金融“助推器”的作用；結(jié)構(gòu)分析表明金融在推進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中存在內(nèi)部結(jié)構(gòu)的差異，證券市場發(fā)展在推動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展中作用微弱，證券市場有待進(jìn)一步發(fā)展，同時(shí)不同金融市場之間的Granger因果關(guān)系不顯著，金融發(fā)展內(nèi)部結(jié)構(gòu)之間的協(xié)同作用不明顯。
四、政策建議
（一）重視金融發(fā)展在經(jīng)濟(jì)增長中的作用，發(fā)揮金融在經(jīng)濟(jì)增長中的推動(dòng)效應(yīng)
總量和結(jié)構(gòu)研究表明，金融發(fā)展在推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長中發(fā)揮著重要作用，因此需要高度重視金融的發(fā)展，加強(qiáng)金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，積極改善金融生態(tài)環(huán)境，不斷發(fā)揮金融資源配置的基礎(chǔ)性作用，提高金融效率。
（二）發(fā)展多層次的金融市場，避免金融發(fā)展內(nèi)部結(jié)構(gòu)之間的馬太效應(yīng)
實(shí)證研究顯示，金融市場內(nèi)部主體間在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長方面差異顯著，金融中介作用突出，證券市場的規(guī)模和作用有待進(jìn)一步提升。因此需要不斷完善多層次的金融市場建設(shè)、優(yōu)化金融結(jié)構(gòu)、擴(kuò)大直接融資市場規(guī)模、構(gòu)建多層次協(xié)調(diào)發(fā)展的金融市場，使得金融中介市場、證券市場之間可以取長補(bǔ)短、優(yōu)勢互補(bǔ)，實(shí)現(xiàn)協(xié)同發(fā)展。
（三）將金融、經(jīng)濟(jì)作為一個(gè)有機(jī)系統(tǒng)，實(shí)現(xiàn)金融與經(jīng)濟(jì)之間的協(xié)同效應(yīng)
研究表明，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的作用是雙向的，在重視推動(dòng)作用的同時(shí)也不可忽視風(fēng)險(xiǎn)的存在。因此需要將金融、經(jīng)濟(jì)作為一個(gè)有機(jī)整體，從系統(tǒng)角度考慮促進(jìn)金融發(fā)展的相關(guān)政策，建立與經(jīng)濟(jì)增長相適應(yīng)的金融體系。這既是宏觀審慎管理與防范系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的需要，也是更好地發(fā)揮金融的作用、實(shí)現(xiàn)金融與經(jīng)濟(jì)之間的協(xié)同效應(yīng)、推動(dòng)金融與經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的現(xiàn)實(shí)需要。
參考文獻(xiàn)：
關(guān)鍵詞： 金融資產(chǎn)；經(jīng)濟(jì)增長；外部結(jié)構(gòu)
一、引言
金融產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)聯(lián)性在理論研究上一直存在著爭議。古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長完全由實(shí)物部門決定。主流經(jīng)濟(jì)增長理論的各類經(jīng)濟(jì)模型對金融市場的假設(shè)是：金融市場制度不變，金融變量只能被動(dòng)地去適應(yīng)經(jīng)濟(jì)增長的要求而不能主動(dòng)地作用于經(jīng)濟(jì)增長[1]。因此無論是在古典增長理論、現(xiàn)代增長理論還是新增長理論中，金融市場不是經(jīng)濟(jì)增長模型中的變量。
但是20世紀(jì)以來， 在眾多的西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行的研究中，許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家做出了金融產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用的結(jié)論。例如，戈德史密斯（Goldsmith，1969）首次論證了金融結(jié)構(gòu)對一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要作用。肖（Shaw，1973） 與麥金農(nóng)（Mckinnon，1973）分別在金融深化論、金融壓制論中， 闡述了一國金融體制與該國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在一種互相刺激、互相制約的關(guān)系。金和萊文（King and Levine，1993、1997）提出一系列衡量金融發(fā)展水平的指標(biāo)， 并利用實(shí)證方法證明金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的積極作用。但是這些學(xué)者的結(jié)論都是來源于各國的相關(guān)數(shù)據(jù)的比較，并沒有從理論的高度來證明。當(dāng)然也有經(jīng)濟(jì)學(xué)家持不同的觀點(diǎn)。例如， 盧卡斯（Lucas，1988）認(rèn)為經(jīng)濟(jì)學(xué)家普遍夸大了經(jīng)濟(jì)增長過程中金融市場的重要性， 金融市場最多只不過在經(jīng)濟(jì)增長中起到極其微小的作用。對于中國的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，國內(nèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)家在這方面的研究也很多。例如，戴根有（2000）認(rèn)為，中國貨幣化率意味著中國整體支付風(fēng)險(xiǎn)在加大。趙志君（2000）認(rèn)為，中國M2/GDP對中國經(jīng)濟(jì)增長的作用是極為微弱的，這是因?yàn)橹袊姆柦?jīng)濟(jì)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)之間存在著嚴(yán)重的金融流程梗阻。劉明志（2001）認(rèn)為中國貨幣化率水平由貨幣需求因素所決定。李揚(yáng)（2001）認(rèn)為中國所出現(xiàn)的貨幣化率上升（M2/GDP上升）和資本化率（資本存量/GDP值）上升是存在著特殊的社會(huì)背景，不僅限于貨幣化和資本市場深化的討論，還應(yīng)該從貨幣需求角度來討論。盡管不同學(xué)者的結(jié)論不盡相同， 但可以肯定的是， 金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著緊密的聯(lián)系[2]。
本文首先簡單說明數(shù)據(jù)的來源，接著對我國金融資產(chǎn)外部結(jié)構(gòu)的發(fā)展現(xiàn)狀進(jìn)行描述，最后對其與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)聯(lián)性進(jìn)行實(shí)證演繹。本文對金融資產(chǎn)的結(jié)構(gòu)變化側(cè)重于對其外部結(jié)構(gòu)的研究，是因?yàn)橥獠拷Y(jié)構(gòu)將金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)聯(lián)系起來，更能說明金融產(chǎn)業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。文章希望通過研究為中國金融業(yè)未來的發(fā)展尋找理論支持，促進(jìn)金融體制的完善，并為宏觀調(diào)控提供相關(guān)金融變量。
二、數(shù)據(jù)的選擇
本文從資產(chǎn)流動(dòng)性的角度把金融資產(chǎn)分為貨幣、債券和股票三類。貨幣又有流通中的現(xiàn)金M0和狹義貨幣M1、廣義貨幣M2三種定義。債券包括國債、政策性金融債、其他金融債、企業(yè)債、國家投資債和國家投資公司債六類。股票分為A股、B股、N股和H股[3]。
在計(jì)量金融資產(chǎn)時(shí)，各種貨幣類金融資產(chǎn)都按《中國金融統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國證券期貨統(tǒng)計(jì)年鑒》中公布的即期貨幣余額計(jì)量。債券，我們用當(dāng)年債券余額來計(jì)量債券資產(chǎn)的總量。對于股票本文按市價(jià)總值進(jìn)行計(jì)量[4]。
全部金融資產(chǎn)與實(shí)物資產(chǎn)存量之間的比例，是反映金融外部結(jié)構(gòu)的最重要指標(biāo)。對于實(shí)物資產(chǎn)的計(jì)量復(fù)雜性，我們沿用傳統(tǒng)方法，用GDP代替實(shí)物資產(chǎn)存量 [5]。
三、金融資產(chǎn)的外部結(jié)構(gòu)
各種金融資產(chǎn)與實(shí)物資產(chǎn)的比例構(gòu)成了金融資產(chǎn)的外部結(jié)構(gòu)，反映了該項(xiàng)金融資產(chǎn)在國民經(jīng)濟(jì)中相對重要程度。
從上表中可以發(fā)現(xiàn)，從1992年到2010年，中國的M2與GDP的比值從94.35%迅速提高到182.36%，19年的時(shí)期里增加了1倍，這在世界金融發(fā)展史上是罕見的。同期，債券余額占GDP的比率從101.75%上升到182.87%。股票市場發(fā)展較晚，但股票市價(jià)總值占GDP的比率增長速度最快，在1992年到2010年的19年時(shí)間里，占GDP的比率從3.89%上升到66.69%。隨著資本市場的發(fā)展和金融資產(chǎn)的多樣化，國民經(jīng)濟(jì)對金融的依存度迅速提高，三項(xiàng)金融資產(chǎn)總量占GDP的比重從1992年的199.99%增加到2010年的431.92%。
金融發(fā)展并非單純量的增長，各種金融資產(chǎn)在國民經(jīng)濟(jì)中占的比例的增大只能說明他們在國民經(jīng)濟(jì)中的地位越來越重要。如果金融擴(kuò)張建立在高效率的基礎(chǔ)上，那么這種擴(kuò)張就會(huì)促進(jìn)著經(jīng)濟(jì)增長總量和速度的提高，否則的話，這種擴(kuò)張隱含著極大的危機(jī)。1992年至2010年，M2/GDP與GDP的增長率的相關(guān)系數(shù)是-0.5171，總金融資產(chǎn)與GDP比值和GDP增長率的相關(guān)系數(shù)是-0.4603，債券余額與GDP比值和GDP增長率的相關(guān)系數(shù)是-0.5023，股票市價(jià)總值與GDP比值和GDP增長率相關(guān)系數(shù)為-0.2281。這說明中國的金融雖然市場快速發(fā)展，但卻沒有促進(jìn)宏觀效益。另外我國的M2/GDP和總金融資產(chǎn)/GDP的相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.95，說明貨幣化與金融深化的方向是一致的，但它們的增長并沒有改變中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)下滑的局面。
金融業(yè)的深化與經(jīng)濟(jì)的增長背道而馳說明中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展過程中存在著嚴(yán)重的金融流程阻塞。一般來說，在金融資產(chǎn)流動(dòng)性一定的條件下，金融資產(chǎn)的擴(kuò)張能夠促使經(jīng)濟(jì)規(guī)模的增大，但是由于銀行投資管理水平仍未達(dá)到十分有效的水平，目前中國廣義貨幣M2的增長被大量的銀行不良資產(chǎn)所吞噬。雖然金融資產(chǎn)的擴(kuò)張對實(shí)體經(jīng)濟(jì)支持力度的增強(qiáng)，但是也出現(xiàn)了金融資產(chǎn)流動(dòng)性和金融資產(chǎn)質(zhì)量的下降以及儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資的金融效率下降的問題[6]。金融的發(fā)展除了規(guī)模擴(kuò)張以外，更重要的是金融資產(chǎn)價(jià)格的合理程度和金融效率，后者從宏觀上體現(xiàn)在單位貨幣對國民經(jīng)濟(jì)支持的力度上。金融體制的改革應(yīng)更重視質(zhì)量的提高，而不是簡單的規(guī)模擴(kuò)張 [7]。
關(guān)鍵詞：湖南省；經(jīng)濟(jì)增長；影響因素；實(shí)證分析
中圖分類號：F127 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2015）25-0055-05
引言
2014年全國兩會(huì)政府工作報(bào)告進(jìn)一步指出：發(fā)展是解決我國所有問題的關(guān)鍵，必須牢牢扭住經(jīng)濟(jì)建設(shè)這個(gè)中心，保持合理的經(jīng)濟(jì)增長速度。改革開放三十多年來，湖南省經(jīng)濟(jì)取得了快速的發(fā)展。地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）由1978年的146.99億元增加到2013年的24 502億元，平均增速為16.2%，甚至超過了全國16%的年均經(jīng)濟(jì)增長速度，但與經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的差距仍然存在。為此，進(jìn)一步分析影響湖南省經(jīng)濟(jì)增長的若干因素，既是實(shí)現(xiàn)地區(qū)生產(chǎn)總值增長10%的戰(zhàn)略目標(biāo)，不斷縮小與經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)差距的需要，也是維持經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康快速增長的客觀要求。通過研究湖南省經(jīng)濟(jì)增長的影響因素，進(jìn)而制定和實(shí)施相應(yīng)的政策，對保證湖南省經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展有非常重要的意義。
國內(nèi)外就經(jīng)濟(jì)增長影響因素的研究文獻(xiàn)有許多，大致可以將其分為影響因素的選取以及具體實(shí)證分析方法兩部分。從影響因素的選取來看，將經(jīng)濟(jì)增長的影響因素歸結(jié)為勞動(dòng)投入、資本積累、技術(shù)進(jìn)步、人力資本、制度因素等。亞當(dāng)?斯密、西蒙?庫茲涅茲、阿瑟?劉易斯等認(rèn)為，物質(zhì)資本是經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵因素。舒爾茨則認(rèn)為，人力資本是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長更為重要的因素。20世紀(jì)70年代以來，經(jīng)濟(jì)學(xué)家開始把經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵歸于科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步。如周亮（2014）認(rèn)為，技術(shù)創(chuàng)新和制度對經(jīng)濟(jì)增長均具有顯著的正向影響[1]。賀文華（2008）研究表明，F(xiàn)DI是經(jīng)濟(jì)增長的原因。李良新、許南、李江龍（2010）等研究得出，外商直接投資對我省經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)上。高明華、蔡衛(wèi)星（2009）研究發(fā)現(xiàn)，湖南經(jīng)濟(jì)增長主要依靠要素投入特別是資本要素投入，而技術(shù)進(jìn)步對湖南經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率亟待提升[2]。阮敏（2006）得出，技術(shù)進(jìn)步尤其是知識(shí)存量的增加對湖南經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)不大，但要素投入、制度變遷、人力資本以及產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對湖南經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)很大。夏澤義、許進(jìn)杰（2009）研究發(fā)現(xiàn)，第二產(chǎn)業(yè)對湖南經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用最大[3]。常晗（2010）、阮敏（2006）、石華軍（2011）得出，人力資本與湖南省的經(jīng)濟(jì)增長呈正相關(guān)關(guān)系[4]。許和連、賴明勇（2003）發(fā)現(xiàn)，人口增長因素對湖南省經(jīng)濟(jì)增長起著阻礙作用，而其他因素都不同程度地對湖南省經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮了積極的作用[5]。
從具體實(shí)證分析方法來看，主要有灰色關(guān)聯(lián)分析、計(jì)量回歸分析、協(xié)整分析、指標(biāo)測算等分析方法。沈飛、伍卓（2014）、張婧、劉偉（2009）通過灰色關(guān)聯(lián)分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人力資本與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系[6]。廖翼、唐玉鳳（2012）、艾燕琳、鄭澤民（2006）通過構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，定量分析湖南經(jīng)濟(jì)的影響因素。王耀中、李禮（2003）分別采用相關(guān)分析和因果分析兩種計(jì)量分析方法，分析了湖南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長的聯(lián)系以及三次產(chǎn)業(yè)之間的因果關(guān)系[7]。鄧恩（2011）、劉克利、許和連、賴明勇（2001）采用協(xié)整檢驗(yàn)分析技術(shù)和 Granger- Causality檢驗(yàn)方法，實(shí)證分析相關(guān)因素與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系[8]。石宏長、黃興磊（2007）通過測算三次產(chǎn)業(yè)對湖南經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)份額，得出經(jīng)濟(jì)增長與產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)度密切相關(guān)的結(jié)論。肖耀球（2003）則從需求、供給和生產(chǎn)要素三個(gè)方面重新設(shè)計(jì)一套經(jīng)濟(jì)增長因素實(shí)證評估體系，并運(yùn)用湖南的歷史數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)際測算與分析。
本文選用1992―2012年的數(shù)據(jù)，以經(jīng)濟(jì)學(xué)理論為基礎(chǔ)，同時(shí)吸收已取得的研究成果采用科布―道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，在此基礎(chǔ)上實(shí)證分析影響湖南省經(jīng)濟(jì)增長的各因素，力圖為湖南省經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長提供相關(guān)的政策建議。
一、經(jīng)濟(jì)增長影響因素的理論闡述
影響湖南省經(jīng)濟(jì)增長的因素主要有有資本、勞動(dòng)力、技術(shù)、制度，則經(jīng)濟(jì)增長函數(shù)可以表示為：
G=F（Cap Lab Tec Ins）
其中，G是經(jīng)濟(jì)增長，Cap代表資本因素，Lab表示勞動(dòng)因素，Tec代表科學(xué)技術(shù)因素，Ins指制度因素。我們假定該增長函數(shù)滿足：對所有Cap、Lab、Tec和Ins>0，且每個(gè)因素的改善都會(huì)帶來函數(shù)G（?）正的提高，但這種作用在邊際上是遞減的。
同時(shí)對其兩邊同時(shí)乘以，且等式右端各項(xiàng)分別乘以、、、有：g=?1θ1+?2θ2+?3θ3+?4θ4其中，g=、?1=?、?2=?、?3=?、?4=?，即各個(gè)影響因素的產(chǎn)出彈性。θ1=、θ2=、θ3=、θ4=分別表示各個(gè)影響因素的增長率。
由上式可知，經(jīng)濟(jì)增長率的提高一部分源于各個(gè)因素的產(chǎn)出彈性，一部分源于各個(gè)因素的增長率。在此我們假定各個(gè)因素的產(chǎn)出彈性不變，則可知經(jīng)濟(jì)增長主要取決于各個(gè)因素的增長率。各個(gè)因素對經(jīng)濟(jì)增長的作用可以闡釋為如下幾點(diǎn)：
勞動(dòng)因素是經(jīng)濟(jì)增長的基礎(chǔ)。勞動(dòng)投入一般是指生產(chǎn)過程中實(shí)際投入的勞動(dòng)量，而實(shí)際投入的勞動(dòng)量來源于勞動(dòng)力。勞動(dòng)力即一定的勞動(dòng)年齡階段并愿意就業(yè)的個(gè)人，也稱為人力資源。人力資源是經(jīng)濟(jì)增長重要的要素投入指標(biāo)。在勞動(dòng)生產(chǎn)率既定的條件下，增加勞動(dòng)力數(shù)量能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。勞動(dòng)力的增加能夠帶來勞動(dòng)供給的增加，有利于經(jīng)濟(jì)的增長。反之則不利于經(jīng)濟(jì)增長。
資本因素是經(jīng)濟(jì)增長的核心。資本因素既包括物資資本因素也包括人力資本因素。資本是經(jīng)濟(jì)增長的重要源泉之一，如果一個(gè)國家的人均資本越多，其勞動(dòng)生產(chǎn)率也就越高，經(jīng)濟(jì)增長也就越快。資本是投入到生產(chǎn)過程中的實(shí)物和貨幣，包括物質(zhì)資本、人力資本以及知識(shí)資本的投入。物質(zhì)資本即實(shí)物資本，即用于生產(chǎn)物品與勞務(wù)的設(shè)備和建筑物存量等。外資對經(jīng)濟(jì)增長的影響和作用主要表現(xiàn)在外商直接投資的技術(shù)轉(zhuǎn)移效應(yīng)。外商直接投資對東道國或地區(qū)的技術(shù)轉(zhuǎn)移效應(yīng)能使當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的技術(shù)得到改進(jìn)，以及勞動(dòng)生產(chǎn)率得到提高。人力資本是指因相關(guān)的人力投資而獲得的知識(shí)和技能的積累，而人力資本是通過教育等人力投資形式而形成的。知識(shí)資本是社會(huì)生產(chǎn)過程中所有知識(shí)性和技術(shù)性的投入，主要通過對科學(xué)研究的投入而形成。人力資本的不斷積累能夠有效促進(jìn)勞動(dòng)生產(chǎn)率的快速提高，進(jìn)而促進(jìn)全社會(huì)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。
科學(xué)技術(shù)因素是經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵。包括技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)革新在內(nèi)的技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長最主要和最直接的推動(dòng)力。技術(shù)通過影響資源的使用效率而間接影響經(jīng)濟(jì)增長。經(jīng)濟(jì)增長水平總是伴隨著人類社會(huì)技術(shù)水平的提高而增進(jìn)的，技術(shù)進(jìn)步也是促進(jìn)人類社會(huì)經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵性因素。技術(shù)進(jìn)步能夠帶來物質(zhì)資本和人力資本投資收益率的提高。
制度因素是經(jīng)濟(jì)增長的重要保障。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，制度的作用無處不在。諾斯曾說，制度是個(gè)人與資本存量之間、資本存量與勞務(wù)產(chǎn)出及收入分配之間的過濾器。有效的制度安排能夠保證市場經(jīng)濟(jì)有序運(yùn)行，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康快速發(fā)展。一個(gè)國家或地區(qū)人口的城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)反映了這個(gè)國家或地區(qū)生產(chǎn)力水平、人民生活水平和城市化水平的高低。城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)通過影響城鄉(xiāng)人口經(jīng)濟(jì)收入、受教育程度、文化背景等，從而影響國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)通過持續(xù)深化產(chǎn)業(yè)體系的內(nèi)在布局，進(jìn)而持續(xù)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)總量的長期增長。經(jīng)濟(jì)增長能夠帶動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)也能推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長。
二、實(shí)證分析
（一）模型設(shè)定
（二）指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來源
本文在參照已有文獻(xiàn)及數(shù)據(jù)可獲得性的基礎(chǔ)上，選用社會(huì)勞動(dòng)者人數(shù)、固定資產(chǎn)投資額、教育經(jīng)費(fèi)支出額、歷年三項(xiàng)專利申請批準(zhǔn)數(shù)數(shù)據(jù)，分別代替勞動(dòng)投入、物質(zhì)資本投入、人力資本投入、技術(shù)水平。而制度因素則用對外開放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)來衡量。其中，對外開放程度用（地區(qū)進(jìn)口總額+地區(qū)出口總額）/地區(qū)生產(chǎn)總值這一公式來計(jì)算。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為第二三產(chǎn)業(yè)所占比例，城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)為城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒壤?shù)據(jù)主要來源于《湖南統(tǒng)計(jì)年鑒》，但由于2006年、2009年的教育經(jīng)費(fèi)支出數(shù)據(jù)缺失，本文采用平滑法計(jì)算所得。同時(shí)運(yùn)用SPSS16.0對數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理以消除量綱因素對實(shí)證分析的影響，但經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化后某些指標(biāo)出現(xiàn)負(fù)值，故在此基礎(chǔ)上各個(gè)數(shù)值都加2。考慮到處理后的數(shù)據(jù)并不影響研究結(jié)果，所以以下所有分析都是使用處理后的數(shù)據(jù)。
（三）實(shí)證過程
以下為標(biāo)準(zhǔn)化處理后各指標(biāo)數(shù)據(jù)的時(shí)序圖（見圖1）。
從圖1可以看出，除產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和對外開放程度外，其余各指標(biāo)都與地區(qū)生產(chǎn)總值呈同一變化趨勢。這一趨勢符合各因素與經(jīng)濟(jì)增長在理論上的相關(guān)關(guān)系。盡管在前期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放程度與地區(qū)生產(chǎn)總值的同向趨勢并不明顯，但后期正向關(guān)系較為明顯。如果用固定資產(chǎn)投資與GDP的比值表示物質(zhì)資本投資率，則湖南省投資率由1992年的0.236變化到2012年的0.658，樣本期的平均值為0.376。這說明固定資產(chǎn)投資對湖南省的經(jīng)濟(jì)增長拉動(dòng)作用較為明顯，也就是說湖南省仍然是通過固定資產(chǎn)投資來拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。一直以來，湖南省城鎮(zhèn)人口逐年增加，到2012年，湖南省城鎮(zhèn)人口突破3 000萬人，城鎮(zhèn)化率達(dá)到46.65%。資本積累、規(guī)模經(jīng)濟(jì)、集聚經(jīng)濟(jì)帶來了城鎮(zhèn)經(jīng)濟(jì)的增長，城鎮(zhèn)既是經(jīng)濟(jì)增長的重要空間集聚載體，也是經(jīng)濟(jì)增長的重要引擎。因此，湖南省仍然要不斷完善落實(shí)城鎮(zhèn)化發(fā)展的長期政策，加快城鎮(zhèn)化建設(shè)來推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)在2002年出現(xiàn)最低值，但之后呈穩(wěn)步上升趨勢。這主要是因?yàn)楫?dāng)時(shí)世界經(jīng)濟(jì)增速因受匯率、股市及財(cái)務(wù)假案暴露等因素影響出現(xiàn)放緩態(tài)勢。美元大幅貶值、股市急劇下跌，外國直接投資減少。但2002年中國加入了世貿(mào)組織，同時(shí)實(shí)施“十五”規(guī)劃，加速經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整，國內(nèi)經(jīng)濟(jì)態(tài)勢良好，為湖南省經(jīng)濟(jì)增長創(chuàng)造了良好的國內(nèi)環(huán)境。2001年，湖南通過推進(jìn)工業(yè)化，加快全省經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的步伐，從而促進(jìn)了全省經(jīng)濟(jì)的快速增長。
（三）實(shí)證結(jié)論
從整體上看湖南省經(jīng)濟(jì)增長速度較快，地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）2013年為24 502億元，低于全國平均水平，但平均增速（16.2%）超過全國年均經(jīng)濟(jì)增長速度（16%）。從數(shù)據(jù)的描述統(tǒng)計(jì)來看，湖南省經(jīng)濟(jì)增長勢頭良好，發(fā)展?jié)摿薮蟆Ｎ镔|(zhì)資本、人力資本以及城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)分別為0.66、0.21、0.17，這說明湖南省經(jīng)濟(jì)增長主要得益于固定資產(chǎn)投資、人力資本投資以及城鎮(zhèn)化。物質(zhì)資本貢獻(xiàn)率達(dá)1.266，且呈上升趨勢（見下頁圖2），可見湖南省經(jīng)濟(jì)增長基本上依靠固定資本投資，并且這種依賴性逐漸增強(qiáng)。湖南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的演進(jìn)與經(jīng)濟(jì)增長之間具有密切的聯(lián)系。2013年湖南省固定資產(chǎn)投資額為18 381.4億元，比上年增長26.1%。2013的固定資產(chǎn)投資總額中投資于第一二三產(chǎn)業(yè)的分別為633.9億元、8 080.8億元、9 666.8億元，二三產(chǎn)業(yè)占96.5%，這符合配第―克拉克定理。人力資本的回歸系數(shù)是0.211，也就是說一單位的人力資本投資能夠帶來大約0.211個(gè)單位的經(jīng)濟(jì)增長。一直以來，湖南省對教育事業(yè)的投入呈不斷上升趨勢，主要體現(xiàn)在教育經(jīng)費(fèi)支出的逐年增加上。1993年湖南省教育經(jīng)費(fèi)支出2 766萬元，到2012年這一支出達(dá)到10 070 976萬元，平均每年增加503 410.5萬元。截至2011年，湖南省的城鎮(zhèn)化率為45.1%，比全國城鎮(zhèn)化平均水平51.27%低6.17個(gè)百分點(diǎn)。從城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長影響的回歸系數(shù)來看，其系數(shù)達(dá)0.17，所以湖南省還應(yīng)繼續(xù)推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程以更好地拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。但技術(shù)水平的回歸系數(shù)為負(fù)值，而計(jì)量檢驗(yàn)顯著，這顯然不符合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)。一方面，可能是由于指標(biāo)選取的不合理性，因?yàn)榧夹g(shù)水平不能僅僅從專利授權(quán)數(shù)量上得到體現(xiàn)，還應(yīng)體現(xiàn)在科技投入、科技人才數(shù)量等綜合指標(biāo)上。另一方面，在計(jì)量回歸之前對數(shù)據(jù)的一系列處理也在很大程度上影響了回歸系數(shù)。在今后的研究中還應(yīng)進(jìn)一步完善這一指標(biāo)，以更好地與現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)情況擬合。全省進(jìn)出口總額251.6億美元，比上年增長14.7%。其中，出口148.2億美元，增長17.6%；進(jìn)口103.4億美元，增長10.7%（數(shù)據(jù)來源：湖南省2013年國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)）。對外開放程度與經(jīng)濟(jì)增長呈正向相關(guān)關(guān)系，回歸系數(shù)為0.022。發(fā)展對外關(guān)系，加強(qiáng)與外省的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，大力發(fā)展對外貿(mào)易仍是湖南省拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的重要引擎。
政策建議
（一）加大科技投入力度，調(diào)整科技投入結(jié)構(gòu)
科學(xué)技術(shù)是第一生產(chǎn)力，只有科技的進(jìn)步，才能從根本上解決經(jīng)濟(jì)的落后問題，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。為此要穩(wěn)定和適當(dāng)加大技術(shù)投入力度，激勵(lì)和引導(dǎo)民間技術(shù)投入，使科技投入不斷增長；改革方向分散、方式單一的財(cái)政科技投入管理體制，構(gòu)建科學(xué)合理的新體制。調(diào)整科技投入結(jié)構(gòu)，以及財(cái)政科技投入方式；宣傳科教興湘、人才強(qiáng)湘戰(zhàn)略，構(gòu)建科技創(chuàng)新的支持體系；科學(xué)技術(shù)的發(fā)展既需要發(fā)明、創(chuàng)造等硬技術(shù)，也需要管理、政策等軟因素，所以要構(gòu)建全方位的服務(wù)于科技創(chuàng)新的戰(zhàn)略體系，為科技興省奠定基礎(chǔ)。
（二）不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，繼續(xù)推進(jìn)新型城鎮(zhèn)化道路
產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系密切，要努力實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、新型城市化與經(jīng)濟(jì)增長的良性互動(dòng)。第一，繼續(xù)大力推進(jìn)工業(yè)化、新型城市化和農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的“三化”戰(zhàn)略，循序漸進(jìn)推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級；第二，始終堅(jiān)持“既要金山銀山，又要綠水青山”的原則，大力發(fā)展循環(huán)經(jīng)濟(jì)，走資源節(jié)約型、環(huán)境友好型之路；第三，不斷進(jìn)行機(jī)械化生產(chǎn)、合理推進(jìn)工業(yè)化、大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，實(shí)施一二三產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略；第四，繼續(xù)推進(jìn)戶籍制度改革，打破“城鄉(xiāng)二元”分割的制度壁壘；第五，在信息經(jīng)濟(jì)條件下，繼續(xù)推進(jìn)以人為本的新型城鎮(zhèn)化道路。
（三）擴(kuò)大區(qū)域?qū)ν忾_放程度，拉動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長
開放經(jīng)濟(jì)是地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的巨大引擎，是市場經(jīng)濟(jì)浪潮下的必然選擇。因此，隨著經(jīng)濟(jì)全球化的深入發(fā)展，湖南省要以結(jié)構(gòu)調(diào)整為核心，以提高質(zhì)量為重點(diǎn)，不斷發(fā)展對外經(jīng)濟(jì)關(guān)系。首先，以結(jié)構(gòu)調(diào)整為核心，推動(dòng)湖南對外商品和服務(wù)貿(mào)易的迅速發(fā)展；其次，擴(kuò)大招商引資規(guī)模，逐步拓寬外資進(jìn)入渠道；最后，“內(nèi)修其身”打造吸引外資的良好人文社會(huì)環(huán)境、法制環(huán)境、制度環(huán)境以及各項(xiàng)配套硬件設(shè)施環(huán)境。
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關(guān)鍵詞 丹尼森系數(shù)法；中等職業(yè)教育；經(jīng)濟(jì)增長
中圖分類號 G718.3 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A 文章編號 1008-3219（2013）16-0057-06
國內(nèi)學(xué)者已經(jīng)就教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)作了一些很有意義的研究。崔玉平采用與丹尼森大致相同的方法，得出1982～1990年間我國教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率是8.84%[1]。杭永寶利用修正了的丹尼森系數(shù)法對我國1993～2004年職業(yè)教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)進(jìn)行了估算[2]。凌云莉、唐志丹運(yùn)用丹尼森基本模型研究認(rèn)為，遼寧省1996～2006年間高等教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)低于世界水平而與全國水平相當(dāng)[3]。燕玉鐸等以丹尼森因素分析法為基礎(chǔ)，全面測算了1991～2008年我國高等教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)[4]。從以上文獻(xiàn)梳理來看，研究中等職業(yè)教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)較少，因此，本文研究具有一定的理論價(jià)值和實(shí)踐意義。
一、研究方法
（一）基本模型
本文主要運(yùn)用丹尼森系數(shù)法研究中等職業(yè)教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)。美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家丹尼森（Denison E. F，1962）認(rèn)為，勞動(dòng)包括數(shù)量和質(zhì)量兩方面的構(gòu)成因素。如果把同質(zhì)工人的數(shù)量和人均勞動(dòng)小時(shí)數(shù)作為勞動(dòng)數(shù)量方面的構(gòu)成因素，把教育作為勞動(dòng)質(zhì)量方面的一個(gè)構(gòu)成因素。那么，柯布—道格拉斯函數(shù)變成如下形式：
Y=SKa（LE）b （1）
S表示技術(shù)水平，K表示資本投入量，L表示不包含教育質(zhì)量因素的勞動(dòng)投入量，E表示教育投入量，Y表示國民收入產(chǎn)出量。對（1）兩邊求時(shí)間t的全導(dǎo)數(shù)，且兩邊同時(shí)除以Y，經(jīng)過推導(dǎo)，可得國民收入產(chǎn)出增長速度模型：
y=s+ak+bn+be （2）
其中：s表示年技術(shù)進(jìn)步率，a表示產(chǎn)出對資本彈性率，k表示資本投入量年增長率，b表示產(chǎn)出對勞動(dòng)的彈性率，n表示不含教育質(zhì)量因素的勞動(dòng)年增長速度，e表示教育投入量年均增長速度，y表示國民收入年均增長。因此，教育對國民收入增長速度的貢獻(xiàn)可以表示為：
Re=ye/y=b×e/y （3）
這就是目前被國際教育經(jīng)濟(jì)學(xué)界廣泛采用的計(jì)量教育對國民經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的模型。模型中，y代表國民收入總的增長率，ye代表由教育的作用所帶來的國民收入增長率，Re為教育對國民收入增長速度的貢獻(xiàn)率。
（二）數(shù)據(jù)來源和說明
選取2001～2010年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《遼寧省統(tǒng)計(jì)年鑒》GDP和各層次教育程度人均收入及從業(yè)人員的比例等數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。由于在確定2001年中職從業(yè)人員百分比時(shí)，需要1961～2001年中職畢業(yè)生數(shù)據(jù)，而1961年前數(shù)據(jù)查詢困難，即使存在部分?jǐn)?shù)據(jù)也很模糊。
1.關(guān)于b的取值
本研究擬采用麥迪遜的b系數(shù)值為0.7，實(shí)際上，我國的b值可能低于0.7。也就是認(rèn)為勞動(dòng)對產(chǎn)出的彈性為0.7，即認(rèn)為勞動(dòng)投入每增加1%，產(chǎn)出增加量為0.7%。
2.關(guān)于e的確定問題
由于e的投入還包括勤奮努力程度、個(gè)人天賦、家庭背景等因素，因此，依據(jù)丹尼森等西方學(xué)者通行的算法，把教育程度提高帶來的勞動(dòng)量增長率用0.6做折算。
由于丹尼森模型中沒有給出分別估算各類教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的具體方法，本文在杭永寶權(quán)數(shù)分配法的基礎(chǔ)上，根據(jù)實(shí)際情況對各類教育重新賦權(quán)。將我國的教育分為六個(gè)主要層次，分別為：本科以上、高職（大專）、中專、普通高中、初中、小學(xué)及以下，設(shè)這6種教育投入增長率分別為e6、e5、e4、e3、e2、e1。
二、中等職業(yè)教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的估算
（一）遼寧省中等職業(yè)教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的估算
1.計(jì)算勞動(dòng)力數(shù)量換算系數(shù)
依據(jù)我國實(shí)施市場經(jīng)濟(jì)年間接受六個(gè)主要層次教育從業(yè)人員年平均收入，推斷出接受相應(yīng)教育層次從業(yè)人員勞動(dòng)生產(chǎn)率的比例倍數(shù)，進(jìn)而推導(dǎo)出接受大學(xué)以上、高職、中專、高中、初中、小學(xué)教育所提高的勞動(dòng)力質(zhì)量換算為勞動(dòng)力數(shù)量的系數(shù)。本文采用2002年北京師范大學(xué)李實(shí)教授對遼寧地區(qū)收入分配問題研究所調(diào)研的不同學(xué)歷層次的年工資收入數(shù)據(jù)，計(jì)算2001～2010年間不同教育程度從業(yè)人員的勞動(dòng)力折算系數(shù)，主要依據(jù)是：采用丹尼森系數(shù)法估算教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的一個(gè)重要假設(shè)就是估算期間勞動(dòng)力折算系數(shù)不變。2002年遼寧受小學(xué)、初中、普通高中、中專、高職、大學(xué)以上教育從業(yè)人員的年平均工資分別為5702.70元、9117.90元、10170.24元、11327.17元、12888.56元、15675.40元。其勞動(dòng)生產(chǎn)率比例倍數(shù)為1/1.60/1.78/1.99/2.26/2.75[5]。由此可以得出，受大學(xué)以上、高職、中專、高中、初中、小學(xué)教育從業(yè)人員的勞動(dòng)力數(shù)量折算系數(shù)分別為：2.75、2.26、1.99、1.78、1.60、1。
2.推算從業(yè)人員文化程度分布
通過中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒可以直接查出2001年和2010年研究生、大學(xué)、高職、普通高中和中職、初中、小學(xué)、小學(xué)以下從業(yè)人員的比重，見表1。
表1 2001年與2010年遼寧省從業(yè)人員受7種教育各占百分比（%）
資料來源：《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒（2011、2002）》。
由于年鑒中受普通高中和中職教育從業(yè)人員的百分比未直接給出，只給出了兩者之和為13.7%。將中職從業(yè)人員所占百分比從13.7%中分離出來是比較困難的，因此要整合相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行復(fù)雜的推算。依據(jù)我國制度規(guī)定，有效適齡勞動(dòng)人口的年齡（男16～60周歲，女16～55周歲）和中職生入學(xué)年齡、教育體制推算中職畢業(yè)生在從業(yè)人員中的人數(shù)。假定中職畢業(yè)生完全在本省區(qū)域內(nèi)就業(yè)。2001年中職教育程度從業(yè)人員為1996～2001年間的畢業(yè)女生人數(shù)與畢業(yè)男生人數(shù)之和。
推算時(shí)，女生和男生的比例用2001～1961年全部中職畢業(yè)生人數(shù)減去1965～1961年中職畢業(yè)女生人數(shù)。同理，2010年中職教育程度從業(yè)人員為2010～1975年間的畢業(yè)女生數(shù)與畢業(yè)男生數(shù)之和。推算時(shí)，女生和男生的比例用2010～1970年全部中職畢業(yè)生人數(shù)減去1974～1970年中職畢業(yè)女生人數(shù)。
由表2可知，1965～1961年間中職畢業(yè)生人數(shù)為77493人，1975～1971年間中職畢業(yè)生人數(shù)為36820人，平均每年的畢業(yè)生人數(shù)為7364人，則1974～1971年間中職畢業(yè)生人數(shù)約為29456人；1970年為19477人。因此，1970～1974年間中職畢業(yè)生人數(shù)約為48933人。1961～1965年和1978年中職女生所占比重分別為35.8%、39.7%、39.5%、32.7%、37.9%和35.3%，1965～1961年間中職女生的平均比重為37.12%，因而可以推算出1965～1961年中職女畢業(yè)生數(shù)為28765人。由于1966～1976年中國發(fā)生，中職女生所占比重?cái)?shù)據(jù)缺失[6]。因此，用1978年中職女生比重估算1974～1970年中職畢業(yè)生中女生人數(shù)，則1974～1970年中職畢業(yè)女生人數(shù)為17127人。
根據(jù)表2可推導(dǎo)出2001年中職教育從業(yè)人員人數(shù)為174663人；2010年從業(yè)人員中中職畢業(yè)生人數(shù)為2878349（2895476-17127）人。由2001和2010年的《遼寧統(tǒng)計(jì)年鑒》可知，2001年和2010年遼寧從業(yè)人員分別為2069.3萬人、2317.5萬人，則2001年和2010年從業(yè)人員中接受中職教育者所占比重分別為8.44%和12.41%。結(jié)合表1，2001年和2010年從業(yè)人員中受普通高中教育所占比例分別為5.26%和1.92%。
3.分別計(jì)算從業(yè)人員人均教育綜合指數(shù)
根據(jù)上述計(jì)算結(jié)果對表1數(shù)據(jù)進(jìn)行修正，可以得出遼寧省從業(yè)人員受8種教育分布的百分比。見表3。
表3 2001、2010年遼寧省從業(yè)人員受8種教育分布百分比（%）
資料來源：《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒（2011、2002）》，根據(jù)上述計(jì)算整理獲得。
根據(jù)我國目前執(zhí)行的學(xué)制和表3，分別計(jì)算2001年和2010年遼寧從業(yè)人員人均受教育年限。
2001年遼寧從業(yè)人員人均受教育年限：
研究生=0÷100×3=0
本科=1.3÷100×4=0.052
大專（高職）=4.9÷100×3=0.147
中職=8.44÷100×3=0.2532
普通高中=（5.26+4.9+1.3）÷100×3=0.3438
中學(xué)=（51.3+5.26+8.44+4.9+1.3）÷100×3=2.136
小學(xué)=（26.7+51.3+5.26+8.44+4.9+1.3）÷100×6=5.874[7]
2010年遼寧從業(yè)人員人均受教育年限：
研究生=0.47÷100×3=0.0141
本科=（5.5+0.47）÷100×4=0.2388
大專（高職）=7.6÷100×3=0.228
中職=12.41÷100×3=0.3723
普通高中=（1.92+7.6+5.5+0.47）÷100×3=0.4647
中學(xué)=（53.9+1.92+12.41+7.6+5.5+0.47）÷100×3=2.454
小學(xué)=（17.5+53.9+1.92+12.41+7.6+5.5+0.47）÷100×6=5.958
由于教育程度的提高而帶來的勞動(dòng)投入量用教育綜合指數(shù)來表示。把勞動(dòng)力人均受教育年限看作是權(quán)數(shù)分別乘以勞動(dòng)力數(shù)量折算系數(shù)，據(jù)此計(jì)算出勞動(dòng)力人均教育綜合指數(shù)E1（2010年）和E0（2001年），如表4所示。
表4 2001、2010年遼寧省勞動(dòng)力人均教育綜合指數(shù)
資料來源：根據(jù)不同教育程度勞動(dòng)力折算系數(shù)與2001、2010年從業(yè)人員人均受教育年限的乘積（年限平均），再對2001年和2010年不同教育程度的年限平均求和，即得出2001年、2010年人均教育綜合指數(shù)分別為10.882652和12.663198。
4.計(jì)算從業(yè)人員人均受6種教育投入年增長率、教育綜合指數(shù)平均年增長率、受教育年限平均年增長率。
基本公式運(yùn)用幾何平均法，見（4）：
（4）
其中n為起始年與終止年之間的間隔年限數(shù)。根據(jù)公式（4），計(jì)算遼寧省從業(yè)人員受本科以上、高職、中職、普通高中、初中、小學(xué)教育綜合指數(shù)年平均增長率、教育平均綜合指數(shù)年均增長率。按上述公式計(jì)算不同教育程度的綜合指數(shù)年均增長率N，N6、N5、N4、N3、N2、N1表示本科以上、高職、中職、普通高中、初中、小學(xué)教育綜合指數(shù)年平均增長率。則有：
N6=（0.695475/0.143）1/9-1=19.214%
N5=（0.51528/0.33222）1/9-1=4.998%
N3=（0.827166/0.611964）1/9-1=3.405%
N4=（0.740877/0.503868）1/9-1=4.375%
N1=（5.958/5.874）1/9-1=0.158%
N2=（3.9264/3.4176）1/9-1=1.554%
可以看出，本科以上教育指數(shù)增長最快，其次就是中職和高職教育，分別為4.386%和4.998%。
遼寧省2001～2010年間教育平均綜合指數(shù)年均增長率：
E=（12.663198/10.882652）1/9-1=1.697%
5.分別計(jì)算6種層次教育指數(shù)增長率占年均總教育指數(shù)增長率的百分比
可以用本科以上、高職、中職、普通高中、初中、小學(xué)教育指數(shù)年均增長率與各類教育勞動(dòng)力數(shù)量折算系數(shù)的乘積作為權(quán)數(shù)（比例），直接計(jì)算（分配）其占年均教育綜合指數(shù)增長率的百分比，分別計(jì)算6種不同層次教育引起教育綜合指數(shù)增長率的實(shí)際值（E6，E5，E4，E3，E2，E1）。其結(jié)果為：6種層次教育占年均教育綜合指數(shù)增長率的權(quán)數(shù)分別是2.75×N6、2.26×N5、1.99×N4、1.78×N3、1.60×N2、1×N1，則具體數(shù)值分別為52.839%、11.295%、8.706%、6.061%、2.486%、0.158%。假定權(quán)數(shù)的公約數(shù)為M，則有M×（52.839%+11.295%+8.706%+6.061%+2.486%+0.158%）=100%，可以求出M=1.226（100/81.545）。2001～2010年本科以上、高職、中職、普通高中、初中、小學(xué)教育年均綜合指數(shù)增長率占年均教育綜合指數(shù)增長率的百分比分別為64.781%、13.848%、10.673%、7.431%、3.048%、0.194%。2001～2010年遼寧省本科以上、高職、中職、普通高中、初中、小學(xué)教育指數(shù)增長引起的年均教育綜合指數(shù)增長率的實(shí)際值為用其所占百分比分別乘以遼寧省2001～2010年教育綜合指數(shù)年平均增長率1.697%，即E6，E5，E4，E3，E2，E1分別為1.697%、1.099%、0.235%、0.181%、0.126%、0.052%、0.003%。
6.分別計(jì)算6種層次教育投入增長率
結(jié)果分別為：
e6=0.6E6=0.6×1.091%=0.660%
e5=0.6E5=0.6×0.235%=0.141%
e4=0.6E4=0.6×0.181%=0.109%
e3=0.6E3=0.6×0.126%=0.076%
e2=0.6E2=0.6×0.052%=0.031%
e1=0.6E1=0.6×0.003%=0.002%
7.計(jì)算GDP的實(shí)際年均增長率（y）
實(shí)際增長率是以本國貨幣可比價(jià)格為基礎(chǔ)計(jì)算的。根據(jù)2002和2011年的《遼寧統(tǒng)計(jì)年鑒》相關(guān)數(shù)據(jù)，設(shè)遼寧省1952年的GDP為100，則2010年GDP指數(shù)為13683.4，2001年GDP指數(shù)為4555.1。采用幾何平均法計(jì)算實(shí)際年均增長率（y），則y=（13683.4/4555.1）1/9-1=13%，GDP實(shí)際年均增長率為13%。
8.計(jì)算6種層次教育對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)
根據(jù)基本模型公式Re=b×e/y計(jì)算各層次教育對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)，結(jié)果見表5。
表5 2001～2010年遼寧省不同程度教育對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)
資料來源：e代表不同教育程度投入增長率，b=0.7前面已經(jīng)論述，e×b/y為遼寧省不同教育程度從業(yè)人員對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，經(jīng)計(jì)算整理獲得。
（二）全國中等職業(yè)教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的估算
1.勞動(dòng)力折算系數(shù)
國家統(tǒng)計(jì)局“2004年中國城市住戶調(diào)查數(shù)據(jù)”，對不同性別各學(xué)歷階段的年工資收入求平均來計(jì)算2001～2010年不同教育程度從業(yè)人員的勞動(dòng)力折算系數(shù)，再把受小學(xué)、初中、普通高中、中職、高職、大學(xué)本科、研究生教育從業(yè)人員的勞動(dòng)力質(zhì)量換算成勞動(dòng)力數(shù)量的系數(shù)，即勞動(dòng)力數(shù)量折算系數(shù)分別為：1.00、1.05、1.30、1.43、1.78、2.41、3.82[8]。
2.推算從業(yè)人員文化程度分布
通過推算得出全國從業(yè)人員接受不同教育程度分布比例，見表6。
表6 2001、2010年全國從業(yè)人員接受不同教育程度分布百分比（%）
資料來源：《中國勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒（2011、2002）》，根據(jù)上述計(jì)算整理獲得。
3.估算不同教育程度對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)
表7 2001～2010年全國不同程度教育對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)
資料來源：e代表不同教育程度投入增長率，b=0.7前面已經(jīng)論述，e×b/y為全國不同教育程度從業(yè)人員對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，經(jīng)計(jì)算整理獲得。
三、結(jié)果分析
（一）省內(nèi)不同教育層次對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的比較分析
由表5可知，中職教育對遼寧經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)為0.585%，遠(yuǎn)高出普通高中、小學(xué)和初中對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，其中，相對于普通高中，中職教育對經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)高出0.178個(gè)百分點(diǎn)。中職教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)低于高職、本科以上教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，具體來說，其比高職低0.174個(gè)百分點(diǎn)，比本科以上教育低2.967個(gè)百分點(diǎn)。總體來看，遼寧中職教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)處于中間水平，但與同是高中階段教育的普通高中相比，其對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)具有明顯優(yōu)勢，主要原因是中職教育以培養(yǎng)學(xué)生技術(shù)技能為主，中職畢業(yè)生就業(yè)后直接能創(chuàng)造社會(huì)價(jià)值；而高中教育主要以學(xué)習(xí)基礎(chǔ)理論知識(shí)為主，高中畢業(yè)生與中職畢業(yè)生在直接就業(yè)、創(chuàng)造社會(huì)價(jià)值的能力水平上差距很大。另外，通過估算不同層次教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)，影響其結(jié)果的主要是教育綜合指數(shù)年均增長率，而影響教育綜合指數(shù)的是勞動(dòng)力折算系數(shù)和受教育年限，因此可以認(rèn)為，當(dāng)經(jīng)濟(jì)年增長率一定時(shí)，受教育年限越上，勞動(dòng)力折算系數(shù)越大，則對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)就越大（普通高中和中職教育受教育年限相同除外）。
（二）遼寧中等職業(yè)教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)與全國的比較分析
與全國相比，遼寧教育對經(jīng)濟(jì)增長的總體貢獻(xiàn)偏高。遼寧中等職業(yè)教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)為0.585%，略高出2001～2010年全國中等職業(yè)教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)0.525%的0.06個(gè)百分點(diǎn)。分析其原因，影響因素主要有不同層次教育年均綜合指數(shù)增長率占年均教育綜合指數(shù)增長率的百分比和經(jīng)濟(jì)年增長率。全國中職教育綜合指數(shù)年均增長率占教育年均綜合指數(shù)增長率為0.137%，小于遼寧省中職教育綜合指數(shù)年均增長率占教育年均綜合指數(shù)增長率0.181%。換言之，遼寧省中職教育綜合指數(shù)年均增長率占教育年均綜合指數(shù)增長率是全國中職教育綜合指數(shù)年均增長率占教育年均綜合指數(shù)增長率的1.32倍。全國的經(jīng)濟(jì)年均增長率為10.96%，小于遼寧省經(jīng)濟(jì)年均增長率的13%。由于遼寧省中職教育綜合指數(shù)年均增長率占教育年均綜合指數(shù)增長率相對于全國中職教育綜合指數(shù)年均增長率占教育年均綜合指數(shù)增長率的倍數(shù)高于遼寧省經(jīng)濟(jì)年均增長率相對于全國經(jīng)濟(jì)年均增長率的倍數(shù)，這使遼寧省中職教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)高出全國中職教育對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的0.06%。假定教育綜合指數(shù)一定，實(shí)際上教育年限（學(xué)制）無論是全國還是遼寧在某個(gè)教育層次上是一樣的，唯一不同的是勞動(dòng)力折算系數(shù)。因此，可以假定勞動(dòng)力折算系數(shù)全國和遼寧相同，這與丹尼森系數(shù)法估算假定又不謀而合。由此可見，經(jīng)濟(jì)年增長率是影響中職教育對經(jīng)濟(jì)年增長貢獻(xiàn)的一個(gè)非常重要因素。
四、政策建議
通過上述分析發(fā)現(xiàn)，與高中教育相比，遼寧的中職教育對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)比較大，同時(shí)與全國相比中職教育對經(jīng)濟(jì)增長的作用略高，因此國家財(cái)政應(yīng)加大對中等職業(yè)教育的支持強(qiáng)度和保障力度。
一是國家應(yīng)對中職教育財(cái)政審批、預(yù)算編制等環(huán)節(jié)給予政策傾斜，并從總量上增加對中等職業(yè)教育的財(cái)政投入，并進(jìn)一步明確中央和地方對中等職業(yè)教育財(cái)政投入的責(zé)任。中央政府投入提高的同時(shí)，地方政府對農(nóng)村職業(yè)教育財(cái)政投入的努力程度也要增強(qiáng)，使中等職業(yè)教育對經(jīng)費(fèi)的需求與中央、地方政府的財(cái)政投入形成一種相互協(xié)調(diào)的機(jī)制[9]。二是落實(shí)好國家支持中職教育的優(yōu)惠政策。三是構(gòu)建中等職業(yè)教育財(cái)政支出保障機(jī)制，制定中等職業(yè)學(xué)校生均公用經(jīng)費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)、教師編制標(biāo)準(zhǔn)、校舍建設(shè)和維修以及設(shè)備配置標(biāo)準(zhǔn)，促進(jìn)中等職業(yè)教育的科學(xué)發(fā)展。
參考文獻(xiàn)
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Study on Contributions of Secondary Vocational Education against Economic Growth Based on Denison Coefficient Method
WANG Feng-yu
（School of Economics and Business Management， Yangtze Normal College， Fuling Chongqing 408100， China）
一、高速增長時(shí)期結(jié)束的原因
與過去30年相比,20世紀(jì)90年代臺(tái)灣經(jīng)濟(jì)增長具有兩個(gè)明顯的特征。其一,經(jīng)濟(jì)增長由過去的快速增長轉(zhuǎn)為中速增長。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展“黃金時(shí)代”的60年代,經(jīng)濟(jì)增長速度年平均達(dá)到10%;70-80年代仍保持較快增長速度。1971-1980年,年平均增長率為9.4%,1981-1990年,年平均增長率為8.1%。90年代(1991-2000年)臺(tái)灣經(jīng)濟(jì)年平均增長率則降為6.3%,明顯轉(zhuǎn)入中速增長時(shí)期。其二,經(jīng)濟(jì)呈較穩(wěn)定增長態(tài)勢。70-80年代臺(tái)灣經(jīng)濟(jì)雖然平均增長速度較快,但受兩次世界石油危機(jī)的影響,各年增長幅度波動(dòng)較大,20年中有9年經(jīng)濟(jì)呈兩位數(shù)增長,其余為個(gè)位數(shù)增長,其中1974年增長率僅1.2%,1975、1982年分別為4.9%與3.6%。進(jìn)入90年代以來,臺(tái)灣經(jīng)濟(jì)除了1998年受到亞洲金融危機(jī)影響,增長率為4.3%較低外,各年經(jīng)濟(jì)增長率維持在5.7%至7.6%之間,表現(xiàn)出較穩(wěn)定的中速增長趨勢(參見表1與圖1)。
表1 臺(tái)灣歷年經(jīng)濟(jì)增長率 單位:%
1 2 3 4 5 6 7 8 9 0 平均
1951-1960 12 9.3 9.5 8.1 5.5 7.4 6.7 7.7 6.3 7.6
1961-1970 6.9 7.9 9.4 12.2 11.1 8.9 10.7 9.2 8.9 11.4 10
1971-1980 12.9 13.3 12.8 1.2 4.9 13.9 10.2 13.6 8.2 7.3 9.4
1981-1990 6.2 3.6 8.4 10.6 5 11.6 12.7 7.8 8.2 5.4 8.1
1991-2000 7.6 7.5 7 7.1 6.4 6.1 6.7 4.6 5.7 6 6.3
1951-2000 8.4
資料來源:臺(tái)灣“行政院經(jīng)建會(huì)”:《Taiwan Statistical Data Book 1990》,臺(tái)北,1991,第23-24頁;
臺(tái)灣“行政院經(jīng)建會(huì)”:《Taiwan Statistical Data Book 2000》,臺(tái)北,2001,第41-43頁;
臺(tái)灣“經(jīng)建會(huì)”:《“自由中國”之工業(yè)》,2001年第4期,封面內(nèi)頁。
附圖
圖1 各年代經(jīng)濟(jì)增長走勢
資料來源:同表1。
臺(tái)灣經(jīng)濟(jì)之所以難以再持續(xù)高速增長,主要是因?yàn)樽?0年代中期起臺(tái)灣內(nèi)外經(jīng)濟(jì)環(huán)境均發(fā)生了巨大變化,以往有利的因素與條件明顯失去,臺(tái)灣社會(huì)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入轉(zhuǎn)型時(shí)期。關(guān)于這方面已有較多的研究,但為了以下行文的方便及全文的完整性,這里仍作一概括論述。80年代中期以來,國際經(jīng)濟(jì)環(huán)境對臺(tái)灣不利的因素主要有:其一,美國對臺(tái)灣的貿(mào)易壓力日益增長。美國長期是臺(tái)灣最大的出口國,但隨著臺(tái)灣對美順差的不斷擴(kuò)大,臺(tái)灣成為美國施加貿(mào)易壓力的主要目標(biāo)之一,臺(tái)灣在被迫逐步開放島內(nèi)市場的同時(shí),新臺(tái)幣大幅升值,新臺(tái)幣兌美元匯率由1985年的39.9:1持續(xù)升值至1992年的25.4:1,升值幅度達(dá)36.3%,結(jié)果使臺(tái)灣許多傳統(tǒng)出口產(chǎn)業(yè)失去國際競爭力。其二,世界經(jīng)濟(jì)區(qū)域化的加速發(fā)展,使臺(tái)灣主要外貿(mào)市場面臨更大挑戰(zhàn)。繼1993年歐洲統(tǒng)一大市場正式成立,1994年北美自由貿(mào)易區(qū)生效實(shí)施,東盟自由貿(mào)易區(qū)也在1993年啟動(dòng)運(yùn)行。各類地區(qū)經(jīng)濟(jì)集團(tuán)都具有對內(nèi)互惠、對外排他的雙重經(jīng)濟(jì)功能,這種排他性對臺(tái)灣傳統(tǒng)的外貿(mào)市場產(chǎn)生了很大影響。其三,在國際市場上,后起的發(fā)展中國家對臺(tái)灣的競爭壓力越來越大。80年代以前,臺(tái)灣出口導(dǎo)向經(jīng)濟(jì)具有“搶先”優(yōu)勢,80年代之后,越來越多發(fā)展中國家或地區(qū)也以自身的優(yōu)勢大力發(fā)展出口工業(yè),加入國際市場競爭,臺(tái)灣傳統(tǒng)的勞力密集型出口產(chǎn)品受到嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。90年代以來這種趨勢更加明顯。總之,過去10多年國際經(jīng)濟(jì)格局的演變,使臺(tái)灣經(jīng)濟(jì)陷入所謂前有強(qiáng)敵阻擋,后有追兵壓力的“夾殺的困境”。
與此同時(shí),臺(tái)灣內(nèi)部環(huán)境亦發(fā)生劇烈變化,制約了臺(tái)灣經(jīng)濟(jì)的持續(xù)快速增長。(1)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的改變。勞動(dòng)力這一重要的基本生產(chǎn)要素,在過去二三十年是臺(tái)灣企業(yè)國際競爭力的最大優(yōu)勢。但80年中期以來,一方面,隨著勞力密集型加工出口工業(yè)的迅速發(fā)展擴(kuò)張,勞動(dòng)力供不應(yīng)求的矛盾日益加劇;另一方面,在平均國民所得水平提高,而社會(huì)風(fēng)氣又轉(zhuǎn)趨投機(jī)享樂環(huán)境下,年青人不再愿意從事較艱苦的體力勞動(dòng),這就更突出了工業(yè)特別是制造業(yè)勞力短缺的困境。臺(tái)灣的工資水平因此大幅上升。結(jié)果,企業(yè)生產(chǎn)成本上升,競爭力下降。臺(tái)灣土地的價(jià)格在80年代下半期也出現(xiàn)暴漲情況。臺(tái)灣土地面積原本有限,隨著工業(yè)的迅速發(fā)展,加上相關(guān)土地政策的限制,工業(yè)用地供不應(yīng)求的矛盾已日趨突出。80年代中期起,由于總體經(jīng)濟(jì)失衡,泡沫經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生,房地產(chǎn)價(jià)格更是急劇高漲。這種狀況加劇了工商業(yè)用地的緊張,廠商經(jīng)營成本大幅上升。
(2)政治環(huán)境的改變。自80年代中期臺(tái)灣取消“法”、開放報(bào)禁以來,臺(tái)灣政治也進(jìn)入了轉(zhuǎn)型時(shí)期,經(jīng)濟(jì)發(fā)展受到非經(jīng)濟(jì)因素的影響越來越大。首先,隨著臺(tái)灣政治體制由強(qiáng)權(quán)政治向多黨政治的轉(zhuǎn)換,島內(nèi)各種政治利益集團(tuán)的對立斗爭日趨尖銳,政局動(dòng)蕩不安,影響民間投資意愿。其次,臺(tái)灣在社會(huì)與政治日趨多元化后,原有的 經(jīng)濟(jì)管理體制無法適應(yīng)形勢發(fā)展,當(dāng)局對經(jīng)濟(jì)的管理混亂無力,行政效率低落。第三,在臺(tái)灣政治轉(zhuǎn)型過程中,金權(quán)政治與黑道問題日趨泛濫。財(cái)團(tuán)與黑道勢力不僅滲透“立法院”,影響經(jīng)濟(jì)決策,而且直接介入各個(gè)公共工程項(xiàng)目。黑金政治在直接侵蝕臺(tái)灣經(jīng)濟(jì)肌體的同時(shí),更造成治安惡化,社會(huì)秩序混亂,使投資者失去信心。
(3)社會(huì)環(huán)境的改變。戰(zhàn)后臺(tái)灣長期累積并被壓制的各類社會(huì)矛盾隨著強(qiáng)權(quán)政治體制的解體也不斷爆發(fā)出來,影響較大者如環(huán)保運(yùn)動(dòng)、勞工運(yùn)動(dòng)等,轉(zhuǎn)型中的臺(tái)灣經(jīng)濟(jì)因此又增加了一重困難。總而言之,80年代中期以來臺(tái)灣經(jīng)濟(jì)、政治與社會(huì)均進(jìn)入轉(zhuǎn)折時(shí)期,經(jīng)濟(jì)發(fā)展受到的沖擊與挑戰(zhàn)是全方位的,經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長的條件已經(jīng)失去。
二、穩(wěn)定中速增長的動(dòng)力來源
內(nèi)外環(huán)境的巨大變化使臺(tái)灣經(jīng)濟(jì)無法繼續(xù)維持高速增長,關(guān)于這一點(diǎn)人們較容易取得共識(shí)。但面對全方位的沖擊與挑戰(zhàn),臺(tái)灣經(jīng)濟(jì)并沒有急劇衰退,而是維持了較穩(wěn)定的中速增長水平,其原因何在?換言之,其穩(wěn)定中速增長的動(dòng)力為何?對此人們似乎關(guān)注得并不多。事實(shí)上,與過去30年相比,90年代臺(tái)灣經(jīng)濟(jì)增長速度明顯下降,但與同時(shí)期相類似的經(jīng)濟(jì)體相比,臺(tái)灣經(jīng)濟(jì)的增長速度并不慢。70年代末同樣被世界公認(rèn)為新興工業(yè)化國家或地區(qū)的墨西哥、巴西及阿根廷三個(gè)拉美國家,1990-1998年,年平均經(jīng)濟(jì)增長率分別為2.5%、3.3%及5.3%,而同期臺(tái)灣的年平均經(jīng)濟(jì)增長率是6.5%。即使在亞洲“四小龍”中,臺(tái)灣亦排名第二,1990-1998年新加坡、韓國及香港的年平均經(jīng)濟(jì)增長率分別為8.0%、6.2%及4.4%。[2](P337-338)認(rèn)清支撐臺(tái)灣經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定中速增長的動(dòng)力來源,不僅可以加深對90年代臺(tái)灣經(jīng)濟(jì)發(fā)展的認(rèn)識(shí),而且有助于把握未來臺(tái)灣經(jīng)濟(jì)增長的趨勢。
(一)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整,以電子信息業(yè)為主的高科技產(chǎn)業(yè)成為臺(tái)灣經(jīng)濟(jì)增長的新支撐點(diǎn)
面對新臺(tái)幣大幅升值、勞工成本上升及土地價(jià)格高漲等一系列巨大壓力,臺(tái)灣傳統(tǒng)的勞力密集型產(chǎn)業(yè)逐步失去發(fā)展的比較利益,無法有效地支撐經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展,但在此過程中,臺(tái)灣的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)逐漸調(diào)整升級,轉(zhuǎn)向發(fā)展技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè),以電子信息業(yè)為主的高科技產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速,較順利地取代傳統(tǒng)的紡織、塑膠等成為經(jīng)濟(jì)增長的新支撐點(diǎn),這在相當(dāng)程度上緩解了內(nèi)外形勢劇烈變化對臺(tái)灣造成的強(qiáng)烈沖擊,使臺(tái)灣經(jīng)濟(jì)還能維持中速增長。
1.電子信息產(chǎn)業(yè)成為臺(tái)灣產(chǎn)業(yè)的主流
80年代中期以來,在臺(tái)灣當(dāng)局的大力扶植下,加上以美國為首的國際電子信息產(chǎn)業(yè)蓬勃發(fā)展的刺激,臺(tái)灣以電子信息業(yè)為主的高科技產(chǎn)業(yè)發(fā)展迅速。以1996年為基期(指數(shù)為100),1990-2000年,臺(tái)灣的制造業(yè)類指數(shù)由76.37提高到129.87,增加53.5個(gè)百分點(diǎn);而其中,電機(jī)電子器材業(yè)指數(shù)則由55.37提高到185.43,增加130.06個(gè)百分點(diǎn),增長速度遠(yuǎn)高于制造業(yè)的總體水平。[3](P166-169)電子信息產(chǎn)業(yè)在制造業(yè)中的地位相應(yīng)快速上升,成為制造業(yè)的第一大產(chǎn)業(yè)。1987-1998年電子信息產(chǎn)業(yè)占制造業(yè)的比重由16.89%提高為30.26%,在四大類制造業(yè)中的比重從末位升至首位;而同期傳統(tǒng)民生工業(yè)則從首位降到末位,所占比重由31.52%下降為17.54%。2000年電子信息產(chǎn)業(yè)占整體制造業(yè)產(chǎn)值的比重持續(xù)提高至37.8%。[4](P173)[5](P13)
2.電子信息產(chǎn)品成為臺(tái)灣出口增長的新支柱
伴隨著臺(tái)灣產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整升級,電子信息產(chǎn)品出口迅速增長,從80年代中期起,電子信息產(chǎn)品取代紡織品及其相關(guān)產(chǎn)品成為臺(tái)灣第一大出口商品。2000年臺(tái)灣電子、資訊與通訊產(chǎn)品出口512.55億美元,占出口總額的34.54%,而紡織品出口152.19億美元,所占比重僅為10.25%。[6]
關(guān)鍵詞：柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù) 協(xié)整檢驗(yàn) 回歸模型 誤差修正模型
中圖分類號：F123 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A
1、引言
隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，分析我國或各個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長影響因素的文獻(xiàn)有很多，但是分析的視角和方法差異明顯，其中運(yùn)用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型進(jìn)行影響因素分析的文獻(xiàn)不占少數(shù)。袁靖在《中國能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究》中運(yùn)用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型對經(jīng)濟(jì)增長的因素進(jìn)行了分析，并著重研究了能源消費(fèi)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，從而可知節(jié)能減排并不會(huì)對中國經(jīng)濟(jì)增長造成負(fù)面影響，進(jìn)而基于能源視角對經(jīng)濟(jì)發(fā)展提出建議。石賢光在《基于柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的河南省經(jīng)濟(jì)增長影響要素分析》中運(yùn)用道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)對影響河南經(jīng)濟(jì)增長的三個(gè)主要因素——?jiǎng)趧?dòng)力、資本和能源進(jìn)行了回歸分析，從而表明河南省的經(jīng)濟(jì)增長主要依賴于勞動(dòng)、資本和能源的投入。本文采用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，基于1980—2011年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)對我國的經(jīng)濟(jì)增長的影響因素進(jìn)行定量分析，從而得到勞動(dòng)力投入與固定資本投資對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的長期影響情況和短期調(diào)整狀況。
2、經(jīng)濟(jì)理論基礎(chǔ)
經(jīng)濟(jì)增長理論是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)學(xué)的一個(gè)重要分支,經(jīng)濟(jì)增長既是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的總量表現(xiàn)形態(tài)又是取得經(jīng)濟(jì)成就最重要的標(biāo)志和過程。決定經(jīng)濟(jì)增長的因素很多,其中資本、勞動(dòng)力、技術(shù)進(jìn)步和人力資本被認(rèn)為是一國、一地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的主要決定因素。柯布和道格拉斯于20世紀(jì)20年代提出的著名的柯布―道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，是研究經(jīng)濟(jì)增長影響因素的經(jīng)典模型。
柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的常見形式是 ，具有以下性質(zhì)：
（1） 是產(chǎn)出對勞動(dòng)投入的彈性，它度量著資本投入保持不變的情況下，勞動(dòng)投入變化1%時(shí)，產(chǎn)出的百分比變化。
（2）同樣 是產(chǎn)出對資本投入在勞動(dòng)投入保持不變下的彈性。
（3）總和 給出規(guī)模報(bào)酬的信息，就是產(chǎn)出對投入比例的反應(yīng)。
（4）參數(shù) 可看作是效率參數(shù)，因?yàn)?的大小在 與 固定的條件下直接影響產(chǎn)出量。
a、當(dāng) 時(shí)，規(guī)模收益遞增，即一倍的投入將帶來多于一倍的產(chǎn)出。
b、當(dāng) 時(shí)，規(guī)模收益不變，即一倍的投入將帶來一倍的產(chǎn)出。
c、當(dāng) 時(shí)，規(guī)模收益遞減，即一倍的投入將帶來少于一倍的產(chǎn)出。
本文采用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，主要分析我國的固定資本投資與勞動(dòng)力投入對經(jīng)濟(jì)增長的影響情況及我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r。
3、實(shí)證分析
3.1 數(shù)據(jù)來源與變量說明
本文研究過程采用1980-2011年的年度數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來源于相關(guān)年度的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。對于模型中采用的變量，由于固定資產(chǎn)投資指數(shù)部分缺失，均以1980年為基期的國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)對 、固定資產(chǎn)投資 進(jìn)行平減，以消除物價(jià)因素的影響，單位均為億元；另外，本文選取年底就業(yè)人員數(shù)作為勞動(dòng)力投入量 ，單位為萬人。
在實(shí)際回歸中，為避免異方差性，本文對模型 兩側(cè)取對數(shù)，得到線性模型： ，再作相關(guān)的分析與檢驗(yàn)。
3.2 對變量序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)
3.5 回歸模型結(jié)果分析
（1）計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析
從模型估計(jì)結(jié)果可以看出， 和 的系數(shù)均通過顯著性檢驗(yàn)，回歸方程通過顯著性檢驗(yàn)且擬合度高，說明 和 對 具有很強(qiáng)的解釋能力，因此固定資產(chǎn)投資與勞動(dòng)力投入量的變動(dòng)對于經(jīng)濟(jì)增長的影響是顯著的。
（2）彈性系數(shù)分析
勞動(dòng)力投入的彈性為0.7380，固定資本投入的彈性為0.6300,這表明勞動(dòng)投入和固定資本投資的增加均會(huì)帶來產(chǎn)出的相應(yīng)增加，勞動(dòng)力投入每增加1%，產(chǎn)出會(huì)增加0.7380%；固定資本投資每增加1%，產(chǎn)出會(huì)增加0.6300%。另外， ，說明我國經(jīng)濟(jì)增長是規(guī)模報(bào)酬遞增的，經(jīng)濟(jì)發(fā)展態(tài)勢良好。
（3）要素貢獻(xiàn)率分析
通過計(jì)算可得，1980—2011年，我國的 年均增長率為10.04%，固定資產(chǎn)投資年均增長率為14.34%，勞動(dòng)力投入量年均增長率1.92%。結(jié)合各要素的產(chǎn)出彈性，由
固定資本投資的要素貢獻(xiàn)率：
勞動(dòng)力投入的要素貢獻(xiàn)率：
計(jì)算可得，1980-2011年間，固定資產(chǎn)投資與勞動(dòng)力投入對我國的經(jīng)濟(jì)增長率的貢獻(xiàn)率分別為89.98%、14.11%，其中，固定資本投資對我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)尤為突出。
3.6 誤差修正模型的建立
單位，產(chǎn)出變化率同向變動(dòng)0.4936個(gè)單位，當(dāng)勞動(dòng)力投入變化率變動(dòng)1個(gè)單位，產(chǎn)出變化率同向變動(dòng)0.6699個(gè)單位。并且短期調(diào)整系數(shù)顯著，這說明對偏離長期均衡的調(diào)整有一定力度。即當(dāng)短期波動(dòng)偏離長期均衡時(shí)，將以29.22%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。
4、結(jié)論與相關(guān)建議
本文采用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，對我國的經(jīng)濟(jì)增長的影響因素進(jìn)行了定量分析，從反映長期均衡的回歸模型可以看出，勞動(dòng)力投入和固定資本投資的增加均會(huì)帶來產(chǎn)出的相應(yīng)增加，固定資本投資增加1%，產(chǎn)出會(huì)增加0.6300%，勞動(dòng)力投入增加1%，產(chǎn)出會(huì)增加0.7380%。從勞動(dòng)力投入和固定資本投資的產(chǎn)出彈性之和大于1，可知我國的經(jīng)濟(jì)增長是規(guī)模報(bào)酬遞增的，經(jīng)濟(jì)發(fā)展態(tài)勢良好。從短期角度考慮，誤差修正模型間接衡量了短期內(nèi)固定資本投資和勞動(dòng)投入量對產(chǎn)出的影響，通過變化率的變化來反映經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系，我國的本期固定資本投入變化率變動(dòng)1個(gè)單位時(shí)，產(chǎn)出變化率同向變動(dòng)0.4936個(gè)單位，勞動(dòng)力投入變化率變動(dòng)1個(gè)單位時(shí)，產(chǎn)出變化率同向變動(dòng)0.6699個(gè)單位。當(dāng)短期波動(dòng)偏離長期均衡時(shí)，將以29.22%的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。
綜上所述，我國的經(jīng)濟(jì)增長主要依賴于勞動(dòng)與資本的投入，技術(shù)進(jìn)步貢獻(xiàn)較小，仍舊是粗放型的增長方式，因此，為使我國的經(jīng)濟(jì)呈持續(xù)、快速、健康的發(fā)展態(tài)勢，應(yīng)積極的轉(zhuǎn)變這種單純依賴生產(chǎn)要素投入的經(jīng)濟(jì)增長方式。通過調(diào)整與優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、推進(jìn)科技進(jìn)步、加快體制創(chuàng)新等方式，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長方式的根本轉(zhuǎn)變，從而實(shí)現(xiàn)國民經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定持續(xù)的發(fā)展。
參考文獻(xiàn)
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