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經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的來(lái)源范文第1篇

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來(lái)源；索洛增長(zhǎng)核算模型；收入函數(shù)；地區(qū)權(quán)重；總產(chǎn)出比重

中圖分類號(hào)：F061.2 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1674-8131（2012）01-0067-07

An Improvement of Analysis Methods for

Economic Growth Rate and Its Sources

―Solow Growth Calculation Model with Regional Weight and Its Empirical Analysis of China

CHANG Jianxina,b, YAO Huiqinb, LI Dandana

（a.School of Economics and Management; b. Center for Studies on China Western

Economic Development, Northwest University, Xi’an 710127, China）

Abstract: When previous scholars analyzed regional or national economic growth rate and their sources, they usually used Solow Growth Calculation Model to obtain mean value by making brief sum of economic growth rate and its sources of all regions but overlooked its proportion of each region to all regions or the whole country. Based on the related income function theory, when regional or national economic growth rate and its sources are analyzed, economic growth rate and its sources of each region should be calculated by weight and Solow Growth Calculation Model should be improved on the level of decision unit, subset and sylloge to get the proportion of regional total output to the output of all regions or the whole country on theoretical basis and by method of weight. According to the improved Solow Growth Calculation Model, this paper makes empirical analysis of China’s economic growth rate and its sources since 2000, the results show that GDP growth rate is higher from the calculation by improved Model than by original Model and that labor contribution rate and TFP contribution rate are significantly underestimated for west regions of China but capital contribution rate is highly estimated by unimproved Model.

Key words: economic growth rate; economic growth source; Solow Growth Calculation Model; income function; regional weight; total output proportion

一、引 言

對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源的分析一直是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論研究的重要內(nèi)容，1957年美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家羅伯特?索洛（Robert M. Solow）在其名著《技術(shù)變化與總量生產(chǎn)函數(shù)》中基于柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)首次提出了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素分析的增長(zhǎng)核算模型。索洛將技術(shù)進(jìn)步納入生產(chǎn)函數(shù)中，在把資本增長(zhǎng)和勞動(dòng)增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)剝離以后，剩余部分歸結(jié)為廣義的技術(shù)進(jìn)步，定量分離出了技術(shù)進(jìn)步在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用，這便是著名的“索洛余值”，從而使人們能分析出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源。自從索洛增長(zhǎng)核算模型誕生以來(lái)，由于其簡(jiǎn)單易于測(cè)算且合乎經(jīng)濟(jì)原理，被國(guó)內(nèi)外眾多學(xué)者應(yīng)用到行業(yè)、地區(qū)以及國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源的分析中。

常建新，姚慧琴，李丹丹:經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源分析方法的新改進(jìn)

但是，在梳理以往學(xué)者對(duì)于行業(yè)、地區(qū)以及國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源分析的研究文獻(xiàn)時(shí)我們發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者在測(cè)算出各個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源后，當(dāng)分析層面上升到區(qū)域或國(guó)家時(shí)，僅僅是將各個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源簡(jiǎn)單加總?cè)【祦?lái)表示區(qū)域或國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源，或者是更加簡(jiǎn)單地將各個(gè)地區(qū)的GDP、資本和勞動(dòng)力的數(shù)據(jù)加總到區(qū)域或國(guó)家層面后進(jìn)行測(cè)算得到區(qū)域或國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源。以我國(guó)學(xué)者為例，鄧翔等（2004）和高帆（2010）等學(xué)者在測(cè)算得到各個(gè)省、直轄市和自治區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源后，進(jìn)行簡(jiǎn)單加總?cè)【岛蟮玫綎|部、中部和西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源，并進(jìn)一步將東部、中部和西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源再進(jìn)行簡(jiǎn)單加總?cè)【档玫轿覈?guó)總體的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源。胡雪萍等（2011）將中部6省的GDP、資本和勞動(dòng)力的數(shù)據(jù)進(jìn)行加總測(cè)算得到中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源。沈坤榮（1999）、陳琳（2008）和彭方志等（2010）則是將我國(guó)各個(gè)省、直轄市和自治區(qū)的GDP、資本和勞動(dòng)力的數(shù)據(jù)加總后測(cè)算得到我國(guó)總體的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源。

綜上所述，這些常用的處理方法的優(yōu)點(diǎn)就是簡(jiǎn)單，且在一般的假設(shè)條件下具有統(tǒng)計(jì)性的描述特征。但是我們知道每個(gè)地區(qū)的生產(chǎn)技術(shù)特征和資源稟賦是不同的，因此，每個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源在區(qū)域或國(guó)家層面都有不同的占比，而這種簡(jiǎn)單的處理方法卻忽略了這一比重。為了彌補(bǔ)這個(gè)不足，國(guó)外學(xué)者Kumar等（2002）以及我國(guó)學(xué)者熊?。?005）等提出使用地區(qū)的加權(quán)平均值來(lái)表示區(qū)域或國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源，并且將權(quán)重選擇為每個(gè)地區(qū)的總產(chǎn)出占整個(gè)區(qū)域或國(guó)家總產(chǎn)出的比重。但是，這種權(quán)重選擇的問(wèn)題在于其僅僅是一種直覺(jué)，在理論上不能解釋為什么權(quán)重必須是產(chǎn)出比重而不能是別的什么。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率分解為不同的部分――資本貢獻(xiàn)度、勞動(dòng)力貢獻(xiàn)度等，因此，很自然就會(huì)想到一個(gè)問(wèn)題，權(quán)重為什么必須是產(chǎn)出比例，而不是資本比例或是勞動(dòng)力比例呢？

為了解答這個(gè)疑問(wèn)，本文在Koopmans（1957）的收入函數(shù)理論以及Fare等（2003）和Simar等（2007）拓展后的收入函數(shù)理論基礎(chǔ)上對(duì)索洛增長(zhǎng)核算模型進(jìn)行改進(jìn)，以期能給出權(quán)重選擇的理論依據(jù)和證明，并應(yīng)用改進(jìn)后的索洛增長(zhǎng)核算模型對(duì)2000年以來(lái)我國(guó)總體以及各個(gè)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源進(jìn)行分析。

二、索洛增長(zhǎng)核算模型的改進(jìn)

1.決策單元的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源的表示方法

（15）式同樣表明，總集C經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的來(lái)源（即各投入要素和TFP對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的貢獻(xiàn)度） 同樣也是這個(gè)集合中所有子集L經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率來(lái)源的加權(quán)平均，而這種權(quán)重同樣也是在t時(shí)期總集C中每一個(gè)子集L的總產(chǎn)出占總集C總產(chǎn)出的比重。

三、我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源分析

進(jìn)入21世紀(jì)，尤其是2001年加入世界貿(mào)易組織以來(lái)，我國(guó)進(jìn)入了快速發(fā)展的黃金10年，整體經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)表現(xiàn)為各個(gè)省、直轄市和自治區(qū)的增長(zhǎng)，但這一增長(zhǎng)奇跡的背后靠什么力量支撐和推動(dòng)？各地區(qū)的增長(zhǎng)差異是由要素投入的差異引致，還是由生產(chǎn)率變動(dòng)造成？這些是我們必須認(rèn)真探究和回答的問(wèn)題。因此，正確地分析這10年來(lái)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源，對(duì)于我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策的調(diào)整有著重要的意義。

在這一部分中，我們以我國(guó)內(nèi)地30由于的數(shù)據(jù)不全，故將其舍去。 個(gè)省、直轄市和自治區(qū)來(lái)代表決策單元，以東、中、西三大區(qū)域本文按照我國(guó)傳統(tǒng)三大經(jīng)濟(jì)帶的劃分方法進(jìn)行劃分，其中東部地區(qū)包括：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南11個(gè)省、直轄市；中部地區(qū)包括：山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南8個(gè)??；西部地區(qū)包括：重慶、四川、貴州、云南、、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西和內(nèi)蒙古12個(gè)省、直轄市和自治區(qū)。 來(lái)代表子集，以我國(guó)總體來(lái)代表總集，采用改進(jìn)后的索洛增長(zhǎng)核算模型來(lái)對(duì)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源進(jìn)行分析。同時(shí)，為了對(duì)索洛增長(zhǎng)核算模型改進(jìn)前和改進(jìn)后的結(jié)果做一對(duì)比，本文也采用了改進(jìn)前的模型測(cè)算了我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源。

1.指標(biāo)選取和說(shuō)明

根據(jù)研究的需要，本文選取了我國(guó)30個(gè)省、直轄市和自治區(qū)2000―2010年間國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、資本存量和勞動(dòng)力的樣本數(shù)據(jù)。其中，用GDP的增長(zhǎng)作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)，并利用相關(guān)各年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)將其折算成了以2000年為基期的可比數(shù)據(jù)。對(duì)于資本存量，我國(guó)學(xué)者張軍等（2004）利用永續(xù)盤存法對(duì)我國(guó)1952―2000年的省際物質(zhì)資本存量進(jìn)行了測(cè)算，本文在其研究的基礎(chǔ)上，以2000年為基期采用“趨勢(shì)外推法”推算出2000―2010年我國(guó)30個(gè)省、直轄市和自治區(qū)的資本存量。對(duì)于勞動(dòng)投入量，本文用2000―2010各年年末就業(yè)者人數(shù)來(lái)衡量。本文所用數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2001―2011）。

2.實(shí)證結(jié)果和分析

根據(jù)第二部分所介紹的改進(jìn)前和改進(jìn)后的索洛增長(zhǎng)核算模型，本文利用SPSS19.0軟件測(cè)算了2000――2010年我國(guó)總體及三大區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率以及勞動(dòng)力、資本和TFP對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的貢獻(xiàn)度和貢獻(xiàn)率。具體分析結(jié)果見表1。

根據(jù)表1所示，改進(jìn)前和改進(jìn)后的索洛增長(zhǎng)核算模型測(cè)算得到的我國(guó)總體和各個(gè)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源差異非常明顯。從我國(guó)總體層面來(lái)說(shuō)，改進(jìn)前較改進(jìn)后低估了我國(guó)總體的GDP增長(zhǎng)率，并且低估了勞動(dòng)貢獻(xiàn)率和TFP貢獻(xiàn)率，但卻高估了資本的貢獻(xiàn)率。從我國(guó)區(qū)域?qū)用鎭?lái)說(shuō)，改進(jìn)前的模型均低估了我國(guó)三大區(qū)域的GDP增長(zhǎng)率，其中，西部地區(qū)的差距最大。改進(jìn)前對(duì)于東部地區(qū)和中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率來(lái)源的分析較改進(jìn)后差距比較小；但是對(duì)于西部地區(qū)，改進(jìn)前則顯著低估了勞動(dòng)貢獻(xiàn)率和TFP貢獻(xiàn)率，但卻較大程度地高估了資本的貢獻(xiàn)率。

與鄧翔等（2004）采用改進(jìn)前的索洛增長(zhǎng)核算模型測(cè)得的1978―2003年我國(guó)總體和三大區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源的結(jié)果相比較，本文采用改進(jìn)前的模型測(cè)得的結(jié)果也有非常大的差異本文對(duì)于我國(guó)東、中、西三大區(qū)域的劃分方法與鄧翔等（2004）的劃分方法完全一致。 。其中，本文測(cè)得的我國(guó)總體和東、中、西三大區(qū)域的TFP貢獻(xiàn)率為5.51%、8.98%、5.55%和1.24%，較鄧翔等（2004）所測(cè)得的TFP貢獻(xiàn)率（39.67%、34.90%、43.21%和41.62%）有了非常大的下降趨勢(shì)；但本文測(cè)得的資本貢獻(xiàn)率為87.93%、83.42%、88.47%和92.92%，較鄧翔等（2004）所測(cè)得的資本貢獻(xiàn)率（42.50%、44.91%、41.54%和40.85%）有了大幅度的上升；而勞動(dòng)貢獻(xiàn)率的差距不大。這一對(duì)比說(shuō)明，2000年以來(lái)（尤其是2004年以來(lái)）我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中資本的拉動(dòng)作用有了非常大的提升，而反映技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的TFP貢獻(xiàn)率卻有了非常大的下降趨勢(shì)。

分析改進(jìn)后測(cè)算得到的我國(guó)總體和各個(gè)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)，進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái)我國(guó)經(jīng)濟(jì)保持了持續(xù)而高速的增長(zhǎng)趨勢(shì)，而這10年也正是國(guó)家實(shí)施西部大開發(fā)戰(zhàn)略的10年，西部地區(qū)的GDP增長(zhǎng)率明顯高于東中部地區(qū)和全國(guó)水平。并且值得注意的是，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中勞動(dòng)貢獻(xiàn)率和TFP貢獻(xiàn)率較東中部地區(qū)和全國(guó)水平的大，資本的貢獻(xiàn)率卻小很多。這一結(jié)果說(shuō)明，西部大開發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施十年以來(lái)，西部地區(qū)在后發(fā)優(yōu)勢(shì)作用的推動(dòng)下生產(chǎn)技術(shù)有了大幅的提升，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的質(zhì)量有了明顯的提高。

四、總 結(jié)

大多數(shù)學(xué)者在分析區(qū)域或國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源時(shí)，僅僅是將采用索洛增長(zhǎng)核算模型測(cè)算得到的各個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源簡(jiǎn)單加總?cè)【担怯捎诿總€(gè)地區(qū)的生產(chǎn)技術(shù)特征和資源稟賦的不同，這種簡(jiǎn)單的處理方法忽略了各個(gè)地區(qū)占整個(gè)區(qū)域或國(guó)家的比重。本文在收入函數(shù)相關(guān)理論的基礎(chǔ)上，從決策單元、子集和總集的層面對(duì)索洛增長(zhǎng)核算模型進(jìn)行了改進(jìn)，給出了地區(qū)權(quán)重存在的理論依據(jù)和證明。我們發(fā)現(xiàn)，在分析區(qū)域或國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源時(shí)，需要對(duì)各個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源進(jìn)行加權(quán)處理，而這種權(quán)重便是地區(qū)總產(chǎn)出占整個(gè)區(qū)域或國(guó)家總產(chǎn)出的比重。

根據(jù)改進(jìn)后的索洛增長(zhǎng)核算模型，我們測(cè)算了進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái)我國(guó)總體和三大區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率及其來(lái)源，并且同時(shí)用改進(jìn)前模型進(jìn)行了測(cè)算。經(jīng)過(guò)對(duì)比我們發(fā)現(xiàn)，改進(jìn)后的測(cè)算結(jié)果較改進(jìn)前GDP增長(zhǎng)率有了一定的提高；而對(duì)于西部地區(qū)，改進(jìn)前顯著低估了勞動(dòng)貢獻(xiàn)率和TFP貢獻(xiàn)率，但卻較大程度地高估了資本的貢獻(xiàn)率。同時(shí)，將改進(jìn)前測(cè)算的結(jié)果與有關(guān)文獻(xiàn)比較，我們發(fā)現(xiàn)，2000年以來(lái)（尤其是2004年以來(lái)）我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中資本的拉動(dòng)作用有了非常大的提升，而反映技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的TFP貢獻(xiàn)率卻明顯下降；但西部地區(qū)在后發(fā)優(yōu)勢(shì)作用的推動(dòng)下生產(chǎn)技術(shù)有了大幅的提升，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的質(zhì)量有了明顯的提高。

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經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的來(lái)源范文第2篇

［關(guān)鍵詞］政府投資；民間投資；脈沖響應(yīng)函數(shù)；方差分解

［中圖分類號(hào)］F224［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］A［文章編號(hào)］1005-6432（2013）1-0045-03

1引言

投資作為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“三駕馬車”之一，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有至關(guān)重要的作用。國(guó)內(nèi)投資包括政府投資和民間投資，二者對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有不同的作用。政府投資是指政府為了實(shí)現(xiàn)其職能，滿足社會(huì)公共需要，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)合理化，對(duì)私人部門無(wú)力或不愿進(jìn)入的行業(yè)或者關(guān)系國(guó)計(jì)民生的關(guān)鍵性行業(yè)進(jìn)行的投資。民間投資是相對(duì)于政府投資和外商投資而言的，是微觀經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的個(gè)體根據(jù)市場(chǎng)的需求，利用自己的資金進(jìn)行的各種投資行為。政府投資具有非營(yíng)利性的特征，其目的是提供公共產(chǎn)品，追求社會(huì)效益最大化而非投資收益最大化，以其投資力度大、見效快等特點(diǎn)，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展發(fā)揮了至關(guān)重要的作用，而相對(duì)與政府投資，民間投資規(guī)模較小且產(chǎn)權(quán)清晰，具有高度的決策自和資產(chǎn)支配權(quán)，有利于快速高效達(dá)成決策、調(diào)動(dòng)資金，投資效率高，資金來(lái)源廣泛，是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要?jiǎng)恿υ慈?。明確政府投資和民間投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)效應(yīng)，對(duì)于合理安排投資結(jié)構(gòu)，實(shí)施宏觀調(diào)控，促進(jìn)國(guó)民經(jīng)濟(jì)持久健康增長(zhǎng)具有十分重要的作用。

對(duì)于政府投資和民間投資的研究大多側(cè)重分別研究二者對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)或者政府投資與民間投資的相互關(guān)系，對(duì)二者對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)拉動(dòng)作用進(jìn)行對(duì)比的研究較少。鈔小靜，任保平（2008）通過(guò)對(duì)政府投資民間投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一般理論分析，分別對(duì)其長(zhǎng)期和短期效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究，認(rèn)為短期內(nèi)政府投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用較大，而長(zhǎng)期來(lái)看其效率遠(yuǎn)低于民間投資。陳真玲（2010）通過(guò)建立協(xié)整模型，發(fā)現(xiàn)政府投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用小于民間投資，認(rèn)為政府投資效率低下，公共物品不足與過(guò)剩共存，這些負(fù)面效應(yīng)在一定程度上抵消了對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)。馬寧，鄒潔（2009）對(duì)我國(guó)西部12省時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析，認(rèn)為政府投資和民間投資在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中都有非常重要的作用，政府投資重在啟動(dòng)與引導(dǎo)投資而民間投資重在吸引與擴(kuò)大投資，二者是相輔相成的。梁毅華，陳文靜（2011）通過(guò)建立協(xié)整與誤差修正模型對(duì)深證市的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析表明政府投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用大于私人投資。本文在前人研究基礎(chǔ)上，建立向量自回歸模型，通過(guò)方差分解和脈沖響應(yīng)函數(shù)對(duì)政府投資和民間投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用進(jìn)行了比較分析。

2實(shí)證分析過(guò)程

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的來(lái)源范文第3篇

【關(guān)鍵詞】?jī)?nèi)生技術(shù)進(jìn)步，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，人力資本，R&D經(jīng)費(fèi)支出

一、引言

新增長(zhǎng)理論最先提出內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)持續(xù)增長(zhǎng)的決定性因素。國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響方面的研究主要從兩個(gè)方面進(jìn)行。一部分學(xué)者是從全國(guó)的角度來(lái)考察技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，其中大部分學(xué)者都是對(duì)二者的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，并采取了不同的計(jì)量方法。

王榮、楊曉明（2007）運(yùn)用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)模型、蘇方（2006）運(yùn)用協(xié)整理論和VAR模型、姜慶華（2006）利用灰色關(guān)聯(lián)度方法分析了科技投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相關(guān)關(guān)系。另一部分學(xué)者則是從地區(qū)的角度實(shí)證分析二者的關(guān)系，李靖、張貴（2008）基于內(nèi)生增長(zhǎng)理論模型，分析天津市技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)性；王貴雙（2006）采用CES生產(chǎn)函數(shù)和索洛余值法，對(duì)河北省技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用進(jìn)行實(shí)證分析；李武威、張志宏等（2007）運(yùn)用灰色關(guān)聯(lián)度方法分析了科技投入與河南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。本文主要從全國(guó)的角度基于內(nèi)生增長(zhǎng)理論來(lái)實(shí)證分析內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

二、變量的選取、模型的建立和數(shù)據(jù)來(lái)源

（一）變量的選取。對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，本文選取GDP這一指標(biāo)對(duì)其進(jìn)行衡量。對(duì)于內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步，本文選取人力資本、三利申請(qǐng)授權(quán)量、R&D經(jīng)費(fèi)支出以及進(jìn)口量來(lái)表示。這四個(gè)指標(biāo)都在不同程度上反映著技術(shù)進(jìn)步。其中人力資本將以平均教育年限來(lái)表示，本文的平均教育年限的計(jì)算方法：平均教育年限=∑（該組人數(shù)*該組的教育年限）/∑各組人數(shù)。其中賦予的年數(shù)：文盲半文盲0年；小學(xué)畢業(yè)6年；初中畢業(yè)9年；高中畢業(yè)12年；大專及以上學(xué)歷16年。選取進(jìn)口量來(lái)表示內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步是因?yàn)檫M(jìn)口貿(mào)易包含知識(shí)和技術(shù)的外溢效應(yīng)，因而對(duì)我國(guó)技術(shù)進(jìn)步有一定的推進(jìn)作用。

（二）模型的建立。本文借鑒王德勁在《要素投入、技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)》中的內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型，并在此基礎(chǔ)上做一定改動(dòng)，為了避免異方差現(xiàn)象，本文將對(duì)各變量取對(duì)數(shù)，因此本文所要建立的模型如下：

lnY=a0+a1lnX1+a2lnX2+a3lnX3+a4lnX4+u

其中，Y表示GDP；X1表示人力資本；X2表示三利申請(qǐng)授權(quán)量；X3表示R&D經(jīng)費(fèi)支出；X4表示進(jìn)口量。

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源。本文選取了1989-2012年的數(shù)據(jù)，其中經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率主要由GDP來(lái)衡量，該數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》；人力資本可由平均教育年限表示，該數(shù)據(jù)數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)教育年鑒》；三利申請(qǐng)授權(quán)量、R&D經(jīng)費(fèi)支出和進(jìn)口量也都來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

三、實(shí)證分析

本文主要采用OLS對(duì)1989-2012年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，對(duì)上述模型進(jìn)行最小二乘分析，實(shí)證一開始出現(xiàn)了多重共線性的情況，這表明選取的變量之間存在較強(qiáng)的相關(guān)性，很可能是三利申請(qǐng)授權(quán)量和R&D經(jīng)費(fèi)支出之間存在著較強(qiáng)的相關(guān)性。為了消除多重共線性，本文采用剔除變量的方法，將三利申請(qǐng)授權(quán)量X2刪除。然后再對(duì)剩下的變量進(jìn)行分析，建立模型：

lnY=a0+a1lnX1+a3lnX3+a4lnX4+u。再利用OLS對(duì)該模型進(jìn)行分析，

得到的估計(jì)方程為：

LnY=7.9543+0.5758*LnX1+0.4792*LnX3+0.3662*LnX4

實(shí)證結(jié)果中的R2=0.98933，說(shuō)明該模型的擬合度非常好，F(xiàn)值非常大，t值較小說(shuō)明已消除了多重共線性的情況。

四、實(shí)證結(jié)果

從上述模型估計(jì)方程來(lái)看，人力資本、R&D經(jīng)費(fèi)支出和進(jìn)口量都和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正相關(guān)性。這三個(gè)變量對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都具有促進(jìn)作用，但存在一定的差異。其中人力資本對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用最大，人力資本即平均教育年限每增加1%，導(dǎo)致我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)增加0.5758%；R&D經(jīng)費(fèi)支出次之，R&D經(jīng)費(fèi)支出每增加1%，導(dǎo)致我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)增加0.4792%；進(jìn)口量最小，進(jìn)口量每增加1%，導(dǎo)致我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)增加0.3662%。1989-2012期間我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)穩(wěn)步上升，隨著科教興國(guó)戰(zhàn)略的實(shí)施，國(guó)家逐步加強(qiáng)對(duì)教育的重視，加大對(duì)教育的投入，我國(guó)的平均受教育年限不斷增長(zhǎng)，人們文化程度的提高才能不斷進(jìn)行創(chuàng)新，推進(jìn)技術(shù)進(jìn)步；當(dāng)今世界各國(guó)間的競(jìng)爭(zhēng)實(shí)質(zhì)上是科技和人才的競(jìng)爭(zhēng)，我國(guó)逐漸強(qiáng)化對(duì)科技的重視，加大研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出，大力支持我國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。近年來(lái)國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究表明進(jìn)口貿(mào)易存在知識(shí)和技術(shù)溢出效應(yīng)，對(duì)進(jìn)口國(guó)的技術(shù)進(jìn)步起到推動(dòng)作用。進(jìn)口國(guó)在進(jìn)口后可以通過(guò)學(xué)習(xí)效應(yīng)對(duì)進(jìn)口的產(chǎn)品技術(shù)進(jìn)行消化吸收再創(chuàng)新以推動(dòng)我國(guó)技術(shù)取得更大的發(fā)展和突破。由此可見，技術(shù)進(jìn)步與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)密切相關(guān)。

五、結(jié)論

本文通過(guò)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，人力資本即平均教育年限、R&D經(jīng)費(fèi)支出以及進(jìn)口量對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用顯著，但又存在一定差別，其中人力資本的促進(jìn)作用最大，R&D經(jīng)費(fèi)支出次之，進(jìn)口量的促進(jìn)作用最小。國(guó)家要加大科技方面的投入以及鼓勵(lì)進(jìn)口來(lái)促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的又好又快發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1]王德勁，向蓉美. 要素投入、技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].云南財(cái)貿(mào)學(xué)院學(xué)報(bào).2005（21）.

[2]李靖，張貴.技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的實(shí)證分析[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)理.2008（1）.

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的來(lái)源范文第4篇

[關(guān)鍵詞] 技術(shù)創(chuàng)新 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 索洛余值法

一、技術(shù)創(chuàng)新對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的測(cè)度

這里用柯布―道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)來(lái)估計(jì)參數(shù)和,其形式為:其中,為初始技術(shù)水平,e為自然對(duì)數(shù)的底,是綜合技術(shù)進(jìn)步參數(shù), t表示時(shí)間,為綜合技術(shù)進(jìn)步因素。對(duì)該式兩邊分別取自然對(duì)數(shù),整理后得到:

這是柯布―道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的線性形式，可利用此方程估計(jì)參數(shù)和。然后，就可以利用索洛“余值法”測(cè)算技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。

本文以1995年至2006年我國(guó)的統(tǒng)計(jì)年鑒資料為樣本，以國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）表示產(chǎn)出量（Y），利用全社會(huì)從業(yè)人員總數(shù)來(lái)表示勞動(dòng)投入(L),利用固定資產(chǎn)投資額來(lái)表示資本投入(K)。利用以1978年為基期的商品零售價(jià)格指數(shù)將地區(qū)生產(chǎn)總值以及固定資產(chǎn)投資額的名義值轉(zhuǎn)換為實(shí)際值。根據(jù)樣本資料，利用SPSS對(duì)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如下：

(-13.255） (13.344) (13.812)

調(diào)整

參數(shù)都通過(guò)了t檢驗(yàn),回歸方程對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合程度很高,回歸效果好。資本產(chǎn)出彈性的估計(jì)值為0.323,從而勞動(dòng)產(chǎn)出彈性的估計(jì)值0.677。因此有

根據(jù)樣本數(shù)據(jù)以及參數(shù)估計(jì)值,可以分離出技術(shù)創(chuàng)新、資本增長(zhǎng)以及勞動(dòng)增長(zhǎng)對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的獻(xiàn)率(見下表)。

技術(shù)創(chuàng)新、資本增長(zhǎng)以及勞動(dòng)增長(zhǎng)對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的獻(xiàn)率計(jì)算表

計(jì)算結(jié)果表明，1996年～2006年間，我國(guó)經(jīng)濟(jì)平均年增長(zhǎng)率為10.26%,其中固定資產(chǎn)投資每增長(zhǎng)1%,可帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.323%。固定資產(chǎn)投資總額增長(zhǎng)速度的年平均值為15.18%,平均每年帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)5.23%,固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率達(dá)到45.72%。勞動(dòng)投入每增長(zhǎng)1%,可使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.677%。由于就業(yè)人員增長(zhǎng)速度比較低,平均每年為7.45%,因此勞動(dòng)增長(zhǎng)所帶動(dòng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也不多,僅有5.044%,勞動(dòng)增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率平均僅為7.45%。技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率平均為46.82%。

二、技術(shù)創(chuàng)新對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的演變

由上表可以看出1996年～2006年間,技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)波動(dòng)很大,最高為66.48%,最低為21%,極差為43.48%，但總體呈下降趨勢(shì)。運(yùn)用H-P濾波得到的變動(dòng)趨勢(shì)如下圖。

圖 1996年～2006年技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)的變動(dòng)趨勢(shì)

對(duì)上述趨勢(shì)線用SPSS進(jìn)行估計(jì)得到如下趨勢(shì)方程：

(58.154) (-57.673)

方程擬合優(yōu)度較高，相關(guān)檢驗(yàn)通過(guò)，可以用來(lái)分析?？梢钥闯觯?996年～2006年我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)以直線形式減小，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的穩(wěn)定性在增加。

三、結(jié)論

1996年～2006年間,我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)的來(lái)源中,技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)平均為46.82%,而資本投入和勞動(dòng)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)平均為53.18%，技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)低于50%,要素投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)則大于50%。說(shuō)明我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要靠要素投入推動(dòng)。進(jìn)一步研究表明：技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)以直線形式減小，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的穩(wěn)定性在增加。新一輪技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)是否符合該演變規(guī)律，有待于進(jìn)一步研究。

參考文獻(xiàn)：

[1]葉飛文:要素投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[M].北京:北京大學(xué)出版社,2004

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的來(lái)源范文第5篇

改革開放以來(lái),伴隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展,金融深化程度不斷加強(qiáng),以銀行為主體的金融中介得到了長(zhǎng)足發(fā)展。與此同時(shí),銀行發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的研究備受金融界青睞,取得了許多重要成果。然而遺憾的是,開發(fā)性金融作為現(xiàn)代金融體系的重要組成部分卻很少受到關(guān)注,更少有人結(jié)合開發(fā)性金融實(shí)踐活動(dòng)對(duì)其進(jìn)行深入研究。

目前有部分學(xué)者對(duì)開發(fā)性金融從理論上加以定性說(shuō)明(白欽先、曲紹光1993;王偉2002,2005;陳元2000;程偉2005;羅學(xué)軍2005)。也有部分學(xué)者從實(shí)證角度,試圖檢驗(yàn)開發(fā)性金融與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系(溫守義2005;蘇緯、梁士濤2007;李志輝、張曉明2007),但是他們對(duì)開發(fā)性金融對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響機(jī)制分析以及相關(guān)的度量指標(biāo),都是直接沿用一般金融的分析框架,并沒(méi)有從本質(zhì)上體現(xiàn)開發(fā)性金融與一般金融的差異,因此計(jì)量結(jié)果與開發(fā)性金融實(shí)踐有一定偏差。

本文引用動(dòng)態(tài)供給導(dǎo)向型金融經(jīng)濟(jì)模型,對(duì)開發(fā)性金融影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)制進(jìn)行分析;在此基礎(chǔ)上,借鑒一般金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的衡量指標(biāo),構(gòu)建符合開發(fā)性金融本質(zhì)特征的衡量指標(biāo);最后,基于相關(guān)數(shù)據(jù)對(duì)開發(fā)性金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),進(jìn)而結(jié)合開發(fā)性金融改革實(shí)踐提出相關(guān)建議。

二、相關(guān)文獻(xiàn)回顧及簡(jiǎn)單評(píng)價(jià)

經(jīng)濟(jì)學(xué)界對(duì)金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的探討由來(lái)已久。早在1912年,Schupeter就指出金融因素在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要性;隨后,Gurley和Shaw(1950)闡述了金融與經(jīng)濟(jì)的關(guān)系以及各種金融中介機(jī)構(gòu)在儲(chǔ)蓄投資過(guò)程中的重要作用;Patrick(1966)從“需求跟近”和“供給引導(dǎo)”兩個(gè)方面論述了金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要關(guān)系;Hicks(1969)詳細(xì)考察了金融革命對(duì)工業(yè)革命的刺激作用。

1919年,Goldsmith對(duì)金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系做了開創(chuàng)性研究,首次提出了金融相關(guān)比率,并用其來(lái)衡量金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系,開啟了量化的先河。通過(guò)對(duì)35個(gè)國(guó)家1860-1963年的數(shù)據(jù)歸納和分析,得出關(guān)于金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的10個(gè)結(jié)論,其中包括金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)平行發(fā)展的事實(shí),在一定程度上改變了人們?cè)械目捶?為金融理論的發(fā)展奠定了基礎(chǔ)。之后,Mckinnon和Shaw(1973)針對(duì)發(fā)展中國(guó)家,提出了“金融抑制理論”,主張金融自由化、市場(chǎng)化,并給出了用貨幣化率來(lái)衡量經(jīng)濟(jì)的金融深化程度。隨后Kapur(1967),Mathieson(1980),Fry(1978,1980)等相繼對(duì)金融抑制理論進(jìn)行了延伸和推廣。

1993年,King和Levine改進(jìn)并彌補(bǔ)了Goldsmith研究中的不足,對(duì)金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系做了突破性研究。他們運(yùn)用1960-1989年的數(shù)據(jù),對(duì)80個(gè)國(guó)家進(jìn)行了深入研究,在系統(tǒng)控制其他長(zhǎng)期影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的基礎(chǔ)之上,檢驗(yàn)了資本積累和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程,并建立了一些新的衡量金融發(fā)展水平的指標(biāo)———廣為后續(xù)研究者使用。同時(shí)他們對(duì)金融發(fā)展水平是否可以預(yù)測(cè)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、資本積累和勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)等問(wèn)題也進(jìn)行了研究。隨后Boot和Thakor(1997),Durra和Kapar(1998)以及Greeword和Smith(1997)等人對(duì)金融中介和金融市場(chǎng)的形成,以及金融中介和金融市場(chǎng)如何伴隨人均收入和人均財(cái)富的增加而發(fā)展等問(wèn)題給出了最為規(guī)范的解釋。國(guó)內(nèi)對(duì)金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究始于20世紀(jì)90年代。談儒勇(1999)首先借鑒國(guó)際慣用指標(biāo)———金融深化指標(biāo)和銀行重要性指標(biāo)等,對(duì)中國(guó)金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究,得出金融中介總體規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)負(fù)相關(guān),存款貨幣銀行重要性與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正相關(guān)的結(jié)論。他認(rèn)為金融中介和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相互促進(jìn)可能適合我國(guó)情況,并且指出金融的不發(fā)達(dá)在一定程度上會(huì)成為制約我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的瓶頸。隨后,其他一些學(xué)者也展開了相關(guān)研究,李廣眾(2002)認(rèn)為國(guó)內(nèi)現(xiàn)有的對(duì)金融研究的衡量指標(biāo)不能很好地反映中國(guó)金融現(xiàn)狀,提出應(yīng)該根據(jù)中國(guó)金融發(fā)展的實(shí)際情況構(gòu)建指標(biāo)體系。冉光和(2006)研究表明我國(guó)西部具有金融發(fā)展引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單向長(zhǎng)期因果關(guān)系,不存在明顯的短期因果關(guān)系;而東部則有雙向長(zhǎng)期和短期因果關(guān)系等。

綜上所述,一般金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究雖然日漸成熟,但是仍然存在一定的分歧。對(duì)于一類獨(dú)特性質(zhì)和特殊職能的金融———開發(fā)性金融,它與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系又將如何呢?本文借鑒一般金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的分析框架以及衡量指標(biāo)的構(gòu)建和改進(jìn)方法,對(duì)開發(fā)性金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行研究。

三、開發(fā)性金融對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響機(jī)制分析

縱觀金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究過(guò)程,金融發(fā)展類型大致分為兩類:需求跟進(jìn)型和供給導(dǎo)向型。需求跟進(jìn)型金融經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式本質(zhì)是指實(shí)體經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)對(duì)金融機(jī)構(gòu)和金融資產(chǎn)產(chǎn)生更多額外需求,金融部門為滿足經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)需要而迅速跟進(jìn)的金融支持促進(jìn)金融發(fā)展。該理論是一種傳統(tǒng)且成熟的金融理論,強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)金融的決定作用,多適用于一般性金融理論,得到了廣泛的實(shí)證檢驗(yàn)(Kapur1967;Mathieson1980;Fry1980等),發(fā)展中國(guó)家檢驗(yàn)結(jié)果更為顯著。其基本路徑可表現(xiàn)為:

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)金融需求金融供給金融發(fā)展

供給導(dǎo)向型金融經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式更多地表現(xiàn)為金融發(fā)展的主導(dǎo)性、超前性。通過(guò)現(xiàn)代金融功能和作用的發(fā)揮以及對(duì)經(jīng)濟(jì)的滲透,為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和其他金融發(fā)展提供條件和動(dòng)力。其發(fā)展模式有兩大功能:資源轉(zhuǎn)移和企業(yè)孵化。該理論符合開發(fā)性金融本質(zhì)特征,開發(fā)性金融本質(zhì)上是一種供給導(dǎo)向型金融(謝家智、周振2006),基于此,我們可以用供給導(dǎo)向型金融經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式來(lái)分析開發(fā)性金融對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響機(jī)制和路徑。

現(xiàn)在引入供給導(dǎo)向型金融經(jīng)濟(jì)模型,遵循Feder(1983)、Odedokum(1996)、Wang(2003),同時(shí)參照賴明勇、謝小曉、包群(2006)進(jìn)一步拓展的動(dòng)態(tài)供給導(dǎo)向型金融經(jīng)濟(jì)發(fā)展模型,來(lái)描述開發(fā)性金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。該模型假定整個(gè)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)只有金融部門和實(shí)體經(jīng)濟(jì)兩部分組成。生產(chǎn)函數(shù)為:

Ft=Ft(lFt,KFt)

Rt=Rt(LRt,KRt,Ft)

Yt=Ft+Rt

其中Ft,Rt,Yt是指t時(shí)刻金融部門、實(shí)體經(jīng)濟(jì)和社會(huì)總產(chǎn)出;LFt,LRt,KRt,KFt是指t時(shí)刻金融部門和實(shí)體經(jīng)濟(jì)所雇傭的勞動(dòng)力和使用資本。值得說(shuō)明的是,由于金融部門外部性作用存在,實(shí)體經(jīng)濟(jì)不僅是資本和勞動(dòng)的函數(shù),也是金融服務(wù)的函數(shù),改進(jìn)Rt得:

Rt=Rt(LRt,KRt,Ft*)

F*t代表t時(shí)期金融服務(wù)的外溢因子,度量金融部門對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的外溢效應(yīng)。在此基礎(chǔ)上同時(shí)引入適應(yīng)性預(yù)期模型和金融部門與實(shí)體經(jīng)濟(jì)要素邊際生產(chǎn)率差異性因素,并且假定某一部門勞動(dòng)力邊際生產(chǎn)率與全部經(jīng)濟(jì)范圍人均產(chǎn)出存在線性關(guān)系①:

RL=β·(Y/LK),RK=α

假定金融部門通過(guò)不變彈性ω影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出,現(xiàn)對(duì)期望外溢因子F*t進(jìn)行動(dòng)態(tài)迭代,并利用幾何滯后變換,可得如下動(dòng)態(tài)供給導(dǎo)向型金融經(jīng)濟(jì)發(fā)展模型:

dYt\Yt=θ·δ/（1+δ）·dFt/Ft·Ft/Yt+θ·ω/[1-(Ft/Yt)]·dFt/Ft+αθ·dKt\Yt+βθ·dLt\LKt+(1-θ)·dYt-1\Yt-1

其中θ代表金融部門外溢效應(yīng)在當(dāng)期預(yù)期外溢效果與前一期實(shí)際外溢效果之間的選擇:0θ1;α,β代表某一部門資本,勞動(dòng)力邊際生產(chǎn)率與全部經(jīng)濟(jì)范圍人均產(chǎn)出存在的線性系數(shù);δ代表金融部門與實(shí)體經(jīng)濟(jì)要素邊際生產(chǎn)率差異;不變彈性ω代表金融部門產(chǎn)出的增加帶動(dòng)實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門產(chǎn)出的增加。該模型反映了供給導(dǎo)向型金融部門主要通過(guò)兩個(gè)渠道影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng):其一是金融資源生產(chǎn)率的提高,即模型θ·(δ/(1+δ))·(dFt/Ft)·(Ft/Yt)部分,主要包括金融機(jī)構(gòu)的運(yùn)營(yíng)效率、資本利潤(rùn)

率、資產(chǎn)利潤(rùn)率、投資轉(zhuǎn)換率、資本形成效率、規(guī)模效應(yīng)等因素;其二是金融部門的巨大外部性作用,這也是開發(fā)性金融的本質(zhì)體現(xiàn),即模型θ·(ω/(1-(Ft/Yt)))·(dFt/Ft)部分,主要包括金融機(jī)構(gòu)的金融資源配置效率、金融產(chǎn)品的創(chuàng)新外部性、金融市場(chǎng)建設(shè)、金融制度健全以及金融生態(tài)等因素。

四、開發(fā)性金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系實(shí)證檢驗(yàn)

基于供給導(dǎo)向型金融經(jīng)濟(jì)模型路徑分析,本文從開發(fā)性金融運(yùn)行效率、開發(fā)性金融資本形成效率、開發(fā)性金融資源配置效率三個(gè)方面構(gòu)建開發(fā)性金融衡量指標(biāo)。

(一)開發(fā)性金融衡量指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來(lái)源

國(guó)外研究者對(duì)金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的金融衡量指標(biāo)大多采用金融相關(guān)率(FIR)、金融深化程度(DEPTH)、存款貨幣銀行重要性(BANK)、金融信用私有化程度(PREVATE)等幾個(gè)指標(biāo)。國(guó)內(nèi)研究者主要借鑒國(guó)際慣用指標(biāo),同時(shí)根據(jù)我國(guó)金融發(fā)展的實(shí)際情況,對(duì)相關(guān)衡量指標(biāo)進(jìn)行了調(diào)整和改進(jìn)?；诠┙o導(dǎo)向型金融經(jīng)濟(jì)模型路徑分析,本文選擇能夠同時(shí)反映開發(fā)性金融資源生產(chǎn)率和金融資本形成效率的金融深化指標(biāo),以及反映開發(fā)性金融資源配置效率的銀行重要性指標(biāo)。鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性、比較的客觀性以及開發(fā)性金融顯著特征,本文對(duì)上述兩個(gè)指標(biāo)重新進(jìn)行了精煉和改進(jìn)。

第一個(gè)指標(biāo)為調(diào)整后的開發(fā)性金融深化指標(biāo)LOAD:本文不使用通用的金融深化指標(biāo)DEPTH=(M2/GDP),該指標(biāo)所衡量的我國(guó)金融發(fā)展水平偏高,甚至與發(fā)達(dá)國(guó)家相比也處于高位。貸款指標(biāo)在國(guó)內(nèi)外實(shí)證分析中經(jīng)常使用,對(duì)于中國(guó)這樣的發(fā)展中國(guó)家,更能體現(xiàn)金融中介的直接經(jīng)濟(jì)意義,并且(M2/GDP)指標(biāo)不能直接衡量開發(fā)性金融深化水平?？紤]以上原因,本文采用經(jīng)過(guò)季節(jié)性調(diào)整的國(guó)家開發(fā)銀行季度貸款余額與經(jīng)過(guò)季節(jié)性調(diào)整的季度實(shí)際GDP之比來(lái)反映開發(fā)性金融資源生產(chǎn)率和金融資本形成效率。季度貸款余額CDB,選取2000年第1季度到2005年第4季度,共計(jì)24個(gè)數(shù)據(jù)。因?yàn)閲?guó)家開發(fā)銀行從1998年開始進(jìn)行改革,其前后變化較大,統(tǒng)計(jì)口徑難以同一,而2000年第1季度到2005年第4季度運(yùn)營(yíng)相對(duì)比較穩(wěn)定,計(jì)量分析更加可信。貸款數(shù)據(jù)均來(lái)源于國(guó)家開發(fā)銀行年報(bào)。季度國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP,選取2000年第1季度到2005年第4季度,共計(jì)24個(gè)數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)均來(lái)源于歷年統(tǒng)計(jì)年鑒,國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)整理。

第二個(gè)指標(biāo)為調(diào)整后的開發(fā)性金融重要性指標(biāo)CDB:借鑒存款貨幣銀行重要性指標(biāo)的計(jì)算方法,本文嘗試采用經(jīng)過(guò)季節(jié)性調(diào)整的季度貸款余額與經(jīng)過(guò)季節(jié)性調(diào)整的貨幣當(dāng)局季度債權(quán)之和的比值來(lái)反映開發(fā)性金融資源配置效率。這里使用經(jīng)過(guò)季節(jié)性調(diào)整的國(guó)家開發(fā)銀行季度貸款余額近似代替經(jīng)過(guò)季節(jié)性調(diào)整的國(guó)家開發(fā)銀行季度債權(quán)之和,是因?yàn)閲?guó)家開發(fā)銀行債權(quán)的80%,甚至80%以上來(lái)源于國(guó)家開發(fā)銀行基礎(chǔ)性貸款②。貨幣當(dāng)局季度債權(quán)數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)人民銀行季度數(shù)據(jù)整理。

(二)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)衡量指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來(lái)源

選擇季度實(shí)際GDP環(huán)比增長(zhǎng)率GY作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)衡量指標(biāo)。為了使得各季度的GDP具有可比性,模仿King和Levine(1993),本文首先計(jì)算各季度實(shí)際GDP,然后對(duì)實(shí)際GDP進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整,消除季節(jié)性因素影響,最后利用GDP環(huán)比增長(zhǎng)率公式(GDPt-GDPt-1)/GDPt-1計(jì)算GDP環(huán)比增長(zhǎng)率。季度GDP來(lái)源如前,零售商品價(jià)格來(lái)源于中國(guó)人民銀行季度數(shù)據(jù)整理。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有時(shí)可能會(huì)受到其他一些因素的影響,所以檢驗(yàn)金融中介和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系是否獨(dú)立于其他變量具有現(xiàn)實(shí)意義,有必要控制一些變量,限于數(shù)據(jù)等原因,本文僅選用季度通貨膨脹率作為控制變量。根據(jù)一些研究者的實(shí)證經(jīng)驗(yàn)(談儒勇1999)以及本文的實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),季度通貨膨脹率始終不顯著地進(jìn)入回歸方程,說(shuō)明開發(fā)性金融對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響相對(duì)獨(dú)立。

(三)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的選擇及說(shuō)明

鑒于本文檢驗(yàn)的開發(fā)性金融衡量指標(biāo)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)衡量指標(biāo)以及控制變量均為時(shí)間序列數(shù)據(jù),具有非平穩(wěn)性,本文選擇了比單方程更加可靠的多變量VAR模型③,來(lái)檢驗(yàn)開發(fā)性金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。

多變量VAR基本模型:Yt=A1Yt-1+…+ApYt-p+BXt+Et

經(jīng)過(guò)一階差分的內(nèi)生變量中各序列均平穩(wěn),所以只有構(gòu)成ΠYt-1的各變量的是I(0)時(shí),才能保證新信息是平穩(wěn)過(guò)程。

五、結(jié)論分析與相關(guān)建議

(一)結(jié)論分析

無(wú)論是供給導(dǎo)向型金融經(jīng)濟(jì)模型還是開發(fā)性金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)都表明,開發(fā)性金融明顯不同于一般金融,它具有更高的金融資源生產(chǎn)率和更大的經(jīng)濟(jì)外部性,能在市場(chǎng)框架下充分利用組織優(yōu)勢(shì)開拓市場(chǎng)、建設(shè)制度,主動(dòng)引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)健康、快速、可持續(xù)發(fā)展具有明顯的長(zhǎng)期支持效應(yīng)。

第一,開發(fā)性金融具有更高的金融資源生產(chǎn)率。在制度設(shè)計(jì)方面,開發(fā)性金融無(wú)論是貸款期限、利率水平,還是其融資方式都有自己獨(dú)特的優(yōu)勢(shì),能夠有效避免一般金融貸款期限不匹配、利率不匹配等缺陷;在金融發(fā)展類型方面,開發(fā)性金融屬于供給導(dǎo)向型金融,可以相對(duì)超脫于即時(shí)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行,主動(dòng)彌補(bǔ)市場(chǎng)失靈、信用缺失,從市場(chǎng)建設(shè)角度構(gòu)建與客戶之間的關(guān)系,大大提高了金融資源的運(yùn)行效率和配置效率。

第二,開發(fā)性金融對(duì)經(jīng)濟(jì)實(shí)體具有更大的經(jīng)濟(jì)外部性。開發(fā)性金融資金投向隸屬國(guó)家基礎(chǔ)性戰(zhàn)略性生產(chǎn)領(lǐng)域,具有強(qiáng)烈的乘數(shù)傳導(dǎo)效應(yīng)和巨大的經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)。與此同時(shí),開發(fā)性金融作為重要的宏觀金融工具,肩負(fù)著開拓市場(chǎng)、建設(shè)制度、貫徹國(guó)家經(jīng)濟(jì)政策的重要使命,經(jīng)濟(jì)外部性顯著。

第三,開發(fā)性金融對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有長(zhǎng)期的支持效應(yīng)。開發(fā)性金融強(qiáng)調(diào)基礎(chǔ)性建設(shè)和發(fā)展平臺(tái)的搭建,注重“開發(fā)”、“拓展”、“創(chuàng)新”,著眼于經(jīng)濟(jì)未來(lái)的發(fā)展態(tài)勢(shì),尤其體現(xiàn)在它對(duì)技術(shù)進(jìn)步的促進(jìn)以及由技術(shù)進(jìn)步所帶來(lái)的一系列重大變革上,所以開發(fā)性金融資金投放規(guī)模巨大、運(yùn)作周期較長(zhǎng),具有明顯的長(zhǎng)期支持效應(yīng)。

(二)相關(guān)建議

基于開發(fā)性金融對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響分析以及開發(fā)性金融和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn),同時(shí)結(jié)合開發(fā)性金融改革實(shí)踐現(xiàn)狀,提出三點(diǎn)建議:

一是認(rèn)清開發(fā)性金融與一般金融的差異。開發(fā)性金融是一種新的金融形式,既不同于傳統(tǒng)政策性金融,也不同于商業(yè)性金融,從本質(zhì)上講它是一種供給導(dǎo)向型金融,而一般金融則隸屬需求跟進(jìn)型金融,兩者之間的差異十分顯著,具體表現(xiàn)在運(yùn)作主體、信用依托、業(yè)務(wù)領(lǐng)域、運(yùn)作方式、運(yùn)營(yíng)目標(biāo)等方面。