经济增长论文汇总十篇

序论：好文章的创作是一个不断探索和完善的过程，我们为您推荐十篇经济增长论文范例，希望它们能助您一臂之力，提升您的阅读品质，带来更深刻的阅读感受。

篇（1）

Balassoneetal.（2011）等也认为，在高债务水平下，主要是通过减少投资来降低经济增长。还有一些文献强调利率在政府债务影响经济增长传导机制中的作用。Cohen（1993）认为，政府债务影响经济增长的一条主要途径是长期利率。政府预算赤字的持续上升，会导致更高水平的长期利率，并且会对私人投资产生挤出效应，因此会降低潜在产出的水平。ElmendorfandMankiw（1999）认为，如果政府债务融资水平持续上升，会推高国债利率，对居民和企业而言，会导致私人部门净现金流出增加流入到公用部门。这有可能使得非公共部门投资利率上升，并且消费下降。BallandMankiw（1995）和Orszagetal.（2004）等认为，不断上升的债务水平可能令投资者怀疑政府的到期偿付能力，最终会导致必须要向投资人支付更高的利率才能弥补赤字。利率水平的提升会引发金融市场的无序，影响经济增长率。

部分文献认为全要素生产率和人力资本在政府债务影响经济增长的传导机制中有重要作用。Pattilloetal.（2002）以61个发展中国家1969～1998年的数据对该问题进行研究，结果表明，债务水平翻倍会降低每资本GDP增速和TFP增速1%，并且政策环境也会影响政府债务与经济增长之间的关系。Pattilloetal.（2004）认为，在债务水平对经济增长的影响方面，高债务水平对人力资本积累和TFP有显著的负面效应，从而对经济增长产生负面影响，其中2/3是通过TFP，1/3是通过人力资本积累。ElmeskovandSutherland（2012）认为，政府债务会以非线性的方式推高长期利率，增大违约风险，挤出私人投资，进而降低研发支出，损害经济增长。对政府部门而言，一方面，政府更倾向于投资期限短，见效快的项目；而不是投资期限长，投资金额大，产出具有高度不确定性的高新技术项目。而且，也降低了政府提供教育的资金投入，进而降低了人力资本积累的增长速度。

还有一部分文献认为，政府债务会造成资本流出，进而影响经济增长。AlesinaandTabellini（1989）和TornellandVelasco（1992）认为，一国通常会过度借贷，为偿还贷款会提高税率，引发资本流出，从而降低经济增长率。MossandChiang（2003）认为，具有高债务历史的国家通常具有更高的违约率，而债务违约将会对一国的国际信用及信用记录带来不良的影响，国际声望下降。投资者会怀疑一国的经济实力，引发资本流出。总结现有文献，虽然也有文献提及利率在政府债务影响经济增长传导机制中的重要作用，但是大都仅作为一种理论观点提出，而且经验研究结果也相对较少。本文将运用面板VAR方法对利率在政府债务影响经济增长的传导机制进行深入的分析，以期对理解政府债务与经济增长的关系有所帮助。

二、研究设计

从利率—投资视角来分析，政府债务影响经济增长的具体机制是，首先，政府的发债行为会引发利率的上升。因为发行政府债务，会对货币市场资金造成占用，形成政府部门和私人部门之间对资金产生竞争，企业整体的融资成本和长期利率均会提高。其次，利率上升会对私人部门的投资有挤出效应，导致投资下降。最后，由于投资构成总需求，投资的下降必然引起经济增长率的下降。基于以上分析，为了得到政府债务冲击下利率、投资和产出的具体反应，本文使用当前宏观经济领域较为新颖的面板向量自回归模型（PanelVectorAutoregression，简称“面板VAR”或“PVAR”）来分析该传导机制的宏观经济效应。

（一）模型的设定选用经济增长率、政府债务、利率和投资组成一个PVAR系统。具体的模型设定形式如下。

（二）数据的选择数据选择方面，鉴于1980年以前个别国家数据缺失较多，考虑到数据的可获得性及数据的完整性，本文以69个国家1980～2012年间33年的数据为样本，分析政府债务与经济增长率之间的关系（见表1）。这69个国家分别为：澳大利亚、布隆迪、比利时、孟加拉国、巴哈马、玻利维亚、巴巴多斯、不丹、博茨瓦纳、加拿大、瑞士、智利、喀麦隆、哥斯达黎加、塞浦路斯、德国、多米尼加、丹麦、厄瓜多尔、西班牙、埃塞俄比亚、芬兰、法国、加蓬、赤道几内亚、希腊、格林纳达、危地马拉、洪都拉斯、印度、爱尔兰、冰岛、以色列、意大利、牙买加、日本、肯尼亚、圣基茨和尼维斯、科威特、圣卢西亚、斯里兰卡、莱索托、摩洛哥、马里、马耳他、毛里塔尼亚、毛里求斯、马拉维、尼日利亚、荷兰、挪威、尼泊尔、阿曼、葡萄牙、卢旺达、新加坡、塞拉利昂、瑞典、斯威士兰、叙利亚、乍得、多哥、泰国、乌干达、乌拉圭、美国、南非、赞比亚、津巴布韦。

（三）单位根检验及滞后阶数的选择面板VAR格兰杰因果检验要求时间序列变量必须平稳或者协整。如果一个时间序列是非平稳的，那么每一个时间序列的数据集都只是一个期间的行为，其结果无法推广到其他区间，并且该统计量的渐进分布将不再是F分布。因此在进行格兰杰因果检验之前，必须要对变量进行平稳性检验。本文采用Levin-Lin-Chu方法对相关变量进行平稳性检验。经检验，政府债务的数据为非平稳序列，但经一阶差分后平稳；利率和经济增长率的数据本身即为平稳序列，无需调整。变量的平稳性检验结果如表2所示。在对各变量的平稳性进行检验之后，对模型的滞后阶数进行估计。根据滞后长度信息标准显示，PVAR的最佳滞后阶数见表3。

（四）PVAR估计结果本文利用stata12.0软件对4个变量的面板数据进行了PVAR分析，估计结果如表4所示，其中L1、L2、L3分别代表滞后1期、滞后2期和滞后3期。首先来看政府债务对利率的影响过程。估计结果显示，政府债务的滞后1期在5%的显著性水平上对利率会产生影响。其次来看利率对投资的影响过程，利率在10%的显著性水平上会对投资产生影响。再来看投资对于经济增长率的影响过程。投资的滞后1期对于经济增长率有显著的正向影响。PVAR综合估计结果显示，政府债务—利率—投资—经济增长率的传导机制显著且有效。

（五）脉冲响应分析图1即为使用Bootstrap方法进行200次蒙特卡洛模拟反复抽样得到的95%的置信区间，首先来看利率对于政府债务冲击的动态响应过程。在政府债务1%正的增长率冲击下，利率的增加第1期期末达到正的最大值，随后在第1期后会向下穿越横轴，并在第2期达到负的最大值。之后经历震荡衰减过程，并在第10期左右回归到初始稳态水平。由此可见，债务水平的提高在短期内会提升利率水平，但也存在利率超调的震荡调整过程，带来一定程度上的利率波动。其次来看投资对利率冲击的动态响应过程。在利率1%正的增长率冲击下，投资成正“U”型调整，并在第5期达到最大，最后在经历约10期后逐渐收敛至稳态水平。由此可见，利率的提升在短期内对投资具有明显的抑制效应。再次，来看经济增长率对投资的脉冲响应过程。在投资1%正的增长率冲击下，实际产出呈“驼峰”形态调整，并在第1期期末达到峰值。然后，实际产出经历约10期的回调后，逐渐收敛至初始稳态水平。最后，来看经济增长率对于利率的脉冲响应过程。在利率1%正的增长率冲击下，实际产出会立刻出现下降，并在第2期期末达到峰值，然后逐渐回归到初始稳态水平。综上所述，脉冲响应图结果也显示，政府债务的提升会造成利率水平的提高，而利率水平的提高将直接引发投资的下降，最终导致经济增长率的下降。脉冲响应函数图直观地反映和证明了政府债务影响经济增长利率传导机制的有效性。

篇（2）

西方主流经济学中的宏观经济调控措施，往往在原理上说不通。例如，把政府开支当作经济系统外部的所谓外生变量，这怎么行呢。政府开支受制于税收，而税收多了，利润、工资就会减少，否则钱从那里来？又说中央银行的货币发行量是个外生变量，对国民经济能够起到调控作用。我不否认中央银行的货币发行量对国民经济能够起到调控作用，但这是一种什么样的调控作用呢？或者说货币发行的依据究竟是什么呢？举个简单的例子，货币发行量增加一倍，国民经济将会怎么样？我认为数据一定令人兴奋：收入翻一番，GDP翻一番，当然，物价也都翻一番。有人根据1998年由国家统计局编写的《中国统计年鉴》计算过，从1952年－1997年，我国名义国民生产总值年均增长率为18.5%（张金水，1999，第92－95页）。2003年我国GDP增长率才9.1%，真是小数见大数。货币调控国民经济的“威力”可见一斑。本文不打算多谈旁人的调控方法，本文依据马克思的经济理论，简单介绍一种国民经济的调控方案。

二．国民经济调控原理

笔者曾经在网文［3］中，根据马克思的剩余价值原理，将一年的国民生产总值Y一步步分解为固定资产折旧，消费C，追加投资I和政府开支G（不考虑进出口）：

再假定固定资产折旧占国民生产总值的比率为f，消费占国民生产总值的比率为b，0＜f＜1，0＜b＜1，即有下列式子：

这样，由式（1）可以得到关于投资的方程式：

I=(1－f－b)Y－G(3)

国民生产总值Y中有一部分是税收和规费，占国民生产总值的比率为τ，税费额就是τY；国家对式（3）中的投资额可能也要征收投资调节税，设这项税率为q，0≤q＜1，税费额就是qI。这样，总的税收T由下式表示：

T=τY+qI(4)

假定政府开支G跟踪总税收T，按照总税收T与政府开支G的差额进行调控，调节关系式为：

假定政府开支G跟踪总税收T，按照总税收T与政府开支G的差额进行调控，调节关系式为：

式中β>0，税收多于政府开支时可以增加政府开支。另外，投资额I扣掉调节税以后的实际追加投资额为(1－q)I。所以，设资本存量为K，则实际资本存量的增长率由下式表示：表示：

设资本量为K时，产出的国民生产总值为Y，资本产出率为u，则有下式：

Y=uK(7)

资本产出率u的意义是：投资1亿元，每年的产出为u亿元。现在归纳一下经济系统的运动方程：

给定初始条件，就可以求解上列方程。经济系统的结构图，见图1所示。

由图1可以看出，经济系统在不考虑进出口的情况下，是个封闭系统，不存在什么外生变量。这是一个自我成长系统。我们地球就是个封闭的经济系统，它并没有得到外星人的资助，经济成果不是也发展到今天的水平吗！

三．经济系统的求解

对上述经济系统的运动方程进行整理可得：

初始条件是：t=0，资本存量为K(0)，政府开支为G(0)。对上式稍加运算，改写成矩阵形式如下：

下面为了有个具体的结果，代入数值：f=0.25，b=0.25，τ＝0.25，u=0.25，q=0.1，β＝0.1。系数矩阵A如下：

对上式采用拉普拉斯变换求解，s为变换变量，则有：

对上式求反变换可以得到K(t)、G(t)。如果再假定：

G(0)=0.25Y(0)=0.25uK(0)=0.25×0.25K(0)=0.0625K(0)

则可以得到（下面直接给出结果）：

K(t)=K(0)｛0.8666exp(0.07626t)+0.1334exp(－0.07376t)｝

Y(t)=Y(0)｛0.8666exp(0.07626t)+0.1334exp(－0.07376t)｝

由以上数据可知，年经济增长率为7.6%。

四．经济增长率的讨论

在通常情况下，由矩阵A的特征值，可以近似得到关于年经济增长率r的公式：

将前面的数据代入得：r≈0.075=7.5%，与上面的结果差不多。由式（16）可知，提高资本产出率、降低税率、减少浪费、提高调控效率都能够加速经济增长。

由图1可以看出，这里对投资采取了适当课税的调控策略，既可以抑止过度投资，又起到扶持投资不足的平衡效果。调控过程中，要始终保持政府开支对税收收入的跟踪状态。

五．结束语

有些学者，按照西方主流经济学的建模思想，所建立的宏观经济调控模型，与“真实经济过程”相比较，“方程中所有的常系数几乎是不存在的，甚至这些系数很难找出可观测量，因为有可能这些关系本身在统计上是不成立的。”（郑辉，2001，第89页）而本文所列经济模型中采用的经济量、经济参数，都是真实经济活动中的变量、参数，如垫付资本、周转率、折旧、工资、利润、投资、税收、GNP、税率，等等，由过去和现在的经济变量和参数的数值，调控将来的经济变量的数值，完全具有可操作性。如果建立某种目标函数，也可以探讨最佳路径。西方主流经济学中动不动就是“均衡值”，“均衡值”等于多少？说得再头头是道，就是缺乏可操作性。经济系统不是什么稳定平衡系统；如果经济系统是个稳定平衡系统的话，我们只能一直呆在原始社会。

有文献借托外宾的话说：托宾（JamesTobin）写道：“可以毫不夸张地说，任何论文如果没有运用‘微观基础’的方法，就根本不能在任何主要经济学杂志上发表；任何研究报告如果被怀疑违背了‘微观基础’的戒律，就逃脱不了同行的批评；一个新获得博士学位的学者，如果不能表明博士论文中假设的关系式是用‘微观基础’方法推导出来的，他就很难在学术圈子里找到理想的工作。”（郑辉，2001，第70页）我的这篇文章，既没有运用西方主流经济学中的‘微观基础’，又不讲“均衡”，也不是“非均衡”，完全依据西方民间经济学家马克思的剩余价值理论，却也讨论了经济增长和宏观调控，这当然难逃“根本不能在任何主要经济学杂志上发表”的可悲下场。

参考文献

篇（3）

二、潜在经济增长、出口贸易、碳排放三者的关系

作为起到潜在拉动经济增长作用的出口贸易，为推动我国的经济发展起到了重要的作用。但是出口贸易规模的扩大也带来相应的负面影响，比如，能源消费日益增加，环境污染日趋严重，由此引起的碳排放量大幅升高更是需要引起社会的关注。作为联合国常任理事国，一个发展中的国家，对节能减排的责任和义务更应首当其先。但是治理过程中，不仅要对减少出口贸易的碳排放采取措施，更要对一些隐性的“碳泄漏”和“转移排放”等问题加以重视。根据有关资料可以将出口贸易与碳排放之间的关系引申出集中的两个领域：“出口贸易与能源消费之间的关系”和“出口贸易与碳排放之间的关系”根据以上关系可以得出如下结论：1.出口贸易是我国能源消耗的主要因素之一，从而对能耗有推波助澜的作用；2.在出口贸易与碳排放之间的关系中，有两层含义：首先是出口贸易与碳排放之间存在同向变化的关系，作好之间的利弊权衡；另外，出口贸易引起的“转移碳排放”，解决这种隐含碳问题需要各国间紧密合作、共同协调。比如，中美贸易之间存在的“转移排放”问题，即，中国碳排总量没有得到减少，而是通过出口的形式将我国碳排放总量的7%-14%转移到美国。由此可见，我国一些学者结合我国实际情况分析了出口贸易、能源消费和碳排放的关系，三者间存在长期调整关系且互为因果关系。

三、改进我国潜在经济增长的具体措施

1.转变经济发展方式,实现“发展减排”出口贸易问题，不仅仅表现为单纯的经济问题，其是终体现的是一个国家的发展问题。因此要充分利用发展的契机来解决碳排放问题，即“发展碳排”。因此，要想使资源环境得到进一步改善、出口贸易实现持续科学的发展，必须转变经济发展方式。近年，虽然我国在提升能源利用效率和减少碳排放的工作中有了喜人的进步，但是与一些发达国家还是存在很大差距，需要进一步提升和借鉴。可见，我国只有坚持走低碳发展的路线，才有可能真正实现经济的发展，才能真正的优化产业结构和能源消费结构，才能实现良好的持续循环。2.建立绿色贸易体系,转变贸易增长方式当前，我国贸易增长模式呈现粗放型增长模式。这种模式使出口产品缺乏一种“控制”，致使资源密集型和污染密集型产品的出口占到出口产品总量的大部分，与此同时在贸易顺差的影响下，促使初级产品和廉价产品的出口不断加剧，而生产加工此类产品的碳排放却留在国内，我们称之为“碳泄漏”，日积月累，使我国成为名副其实的“碳污染天堂”。可见，寻求一种绿色贸易增长模式，对贸易体系进行改革迫在眉睫。根据以上分析归纳出以下几方面：（1）调整出口贸易结构，主要体现在减少资源密集型和污染密集型产品的出口，在坚持良性经济发展的基础上转换贸易出口结构，建立资源节约型和环境友好型的贸易出口结构。（2）构建完善的绿色贸易政策体系。以我国国情为出发点，借鉴国际经验，以产品为支点、以企业为重点、以行业为主线，构建完善的绿色贸易政策体系,包括绿色投资政策、环境关税政策、市场准入制度等等；（3）基于我国国情，走内需拉动经济的稳步增长模式，,创建低碳导向的内向型经济增长模式，最终实现“贸易减排”。

篇（4）

为了支持各自的理论，经济学家也对对外贸易于经济增长的关系进行了大量的实证研究。由于我国的对外贸易发展迅速,特别是改革开放以来,对外贸易对我国经济的增长起到很大的作用，所以国内外大批学者运用我国的数据对我国对外贸易与经济增长的关系进行了实证分析，研究结果大都支持外贸，特别是出口贸易对我国经济的拉动作用。因为进口贸易也是对外贸易的一方面,所以也有很多学者把目光转向进口贸易,考察进口对经济增长的影响。

对外贸易究竟是促进还是阻碍了经济增长，不同国家或者同一个国家的不同时期，情况都不同，不能一概而论。但是，我们可以得到的启发是:要对出口贸易拉动经济增长的作用重新进行审视，不能一味崇拜出口，也要重视进口贸易的作用。

长期以来，人们普遍重视出口而排斥进口，认为进口会减少GDP的增长，从中世纪的欧洲重商主义学派就开始,一直到现在都有这样的看法，包括重商主义的“奖出限入”,贸易乘数论也认为出口会带动经济的增长,而进口会抵消这种作用，而凯恩斯的国民收入恒等式Y=C+I+G+(X-M),明显的告诉人们净出口增加国民收入。直到近几年,才有学者看到进口也可以促进经济增长。

根据我国的经济发展情况来看，出口贸易确实对我国的经济增长起到很大的作用，改革开放三十年来，我们的经济建设取得了巨大的成就，然而，我们也要看到，近年来的一些新情况值得我们深思、重视。人民币的持续升值，国际原油价格、粮食价格上涨导致的输入型通货膨胀，特别是美国次贷危机引起的全球经济危机给我国加工制造业带来的冲击，使得国内的许多制造业企业生存环境急剧恶化，对出口加工类的企业打击更大，出口产品的竞争力减退，出口增幅下降。由于我国的出口产品多为低端产品，高新技术含量有限，我国的制造业产业处于全球价值链的低端，所以出口贸易是否对我国经济增长继续有重大的作用还值得我们去探讨，而一直为人们所忽视的进口贸易对经济增长的作用正在被重视。

二、进口贸易促进经济增长的理论分析

进口对经济的促进作用最早要追溯到亚当·斯密，他认为出口带来的收益以及换回本国需求的产品没有机会成本的付出，因此必然促进本国的经济增长。后来的大卫·李嘉图也指出，通过对外贸易从国外获得较便宜的食品等生活必需品以及原材料，就能稳定物价，阻止利润下降的趋势，保证资本积累，促进经济增长。正因为如此，才有人提出美国能保持如此久的高增长低通胀发展，中国廉价的商品输入是原因之一。20世纪80年代初，新贸易理论将进口贸易作为主要因素来解释技术进步，认为进口贸易是促进技术进步的一个重要因素，因为通过进口技术先进国家的产品，可以使其包含在产品中的先进技术扩散到本国，工业后发国家也可以通过进口贸易，进口所需的机器设备、技术，引进国外先进的管理理念，提高国内的劳动生产力。对进口贸易促进经济增长的理论分析具体如下：

1．进口贸易促进了劳动生产力的提高。进口国外的先进的机器设备等中间产品，可以提高国内相关产业的生产效率，“干中学”表明我们可以通过引进、消化、吸收来掌握世界上先进的技术，利用技术的溢出效应缩小与发达国家的差距。而且通过进口国外的产品，会给国内企业造成压力，促使他们在竞争的环境中不断学习创新。

2．进口贸易有利于稳定物价。通过对外贸易从国外获得较便宜的生活必需品以及原料，资源，可以抑制物价的上升，保证利润。这一点在欧美等发达国家表现的较为明显。

3.进口贸易与FDI相互促进。随着进口国进口额的加大，出口国企业为节约成本，绕开关税和非关税壁垒，会直接到其国内投资；而FDI的进入又会派生出间接的进口贸易，而且会带来技术和管理上的新理念。

无论对外贸易是促进还是阻碍经济的增长，我们都已经进入了全球化的时代，尽管在现在的国际分工下，广大发展中国家包括中国在内会处在不利的位置，受到发达国家的控制，但我们仍然不可否认，对外贸易是不可避免的，是对我国经济发展有拉动作用的，我们一定要坚持开放，融入全球的经济发展当中去。

当然，现在我们也遇到了一些问题，需要我们重新审视。改革开放三十年的出口贸易大大促进了我国经济的增长，然而我们也忽略了进口贸易的作用，这也是笔者为什么单独介绍了进口贸易促进经济增长的理论分析。

参考文献:

篇（5）

西方主流经济学中的宏观经济调控措施，往往在原理上说不通。例如，把政府开支当作经济系统外部的所谓外生变量，这怎么行呢。政府开支受制于税收，而税收多了，利润、工资就会减少，否则钱从那里来？又说中央银行的货币发行量是个外生变量，对国民经济能够起到调控作用。我不否认中央银行的货币发行量对国民经济能够起到调控作用，但这是一种什么样的调控作用呢？或者说货币发行的依据究竟是什么呢？举个简单的例子，货币发行量增加一倍，国民经济将会怎么样？我认为数据一定令人兴奋：收入翻一番，GDP翻一番，当然，物价也都翻一番。有人根据1998年由国家统计局编写的《中国统计年鉴》计算过，从1952年－1997年，我国名义国民生产总值年均增长率为18.5%（张金水，1999，第92－95页）。2003年我国GDP增长率才9.1%，真是小数见大数。货币调控国民经济的“威力”可见一斑。本文不打算多谈旁人的调控方法，本文依据马克思的经济理论，简单介绍一种国民经济的调控方案。

二．国民经济调控原理

笔者曾经在网文［3］中，根据马克思的剩余价值原理，将一年的国民生产总值Y一步步分解为固定资产折旧，消费C，追加投资I和政府开支G（不考虑进出口）：

再假定固定资产折旧占国民生产总值的比率为f，消费占国民生产总值的比率为b，0＜f＜1，0＜b＜1，即有下列式子：

这样，由式（1）可以得到关于投资的方程式：

I=(1－f－b)Y－G(3)

国民生产总值Y中有一部分是税收和规费，占国民生产总值的比率为τ，税费额就是τY；国家对式（3）中的投资额可能也要征收投资调节税，设这项税率为q，0≤q＜1，税费额就是qI。这样，总的税收T由下式表示：

T=τY+qI(4)

假定政府开支G跟踪总税收T，按照总税收T与政府开支G的差额进行调控，调节关系式为：

假定政府开支G跟踪总税收T，按照总税收T与政府开支G的差额进行调控，调节关系式为：

式中β>0，税收多于政府开支时可以增加政府开支。另外，投资额I扣掉调节税以后的实际追加投资额为(1－q)I。所以，设资本存量为K，则实际资本存量的增长率由下式表示：表示：

设资本量为K时，产出的国民生产总值为Y，资本产出率为u，则有下式：

Y=uK(7)

资本产出率u的意义是：投资1亿元，每年的产出为u亿元。现在归纳一下经济系统的运动方程：

给定初始条件，就可以求解上列方程。经济系统的结构图，见图1所示。

由图1可以看出，经济系统在不考虑进出口的情况下，是个封闭系统，不存在什么外生变量。这是一个自我成长系统。我们地球就是个封闭的经济系统，它并没有得到外星人的资助，经济成果不是也发展到今天的水平吗！

三．经济系统的求解

对上述经济系统的运动方程进行整理可得：

初始条件是：t=0，资本存量为K(0)，政府开支为G(0)。对上式稍加运算，改写成矩阵形式如下：

下面为了有个具体的结果，代入数值：f=0.25，b=0.25，τ＝0.25，u=0.25，q=0.1，β＝0.1。系数矩阵A如下：

对上式采用拉普拉斯变换求解，s为变换变量，则有：

对上式求反变换可以得到K(t)、G(t)。如果再假定：

G(0)=0.25Y(0)=0.25uK(0)=0.25×0.25K(0)=0.0625K(0)

则可以得到（下面直接给出结果）：

K(t)=K(0)｛0.8666exp(0.07626t)+0.1334exp(－0.07376t)｝

Y(t)=Y(0)｛0.8666exp(0.07626t)+0.1334exp(－0.07376t)｝

由以上数据可知，年经济增长率为7.6%。

四．经济增长率的讨论

在通常情况下，由矩阵A的特征值，可以近似得到关于年经济增长率r的公式：

将前面的数据代入得：r≈0.075=7.5%，与上面的结果差不多。由式（16）可知，提高资本产出率、降低税率、减少浪费、提高调控效率都能够加速经济增长。

由图1可以看出，这里对投资采取了适当课税的调控策略，既可以抑止过度投资，又起到扶持投资不足的平衡效果。调控过程中，要始终保持政府开支对税收收入的跟踪状态。

五．结束语

有些学者，按照西方主流经济学的建模思想，所建立的宏观经济调控模型，与“真实经济过程”相比较，“方程中所有的常系数几乎是不存在的，甚至这些系数很难找出可观测量，因为有可能这些关系本身在统计上是不成立的。”（郑辉，2001，第89页）而本文所列经济模型中采用的经济量、经济参数，都是真实经济活动中的变量、参数，如垫付资本、周转率、折旧、工资、利润、投资、税收、GNP、税率，等等，由过去和现在的经济变量和参数的数值，调控将来的经济变量的数值，完全具有可操作性。如果建立某种目标函数，也可以探讨最佳路径。西方主流经济学中动不动就是“均衡值”，“均衡值”等于多少？说得再头头是道，就是缺乏可操作性。经济系统不是什么稳定平衡系统；如果经济系统是个稳定平衡系统的话，我们只能一直呆在原始社会。

有文献借托外宾的话说：托宾（JamesTobin）写道：“可以毫不夸张地说，任何论文如果没有运用‘微观基础’的方法，就根本不能在任何主要经济学杂志上发表；任何研究报告如果被怀疑违背了‘微观基础’的戒律，就逃脱不了同行的批评；一个新获得博士学位的学者，如果不能表明博士论文中假设的关系式是用‘微观基础’方法推导出来的，他就很难在学术圈子里找到理想的工作。”（郑辉，2001，第70页）我的这篇文章，既没有运用西方主流经济学中的‘微观基础’，又不讲“均衡”，也不是“非均衡”，完全依据西方民间经济学家马克思的剩余价值理论，却也讨论了经济增长和宏观调控，这当然难逃“根本不能在任何主要经济学杂志上发表”的可悲下场。

参考文献

篇（6）

财政政策按其构成体系可以分为国家预算政策、财政支出政策、税收政策、国债政策、投资政策、补贴政策和出口政策等七大政策。由于研究数据和技术方法的限制,本文主要是研究前三种财政政策对经济增长的促进效应。

二三种主要财政政策工具对经济增长促进效应的分析(一)国家预算政策对经济增长效应的分析国家预算政策包括财政赤字政策、财政盈余政策和预算收支平衡政策三种形式,笔者主要讨论财政赤字政策对经济增长的促进效应。它对经济的影响主要表现在三个方面。

1、财政赤字影响货币供给财政赤字对经济的影响和赤字规模大小有关,但更主要的还是取决于赤字的弥补方式,即向银行透支或借款来弥补财政赤字。出现财政赤字意味着财政收进的货币满足不了必需的开支,其中有一种弥补办法就是向银行借款。可见,财政向银行借款会增加中央银行的准备金,从而增加基础货币,全国公务员共同的天地－尽在（）

但财政借款是否会引起货币供给过度,则不能肯定。很多人用“财政有赤字,银行发票子”这句话来形容财政赤字与货币供给的关系,而事实上,赤字与货币发行并不一定存在这样的因果关系,财政赤字对货币供给的影响虽可能与赤字规模的大小有关,但更主要的还取决于赤字的弥补形式。

2、财政赤字扩大总需求的效应凯恩斯主义所奉行的财政政策是运用政府支出和税收来调节经济。在经济萧条期,总需求小于总供给,经济中存在失业,政府通过扩张性的财政政策刺激总需求,以实现充分就业。增加政府支出、减少政府税收的扩张性财政政策必然出现财政赤字,因此,赤字就成为财政政策中扩大需求的一项手段。财政有赤字,必然扩大总需求,但其扩大总需求的效应有两种,如前分析,一是财政赤字可以作为新的需求叠加在原总需求水平之上,使总需求扩张;二是通过不同的弥补方式,财政赤字只是替代其他部门需求而构成总需求的一部分。它仅仅改变总需求结构,并不直接增加总需求规模。完全以国债收入弥补的“软赤字”,只要不超出适度债务规模,其扩张效应一般可被控制为良性的,即可以有意用作反经济周期的安排,在经济萧条阶段刺激需求,“熨平”周期波动,一般不致引起严重的通货膨胀,这对我国的经济是有现实意义的;第三,财政赤字与发行国债。发行国债是世界各国弥补财政赤字的普遍做法而且被认为是一种最可靠的弥补途径。但是,债务作为弥补财政赤字的来源,会随着财政赤字的增长而增长。另一方面,债务是要还本付息的,债务的增加也会反过来加大财政赤字。

3、财政赤字的排挤效应财政赤字的排挤效应一般是指财政赤字对私人消费和投资所产生的排挤影响。当政府因支出庞大产生预算赤字时,一般需发行公债向公众借款。发行公债是国家信用的一种形式。在货币市场上,如果私人储蓄量不变,则政府债券与企业债券等有价证券将共同竞争市场上有限的资金。当公众出于对国家债券的高度信任而争购公债,政府在总储蓄的占有上便处于优势。政府发债占总储蓄的比重越大,就会有越多的非政府借款者因筹不到资金被挤出货币市场,加上赤字支出促使利率上升,全国公务员共同的天地－尽在（）

必然会排挤出一部分非政府投资,从而抵消政府赤字支出的部分扩张性作用。但这种结果并不是绝对的,一方面政府赤字的排挤效应会被政府扩大投资支出所产生的“乘数作用”所抵消;另一方面,“排挤效应”如果与政府有意进行的经济结构合理化调整结合起来,则可以改善资源配置,对国民经济产生有益的影响。

(二)财政支出政策对经济增长效应的分析为解决有效需求的不足,我国主要采取扩大政府财政支出的财政政策,政府支出的结构和支出规模是经济增长的核心变量。笔者也将主要从政府支出结构来看其对经济增长的影响。我们采用以财政支出项目为自变量的柯其分别表示财政支出结构中某一项目支出增加1%时所引起的产出增加百分数,这样我们就用产出弹性来描述财政支出的结构效应以及其对经济增长质量提高的调节作用。我们以《中国统计年鉴》(2006)我国1989—2005年财政支出职能结构分类统计数据为样本区间。相比较高,而在1996年非税因素对经济增长的影响是最为不利的,税收负担相应较轻,实际该年税收负担为10.3479%,与其他年份相比较低。经过去除非税因素对经济增长的影响,修正后的税收负担与经济增长率之间呈现出更加紧密的关系,并且高经济增长年份修正后的税收负担较低,低经济增长年份修正后的税收负担较高,有一定的负相关关系。现在我们转入,采用排除非税因素影响后修正的税收负担和税制结构所得到的回归效果比较好,调整的R2为0.317,F检验值为6.115,各回归变量的T检验值均能通过95%的检验,从系数项来看,修正后的税收负担与经济增长率的弹性系数为-3.866,即表明税收负担上涨1%,经济增长率下降3.866%,税制结构与经济增长率的弹性系数为0.6,即税制结构变化1%,经济增长率变化0.6%,影响系数较小。这样的结果与理论上税收负担和税制结构与经济增长的关系基本相符,我国现行税制是符合经济发展规律的。

篇（7）

一般认为，建设投资是国民经济增长的强大拉动因素。几乎所有国家的政府都会在经济不景气的时期，将建设投资作为刺激经济增长的工具。加大建设投资的规模，既可增加就业机会和国民可支配收入、扩大内需，又可以直接带动当前的经济增长，为新一轮的经济增长奠定物质基础。西方学者的研究表明：建设投资在经济发展中扮演着非常重要的角色，尤其是在发展中国家，建设投资在这些国家的整体投资中的比率甚至达到了20%(Kessedes,1995)。

我国大量的文献也讨论了建设投资对国民经济的重要作用，但是，真正能够揭示建设投资与经济增长之间的数量关系的研究成果却极少。中国发展研究院曾经做过一项研究，发现在中国经济中固定资产投资是决定社会需求的最积极的因素。因此，增加固定资产投资可以作为刺激经济活动的主要手段（中国发展研究院，1997）。虽然还有其他一些关于建设投资对中国经济增长重要性的研究，但是，这些研究大部分还处在定性阶段，很少能够指出建设投资对中国经济发展的贡献水平。本研究就致力于找到其对中国经济发展拉动水平的具体数量关系。

二、数据和模型

在本研究中，建设投资对国民经济的拉动作用是指以一定速度增长的建设投资所拉动GDP的增长量或增长率。GDP是衡量一个国家或地区经济水平的重要指标和方法。它是指一个国家或地区在一年内所有常住单位生产活动的最终成果的价值形态。另外本研究涉及的指标还有固定资产投资和建筑安装工程投资。

固定资产投资(FAI)是衡量一个国家或地区在一年内在固定资产方面投资总量的指标，它同样也能够以价值形态反映固定资产建造和购买活动的总量，是反映固定资产投资规模、速度、比例关系和使用方向的综合性指标。固定资产投资可以根据国家的投资计划分为基本建设投资、更新改造投资、房地产开发投资和其他固定资产投资四部分。本文采用这个指标来代表宏观意义上的建设投资水平，既包括建水坝、修公路这些大型的土木工程项目，也包括住宅和商业房地产项目的开发，同时，还涉及各类建筑物、构筑物和大型设备的修缮和改造。

固定资产投资活动按其工作内容和实现方式可以分为建筑安装工程，设备、工具、器具购置，其他费用三个部分。在本文中也将建筑安装工程投资(CI)作为衡量建设投资活动对国民经济增长拉动作用的一个变量，它是指各种房屋、建筑物的建造和各种设备装置的安装工程投资。建筑安装工程投资比固定资产投资的范围小一些，可以代表一年内国民经济中的建筑工作量，是一个衡量建设活动水平更为合适的指标。

本研究拟采用动态计量经济学所倡导的误差修正模型来描述建设投资和国民经济的相互作用。建立经济学模型的传统方法主要是以理论为导向，依据某种已经存在的经济理论或者已经提出的对经济行为规律的某种解释设定模型的总体结构，这种建模途径对先验的经济理论有很强的依赖性。这种建模方法在20世纪70年代的经济动荡前屡次预测失灵，促使人们寻求另外的建模方法。20世纪70年代末80年代初，以英国经济学家D·F·Hendry为代表，提出了动态建模的方法，交替利用经济理论和经济数据提供的信息，在协整理论的基础上建立反映变量短期波动和长期均衡的误差修正模型(D·Hendry,1998)。

一般经济变量都可以用时间序列来表示，如果它的均值和方差都不随时间变化，就称这个序列是稳定序列。如果一个序列在成为稳定序列之前必须经过d次差分，则称该序列是d阶单整。按照协整理论，几个同阶单整的时间序列之间可能存在着一种长期的稳定关系，其线性组合可以降低单整阶数，即所谓的协整关系。误差修正模型就是建立在这种理论之上的。以GDP和建筑安装投资(CI)为例，若GDP和CI具有协整关系，则它们之间的关系可以写作一般的自回归分布滞后的表达式：

附图

和CI之间存在的长期均衡关系。于是GDP的短期波动被分为两部分：一部分是长期均衡，一部分是短期波动。一般（β[,2]-1）都会小于0，因此，若(t-1)时刻GDP大于其长期均衡解，γecm[,t-1]为负值，使GDP[,t]减少；若(t-1)时刻GDP小于其长期均衡解，γecm[,t-1]为正值，使GDP[,t]增加。体现了长期均衡误差对GDP的控制。

以不变价格表示的流量指标一般是一阶单整。固定资产投资、建筑安装投资和国内生产总值都是流量指标，一般情况下属于一阶单整，它们之间可以存在这种长期稳定的关系，同时，固定资产投资、建筑安装投资的短期的变动又会对国内生产总值产生短期的影响。因此，国内生产总值的变动既受固定资产投资、建筑安装投资短期变动的直接影响，又受两者之间长期稳定关系的调整，可以建立误差修正模型来讨论这种关系：

附图

表明如果FAI变化了1%，GDP将变化β[,1]%。α[,1]同理。可见各个系数具有很强的经济意义。

本研究中的数据都来源于《中国统计年鉴》。数据自1981年始，且已经折算为1981年不变价，这样可以去除通货膨胀的影响，更好地反映数据内在的规律性。在本研究中，采用SPSS软件包进行统计分析。各年的数据如下；

表1固定资产投资、建筑安装投资与国内生产总值

（1981-1999年，单位：亿元）

附图

注：1.所有数据均为1981年不变价；2.数据来源：《中国统计年鉴2000》。

三、建立误差修正模型

（一）方程的初步设定和简化

一般来讲，在经济数据中，以不变价格表示流量的序列往往表现为一阶单整。因此，从理论上判断，LnGDP、LnFAI和LnCI序列都应该是一阶单整。采用Dickey和Fuller于1979年、1980年提出的ADF方法进行单整检验结果也表明，的确如此。

然后，可以将方程设定为一般的自回归分布滞后模型。模型的右边包括被解释变量的滞后、解释变量及其时间滞后项。对于固定资产投资方程，首先设定为：

附图

用最小二乘法估计这两个自回归分布滞后方程，采用逐步回归(Stepwise)方法，剔除不显著的变量。

在固定资产投资方程中，LnGDP[,t-1]、LnFAI[,t]和LnFAI[,t-1]被引入方程。估计得到的方程为：

附图

可见方程的显著性很高，完全可以通过检验。常数项的t值很小，并不显著。（由于此方程对后面的过程只有理论上的意义，因此不必剔除常数项。）其他各项系数在99%的置信水平下显著不为0。该方程的残差类似白噪声。

在建筑安装投资方程中，也是LnGDP[,t-1]、LnCI[,t]和LnCI[,t-1]被引入方程。估计得到的方程为：

附图

方程的显著性很高，完全可以通过检验。常数项的t值很小，也不显著。其他各项都在99%的显著性水平下显著不为0。该方程的残差类似白噪声。

可以看到，以上两个方程中LnFAI[,t-1]和LnCI[,t-1]前的系数为负值。出现这种现象的原因是由于它们分别与LnFAI[,t]和LnCI[,t]之间存在着共线性的关系，导致两者的系数在一定程度上能够互相任意分配。但这对后面的研究影响不大。

（二）求长期均衡方程

下面可以用简单的回归分析求得长期均衡方程。对于固定资产投资方程，长期均衡方程为：

附图

可见，整体显著性明显满足。各项系数的显著性检验均顺利通过。从此均衡方程可以计算ecm序列（即残差序列）：

附图

AdjustedR[2]=0.982F=980.657

整体显著性明显满足。各项系数的显著性检验均顺利通过。

ecm[,t-1]=LnGDP[,t-1]-3.228-9.793LnCI[,t-1]。

（三）建立误差修正模型

1.固定资产投资方程

考虑到在初步设定的方程中LnFAI[,t]、LnFAI[,t-1]和LnGDP[,t-1]都比较显著，在建立误差修正模型时引入LnGDP[,t]，LnFAI[,t]，ecm[,t-1]，以保证方程的包容性。

设定误差修正模型为：

附图

p=0.0002，可见整体显著性明显满足。

从变量显著性检验来看，两个方程的ecm[,t-1]的显著性较低，但是，考虑到它们重要的经济意义，仍不将其剔除。

四、经济意义分析

（一）弹性分析

在以上两个误差修正方程中，LnFAI[,t]和LnCI[,t]前面的系数可以看作是GDP对FAI和CI的弹性系数，因此，可以根据方程的系数对它们进行弹性分析。

LnCI[,t]前的系数为0.324，这说明国内生产总值对建筑安装投资的弹性系数为0.324。当建筑安装投资增长1%时，将带动国内生产总值增长0.324%。而LnFAI[,t]前的系数为0.317，这说明国内生产总值对固定资产投资的弹性系数为0.317。当基本建设投资增长1%时，将带动国内生产总值增长0.317%。

这是非常重要的结论，定量地给出了建设投资对国民经济拉动作用的大小。可以看出，建设投资对国民经济的拉动效应大致是这样一个概念，即当建设投资增长1%时，能带动国内生产总值增长大约0.32%。以往的分析往往仅限于定性，没有反映出真正的定量关系。从两个弹性系数可以看出，建设投资对国民经济的增长有很大的促进作用，弹性系数都较大。

（二）拉动效率分析

为了进一步分析建筑安装投资和固定资产投资对国民经济拉动作用的大小，引入一个新的系数，将其称之为“拉动效率”，它是GDP对该变量弹性系数与该变量在GDP中所占份额的比值，即附图，D[,i]表示在此区间内GDP对某一变量i的弹性系数，S[,i]表示某一变量i在此区间内占据GDP的平均百分比。这样可以排除弹性系数大小中不同变量份额因素的影响。如果q＞1，这表明某一变量在这一阶段对GDP的拉动作用是积极的，超过了自身在GDP中所占据的份额，是高效率的。相反，如果q＜1，则表示这种拉动作用是消极的，少于变量自身占据GDP的份额，是低效率的。

结果如下（1981年—1999年间）：

变量D[,i]S[,i]q[,i]

CI（建筑安装投资）0.3240.1961.652

FAI（固定资产投资）0.3170.3001.057

由此可见，两者对国民经济的拉动作用都是很积极的，q[,i]均超过了1，建筑安装投资更为显著。它在国民经济中的份额为19.6%，而弹性系数达到了0.324%。这进一步验证了在本文开始时所提到的定性研究的结论，建设投资在经济发展中扮演着非常重要的角色，是刺激经济活动的主要手段，能够高效率地拉动国民经济的增长。

（三）误差修正项(ECM)的分析

Ecm项系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度，系数的估计值一般是负值。对于固定资产投资方程，Ecm前面的系数是-0.049，由此看来，调整的力度不是很大。调整的过程大致如下：

附图

对于建筑安装投资方程，Ecm前面的系数是-0.018，调整的力度也较小。因此，可以看出，建设投资主要以短期波动的形式来影响GDP的变化，长期均衡起的控制作用不大。这符合我国现阶段的具体情况，我国目前正处在大规模建设的发展阶段，还远远没有达到建设量的稳定和平衡，因此，目前主要是增量在起作用。

五、总结

本研究将固定资产投资(FAI)和建筑安装投资投资(CI)作为对GDP产生拉动作用的变量，通过建立误差修正模型得到了反映它们之间长期均衡和短期波动的表达式。从弹性系数可以看出，无论是建筑安装投资，还是固定资产投资，二者对国民经济的拉动作用都是很明显的，国内生产总值对建筑安装投资的弹性系数为0.324。当建筑安装投资增长1%时，将带动国内生产总值增长0.324%。国内生产总值对基本建设投资的弹性系数为0.317。当基本建设投资增长1%时，将带动国内生产总值增长0.317%。综合起来，当建设投资增长1%时，能带动国内生产总值增长大约0.32%。从拉动效率来看，两者对国民经济的拉动作用都是积极的，q[,i]均超过了1，建筑安装投资更为显著。

建设投资主要以短期波动的形式来影响GDP的变化，长期均衡起的控制作用不大。这主要是由于我国目前正处在大规模建设的发展阶段，还远远没有达到建设量的稳定和平衡，因此，目前主要是增量在起作用。

因此，本研究的定量结果不仅验证了很多研究者的定性结论，即建设投资在经济发展中扮演着非常重要的角色，是刺激经济活动的主要手段，能够高效率地拉动国民经济的增长；而且给出了具体的拉动效应值，分析了短期波动和长期均衡各自的作用，有助于更加准确地分析建设投资对国民经济增长的贡献。

收稿日期：2001-03-23

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[5]李子奈．计量经济学——方法和应用[M]．北京：清华大学出版社，1992．

篇（8）

农村经济发展离不开金融的强力支撑。近年来，中国农村经济发展迅速，产业支撑作用增强，但农村金融却面临边缘化，难以分享经济高速增长所带来的“红利”。农村金融改革滞后与农村经济缺乏良性互动，成为制约农村经济增长后劲的关键因素。

本文从南阳市农村经济、金融结构层面存在的问题入手，紧紧围绕市场化这条主线，以实证分析为手段，提出建立农村经济和金融良性互动、协同发展的政策建议。

二、农村经济与金融发展的现状和存在的主要矛盾

(一)南阳市农村经济发展的现状

1.农村经济总量份额较大，但农民收入货币化程度较低。南阳市作为典型的农业大市、人口大市，农村经济份额很大。2005年，农业增加值为275.76亿元，乡镇企业增加值为263.88亿元，合计占南阳市国内生产总值的51.39％以上。主要农副产品的产量居河南省首位，粮食、棉花、油料年产量分别占全国的0.96％、2.08％和2.94％。但人均经济指标却相对较低，2005年农民人均纯收入2893.87元，低于全国平均水平361.13元。“大而不强”即是对南阳市农村经济特征的精要概括。

2.农民纯收入增长加快，但是城乡差距、区域差距仍较大。一是南阳市城乡居民收入差距过大。城乡居民收入比为2.71，远高于国际上公认的1-1.5的合理区间。二是农民人均纯收入的地区差距仍然存在。至2005年末，农民人均纯收入2893.87元，低于全国平均水平361.13元。

3.“以城带乡”、“以工哺农”的基础并不牢固。与全国相比，南阳市的工农差距、城乡差距相对较小，但仅处于低水平的相对均衡状态，达到差距合理区间的任务仍很艰巨。同时，农业人口占比过大，而工业化、城市化水平比较相对滞后，“以城带乡”、“以工哺农”的基础并不牢固。

(二)农村金融基本格局和运行状况

1.农村金融机构网点缩减，功能弱化。国有商业银行淡出农村金融市场，涉农营业网点逐年缩减。至2005年末，金融机构网点总数降幅达45％，削减的金融机构网点主要分布在县及县以下农村，其中90％的乡镇撤销了农行营业所，农村信贷业务基本靠农村信用社一家支撑。农业贷款一直呈下降走势，农业银行农业贷款余额的比例已降至全市农业贷款余额的7.7％。

2.贷款结构不合理，农村金融资源配置效率较低。信贷结构失衡的问题较为突出，总体呈现向农户“一边倒”的现象。至2005年末，农业贷款余额148.93亿元，较上年增加23.08亿元，增长18.3％。其中，农户贷款余额114.37亿元，占比77％；农业经济组织贷款余额14.83万元，占比10％；农业产业化龙头企业贷款9.36亿元，占比6.3％；农村交通3.16亿元，占比2.1％；农田水利基本建设的贷款4.04亿元，占比2.7％。

3.农村信贷市场缺乏竞争，供给刚性趋于增强。农村金融市场引力不强，缺乏竞争，市场化进程严重滞后。金融统计资料显示：农信社贷款占农村贷款的比重自1993年以后呈逐年上升的态势，表明农信社的垄断地位不断巩固。而从农村贷款①的来源结构看，农发行的收购贷款和农信社使用的支农再贷款两项合计占比一直过高，占农村贷款总额的三成以上。农发行贷款来自人民银行再贷款，而农信社使用的支农再贷款更是由当地人民银行直接管理的，供给制度的刚性特征十分显著。

4.农村民间借贷暗流涌动，日趋凸显。近年来，由于农村金融功能缺位，“非农”倾向日益加重，为民间借贷迅速发展让出了空间。据人行南阳市中支民间借贷监测表明：民间借贷自2003年以来日趋活跃，借贷的高发地在农村，笔数和额度占比都呈上升趋势。有52％的农户急需使用资金时首选融资途径为向亲朋好友借款；87.4％的中小企业选择内部集资和民间筹集的方式；仅有71.8％来自于储蓄存款。初步测算表明：南阳市辖区目前民间借贷总额高达180亿元以上。

(三)农村经济、金融协同发展中存在的主要矛盾

1.农村金融服务功能弱化和农民金融需求日益多元化的矛盾。近年来，随着农村经济规模的扩大和农民市场经济意识的增强，跨地区交易、非现金交易的现象日益普遍，农民在要求金融机构提供传统贷款业务支持的同时，要求金融机构提供具有针对性、多样性、时效性的金融服务，如银行卡、票据承兑、通存通兑、理财等。而目前国有商业银行在乡(镇)一级没有营业机构，银行卡业务、票据承兑业务在广大农村仍然是个空白。在信贷供给方面，农发行囿于职能定位，支农作用发挥不充分。农业银行也加速从农村金融市场中退出，对县以下的农村存多贷少，甚至只存不贷，业务急剧萎缩。农村金融服务呈现“一长(农村信用社)两短(农发行、农行)”的格局。

2.农村资金大量外流与农业投入严重不足的矛盾。从金融投入的角度看，目前农业投资主要来源只有农村信用社、农户和民间借贷三个渠道。而从组织资金的角度看，农村经济“失血”严重，银行类金融机构成为县域资金流出的主渠道。至2006年，县域金融机构上存资金136亿元，上借资金46.79亿元，两者相抵后净流出资金89.21亿元，较上年同期增加19.52亿元。

3.金融机构风险防范与农户、乡镇企业扩大再生产的矛盾。由于社会信用的缺失，农村金融业普遍倾向于通过抵押或担保方式来发放贷款，各金融机构发放信用贷款的额度较小就是佐证。目前农信社发放贷款的主要方式，仍然是农户小额信用贷款和农户联保贷款，而一旦农户要扩大再生产就面临着无物可押的困境，这是因为农户除了住房外，没有其他的不动产可进行抵押；而企业的建筑土地归集体所有，不能流转，也不能抵押。这就导致农户和企业很难通过抵押的办法获得资金以扩大再生产。

4.农村保险滞后与农村日益增长的保险需求的矛盾。农业生产和农村经济始终伴随着自然风险和经营风险双重风险压力，特别是我国加入WTO后，国内农产品受国际的冲击更大，风险被进一步放大。农业保险停滞不前，使农业投资项目缺乏有效的风险转移机制和风险分散渠道，一旦遇到自然灾害或市场波动，农户归还贷款的能力减弱，风险就很容易转嫁给农村金融机构。

5.农村贷款利率总体水平偏高与中央支农惠农政策的矛盾。国有商业银行不愿涉足农村金融市场，目前为农业、农户提供信贷服务的金融机构基本上只有农信社一家。据测算，2006年，南阳市农信社加权平均利率为8.37％，高于地方性商业银行平均利率水平1.92个百分点。期限在6个月至1年(含)贷款加权平均利率12.83％，高于地方性商业银行平均利率水平6.994个百分点。较高的利率水平，使得农业这一国民经济最弱质的产业和农民这一社会阶层中最弱势的群体，事实上承受着最重的利息负担。

三、农村经济、金融发展的量变特征和互动关系研究

农村经济、金融协同发展，不仅要求在两者间建立总量上的匹配关系，更要求在两者间建立结构上的制衡、调适关系，在此基础上实现良性、互动发展。

(一)产业结构和就业结构分析

表1南阳市主要年份三次产业结构和就业结构单位：％

资料来源：根据1978年-2005年《南阳统计年鉴》整理。按1990年不变价计算。

1.三次产业结构构成分析。南阳市三次产业构成仍是“二一三”结构，表明处在工业化初期阶段，整体发展水平相对滞后。从三次产业结构的转换趋势分析，第一产业比重逐年下降，第二、三产业比重逐年上升，基本符合国际上产业结构变化的规律，表明产业结构在向均衡发展的状态转化。

2.就业结构构成分析。第一产业从业人员占比过高，达57.12％，表明目前该市就业结构仍不合理。2000—2005年，第一产业从业人员占比下降了13.56个百分点，第二、三产业从业人员占比分别上升了6.42和7.15个百分点，表明该市就业结构转换逐步趋向合理。其中，第三产业自2000年以后就业容量明显扩大，比重提高较快，已经超过第二产业，成为吸纳农村剩余劳动力的主要场所。

(二)产业结构偏离度②和比较劳动生产力③分析

表2南阳市主要年份的产业结构偏离度和比较劳动生产力

单位：％

资料来源：根据1978年-2005年《南阳统计年鉴》整理。按1990年不变价计算。

1.产业结构偏离度分析。南阳市第一、二产业偏离度的绝对值较大，表明第一、二产业发展不均衡，产业结构效益不高。但其总偏离度明显下降，说明其结构转换在整体上趋于均衡、和谐。第一产业的偏离度呈波段下降的趋势，说明农业产值结构与劳动力结构之间的差距正在逐步缩小；第二产业的偏差在1985—2000年起间逐年拉大，表明第二产业与资本结合带来的劳动力释放效应，导致其吸纳农村剩余劳动力的速度滞后于产值增长的速度；第三产业的偏差则逐年下降，目前为0.76，表明第三产业的结构相对比较均衡，但与资本结合的能力较差。

2.比较劳动生产率分析。第一产业的比较劳动生产率一直逐年下降，虽然在近年来有所回升，但仍然处在较低的水平，而且在三次产业中的水平一直最低，意味着同一个单位的劳动在农业中获得的净收入，要比二、三产业少得多。

(三)三次产业对国内生产总值增长的贡献率和拉动率分析

从表3中看出：三次产业稳定增长的动力基础尚不牢固，波动幅度较大。总的趋势是：第一产业对国内生产总值增长的贡献率和拉动力趋于下降，第二、三产业对国内生产总值增长的贡献率和拉动力趋于上升，基本符合国际上三次产业结构演进的规律，说明其演进的动力基础正趋于均衡。但金融保险业发展明显滞后于实体经济的增长，表明金融抑制比较严重，产融结合存在障碍。

表32001—2005年三次产业对国内生产总值增长的贡献率④和拉动率⑤比较

单位：％

资料来源：根据2001年-2005年《南阳统计年鉴》整理。按1990年不变价计算。

(四)城镇化约束和农村劳动力转移情况的分析

图1的两组数据表明：城市化水平较低、城镇带动能力不强，是制约农村经济协调发展的重要因素。城市化水平与农村转移劳动力占乡村劳动力的比重存在高度相关关系，南阳市的城市化水平较低，为30.02％，远低于全国平均水平。

图1南阳市主要年份的城镇化水平和农村劳动力转移情况

(五)农村金融作用力的分析

为分析农村金融对农村经济增长的影响，我们对农村金融相关比率⑥与农村经济效率进行了比较分析。

图2显示：农村金融发展与农村经济增长在1999-2005年这一时期呈反向变动趋势。计算农村金融相关比率与农村经济效率之间的相关系数为-0.87，可以认为两者高度负相关，总体表现为“逆周期”运动。

图2南阳市农村FIR与农村经济效率折线图

(六)农村金融中介效率的分析

图3南阳市农村金融机构中介效率水平的折线图(农村居民=1)

在金融效率分析中，通常采用存差与各项存款的比值来反映金融中介的资金运用状况。1999年以来农村金融相关指标的计算结果显示，农村金融中介效率一直处于较高水平，与农村金融的现实状况不尽相符。究其原因，主要是受个体差异影响较大，如：农发行南阳市分行1999—2005年间平均每年净投放57.97亿元。对其计算结果进行必要的修正，剔除农发行贷款净投放对比值的影响，分析状况表明：农村储蓄转化投资尚存有一定的机制障碍，农村金融机构贷款投放不积极，资金运用的效率没有明显提高，流动性过剩的迹象较为明显。

(七)城乡信贷投放与缩小城乡收入差距的关系的分析

图4的三组数据显示，城乡居民人均贷款比与城乡居民人均投资比显著正相关(相关系数为0.91)，与城乡居民收入比中度负相关(相关系数为-0.72)。表明南阳市农村信贷的相对增长能显著增强农村经济发展的后劲，但对提高农民收入水平、缩小城乡居民收入比的作用不显著。

图4南阳市居民贷款城乡结构的三组数据比较折线图(农村居民=1)

四、农村经济与金融协同发展的金融政策建议

农村经济与金融缺乏互动效应，关键在于农村经济和金融缺乏经济利益联结的基础，不能以市场为导向实现金融资产和实体经济的有效融合和优化配置，是农村金融的商业化取向与农村经济“弱质”性矛盾的外在体现。这是市场化改革不到位造成的，唯有通过不断推进市场化改革才能逐步得到妥善解决。当务之急是从体制层面、机制层面重新设计农村金融市场体系。

(一)制度层面：从放松管制和促进竞争入手，建立一个有效的、安全的、结构合理的、稳步发展的农村金融市场。

1.充分发挥商业性金融的导向作用和政策性金融的积极作用，以适度竞争促效率提高。一是对现有农村信用社进行有条件整合，按照“发展一批、保留一批、淘汰一批”的思路，将具有比较竞争优势的农村信用社发展成社区性商业银行。二是对现有金融机构的政策性贷款业务进行整合，集中到农业发展银行一家。

2.建立金融稳定协调机制，维护支付体系安全。一是加快农村支付结算体系的建设，解决农村信用社系统资金结算电子化的问题。二是尽快建立存款保险及投资者补偿机制，设立全国性存款保险基金，对农村金融机构存款保险基金给予再保险。三是建立和完善金融稳定协调机制，防止农村金融市场发生系统性风险。

3.推动“非正规金融”发展，完善农村金融市场结构。通过实行公平的市场准入、退出制度，将现有的农村非正规金融机构改造成为农村金融活动的主体，使之嵌入农村经济的各个层面与过程当中，做到存量机构退出与新增机构进入衔接有序、协调一致，力争使改革期间不出现大的起伏，社会成本降到最低。

4.营造环境、政策扶持，确保农村金融市场的可持续发展。一是加强农村金融立法，依靠法律调节各方利益关系，保障农村金融体制改革顺利推进；二是尽快出台对农村金融扶持的相关政策，包括税收优惠、费用贴补和风险补偿等。

(二)机制层面：以机制创新疏通金融资本配置渠道，实现农村信贷投入总量的稳态增长。

1.延伸小额农贷的对象、额度和期限。将覆盖人群扩大到个体工商户，适当提高授信额度，合理确定贷款期限，并允许农户跨年度使用授信额度。

2.鼓励和推出大额农业信贷。重点支持订单农业、涉农龙头企业、农副产品物流企业和优势农产品产业带的建设，借助农业产业化增效创利。

3.创新贷款担保方式，探索发放项目贷款。

(三)辅助层面：以普惠金融为核心原则，缩小城乡金融服务差距，构筑城乡一体化的农村金融大市场。

1.为抑制农村信贷资金外流提供制度性保证。国家要加大对欠发达地区农村的信贷投入，在信贷规模、信贷投向、贷款品种、贷款期限及利率政策等方面给予必要倾斜。

2.鼓励在县域建立多种所有制的社区金融机构和商业性小额贷款组织。一是收编民间金融，鼓励其横向联合、规范运作，成为最贴近农民的金融组织。二是大力发展商业性的小额信贷组织，逐步取消其融入资金的限制。三是成立邮政储蓄银行，使之成为面向社区金融机构和小额信贷组织进行资金批发业务的金融机构。

3.利用优惠政策，引导城市资金从生产力高端注入现代农业。优先发展以农产品为原料的城市工业；优先发展畜牧业、特色种植业、农副产品加工业、农产品运输服务业、农村金融和保险业，以及农业信息和技术服务等；在有条件的农村地区，还应当重点发展旅游农业、休闲农业，通过这类农业形态实现城乡互动，城市反哺农村。

注释：

①在本文中，农村贷款余额为乡镇企业贷款余额与农业贷款余额之和。

②产业结构偏离度定义是某产业劳动力比重与该产业的比重之差，说明劳动力结构与产值结构之间是一种不对称状态。

③比较劳动生产率定义为某产业产值比重与该产业就业比重之比，比重越高，表示这一产业的比较劳动生产率越高。

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二、经济增长的稳定性

根据哈罗德—多马模型，在短期中，只有当一国的实际增长率与有保证的增长率相一致时，经济的增长才是稳定而均衡的，不相一致时，经济就出现波动；在长期中，当实际增长率等于有保证的增长率同时等于自然增长率（又称“潜在增长率”）时，才能既实现均衡增长，又保证充分就业，从而成为一种合乎理想的长期增长状态。现实当中，经济要持续这种“刀锋式增长”固然是很难的，不稳定是常态，但我们仍需要追求各年的增长率具有相对的稳定性。如果经济过度波动，会造成经济资源的巨大浪费，对经济增长的长期绩效产生一系列负面影响。

三、经济投入产出效率

经济增长是由投入的生产要素决定的，投入要素的数量、质量以及要素间组合配置的效率都直接决定了经济增长的质量。一般而言，生产要素至少包括人的要素、物的要素及其结合因素。

经济增长过程中投入与产出的比率，直接表现为经济增长效率，是反映经济增长质量的重要方面。根据美国经济学家丹尼森对经济增长因素的理论分析和核算认为：经济增长通常可以通过要素投入量的增加和要素生产率的提高两种方式来获得，也就是马克思所谓的“外延扩大再生产”和“内涵扩大再生产”，其中，内涵扩大再生产方式，即在不扩大要素投入的情况下，通过改善要素生产率来实现经济增长，被认为是更有效率且可持续的。

四、科技进步

在经济增长的结果中，技术进步可以表现为产品的更新换代、产品质量升级和品种增加、知识和人力资本的积累等多种形式。在经济增长过程中技术进步的作用是与经济系统中的其他要素结合在一起的。对此，卢卡斯研究认为：与人力资本相匹配的技术进步投入要素对提高经济增长质量是最有潜力并且最有效的。

五、经济结构

在各类经济结构中，产业结构在整个国民经济中居于主导地位，它的变化对于经济增长起着重要的作用。20世纪30年代，澳大利亚经济学家费歇尔(A.G.B.Fisher)，确立了我们所熟悉的三次产业分类法，即把广义的农业称为第一次产业；把广义的制造业或工业称为第二次产业；把包括所有第一次和第二次产业以外的其他经济活动称为第三次产业，并指出第三次产业的本质在于提供服务。

除了产业结构以外，经济结构还包括所有制结构、产业内结构、城乡结构等多种区分。经济结构的各层次特征，共同构成对经济增长质量的影响要素。

六、产品质量

经济增长的大部分结果直接体现为向市场提供的产品的增加，包括有形的物质产品和无形的服务产品等。在西方经济增长理论中，都是以“产出是有效的”为前提来分析经济增长问题的，一般不考虑产品质量问题，不考虑因产品质量问题所造成的社会资源的浪费。然而，如果考虑到资源的有限性和社会主义生产的目的所在，则在我们对经济增长质量内涵的界定中，产品质量成为衡量资源配置有效性不可或缺的因素。

七、竞争能力

在当今世界经济全球化、一体化、信息化已成为大趋势的形势下,任何国家和地区的经济增长都不可能是封闭、孤立的,而总是在国际、地区之间经济联系日益密切的环境下实现。因此,竞争能力的强弱,对于经济发展、增强综合实力、提高在国际上的地位和影响具有重要意义,同时也是经济增长质量高低的重要表现。

八、人民生活

社会主义生产的根本目的就是为了满足人民群众不断增长的物质和文化生活的需要，这一生产目的深刻体现了社会主义的本质。无论是同志在“三个代表”中提出的“把代表最广大人民群众的根本利益作为我们党的宗旨”的思想，还是“十五”计划编制中首次提出的“以人为本”的思想，都强调了这一点。经济增长是满足人民群众日益增长的物质、文化生活需要的重要手段，只有在保证人民生活水平不断提高条件下的经济增长，才能称其为高质量的。人民生活水平受到收入、消费、储蓄、科教文卫、福利保障等多方面因素影响。人民能否真正从经济增长中得到较多的实惠，反映了经济增长质量的高低。

九、资源环境

经济增长受到各种社会因素和自然因素的制约，其中自然因素，即自然资源和环境状况与经济增长具有不可分割的关系。如果人类在大力促进经济增长的同时，盲目扩大生产和消费，物质和能量需求不断扩大，而不注意资源的节约再造和环境的保护，则经济增长必然与自然供给能力之间形成矛盾和对立。如果人类认识到环境的客观属性及其发展变化规律，将自身需求量和废弃物排放量控制在环境允许的范围内，合理地利用和改造环境，则环境将在人类引导下向着有利于人类生产、生活和生存的方向发展，此时资源环境与经济社会发展和谐统一，这就是“可持续发展”——根据联合国环境与发展委员会1987年在题为《我们共同的未来》报告中的定义，意为：“既满足当代人的需要，又不损害后代人满足其需要的能力的发展”。毋庸置疑，是否以可持续发展观为指导对待资源环境的保护和利用是经济增长质量重要的衡量标准。

综上所述，经济增长质量不仅包括经济增长的持续性、稳定性和投入产出效率、科技进步、经济结构、产品质量、参与经济竞争的能力及潜力，而且包括人民生活、社会福利，以及人与自然的和谐共生程度等等。经济增长质量作为一个综合经济、社会、资源环境三方面范畴的概念，是指一个国家或地区的经济活动整体在资源的配置、利用和满足人民生活以及社会可持续发展的需要上所综合表现出来的优劣程度。

参考文献：

[1]岳鲁，袁关林.简明质量管理词典[M].河北人民出版社，1987.115.

[2]王玉梅.论经济增长质量之内涵[J].市场论坛，2004，（2）：24-25.

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在过去的二十几年中，中国的收入分配差距不断扩大。根据世界银行的研究，中国的基尼系数在20世纪80年代初期为0．20左右，到1993年上升为0．42，这在世界所有国家中增加，而我国居民消费占GDP的比重却经历了一个先上升后下降的情况。居民消费占GDP的比重在1988年以前，基本呈上升趋势。在达到51．9％的高点以后，呈下降趋势，在2003年达到最低点43．4％，不仅远没有回到1988年的高点，而且比1978年48．8％水平低了5．4个百分点。这表明改革开放以来我国居民收入的增长滞后于国民收入的增长，我国居民消费在宏观层面上是不断趋于萎缩的。根据消费函数理论，居民消费应该随着国民收入Y的增加而增加，但是我国居民消费的增长与国民收入的增长不成比例。居民消费占GDP的比重在1989年以后逐年下降，这其中除了投资在是最大的。1999年中国的基尼系数为0．437，成为世界上收入不平等程度比较严重的社会，尽管还不是世界上收入不平等最严重的社会，但是贫富两极分化的趋势已经十分明显。听任这一趋势的发展，会从以下几个方面对中国经济增长产生不利影响：

1．收入分配差距过大主要是通过影响消费需求来影响有效需求，进而影响到GDP的增长

根据凯恩斯的消费函数，消费由收入决定，即C=a+bY，其中C为消费，a表示不随收入变化而变化的那一部分消费，即基本消费，b表示边际消费倾向，Y表示国民总收入。根据消费函数理论，消费是收入的函数，收入增长的快慢决定了消费增长的快慢，而我国却出现了一种相反的情形。

由表可以看出，1978年以来，用支出法计算的GDP逐年GDP中所占的比重有所上升以外，还有一个很重要的原因，那就是居民收入差距过大。收入分配差距扩大，必然会导致经济增长的成果不断向少数人手里集中，而社会多数成员的收入水平无法随着经济发展而相应提高，甚至可能下降，这样就会导致边际消费倾向下降，从而导致居民的消费占GDP比重不是增加而是连年下降。

在我国，农民占人口的绝大多数。自上个世纪80年代末以来，农民从经济增长中获得的收益愈来愈少，经济增长的成果不断流向城镇居民。城镇居民中，下岗职工大量存在，造成财富更加集中在少数人手中。由此，必然会使全体居民的边际消费倾向c下降，在a保持不变的情况下，即使Y增长很快，其增长的效果也会被c的下降所抵消，从而使居民消费占GDP的比重出现不升反降的现象。所以说，收入差距过大通过影响边际消费倾向来影响全体居民的消费需求，进而影响到经济增长。

2．收入分配差距过大通过影响人力资本投资影响经济增长

在知识经济社会，教育投资是人力资本形成的最重要的途径，因此，教育投资与经济的增长正相关。而收入分配差距过大对教育投资具有重大的影响。

城乡居民收入差距以及地区收入差距必然导致教育的不平等。人们收入的不同以及地区经济发展水平的差异，各个家庭及地区的教育投资也不同，人们受教育的机会和质量也会存在很大的差别，这必然会影响到整个国家教育水平的提高，从而影响经济的增长。由以下传导机制：

收入差距过大教育投资不平等人力资本受到影响经济增长受影响

我们可以看出：收入差距过大通过影响教育投资影响经济的增长。

同时，由于中国传统体制的原因以及知识经济对人才要求的提高，通过接受教育跳出“农门”一直是广大农民后代摆脱贫困的主要方式，而收入差距过大导致的教育不平等，会使得广大农村子弟以及城镇低收入家庭的孩子被高等学校拒之门外，从而使他们陷入这样一种“贫困无钱读书继续贫困”的怪圈。

另外，发展经济学家也从人力资本积累角度出发，对分配不均等问题进行了研究。1993年，Galor·O和Zeira·J在信贷市场不完全和人力资本投资不可分的假设下，建立了一个世代交叠模型来研究人力资本投资与收入分配不平等的关系。该模型假定个人的寿命分为两期，人们在前期是否进行人力资本投资，将决定人们在后期的劳动熟练程度以及人们的薪金水平。在利率由不完全信贷市场所决定的假设下。存在一个初始财富的临界点g。如果一个国家的分配不平等程度严重，即多数人的初始财富低于的水平，那么在均衡状态，该国的人力资本投资总量会较少，从而使该国的均衡状态是一个较低收入水平的均衡状态。

3．收入分配差距过大还会通过影响社会稳定影响经济增长

改革开放以来，中国经济取得了举世瞩目的成就，这很大程度上有赖于中国社会的稳定。稳定是中国改革和发展的前提条件，而收入差距过大会威胁到中国社会的稳定。

在收入分配差距积累的过程当中，会形成一个特殊的贫困阶层。在长期的贫困生活以及与高收入阶层的生活境遇对比中，他们的心理可能会发生变化，主观地认为是改革导致收入分配两极化，是改革使他们生活在贫困之中。他们在心底里会产生一种对改革的憎恶。长期下去，这些人的社会承受力会逐渐下降，成为改革继续深化的一大阻力。这样，我们的改革就会失去一部分群众基础，难以顺利进行下去。

另外，中国自古以来就有“不患寡而患不均”的思想，收入分配差距长期过大，必然使聚集社会财富的极少数富人成为众矢之的。一般认为，不平等会导致穷人从事犯罪、暴乱等破坏性活动，过度的不平等会使这些暴力活动增加。由此，一方面，富人们为了保护自己的财产，需要花费额外的社会成本(如增加安全费用等)，这不但造成了资源的浪费，而且加剧了社会不安定，从而导致国家法规不稳定和整个社会的不确定性，人们无法对未来形成稳定的预期；另一方面，富人们

为了保护投资产权，可能减少在国内的投资，把资金转向其他较为稳定的国家或地区，影响本国经济增长。

二、创造条件，实现公平经济增长

发展经济学最早反映收入分配与经济增长关系的最著名的论点就是所谓Kuznets猜想。这个猜想形成了著名的Kuznets倒U型曲线：当一种经济从前工业文明向工业文明转变时，其收入不平等程度将随着早期的经济增长而扩大，随后平稳，最后缩小。但是，对于不平等程度是否会随着经济增长而自行减少，还存在许多争议。我们应从中国的实际情况出发，采取措施，改变这种仅有少数人享有成果的经济增长方式，以使全体人民分享经济增长带来的利益，即实现一种公平的经济增长。

1．实现参与机会平等

所谓机会均等，即每个人参与社会经济生活，追求收入，获取财富的权利和机会是一样的。但是，在我国由计划经济向社会主义市场经济转轨的过程中，双轨制的存在，使国民收入要素分配缺乏监控，形成一定数量通过寻租致富的权贵阶层，从而造成人们参与市场竞争和收入分配的机会不平等。要实现公平的经济增长，必须首先解决机会不均问题：

第一，加强法制建设，市场经济是法制经济，必须加快立法，规范经济行为，严厉打击非法收入和黑市经济，使一切经济发展纳入法治轨道；

第二，深化行政管理体制改革，转变政府职能，政府要在国家法律法规的指导下，加强对要素分配的监控，做好市场经济的“守夜人”，维持良好的经济秩序；

第三，尽快完善基本经济制度，鼓励民营经济发展，鼓励竞争，取消各种市场准人的限制，取缔一切特权活动，以消除垄断经济和地下经济，同时，打破地方保护壁垒，推进国内市场统一的进程。

2．实现生产要素自由流动

当期收入之间的差距表示这一时点上的不平等状况，如果生产要素特别是劳动力可自由流动的话，那么，这一时点上的不平等状况必定会被社会的流动性所缓和。当前，现代工业的发展为农村剩余劳动力的转移提供了前提与条件。工业化带来的城镇化以及城市化，将缩小城乡之间的差别，缓解城乡二元经济结构。具体来说，实现农村剩余劳动力的转移，应从以下几个方面入手：

第一，消除对劳动力流动的管制，取消各种人口流动的障碍，如打破行政区划的限制，减少对外来务工人员的歧视，保证外来人口享受和当地居民同样的待遇；

第二，建设统一灵活的劳动力市场，强化市场功能，利用价值规律调节劳动力的供给和需求，让市场在劳动力资源配置中起基础性作用；

第三，完善劳动力市场服务体系，如建立跨地区的劳动力市场协调机制，为劳动者提供信息服务，推动劳动力在更广阔范围内流动。

3．推进落后地区的人力资本投资

在上文提到的Calor·O和Zeira·J的模型中，人们可以在不减少富人人力资本投资的同时，增加穷人的人力资本投资，使经济收敛于较高收入水平的均衡。当今社会，一国经济增长越来越依赖于人力资本的作用。因此，教育投资即人力资本投资同经济增长形成了密不可分的联系。从某种意义上说，我国的人口数量优势之所以不能转化为人力资源质量的优势，其根本原因在于教育不发达以及人力资本投入不均。另外，即使农民可以完全自由进城务工，其在就业竞争中也必然处于劣势，因为他们的素质决定了他们再就业岗位选择上不可能有太多机会。所以，要实现我国的人口优势，实现公平的经济增长，必须消除人力资本投资上的差异，推进落后地区的人力资本投资：

第一，重视农村和其他地区的基础教育，加大对这些地区基础教育的投资；

第二，加快职业教育在农村和其他落后地区的发展，增加就业培训机会，使其获得相应的技能和资格认证，扩大他们就业行业和职业的范围；

第三，完善助学贷款机制，加强对来自贫困家庭学生的资助，以使他们完成学业。

4．健全社会保障制度

政府除了通过税收对初次分配的结果进行调控之外，更重要的是通过福利政策和社会保障机制提高低收入者和弱势人群的收入水平。因为这不仅可以改善他们市场竞争的处境，促使新一轮竞争在相对公平的起点进行，而且可以增强人们的社会承受能力，有利于社会稳定。社会保障体系的健全，应当加强以下几方面的工作：