经济增长的特征汇总十篇

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的特征范例，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）

第二，作为这一轮经济增长“龙头”的住宅、汽车等产业，具有相当长的较快增长周期。根据已经完成工业化的大国经验，当汽车产业进入大众消费阶段后，将保持长达20年～30年的较快增长。我国正处在城市化的加速时期，有关研究显示，现有城市居民的居住水平提高和农村居民进入城市，将会拉动住宅产业至少20年的较快增长。由于住宅、汽车属于10万元级的产品，其价值量远超过其他消费品，它们较快增长的长周期特性，将为今后相当长一个时期国民经济的较快增长奠定最重要的基础。电子通讯产业由于设备制造的下滑而较前几年的增速有所降低，但消费类电子通讯产品的高速增长对这种下降势头有所抵消。农村进城人口对电子通讯产品的消费增长和技术快速进步导致的产品频繁换代，将会支持电子通讯产业在今后四五年继续保持增长强势。与近年呈现出的趋势相似，家电产业今后可能呈周期性波动走势，相关的影响因素包括农村进城人口消费增长、新产品换代和国际市场份额变动等。尽管不同产业增长周期不同，影响经济增长的因素也多样而多变，但住宅、汽车两大产业的崛起，将使中国经济有可能在较长时间内保持较快增长。

篇（2）

为扩展经济增长理论,更好地解释发展中国家的经济增长过程,笔者曾构造了一个新古典与内生经济增长理论的综合体(《资本积累、技术进步与中国积极增长路径转换》,刊载于《中国软科学》2009第3期)。其中,市场的活动主体为逐利的厂商,可以选择模仿或者自主创新来推动技术进步,同时也考虑了资本投入的异质性,以中间产品种类的差别体现资本异质性,其中的扩展模型是基于发展中国家的情况展开分析,当条件满足时,发展中国家能够实现赶超;当条件不具备时,这些国家就只能陷于模仿陷阱,增长停滞。在发展中国家应以模仿为主的发展阶段,创新型企业无法在竞争中战胜直接引进国外先进技术设备的模仿型企业,因而研发投入并不会对经济增长表现出更多的促进作用。而且,由于研发活动还要占用一定的生产资源,可能反而会表现出与经济增长负相关性。所以,在发展中国家技术水平处于较低阶段时,技术进步主要靠模仿来实现是有效率的,此时研发活动对于经济增长的推动作用较小,甚至会阻碍增长,投资特别是物化了更先进技术的设备投资,对于经济增长应有显著的推进作用;当发展中国家的技术水平发展到一定阶段以后,发达国家出于保护本国技术领先及国家安全等方面的考虑,会停止向发展中国家转让技术,继续模仿的成本上升至自主创新开始有利可图时,发展中国家的自主研发才会表现出对经济增长的正向影响。此时,设备投资不再成为推动技术进步的主要形式,对于经济增长的促进作用让位于研发活动了。在由以模仿主导的技术进步向以独立自主创新为主导的技术进步转变的过渡阶段中,逐利企业也会发挥主体作用,同时政府干预,向下扭曲要素价格,高估企业价值对于经济快速实现赶超也发挥着重要作用。与新古典增长模型相比,不同之处在于,笔者的“模仿通向创新之路”的模型之中,融合进了内生的技术进步;而与内生经济增长理论相比,最为显著的不同之处在于推动技术进步的主导形式具有阶段性。

这样,我们得出如下基于理论分析对于中国及发展中国家未来发展的几点判断:

1.对于发展中国家而言,技术进步路径具有内生的演化机制。逐利的微观主体为引导全社会推进技术进步的主要形式发生变化,由以模仿发达国家先进技术为主要形式推动技术进步的阶段,过渡到以自主研发为主要形式实现技术进步的阶段。所以,后发国家要建立起市场环境,特别是培育具有创新精神的企业家,这种创新精神有助于推动全社会的技术进步。

2.模仿的先进技术多数物化在机器设备当中,因而对于处在模仿阶段的国家,高投资率是更多引入先进设备,推动技术进步,从而实现经济更快增长的保障。如果国内的储蓄率过低,不足以支撑高投资率,可以借助外国直接投资的方式弥补国内投资不足。国际经验表明,相对于向国外借款,外国直接投资因无需还本付息,对于经济刚刚起步的发展中国家可能更为稳妥。但是,当一国技术水平发展到以自主创新为主要形式推动技术进步的阶段以后,外国直接投资对于本国经济增长的贡献就会下降,所以不能盲目迷信引进外资来促进增长的作用,FDI加速经济增长具有阶段性。

3.由于受到一些因素的影响,并非所有国家都能够顺利实现由模仿到创新的转换,有的国家陷于模仿陷阱,经济停滞。陷于模仿陷阱的因素有很多,相应地也为政策选择留有很大余地。依靠高储蓄率和高投资率,能够得到较快的增长速度,但并不能使得陷入模仿陷阱的国家避免经济最终停滞在较低水平的均衡处。此时,需要选取的政策措施包括提高模仿效率和降低资本使用成本,增强企业的获利能力,提高企业价值,借此摆脱模仿陷阱。

4.对于能够自发实现技术进步形式提升的国家,在本国技术进步处于模仿阶段时,可以通过高估企业价值的政策手段加速经济增长过程,缩短该国经济处于模仿阶段的时间。高估企业价值可以通过向下扭曲要素价格和本币贬值得以实现。这样的政策手段在依次创造了经济增长奇迹的新兴工业化国家和中国的增长路径中,都可以或多或少地看到。

5.中国30年经济快速增长,很大程度上得益于处在模仿阶段中,低价工业化的加速效应,这在改革初期的制度变化带来的效率提升消耗殆尽后更为明显。所以,截至本世纪初,中国的经济增长都在最优增长路径上或在其附近运行。伴随着经济增长,中国实现了大幅度的技术进步,而非毫无意义的粗放式增长。

6.中国目前的经济增长路径,基本处于由模仿向创新的过渡阶段,对外模仿、吸引外资对于经济增长的促进作用将会出现下降,而自主研发对于经济增长的贡献会显著上升。要保持经济长期稳定地增长,必须处理好模仿阶段和自主创新阶段的衔接,不同阶段支持经济增长的政策极为不同。模仿阶段政府可以有较大的活动空间,甚至可以主导经济的发展,通过向下扭曲要素价格和超贬本国汇率等手段,直接干预经济,提高企业的获利能力来加快经济增长的速度。在自主创新阶段,政府的活动空间相对减小,因为任何违背市场的定价机制从长期来看都是难以为继的,如果厂商和消费者具有完全理性,那么政府对于经济的干预在短期内也是无效的。在由模仿阶段向创新阶段的过渡期间,最优状态应该是政府逐渐减少对经济的扭曲,将生产资源的定价权逐步交还给市场。

7.由模仿阶段向创新阶段的过渡绝不是瞬间能够实现的跳跃式过渡,而是渐进式的过渡。起先是整个国家处于模仿阶段,生产中间产品的所有厂商完全向发达国家模仿;随着本国技术水平的提升,小部分能力最强的厂商开始创新,而大部分厂商仍然处于模仿阶段,此时模仿企业可能会将模仿对象转移为国内的技术领先者,特别是在国内市场需求超过领先厂商生产能力时,更为显著;当国内技术水平进一步提升,大部分厂商开始转向研发活动,只有小部分能力极差的厂商模仿,直至最后所有技术领先者均自主研发来推动技术进步。在过渡阶段中,国家支持经济增长的政策也要相应地作出调整与变动,以适应经济增长路径的顺利过渡。这就包括在模仿阶段被扭曲的要素价格和被贬低的本国币值的调整。理论与实践都告诉我们,这种调整应该谨慎对待,否则极易引起整个经济的大幅度震荡。如日元升值过于激烈,相应配套政策推出不利,致使日本的整体经济陷于停滞达十年之久。

向下扭曲要素价格,高估企业的获利能力,确实实现了经济的快速增长。但是,这种增长只限于模仿阶段,具有明显的阶段性。当企业进入创新阶段以后,被扭曲的要素价格也包括被低估的汇率都要回升至正常值。如果中国真的已经进入了创新阶段,或者是进入由模仿到创新的过渡阶段,那么这种价格重估就是常态,而非短期冲击。要做到两个接受:一是接受模仿企业获利能力逐渐下降的事实,二是接受经济增长率开始放缓的事实。

劳动力的价格增添了社会保障性的支出;资金价格的重新估值是恢复了资本的市场价格,或者,至少是资本价格向其自身的市场价格回归;资源价格和土地出让也不再为招商引资服务,开始体现它们应有的价值;这一切都在压缩企业的获利能力,进而降低了企业的价值。企业价值的降低宏观上相应表现在经济增长率上,就是经济增速的减缓。

当然,生产要素价格的回归幅度与速度要有优化选择,与所处的技术进步路径的状态(即模仿实现技术进步与创新推动技术进步的相对比重)相适应。特别是对劳动力的价格回归更要平稳,如果分配给消费的资源过多,就极易形成未富先老的社会状态,追求过多的社会福利将使得经济增长的速度放缓。

篇（3）

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

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

一、经济增长理论的反思及问题的提出

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

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

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

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

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

二、经济增长的知识基础

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

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

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

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

三、制度知识：人力资本第二特征

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

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

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

参考文献：

哈耶克.1989.个人主义与经济秩序[M].北京：北京经济学院出版社：51.

拉法格.1957回忆马克思[M].北京：人民出版社：72-73.

李仲生.2006.美国的人力资源开发与经济发展[J].中国人力资源开发（2）：31-34.

米都斯.1997.增长的极限[M].长春：吉林人民出版社：151.

诺思.2013.理解经济变迁过程[M].北京：中国人民大学出版社：151.

诺思.1989.西方世界的兴起[M].北京：华夏出版社：170.

诺思.1992.经济史中的结构与变迁[M].上海：三联书店：66.

索洛.1988.增长理论：一种说明[M].北京：华夏出版社：32.

索洛，等.1991.经济增长因素分析[M].北京：商务印书馆：256.

汪丁丁.2001.知识动力学与文化传统变革的三类契机[J].战略与管理（1）：77-81.

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

篇（4）

已有研究不足之处主要有两点：其一，现有的方法忽略了经济区域内不同观测点的市场一体化对当地经济增长影响的不同，只得到一个平均结果；其二，忽视了观测点存在空间溢出效应等导致观测点之间存在空间相关性，回归结果将无法满足一致性和无偏性。因此，本文以珠三角9个城市为例，研究最近十年内珠三角商品市场一体化对珠三角各城市经济增长的影响。

二、市场一体化的经济增长效应概述

区域市场一体化是区域市场化和一体化的融合，是指一国内部区际资源的自由流动以及产品和要素在区际间的无歧视，市场一体化是过程和状态的统一。过程是指区际资源自由流动的障碍被消除的运动，状态是指区际市场的一体化程度，区域市场化和一体化的深化同时推动着区域市场一体化水平的提高。其中，区际市场化是推动区际资源自由流动的主要动力，区际合作的深化，即市场层面的一体化则消除产品和要素在区际间的歧视。商品市场一体化是区域市场一体化的部分内容，此外还有要素市场一体化等。

市场一体化的测度是研究的难点之一，已有研究分别从状态和过程进行测度。对市场一体化状态测度的方法主要有：生产法、经济周期法和相对价格法；对过程的测度方法有：贸易流法、社会网络分析法和问卷调查法。

市场一体化的测度有两个作用：研究区域市场一体化的趋势和现状，量化它对经济的影响。理论分析认为，市场一体化导致交易成本的降低，企业实现规模经济，地区竞争加剧使得消费者获益增加，需求增加又导致投资进一步的增加，投资增加又促使价格的下降，实现良性的经济循环。因此，市场一体化意味着竞争加剧和技术进步与创新，从而提高整个地区的经济效率。

然而，经验研究结果并不完全支持理论分析，实证结论包括三种情形：第一种，市场一体化有助于经济增长；第二种，市场非一体化会促进经济增长；第三种，市场非一体化对经济增长影响与区域经济发展水平有关。

概述之，市场一体化对经济增长的影响并非一成不变，个体和时期的差异性会影响结果，但是并未得出统一性的结论。文献阅读发现，已有研究至少忽略了区域空间异质性和相关性两个方面的不足。为弥补已有研究方法的不足，本文基于内生增长模型，采用空间面板数据地理加权回归方法，实证研究珠三角商品市场一体化影响内部9个城市经济增长的差异性。

三、研究方法选择和模型设定

（一）研究方法的选择

已有文献对市场一体化的经济增长效应研究采用传统的不变系数模型，即假定变量之间的经济关系在观测点之间保持一致性，变量系数不随观测点位置的移动而改变。传统方法既存在忽略样本差异性，从而可能得到与实际情况不符的结论，又存在应用对象的局限性。

为了解决传统方法对异质性的忽视，Brunsdon等提出了变系数的地理加权回归方法（GWR，Geographically Weighted Regression）。GWR方法能够有效处理空间参数的非均衡，而且其处理异质性的模型更为灵活，其参数随空间变动而不再依赖于具体的函数形式。本文将GWR方法扩展至面板数据，同时考虑了空间相关性，最后应用于商品市场一体化的经济增长效应研究。

（二）模型设定与估计

1.GWR模型介绍

GWR模型的设定形式：

Yi=Xiβ（ui，vi）+εi i=1，2，...，N（1）

其中，Yi表示被解释变量，Xi是1×K的解释变量，β（ui，vi）表示参数，ui、vi表示回归点i的空间属性变量，如经度和纬度，εi～N（0，δ2）。该模型将样本点的空间位置引入到回归参数中，利用局部加权回归方法分别对每个样本点进行估计，获得各样本点参数的不同估计值。若i为回归点，j点的权重是其与i点空间距离的函数，如wij=exp，其中，h为带宽。从wij的表达式可以看出，h直接决定了在对i点进行回归时j点的权重。

2.空间面板数据GWR模型的设定与估计

空间面板数据地理加权回归模型：

Y=ρoWY+Xβo+u， u=v+ε（2）

其中，Y=（Y1，Y2，...YN）T表示因变量向量，Yi=（Yi1，...，YiT）T。ρo为空间自相关系数矩阵，矩阵W表示空间权重矩阵，通常对其进行行和等于1的标准化，WY表示因变量的空间滞后项，表示Kronecker积。X为NT×NK的外生变量对角矩阵，其对角线上的元素为T×K矩阵，βo为NK×1维参数矩阵。u为NT×1维干扰项向量，v为个体效应向量，ε～N（0，δ2εINT）是随机扰动项。

根据空间面板数据地理加权回归模型的设定方式，采用ML估计方法可得到模型（2）中个体效应v为随机效应时的参数估计值由于篇幅所限，文中未列出混合效应和固定效应模型的估计过程，实证模型中其他变量的回归结果也未详细列出，有兴趣的读者可向作者索取。：

i=（X′Ω-1iX）-1X′Ω-1iAY（3）

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

其中，Ωi表示估计i点时干扰项的方差协方差阵，ET=IT-T，T=JT/T，JT表示元素全为1的T阶方阵，Ωi=（Tδ2vINT+δ2εGiIT）（INT）+（δ2εGiIT）（INET），2ε表示回归时得到的δ2ε的估计值。Ψ2=δ2v/δ2ε，δ2v表示个体效应v的方差。

然后根据随机效应模型的集中化对数似然函数CLNFC（Ψ2，hi，ρi）：

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

其中，P=INT，Q=INT-P，Ψ1=ln（TΨ2+goi）+（T-1）ln（gij），Ψ2=（（TΨ2IN+Gi）-1IT）P+（G-1iIT）Q，表示干扰项的估计值。模型（5）需要估计3个参数，Ψ2、hi和ρi，将其估计值代入式（3）和式（4），即可完成随机效应模型的估计。

四、商品市场一体化影响经济增长的实证研究

（一）珠三角商品市场一体化的测度

本研究采用Parsley和Wei提出的相对价格法测度珠三角商品市场一体化指数。该方法的研究思路从冰川成本模型出发：假设商品k在i地价格为pi，在j地的价格为pj，在i和j之间销售商品k的交易成本为商品价格的一个比例C，0pkj或者pkj（1-C）>pki时，存在套利活动，即会有人进行跨区域的贸易活动获取利润，直至达到均衡状态。因此，得到相对价格pki/pkj的无套利区间。由于众多商品的绝对价格很难获得，而且现实的统计数据通常采用相对价格形式，Parsley和Wei等提出利用区际间相对CPI或相对商品零售价格指数的方差Var（qkijt）来测度区域商品市场非一体化程度，Var（qkijt）越大则说明区域间的商品市场非一体化越严重，反之则反是。

本文以2001～2010年《广东省统计年鉴》中珠三角各城市的9大类居民消费价格指数包括服务项目、食品、烟酒及用品、衣着、家用设备用品及维修服务、医疗保健和个人用品、交通和通信、娱乐教育文化用品及服务、居住。为基础，根据相对价格法测度珠三角商品市场一体化指数。

根据桂琦寒等（2006）的定义，商品市场一体化指数越大，对应城市的商品市场非一体化程度越深，反之则反是。表1的统计结果表明，研究期内各城市的商品市场非一体化水平总体呈下降趋势，在2008年普遍出现了提高，很可能是“次贷危机”导致地方保护加剧。此外，珠三角各城市的商品市场一体化程度，广州最高，深圳和东莞最低。

（二）商品市场一体化的经济增长差异效应研究模型

本研究基于陆铭和陈钊（2009）的研究文献，得出商品市场一体化的经济增长效应模型：

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

其中，growthit表示地区i在时期t的真实人均GDP增长率（%），ci表示常数项，MIit是地区i在t时期的商品市场一体化指数，MI2it表示MIit的平方项，ρi表示空间自相关系数，wij是空间权重系数。系数下标i表示该系数与回归点i的地理位置有关。在模型中分别用滞后一至三期的MI_LAG代替MI，以研究商品市场一体化对经济增长影响的滞后效应，即表2中的模型Ⅱ～模型Ⅳ。Xit表示一系列控制变量，包括人均资本k的对数lnk，通货膨胀率CPI，对外开放OPEN，实际利用外资（AFC）占GDP比重，人口增长率PG（‰）。uit表示扰动项，包含个体效应vi和独立同正态分布的随机扰动项εit。

lnk的估算采用永续盘存法：

Kit=Kit-1（1-δit）+IitKit（7）

其中，Kit和Kit-1分别表示第t年和t-1年的物质资本总量，δit表示资本重置率，Iit表示当年的投资总量。令δit=9.6%，并用各城市1980年的全社会固定资产投资总额除以10%作为该市的初始资本存量，得到人均资本存量kit=Kitpopit，popit表示年初和年末人口总数的算术平均。

（三） 数据来源和回归结果

模型（6）和模型（7）的数据均来源于2001～2010年《广东省统计年鉴》。回归分析包含模型的估计和检验两部分：首先，采用ML方法对混合效应、固定效应和随机效应下的模型（6）进行估计；其次，采用基于拟合优度的拟合χ2分布检验固定效应模型相对于混合效应模型，以及渐进χ2分布的随机效应模型相对于混合效应模型的LM检验。两个检验统计量值分别为F（1.01，54.9）=0.00015和LM=8.00。因此，本研究认为随机效应模型适合所使用数据。

在包含MI的回归模型中，空间自回归系数ρ的估计结果不显著，而且在不变系数面板数据模型的空间自相关Moran’s I检验也表明自变量不存在空间自相关（Pmoran’s I=0.53）。该统计结果表明珠三角各城市的经济增长在研究期内并无显著的空间溢出效应，即周围城市的经济增长对该地区经济增长无统计上显著的影响。因此，在分别包含MI_LAG1、MI_LAG2和MI_LAG3的模型Ⅱ～Ⅳ中未再加入被解释变量的空间滞后项。

表2为包含不同时期商品市场非一体化指数模型的估计结果。总的来看，研究期内珠三角商品市场一体化对各个地区经济增长的影响存在显著的个体差异性。其中，商品市场一体化程度的提高会提高广州、深圳、惠州和江门的经济增长水平，但会降低肇庆和东莞的经济增长水平。此外，珠海的市场一体化对经济增长的影响随滞后期变动：

模型Ⅰ，模型的商品市场一体化指数只包含当期MI，大部分城市的经济增长不受珠三角商品市场一体化当期值的影响。但是，东莞和中山的MI显著为正，即说明采取商品市场非一体化的方式将更有利于同期的经济增长；江门的MI显著为负，说明商品市场非一体化程度的提高会降低当地的经济增长水平。

模型Ⅱ～模型Ⅳ的回归结果显示，商品市场一体化指数的滞后期对地方经济增长效应更显著，与MI相比，MI_LAG1、MI_LAG2和MI_LAG3在9个地区中分别有7个、4个和5个地区显著。广州、深圳、珠海、惠州、中山和江门的MI_LAG系数总体为负数，即商品市场一体化对这些地区的经济增长有明显滞后的积极影响；东莞和肇庆的MI_LAG1和MI_LAG3系数都显著为正，说明滞后一期和滞后三期的商品非市场一体化对这两个地区的经济增长有促进作用。

表2的实证结果表明，经济发展水平相对较高的城市的经济增长受商品市场一体化的有利影响。当商品市场一体化程度提高至一定水平时，商品市场一体化将不利于相对发达地区的经济增长（见表3）。由于发达地区在高技术产业拥有比较优势，且通常具有较快的技术进步速度，所以往往在贸易利益的分享中得到较大的份额，商品市场一体化对较发达地区的经济增长更有利。但随着商品市场一体化程度的不断提高，相对落后地区通过获得相对发达地区的技术溢出，或者采用赶超战略等方式使其拥有部分高技术产业的生产能力，提高其与相对发达地区贸易中所享受的利益份额，相对发达地区的经济增长不再受益于商品市场一体化。本文结果一定程度上可以解释国际或国内部分区域的一体化组织不断扩大的原因，只有通过不断添加相对落后的个体，才能够保持较发达地区获取区际贸易的正面影响。

但是，在经济发展水平相对较低的城市中，只有肇庆市和东莞市的经济增长明显受商品市场非一体化的有利影响，江门和惠州的经济增长受商品市场一体化的有利影响，两种不同的影响同样会随着商品市场（非）一体化程度提高而出现拐点（见表3）。虽然商品市场分割能够保护当地企业免受外部竞争，从而促进经济增长，但是这种经济增长是以牺牲经济效率为代价的结果。根据区域经济增长理论，决定区域经济增长的因素可分为两大类：需求因素和供给因素。商品市场一体化通过区际贸易同时直接或间接影响需求因素和供给因素，商品非市场一体化则只能影响供给因素①。如果相对落后地区的产品和企业太缺乏竞争力，促进落后地区经济增长的只有供给因素，则商品市场非一体化更有利于当地经济增长，这样能够保护本地企业免受外地企业的竞争（肇庆和东莞）。但是随着商品非市场一体化程度的提高，过于封闭的商品市场会给技术创新等供给因素造成负面影响，从而对地方经济增长起阻碍作用。如果促进落后地区经济增长的同时包含需求因素和供给因素，则商品市场一体化更有利当地经济增长（江门和惠州）。

表3的结果可检验商品市场非一体化对经济增长的影响是否存在拐点，即是否存在U型或倒U型的趋势。回归结果表明，除了模型Ⅰ的东莞和模型Ⅱ的江门以外，β1显著的绝大部分城市都存在拐点，即商品市场一体化对大部分城市经济增长存在拐点，该结论与陆铭和陈钊（2009）的结论相似。根据拐点公式-β12β2计算得出，大部分观测点仍处于拐点的左侧，即说明商品市场（非）一体化对经济增长影响的趋势在大部分地区未发生方向性的变动。

从β2的总体分布情况来看，商品市场（非）一体化对几乎所有研究对象的经济增长影响都存在拐点，当商品市场一体化达到一定程度后，商品市场一体化会不利于相对发达地区的经济增长。同样地，当商品市场非一体化达到一定程度时，商品市场非一体化也会阻碍相对落后地区的经济增长。

此外，其他系数的估计结果显示，所有地区的lnK系数都显著为正，说明物质资本的增加对dylw.net 所有地区的经济增长具有促进作用。4个模型的CPI系数都显著为负，陆铭和陈钊（2009）认为当期的通货膨胀导致经济的周期波动，当年的通货膨胀有可能伴随着未来更低的经济增长。东莞和肇庆的对外开放OPEN系数显著为负，珠海和江门对外开放OPEN系数显著为正。说明对外开放加剧了地区的竞争，但并非一定能促进地区经济增长，所处经济发展阶段不同，地区本身的特征差异影响区域对外来竞争的消化能力，因此表现出区域之间的差异性。同样地，实际利用外资AFC变量也出现了区域间方向性的差异性，其中，东莞和肇庆的AFC系数显著为负，珠海和江门的AFC变量系数显著为正。综合OPEN和AFC两个变量来看，虽然东莞和肇庆在进出口贸易对经济增长带来负面影响，但是外来资本的投入对地区经济增长带来了正面影响，而珠海和江门则出现与它们相反的结论。为了有效地吸收贸易及外资的有利方面，去除其不利影响，这两组城市之间应该相互借鉴，增进交流，从而实现共同进步。

五、结论及建议

本文的研究表明，商品市场一体化对经济增长的影响具有明显的时滞性。商品市场一体化对地方经济增长的影响存在两种不对称性：相对发达地区和相对落后地区之间的不对称，以及相对落后地区内部之间的不对称。商品市场一体化有利于相对发达地区的经济增长，但是不一定有利于相对落后地区的经济增长。商品市场一体化对经济增长的影响主要通过需求因素直接或间接起作用，由于构成相对落后地区的产品和产业结构差异，有些相对落后地区无法消化外来产品的竞争，从而商品市场非一体化对当地经济增长更有利（如东莞和肇庆）。相反地，如果相对落后地区的产品结构和当地企业竞争力可享受到区际贸易中的利益分配，则商品市场一体化同样能促进当地经济增长（如江门和惠州）。

商品市场一体化对研究对象的经济增长影响都存在拐点（模型Ⅱ的中山市除外），当商品市场一体化达到一定程度后，其对地方经济增长的影响会发生方向性的转变。即随着商品市场一体化程度的变化，相对发达地区或者相对落后地区不会一直收益或受损，这可能是影响区际关系波动的原因之一。

总之，商品市场一体化降低了区际间的交易成本，有利于区际间的产业分工，从而提高整个区域的经济效率。不同经济体的经济发展水平和经济系统的构

成存在空间非均衡，导致经济组织内部成员受商品市场一体化的影响不同。提高区域商品市场一体化，完善区际经贸关系需要重（上接第4页）

点解决落后地区与相对发达地区在商品市场一体化过程中的利益分配。因此，相对发达地区需要在发展本地技术创新和生产能力的同时，兼顾相对落后地区的可持续发展，一味地实现自身利益最大化不仅会损害落后地区的利益，而且会促使落后地区选择带来市场非一体化。同样地，相对落后地区在商品市场一体化过程中的获利有赖于自身的产品竞争力，当地政府和企业应该更多地生产具有比较优势的产品，而不是单纯选择技术含量高，利润可观的产品。最后，相对发达地区和相对落后地区在实现区际合作时，应该形成互惠互利的政策，从而减少区际贸易中的摩擦，降低区际贸易的风险，以提高区际合作为手段，促进区域经济增长、提高人民生活水平为目的。

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篇（5）

中图分类号：F061．2文献标识码：A

文章编号：1000-176X（2009）01-0022-08

一、引 言

长期以来，经济周期波动问题一直是经济学界和政府部门关注和研究的焦点，经济学家们不仅提出经济周期波动研究的经典理论，同时也在不断开发定量判断经济周期波动状态和特点的方法，以期避免经济产生更大的波动。由于经济行为的繁荣和衰退可以通过不同部门经济变量的时间序列来观测，因此，可以选取一组与经济周期波动一致的重要的经济指标，捕捉经济周期的共同波动成分。美国国家经济研究局在20世纪60年代末开发了经济周期先行、一致和滞后合成指数（Composite Index），用来刻画经济状态和描述未来发展动向，对衰退和复苏做出预测[7]。这种方法一直使用至今。近年来经济学家们不断建立更严密的数学模型研究经济时间序列问题，识别经济周期的共同特征。自回归移动平均（Autoregressive Moving Average，ARMA）模型、向量自回归（Vector Autoregressive，VAR）模型、多元统计分析方法、状态空间模型和Kalman滤波[6]、HP滤波[3]、带通（BP）滤波方法[1]等等被广泛地用来分析时间序列和经济周期问题。Hamilton用状态转移模型（Regime-Switching，RS）模拟了经济状态的变化[5]。Stock和Watson利用状态空间模型，并采用卡尔曼滤波方法构造了捕捉经济变量之间协同变化的景气指数，认为宏观经济变量的共同变化存在一个共同的成分，这个共同成分体现了经济系统的景气状态，刻画了经济系统的协同变化[9-10]。

近年来国内学者对我国经济增长周期波动做了大量研究，刘金全研究了现代经济周期理论中的宏观经济冲击及其传导机制问题[12]；陈昆亭等用滤波方法研究了中国经济周期波动的特征[13]；陈磊对中国经济周期波动理论及测定方法做了详细的论述[14]；刘树成主编的《中国经济周期研究报告》中收集了国内学者关于中国经济周期理论、模型和计量方法研究的新成果[15]。

1．古典周期波动（Classical Cycles）

早期的资本主义国家实行自由放任的经济制度，其局部平衡和资源配置依靠竞争机制和价值规律进行自动调节。微观经济的目标是追求企业利润最大化，宏观经济运行具有很大的盲目性，因而周期性地出现供大于求，即总供求关系失调，结果导致经济萧条，失业率上升，垄断资本形成，竞争机制削弱，经济危机周期性地发生。从图1可以看到20世纪30年代大萧条带来的美国GDP的深谷。第二次世界大战前，资本主义国家进入经济衰退时期，各种经济活动的“绝对水平”本身处于下降状态，所以，人们研究经济周期波动时采用古典型经济周期的概念是自然的。第二次世界大战后，各国政府运用立法、财政、金融等手段对经济进行了大规模干预，这些努力虽然没有能从根本上克服经济周期波动和经济危机，但是从图2中可以看出经济波动变得比较平缓了，周期波动的收缩期变短了，扩张期延长了，同时波动的幅度也变小了。例如，美国1961年2月到1969年12月曾连续106个月处于扩张期，且1991年3月到2001年3月美国又连续10年保持一种低速增长的状态。鉴于经济周期波动形态的变动，一些经济学家提出了增长周期波动（Growth Cycle）的概念。[8]

2．增长周期波动

宏观经济学研究一国经济长期增长趋势和短期波动状况，前者构成经济增长理论，后者构成经济周期波动理论。传统的宏观经济学将经济的增长与周期、趋势与波动、长期与短期问题割裂开进行研究，而现代增长经济周期理论试图把经济的长期增长趋势与短期周期波动二者结合起来进行研究。

经济增长周期波动的计算方法存在两种类型：

1．增长循环（Growth Cycles）

增长周期波动的一种类型是把围绕着趋势线上下的短期波动称为增长循环。作为增长循环应用的典型例子，是OECD开发的OECD先行指标[8]。OECD于1978年开始基于“增长循环”的概念，利用景气分析的手法对其成员国的经济周期波动进行研究，开发了各成员国除去趋势的景气指数CI（Composite Index），并确定了各成员国经济周期波动的基准日期。

从图1中可以看出中国工业总产值序列围绕着趋势线上下波动，图2显示了除去趋势后增长周期波动的变化。图1的趋势序列和图2的循环序列都采用BP滤波方法对工业总产值序列进行分解的。

2．增长率循环（Growth Rate Cycles）

观察经济时间序列的增长率（考察与上年同月或同季比的变化率），如果这些增长率上下波动具有某种规律性，称为增长率周期波动。中国从改革开放至今的30年来，大多数经济指标在绝对量上都是增长的，在图5和图6中可以看出，从1978年以来中国实际GDP不存在绝对水平的下降，经济周期波动表现为经济增长速度的高低。因此，中国大多数研究部门和政府机构研究经济周期波动都利用增长率周期波动来研究中国的经济周期波动状况。

二、利用状态空间模型及卡尔曼滤波方法构建景气指数

1989年，Stock和Waston[9]提出了新的景气指数概念和制作方法。他们认为景气变动不应仅仅是针对GNP的变动而言，而应该把景气循环看做更广泛的包括金融市场、劳动市场和商品销售市场在内的总体经济活动的循环。而为了反映以上这些方面的多个总量经济指标的共同变动，可以认为在这些变量的共同变动背后，存在着一个共同的因素，这一因素可由一个单一的、不可观测的基本变量来体现。这一基本变量代表了总的经济状态，它的波动才是真正的景气循环。这一不可观测的基本变量被称为Stock-Waston型景气指数。

由于Stock-Waston景气指数是不可观测变量，不能利用一般的统计模型求解，本文利用状态空间模型（State Space Model）估计Stock-Waston景气指数。状态空间模型的特点是提出了“状态”这一概念。而实际上，无论是工程控制问题中出现的某些状态（如导弹轨迹的控制问题）还是经济系统所存在的某些状态都是一种不可观测的变量，正是这种观测不到的变量反映了系统所具有的真实状态，所以被称为状态向量。状态空间模型建立了可观测变量和系统内部状态之间的关系，从而可以通过估计各种不同的状态向量达到分析和观测的目的。利用状态空间形式表示动态系统主要有两个优点：第一，状态空间模型将不可观测的变量（状态变量）并入可观测模型并与其一起得到估计结果。第二，状态空间模型是利用强有力的迭代算法――卡尔曼滤波（Kalman filter）来估计的。

2．建立中国经济增长率周期波动景气指数

为了利用前述的状态空间模型和卡尔曼滤波方法建立中国经济增长率周期波动景气指数，首先要决定的是构成变量的选取问题。构成变量必须是与我国的景气变动基本一致，能反映各主要经济活动领域变化的、相互独立的有代表性的宏观经济变量。为此，我们将表1中所列一致指标组的6个指标作为一致景气指数的构成指标。这6个指标反映了工业生产、商品销售、投资、消费、货币和外贸等6个经济领域的变动，所选数据的样本区间为1980月―2008年3月。同时为了分析物价的波动还筛选了一组物价景气指标，所选数据的样本区间为1997年1月―2008年3月。为了得到去掉趋势的平稳的时间序列，我们分别对所选指标作了与上年同月比，得到增长率序列，并进行季节调整消除季节性因素和不规则因素的影响，最后还要进行标准化处理。

表1中国经济增长率周期波动景气指标组本文数据来源于国家统计局《中国经济景气月报》和中国经济信息网《宏观月度数据库》。基准指标选择工业增加值比较合适，但是由于统计数据的限制，该指标的数据较短，而工业总产值数据较长，和工业增加值变化一致，因此采用工业总产值作为基准指标，固定资产投资1992年以前的数据是用基本建设投资增速向前推算得到的；全行业产品销售收入1994年以前数据用预算内企业销售收入增速向前推算得到。进口总额是用月度人民币兑美元的汇率序列转换为亿元人民币为单位。本文经济指标筛选方法和景气指数计算都是采用作者所编制的程序计算。

经济总量一致指标组物价一致指标组

指标名称超前或滞后月数相关系数指标名称超前或滞后月数相关系数

工业总产值增速01．00居民消费价格指数01．00

全行业产品销售收入增速00．82商品零售价格指数00．97

社会消费品零售总额增速-10．68生活资料工业品出厂价格指数00．93

固定资产投资增速+10．43生产资料工业品出厂价格指数-20．75

进口商品总值增速-10．57农副产品类购进价格指数-20．89

狭义货币供应量（M1）增速-20．66原材料、燃料及动力购进价格指数+10．81

注：经济总量一致指标均是与上年同月比增长率序列，基准指标是工业总产值；物价指数都是上年同月=100的指数，物价一致指标组的基准指标是居民消费价格指数，所有指标都进行了季节调整，去掉了季节要素和不规则要素，“+”表示滞后，“-”表示先行。

分别对表1的2组k（k=6）个指标计算景气指数。方程（1）―（3）中的延迟构造，即参数（p，q，r）的确定，主要根据BIC准则，同时也参考AIC准则和对数似然函数值的大小。通过对多种（p，q，r）不同组合模型的大量试算和结果比较，最终选择（p，q，r）=（4，3，2）为最合适的模型。于是利用极大似然法求出了未知参数向量{1，…，4，γ11，…，γ63，θ11，…，θ26，h1，…，h6}的估计值，然后给出Kalman滤波的初值a0和P0，对t=1，…，n，利用Kalman滤波公式反复进行计算便得到了状态向量αt估计值。αt的第一个元素ct（t=1，…，n）即为经济增长率周期波动景气指数。

图3和图4分别显示了利用状态空间模型和卡尔曼滤波方法合成的中国经济增长率周期波动的总量景气指数（记为SS_GR）和物价景气指数（记为SS_P）。为了便于比较分析，这2个景气指数均以2000年平均值为100。

通过分析图3中SS_GR景气指数波动状况，可以发现改革开放尤其是市场经济体制改革以来，经济增长率周期波动很频繁，波动幅度也很大。2007年10月经济总量景气指数SS_GR达到峰值。

从图5可以看出以2000年为基年进行比较，2004年以来物价的波动要比经济周期波动剧烈得多，并且物价波动的峰、谷都滞后于经济周期波动，大约滞后8个月左右。随着经济增长率周期波动处于下降阶段，物价增长率周期波动也会出现下降阶段。

三、分解趋势和循环要素的滤波方法

增长循环的研究需要对时间序列进行趋势和循环要素的分离，如何分离出趋势和循环成分是增长循环研究的关键。较早的趋势分解方法有一阶差分方法、回归分析方法和移动平均方法等。Beveridge和Nelson分析了差分平稳的时间序列如何分离趋势和循环，提出了基于ARIMA模型的B-N分解方法[2]。如果差分平稳时间序列的趋势成分和循环成分生成机制已知，可以将其作为不可观测成分（Unobserved Component，UC），写成状态空间形式（State Space Form）并利用Kalman滤波进行估计。对于多数应用研究来说，B-N分解和UC模型方法过于复杂，因此，研究者又构造了大多数情况下效果都较好的趋势估计方法，使用最为广泛的是HP（Hodrick-Prescott Filter）滤波。Baxter和King研制的BP滤波带通滤波（Band-Pass Filter）有不同的计算方法，为了叙述方便起见，本文将Baxter和King[1]研制的带通滤波简称为BP滤波。，能够捕捉经济时间序列中的特定循环成分，可以在此基础上计算具有经济增长周期波动特征的景气指数[1]。

1．HP滤波方法

HP滤波因在宏观经济分析中用来得到经济时间序列的长期趋势而被广泛使用[3]。设经济时间序列为Y = {y1，y2，…，yn}，趋势要素为T={t1，t2，…，tn}，n为样本长度。一般地，时间序列Y 中的不可观测部分趋势ti常被定义为下面最小化问题的解：

式（6）存在一个权衡问题，即要在趋势要素对实际序列的跟踪程度和趋势光滑度之间做一个选择。λ=0时，满足最小化问题的趋势等于序列yi；λ增加时，估计趋势中的变化总数相对于序列中的变化减少，即λ越大，估计趋势越光滑；λ趋于无穷大时，估计趋势将接近线性函数。一般经验地，λ的取值如下：

图6是社会消费品零售总额月度对数序列（季节调整后）、利用HP滤波方法对季节调整后的序列分离出来的趋势序列图形，从中可以看到分离结果较好地拟合了社会消费品零售总额月度对数序列趋势。

2．BP滤波方法

自时间序列分析产生以来，人们对经济周期波动的分析不仅集中在时间域内，即直接分析数据随时间变化的结构特征，而且从频域角度研究经济周期波动的时间序列谱分析方法也在受到重视和应用，谱分析方法又提供了一种研究经济周期波动的有力工具。谱分析的基本思想是：把时间序列看做是互不相关的周期（频率）分量的叠加，通过研究和比较各分量的周期变化，以充分揭示时间序列的频域结构，掌握其主要波动特征。因此，在研究时间序列的周期波动方面，它具有时域方法所无法企及的优势。

式（11）为滤波的频率响应函数（frequency response function），称|W（e-iλ）|2为滤波的功率传递函数（power transfer function）。通过适当设计（11）式中的权重序列，可以使w（λ）在某些频率区间内等于或近似等于0，这样就可以将输入中所有在这个频率带中的分量“过滤”掉，留下其它成分。根据被保留下来的频率位于低频处、高频处或某个中间带上，分别称为低通滤波（low-pass filter，LP）、高通滤波（high-pass filter，HP）和带通滤波（band-pass filter，BP）。但是，在实际应用中，我们只能对序列进行有限项滤波，设截断点为m，这时的频率响应函数为：

Baxter和King对比了BP滤波与包括HP滤波在内的其他常用的方法，指出线性剔除趋势方法和一阶差分法具有明显的缺陷，利用HP滤波方法得到循环成分的效果类似于BP滤波的一种特殊形式――高通滤波（high pass filter）[1]，HP滤波方法得到的结果没有通过BP滤波得到的循环成分光滑。可见，在经济周期波动问题的研究中，BP滤波能够比其他方法更好地达到提取合意的波动成分的目的，因此，得到了广泛的实际应用。Stock和Watson在研究美国宏观经济时间序列的周期波动中采用了BP滤波方法[10]；Gerlach和Yiu在研究亚洲几个国家的产出缺口中使用了BP滤波方法等[4]。

四、构建中国经济增长循环景气指数

1．利用BP滤波方法构建经济增长循环景气指数

笔者仍利用表1中一致指标组的月度指标，对这些宏观经济指标的对数序列本文BP滤波的计算使用Eviews5软件。BP滤波在分离时间序列的趋势和循环要素时，将二者视为相加关系，因此，为了得到实际经济增长相对于趋势增长的偏离程度，即循环要素与趋势要素的比值，可以对原序列进行对数处理，然后再运用BP滤波，就可以得到循环成分相对于趋势成分的偏离程度。进行季节调整剔除季节性因素和不规则因素的影响，数据区间为1980年1月至2008年3月，然后利用BP滤波分离出循环要素。

在使用BP滤波时，截断点m的选择是决定近似理想滤波优劣的根本因素，如果m取值过小，将会在剔除不想保留的成分的同时，也将想要保留下来的成分的一部分剔除掉了。但是，m选择太大时，序列两端将缺失过多数据。因此，在保证滤波效果较好的前提下，应该选择尽可能小的m值。为此，本文考察了不同截断点数值对频率响应函数的影响，选择m =18。BP滤波的周期范围介于18―60个月之间。为了能够充分利用近期的数据信息对当前的特征进行刻画，本文利用ARIMA模型等方法将每个指标都外推了18个月。

本文仍利用状态空间模型和卡尔曼滤波方法，基于BP滤波计算出来的各指标的循环要素，构建反映中国经济增长偏离长期趋势程度的增长循环景气指数，记为SS_BP（以2000年平均值为100），见图7。通过中国经济增长循环景气指数SS_BP，可以对中国20世纪80年代以来经济增长中出现的周期波动进行描述和分析。我们研究的增长循环的含义是经济的实际运行与趋势水平的偏离程度，这表明中国经济增长与潜在增长水平的偏离程度的波动是很剧烈的。

2．比较中国经济增长率循环景气指数和经济增长循环景气指数

观察中国20世纪80年代以来的经济增长路径，可以看出宏观经济总量长期处于一种沿着趋于指数型上升的趋势增长路径上下波动的状态，但是短期内实际产出和潜在产出呈现出很大的偏差（产出缺口），这就导致增长型经济周期波动的存在。经济在潜在产出的上方运行时，由于存在对生产扩张的约束，即可用资源不足，对向上扩张存在一个直接的限制，使得经济过热难以维持。而经济在潜在产出的下方运行时，由于技术进步、创新和为更新目的所进行的新投资和新的消费热点等出现，又会开始一种积聚向上的运动，回到长期趋势水平。政府进行宏观经济调控的目的是力图缩小中国增长型经济周期波动的幅度，延长经济周期波动的上升期，缩短下降期，保持经济处于持续、稳定和适度增长的良好局面。

图8中将2个景气指数画在一起，可以看出两种景气指数的差别。中国近年来研究经济周期波动多以增长率循环为主，增长率指标的缺点是它的波动受前一年的基数影响较大，往往不能准确地反映景气波动的幅度。由图8可以看出增长循环景气指数SS_BP和增长率循环景气指数SS_GR的大多数峰、谷时点差别不大，但是1990年达到谷后的回升有较大差别。由于1990年的谷太深，前一年的基数较小，故SS_RG回升得很快，而SS_BP在谷底徘徊了一段时间才缓慢回升。另外，在波动的幅度上，两种不同类型的景气指数也有差别。除了少数的几个峰，如1985年和1989年的峰相差不多以外，增长循环景气指数要比增长率循环景气指数的波幅小。

五、结论与政策建议

本文使用三种滤波方法研究中国经济周期波动问题。筛选了反映国民经济各领域波动的多个重要宏观经济月度指标作为景气指标，这些景气指标涵盖了改革开放以来较长的时间区间。首先利用状态空间模型和卡尔曼滤波方法，计算了中国增长率循环景气指数SS_RG和物价景气指数SS_P；其次讨论利用HP滤波和BP滤波计算景气指标的循环要素，最后同样利用状态空间模型和卡尔曼滤波方法构建了反映中国经济增长偏离长期趋势程度的增长循环景气指数SS_BP。根据本文的计算结果，对改革开放以来中国经济增长周期波动的特征进行了分析。本文认为，虽然改革开放30年来我国经济一直高速增长，但增长型的周期波动还是很激烈的。宏观调控趋于成熟和市场经济体制的逐步确立将使中国经济周期波动振幅减小，市场经济体系中总需求内在持久的扩张决定了中国在当前经济周期上升阶段出现了平缓和持续期间延长的特征。

本文中经济增长率景气循环指数SS_BP分别于2007年10月和12月出现了峰，进入下降阶段。由于美国次贷危机引发的金融动荡及全球经济的不景气，对我国经济稳定造成较大的冲击，使得2008年以来我国经济增长周期波动处于下行阶段。

对于中国这样的发展中国家，社会的发展离不开经济的快速增长，但是，在经济的快速增长中产生了对各种原材料、能源、矿产资源和土地资源等的高消耗及对环境的高污染等一系列问题。房地产和汽车等行业投资与生产的扩张，带动了整个投资规模的过快增长。因此，在经济周期波动过程中出现的问题需要引起足够的重视，要采取适当的宏观调控措施，减小经济周期波动的振幅，延长其上升期，缩短下降期，使经济快速增长与社会的和谐发展相适应。同时，应该促进粗放型经济增长方式向节约型经济增长方式的转变，增强自主创新能力，提高经济增长质量，把经济社会发展转入全面协调可持续发展的轨道。

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篇（6）

一、引言

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

二、概念分析

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

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

三、M2/GDP不适宜作为衡量中国存在货币超发的指标

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

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

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

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

四、基于社会经济发展需求的货币供应量增长分析

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

（一）市场化改革深入推进引致货币供应量快速增长

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

（二）货币增长内生性特征催生货币供应量快速增长

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

（三）货币信贷需求高速增长引发货币供应量快速增长

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

（四）金融资源配置效率较低推动货币供应量快速增长

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

（五）外汇占款是货币供应量快速增长的重要推动因素

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

（六）积极财政政策实施对货币供应量快速增长产生重要影响

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

五、政策建议

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

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[6]刘满平.内外货币超发逼压“适度宽松”[J].望，2010（47）.

篇（7）

一、引言

经济增长收敛性研究对区域经济增长的长期趋势和区域经济差异的变化都具有较强的解释能力，因此被广泛应用到区域经济领域。收敛假说指出，基于资本边际报酬递减倾向，如果区域间要素可以自由流动，在市场机制的作用下，区域间的人均产出或收入水平将趋于均衡。如果区域经济增长存在收敛趋势，则意味着区域经济差距会在市场机制作用下自动趁于缩小，从而有助于政府实现区域经济差距的缩小。如果区域经济增长存在发散(趋异)的趋势，区域经济差距将会拉大，则意味着政府缩小区域经济差距的难度加大，缩小区域经济差距的政策效果会受到影响。政府可以通过创设有利于收敛发生的条件，来有效地缩小区域经济差距。

二、模型选择及数据定义

本文在以前这些研究结果的基础上，采用β-收敛法来测算区域经济增长的收敛性，这是由新古典增长模型演变而来的，通过测算β-收敛系数来考察地区经济增长的收敛性，β-收敛系数是指落后地区的某些经济指标接近发达地区水平的速度。该模型中，仅有两个时点t-T和t上的观测值，T是时段的长度，这一时间区间上的平均增长率即为：

为尽可能保持各区域间经济体制变量一致性的假定，时期的选取是从建立市场经济体制后的1994年开始的，分析的总时段是从1994年到2005年，以1999年为分界点。本文选取人均国内生产总值(GDP)作为衡量各省经济增长的基本指标，人均GDP的增长反映了区域经济增长实际带来的人均财富的提高，能比较真实地反映区域经济增长的实际效果。

本文分析的原始数据主要来自《中国统计年鉴》(国家统计局，1994～2006)。本文分析中提到的人均GDP均为真实人均GDP，即对人均GDP进行平减指数的修正。考虑到各省的GDP名义指数、可比价格GDP指数难以获得，统一采用同年全国的GDP名义指数、可比价格GDP指数进行处理，全国的可比价格GDP指数采用以1978年为基期，GDP的名义指数同样采用1978年为基期，具体的计算公式为：

第i年的平减指数=第i年的GDP名义指数/第i年按可比价格计算的GDP指数。

各省第i年真实人均GDP=各省第i年人均GDP/第i年平减指数。

三、区域经济增长收敛性的实证分析

(一)绝对收敛分析

绝对收敛假说是指技术、制度、文化、偏好等相似结构特征的区域有相同的经济稳态，无论经济的初始条件如何，人均产出的增长率与初始人均产出水平负相关，长期内不同区域的人均收入水平将收敛于相同的稳态水平。首先笔者采用上述经典回归方程(1)分时段对各省截面数据进行了非线性回归(回归结果见表1)。由表中回归结果可见，各个方程都具有较强的解释能力。单从收敛系数β的估计值来看，3个时段的估计值B均小于零，说明这3个分析时段全国各省都没有收敛的趋势，各省经济都趋于发散。从β值的显著性检验t值来看，1999年到2005年这一时段，t值显著水平不是很高，其他两个时段在5％的显著水平下通过检验，说明发散的特征很显著。从发展阶段来看，社会主义市场经济体制实行的初期，1994～1999年全国各省的经济具有明显发散的特征，1999年以后各省的经济发散的迹象并不是很显著。所以总体来看，全国各省的经济没有收敛的倾向，具有明显的发散的特征。

由于收敛研究关注经济发展的长期趋势，而非短期阶段性变化。因此从1994年到2005年来看，中国省际经济增长并不存在明显的收敛趋势。也就是说。从长期趋势和整体上而言，中国各省之间经济增长不存在绝对收敛的特征。

(二)条件收敛分析

条件收敛指出，不同区域之间具有不同的结构特征，从而具有不同的经济稳态，无论经济的初始条件如何长期内不同区域的人均水平将收敛与各自的稳态水平。由于条件收敛承认不同区域具有不同的结构特征和稳态值，比绝对收敛更加接近现实，更具有说服力。

在(1)式中再加入其他变量，构建条件收敛的回归模型：

是一些用于测度区域稳态值的变量，也被称为收敛条件。如果回归方程8大于零，且能很好的度量稳态值，则说明发生了条件收敛。

条件收敛研究的关键问题是收敛条件的寻找和确定。巴罗强调政府支出是“增长的催化剂”。他检验了政府各种支出对经济增长率的贡献度，这些变量分别以独立的形式直接加入，结果表明它们对经济增长率的贡献截然有别：其中公共教育支出部分估计系数显著为正，而用于纯政府消费的部分估计系数显著为负。财政支出作为政府干预经济的一个重要特征参数，它自然是分析框架中一个不可或缺的重要元素。

参考巴罗的上述结果，我们选择财政支出――一个反映政府综合行为的经济变量，来进一步观察政府行为对中国经济增长收敛性的影响。本文中采用财政支出与GDP比例这一变量在总体上考察政府行为对经济增长的宏观干预程度，此变量只能反映上述各种变量的一个综合效应。

笔者将条件收敛回归模型(2)式中控制稳态的变量设置为财政支出与GDP之比的变量gi，回归模型如下：

篇（8）

传统研究经济增长的理论是从土地、资本和劳动力的贡献来分析，无法揭示出经济可持续发展的源泉。内生增长理论特别是新增长理论把技术进步内生化，强调技术进步是经济长期增长的唯一源泉，为经济可持续增长指出方向。索洛指出，美国长期人均收入增长中,技术进步起到了80%的作用,投资增加只解释了余下的20%。正如克鲁格曼指出的中国经济增长的问题一样，经济取得了卓越的增长率，却没有与之相当的卓越的生产率增长。经济的增长大部分是资源投入，而不是效率提升的结果。

当前，新疆正处于大发展的新时期，面临历史性重大机遇，中央新疆工作座谈会提出了新疆跨越式发展和长治久安的战略决策，进入了新的历史发展阶段。在这一背景下，新疆要实现中央制定的跨越式发展目标，传统的发展模式不可持续，必须要转变经济增长方式。

一、新疆经济增长方式特征

改革开放30多年来，新疆的经济发展取得了举世瞩目的成绩，从1978年的39.07亿元增长到2011年的6574.54亿元，年均实际增长率高达10.4％。新疆在大力发展经济的同时，也在着力调整产业结构和加快农牧业现代化、新型工业化和新型城镇化“三化”建设来转变经济增长方式，但新疆经济增长方式仍存在增量不增质的问题。经济增长方式的“三高一低”特征明显，即高投入、高消耗、高污染和低效益。具体表现为:

（一）资源性产业支撑经济，产业长期处于低端化，产业利润长期处于低水平状态

虽然新疆产业已经融入国际国内产业体系中，但是基本处于价值链低端，主要集中在低附加值的能源、原材料等初级产品上。新疆石油石化产业仍占主导地位。2011年，石油石化产业增加值占工业增加值的60%（加上矿产业合计约为67%）。2011年新疆原煤、原油产量分别为1.12、0.26亿吨，分别增长20.8％和2.2％。2011年新疆重点监测的十大产业中，资源类的有色、化学、煤炭、钢铁工业分别增长32.9%、31.2%、22.5%、17.7%，而装备制造工业则下降3.3%。

（二）产业结构比例不协调，重化工业特征明显

与发达国家和我国东部省区相比，新疆的整体产业结构明显存在比例不协调的问题。2011年，新疆的第一产业占GDP的17.3%，第二产业占50%左右，服务业占32.7%。相比2002年18.9︰37.4︰43.7的结构，近十年产业结构呈逆向调整，当前进一步强化了重化工业化趋势，第三产业则呈下降趋势。横向与全国产业结构10︰47︰43相比，也呈现出第一二产业过高，第三产业偏低的特征。2010年新疆轻重工业比例为13.7:86.3，重工业中加工制造业仅占工业增加值的8.3%，说明新疆工业发展基础薄弱，工业体系不健全，产业链发育不完备。

（三）新型工业化发展不足

新疆2005年提出的新型工业化，比全国晚了3年，是以农业为重点向以现代工业为重点的重大战略转型。但当前的工业增长仍然依赖于石油开采、化工、电力等传统行业。在信息工业基础上发展起来的新型工业绝对发展迅猛，相对发展不足。全国新型工业化战略持续稳步上升，但新疆尚处于起步阶段。按照胡毅与邢瑞军（2011）的综合新型工业化指数，新疆从2001年的52分降低至2008年的43分。以新疆风电产业为例，风电装机量增长缓慢，从2000年的7.3万KW，增加到2009年的100.3万KW，但占全国份额却从21.08％下降到3.89％。

（四）高投入与高消耗并存

2011年新疆全社会固定资产投资总额为4712.77亿元，占GDP的比重逐年增大，从1978年的33%逐年增加到2011年的72％。这反映出新疆经济的高速增长在相当程度上是靠高投入支撑的。新疆经济结构中，传统产业所占比重很大，这种格局决定了其经济增长必然要依赖相当大的资源与要素投入。新疆的石油加工、建材、钢铁、有色、电力等高耗能行业能源消费比重占规模以上工业企业能耗的四分之三。2009年，新疆万元GDP能耗为1.93吨标准煤/万元，是全国平均水平的1.8倍，其中，万元工业增加值能耗为3.10吨标准煤/万元，是全国平均水平的1.5倍。新疆属于典型的高耗能工业。

二、基于全要素生产率的新疆经济增长分析

探讨和描述经济增长方式的文献非常多，依据不同的判断标准和视角有多种增长方式，但从定量的方法来分析经济增长方式的方法是全要素生产率(Total Factor Productivity，简称TFP)方法。TFP方法是分析经济增长方式的重要工具，估算TFP有助于进行经济增长源泉分析，即分析各种要素对经济增长的贡献，确定增长的可持续性。TFP的增长是支持经济长期增长的唯一源泉，是一个国家和地区经济增长质量、技术进步和管理效率提高的重要标志。

篇（9）

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

二、实证分析

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

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

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

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

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

三、研究结论

篇（10）

十报告指出要适应国内外经济形势新变化，加快形成新的经济发展方式，把推动发展的立足点转到提高质量和效益上来。同时，报告也强调了深化经济体制改革是加快转变经济发展方式的关键。

现代经济增长的基本理论综述

关于经济增长方式的类型有很多种提法，如数量型与质量型、外延型与内涵型、粗放型与集约型等。尽管划分角度不同，但在本质上，数量型、外延型和粗放型是一致的，主要依赖要素投入数量的增加来实现产出的增长；而质量型、内涵型和集约型是一致的，主要依赖要素质量和使用效率的提高来实现产出的增长。

从古典学派经济学家开始，就对经济增长的性质、原因和条件等进行了探讨。亚当·斯密把决定和影响经济增长的因素归结为：生产性劳动、劳动分工和资本积累。约翰·穆勒深入研究了人口增长、资本积累、技术进步、劳动分工和合作等因素在经济增长中的作用。此后，马歇尔注意到组织管理以及知识在经济增长中的作用，熊彼特强调了企业家创新对与经济增长的影响。上述研究所涉及的影响因素都可以归入“要素投入增加”和“要素生产率提高”两个方面。

1939年，哈罗德-多马模型奠定了现代经济增长理论分析的基本框架，主要分析了劳动力和资本要素投入对于经济增长的贡献，但不能解释要素利用效率的提高对于经济增长的贡献。1956年，美国经济学家索洛在哈罗德-多玛模型的基础上增加了技术进步因素，提出了著名的索洛模型，并推出增长速度方程：

y=a+αk+βl

式中y为产出增长率，k为资本投入增长率，l为劳动投入增长率，a为全要素生产率，α为资本弹性系数；β为劳动弹性系数。从该方程式中可以看出，经济增长因素分为全要素生产率和要素投入增长率两大类，而要素投入增长率又细分为资本投入增长率和劳动投入增长率。

索洛模型把经济增长的因素划分为“要素投入增加”和“要素生产率提高”两大类，在比较完整地描述和解释经济增长动因的同时，把人们对于经济增长因素的理解带入了一个新阶段，为人们从量化角度分析和把握经济增长的因素贡献提供了方法论基础。以索洛模型作为经济增长方式划分的依据，主要是从该模型的经济增长因素贡献的量化分析角度进行的。当要素投入增长的贡献率高于全要素生产的贡献率时，属于粗放型增长方式；当全要素生产的贡献率高于要素投入增长的贡献率时，这属于集约型增长方式。

由于索洛模型把技术进步作为外生变量，因此全要素生产率（TFP）成为所谓索洛余值的暗箱。之后新经济增长理论通过技术进步的内生化，打开了索洛余值的暗箱，使人们看到了劳动分工、知识积累、人力资本积累等带来的要素边际收益递增，也为探讨经济增长方式由粗放型向集约型转变提供了新的思路。

我国经济增长方式特征相关文献综述

李京文（1991）分析了1953-1988年我国的经济增长因素，采用了乔根森等人提出的超越对数形式的生产函数方法，估算了资本、劳动投入和生产率增长（即技术进步）对经济增长的贡献。其研究表明，改革开放以前，我国的经济增长方式比较粗放，要素投入对经济增长的贡献远高于生产率提高的贡献，而要素投入又主要依赖于资本要素的投入。改革开放以来至1988年，生产率增长对经济增长的贡献明显提高，其作用日益重要，显示出这一阶段的农村改革以及城镇的企业改革，激发了劳动者的生产积极性，推进了技术进步，提高了资源的配置效率。尽管这一时期粗放的程度有所下降，但要素投入对于经济增长的贡献仍然超过生产率增长的贡献，占到59.9%，因而经济增长方式仍然属于粗放型。

陈琳（2008）采用C-D生产函数，研究了1978-2004年我国经济增长的因素贡献情况。估计的资本产出弹性为0.54，劳动产出弹性为0.46。根据其研究，1978-2004年期间，资本年均增长率为10.1%，高于同期GDP的年均增长率，资本投入对经济增长的贡献率为56.2%。劳动力投入在此期间对经济增长的贡献率为11.7%，资本投入贡献大大高于劳动力投入贡献，二者的贡献率之和为67.9%，说明要素投入在我国经济增长中发挥了主要作用。全要素生产率（TFP）的年平均增长率在此期间达到3.1%，对经济增长的贡献率为32.1%。从1978-1990年和1991-2004年的分阶段比较来看，1990年之后，劳动力投入对经济增长的贡献率急剧下降，由19.7%降为4.9%，资本贡献率有所上升，由51.1%提高到60.6%，但要素投入的总体贡献率是下降的，由70.8%下降为65.5%。全要素生产率的贡献有所提高，由29.2%提高到34.6%。就经济增长方式而言，两个阶段都主要依赖于要素投入来推动，资本要素投入的增加是最主要的推动力，属于粗放型增长。

杨飞虎（2010）进一步分析了1952-2008年期间我国经济增长的各因素贡献情况。研究采用C-D生产函数，设立了我国总量生产函数模型，分别对1952-1977年、1978-2008年、1993-2008年、1952-2008年这四个时期进行了分析。估计的要素产出弹性为，在1952-1977年期间，资本产出弹性为0.398，劳动产出弹性为0.239。在1978-2008年期间，资本产出弹性迅速上升到0.939，劳动产出弹性为-0.04。在1993-2008年期间，资本产出弹性高达0.934，劳动产出弹性急剧下降到-0.062。在1952-2008年期间，资本产出弹性高达0.813，劳动产出弹性为0.112。

根据杨飞虎的分析，资本投入是我国经济增长的主要源泉，其对经济增长的贡献率从1952-1977年期间的50.47%上升到1978-2008年期间的95.33%；而劳动投入经济增长的贡献率从1952-1977年期间的9.72%急剧下降到1978-2008年期间的-0.01%。在整个1952-2008年期间，资本投入对经济增长的贡献率高达89.58%，劳动投入仅为3.23%。在1952-1977年期间，全要素生产率对经济增长的贡献率为39.81%；而1977-2008年期间，贡献率急剧下降为5.67%，但在1993-2008年期间，其贡献率缓慢上升到7.016%。在整个1952-2008年期间，全要素生产率对经济增长的贡献率仅为7.19%，略高于劳动投入的贡献率。

上述分析尽管因研究方法和数据口径的差异，在结论上存在着一定分歧，但都反映出一个事实，即：我国的经济增长仍然主要依赖于要素投入，而要素投入又主要依赖于资本的投入，资本投入增长迅速且增速提高，劳动投入增长缓慢且增速下降，全要素生产率有所提高，但十分缓慢。我国经济增长方式仍然具有高投资、低就业、低技术含量的典型粗放型特征。

我国粗放型经济增长方式特征与政府的不当干预

经济增长是由企业活动实现的，而企业依赖于要素价格体系，其决策是在给定产出的前提下，根据要素的相对价格来选择要素投入组合以实现成本最小化。因此，企业面对的相对要素价格体系决定了企业选择的要素投入组合，因而也最终决定了整个宏观经济的增长方式。一国的要素价格体系又主要取决于一国的要素禀赋结构特征和政府的干预。一般而言，一个国家某种要素越丰裕，它的相对价格就越低；而越稀缺的要素的相对价格就越高。

（一）与经济发展阶段同步的粗放型经济增长方式

生产要素一般可分为三种，即劳动、资本和土地，这3种要素如何进行组合以从事生产则依赖技术。一个企业要获取这三种要素和技术，都需要付出一定的成本。

就我国的要素禀赋结构来看，劳动力资源最为充裕，资本和土地（自然资源）次之，而技术最为短缺。由此形成的要素价格体系表现为劳动力价格相对最低，资本和土地次之，而技术相对最为昂贵。此处技术是指凭借自主研发实现的。由于我国尚处于发展中阶段，进行自主研发实现技术进步往往需要很高的研发投入，而且风险较大，因而价格高昂，在其他国家有现成技术可以引进的情况下，通过引进技术来推进技术进步，取得技术的成本和风险都较低，更具有经济合理性。不过，引进的技术一般包含在所购买的技术设备里，在进行经济增长核算时会表现为资本的增加，而不是索洛余值的增加，即不表现为全要素生产率对经济增长的贡献。相反，如果以自主研发来取得技术进步，研发的成本不被包括在经济增长核算中，所以，自主研发所获得的技术进步就会表现为经济核算中的索洛余值，即全要素生产率的增长。

另一方面，随着我国经济的持续快速增长，劳动力和土地价格出现相对上升趋势，迫使企业逐渐改变要素投入结构，开始重视研发投入，以促进技术进步。因此，我国的经济增长方式表现为主要依赖于要素投入的粗放型模式，一方面迅速成长为“世界工厂”，产生大量以加工组装为主的劳动密集型企业，大量农村剩余劳动力进城就业；另一方面全要素生产率对经济增长的贡献率虽然不高，但出现缓慢上升的趋势。尽管资本价格相对较高，但在发达国家主导的技术进步以资本密集性技术为主的情况下，企业不得不通过加大资本投入提高竞争力，这在宏观上就表现为以大规模资本投入促进经济增长，这与一个发展中国家在工业化初级阶段的发展模式是吻合的。可以说，这些粗放型特征都具有一定的经济发展阶段适应性。

（二）政府不当干预导致经济增长方式过度粗放

从我国要素价格体系中的政府干预来看，存在着对要素价格的严重扭曲现象，主要表现在以下几个方面：

1.自然资源（包括能源）价格偏低。我国的能源和原材料价格仍然没有市场化，自然资源价格形成体系不合理，对环境成本的估计不足，价格偏低，不能反映我国自然资源的稀缺性。由此导致我国生产过程中的自然资源消耗惊人。我国单位GDP能耗远高于世界平均水平，与发达国家相比，差距悬殊，是日本的10倍，德国的7倍，甚至相比同为发展中国家的印度还要高出31%-45%。我国对石油、水资源、钢材、水泥、有色金属等资源的消耗同样居于世界前列，不仅远高于发达国家和地区，也大大高于世界平均水平。我国万美元的GDP消耗的石油、水资源、钢材和水泥分别是世界平均水平的3倍、4倍、6.8倍和11.6倍。

2.资本价格长期偏低。我国在计划经济体制下，实行重工业优先发展战略，人为压低利率，使利率水平长期低于市场利率，这一现象在改革开放后仍未做到实质改变。作为一个发展中国家，资本原本不充裕，但名义利率在有的时期却低于美国，如2007年6月我国一年期人民币贷款基准利率为6.57%，与美国当时6.5%的再贴现率水平持平。另外，我国特有的所有制结构，国有银行控制了大部分金融资源，主要贷放给国有企业，银行没有谨慎贷款的激励，国有企业也没有还贷的动力，甚至一些非国有企业凭借人情借贷也是如此，这使得企业实际支付的贷款利率可能更低。企业赖账得不到应有的制约，进一步加剧了我国信贷市场的逆向选择和道德风险。

3.劳动者权益不能有效保障降低了劳动力实际价格。我国劳动力资源丰富，导致劳动力价格低廉，但其底线应该基本能够保障劳动力的再生产。但在我国，劳动者尤其是农民工权益得不到有效保障，拖欠工资甚至逃避支付工资的现象时有发生，工作日、节假日加班往往不支付或者少支付加班工资的现象很多，农民长期离乡背井打工，在恶劣的工作环境下劳动往往缺乏必要的劳动保护，身心健康严重透支，工人、农民等劳动者的实际社会保障水平很低。这些方面的影响进一步降低了劳动力的实际价格。

4.对知识产权的保护不力提高了技术的实际价格。在我国这样的发展中国家，企业进行自主研发的投入高、风险大。即使取得研发成果，由于市场的法制环境不完善，也导致知识产权被侵犯的现象较多，某种新产品一上市，市场上很快就会出现大量假冒伪劣产品，企业为维权还需支出打假、诉讼等费用。这使得企业自主研发的实际成本提高，提高了技术要素的实际价格。

政府的干预不力导致了我国要素价格的扭曲，表现为资本价格严重偏低、劳动力价格偏低和技术价格偏高，由此形成的要素相对价格体系，这促使企业倾向于多使用资本、劳动力等要素资源，而不愿进行自主研发。由此形成了比合理情况下更为粗放的经济增长方式，表现出与经济发展阶段类似的发展中国家更低的资本利用效率、更高的自然资源消耗等特征。

从粗放型向集约型增长方式转变的路径选择

我国的要素价格体系受到了政府过多的不当干预，经济增长方式表现出了过度粗放的特征。这带来了环境被严重破坏、资本被浪费性使用、技术进步缓慢等一系列问题，削弱了经济增长的可持续性。因此，需要采取措施对政府的干预进行矫正，在市场调节的基础性作用与政府调节的辅作用下，形成能够反映资源稀缺程度的合理的要素价格体系和创新激励体系，来引导经济增长方式从粗放型向集约型的转变。

（一）营造有利于经济增长方式转变的法制环境

从发达国家的发展经验来看，在知识产权保护、能源利用和环境保护等方面均形成了比较完备的法律体系和严格的执法体系，做到了有法可依，违法必究。而我国一方面相应领域的法律不完备，在执法上更是问题重重，制约了经济增长方式的转变。因此，加强和完善促进技术研发和利用、知识产权保护、资源节约和环境保护等方面的立法，将一些有效的制度和措施上升为法律层面，尤其是加强执法体系建设，使法律法规落到实处更是当务之急。

（二）有效发挥产业政策的引导作用

产业政策是通过确定产业发展的优先顺序、限制落后产业扩张、鼓励和支持高新技术产业发展等措施来达到产业结构升级、节约资源、保护环境以及促进经济发展的经济政策。产业政策最常用的工具是市场准入制度，政府应重点针对高耗能、高污染和产能过剩产业制定严格的市场准入标准和监管法规。技术落后、单位产出能耗高、达不到技术准入和环保要求的项目不能进入市场，现有企业达不到标准的应逐渐关停或转产，对于产能过剩产业严格限制企业进入。产业政策还应进一步加大对技术先进、绿色环保、市场前景广阔的产业的支持，优先审批，优先投资。在产业布局上，应支持产业投资向落后地区倾斜，并避免重复投资和重复建设。以此引导产业结构的优化调整，提高要素使用效率。

（三）有效发挥财政和金融政策的引导作用

政府可以通过财政、金融政策来激励和约束企业的投资行为，以此引导企业进行集约式生产，从而推动经济增长方式的转变。政府可通过财政政策对实施自主创新、不可再生资源循环利用的企业给予激励，为其提供一定的税收优惠，加大研发费用的扣除比率，通过金融政策予以优先贷款，使企业愿意加大创新研发的投入，愿意通过重大技术突破和对现有技术、工艺的改进及对引进技术的消化、吸收来增强企业竞争力，愿意采取节能降耗措施进行生产。同时，政府可提高高能耗、高排放企业的税收比例，抑制高耗能、高排放行为，鼓励其通过技术创新、管理创新来节能降耗。

此外，为引导经济增长方式的转变，政府还可扩大资源税的征收范围，逐步提高资源税的税负水平，改革“从量定额”的计征方式为“从价定率”，从而使财政政策能够促进资源的更加有效地开发和利用，促进环境保护。新修订后的《中华人民共和国资源税暂行条例》于2011年11月1日起施行。新方案主要涉及两个方面的改变：一是增加了从价定率的资源税计征办法，对原油、天然气资源税由从量计征改为从价计征，并相应提高了原油、天然气的税负水平，税率为5%-10%，这次改革暂按5%的税率征收。二是统一内外资企业的油气资源税收制度，取消了对中外合作油气田和海上自营油气田征收的矿区使用费，统一改征资源税。

（四）提高教育投资的利用质量

加大对教育的投资力度，可以提高劳动者的人力资本水平，提高劳动者的劳动生产率，可以提高国家的自主创新能力，为经济增长方式的转变奠定人力资源基础。近年来，政府对教育的投资力度不断加大，但人才的培养质量还有待提高，人才的培养结构也不太合理，表现为人才的创新能力不强、大学生就业难、熟练技术工人严重短缺等方面。因此，在加大教育投资力度的同时，政府应注重提高教育投资的质量，如加大对职业学校的硬件投入、加大对优秀学生的奖励力度、加强师资队伍建设等。

总之，在我国面临转变经济发展方式的关键阶段，既要充分发挥市场机制的调节作用，也要发挥政府干预的推动作用，以有效的市场机制结合科学的宏观调控政策来引导企业的要素使用偏好，优化产业结构，推动经济增长方式向集约型转变。

参考文献：

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