導語：如何才能寫好一篇經(jīng)濟增長的來源，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公務員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

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本文分析所使用的樣本取自1981—2013年的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《國家統(tǒng)計局》。用從業(yè)人員（L／萬人）、資本形成（K總額／億元）來反映生產(chǎn)要素的投入；使用宏觀經(jīng)濟總量指標國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP／億元）反映經(jīng)濟增長。我國GDP、從業(yè)人員、出口總額（EX）與資本形成如表1所示。從回歸結(jié)果可知殘差項是平穩(wěn)的。因此，可得出lnGDP與lnK、lnL存在協(xié)整關系?；谏鲜鰠f(xié)整分析我們可以認為中國的經(jīng)濟增長與對兩生產(chǎn)要素之間存在著長期的因果關系，根據(jù)格蘭杰表述定理：若兩種變量（Xt和Yt）是協(xié)整的并且每個都是非平穩(wěn)的時間序列，那么，要么Xt一定是Yt格蘭杰原因，要么Yt一定是Xt的格蘭杰原因。在本文中，至少能說明兩種生產(chǎn)要素的投入是我國國民經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)在動力所在。表2－表8回歸結(jié)果也表明，本期從業(yè)人員每增長1％時，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值將平均增長0．543％；資本形成總額每增長1％時，國內(nèi)生產(chǎn)總值將平均增長0．598％。（6）接下來分析短期兩要素對經(jīng)濟增長的影響，利用EViews軟件建立lnGDP關于lnK、lnL的誤差修正模型ECM。以滯后一期殘差項作為誤差修正項，可建立如表10所示的誤差修正模型。模擬擬合優(yōu)度較高，方程通過F檢驗、DW檢驗，各回歸系數(shù)符合經(jīng)濟意義，其中，d（lnK）、d（lnGDP（－1））在1％水平上顯著，d（lnL）、RESID（－1）不顯著，其中變量的符號與長期均衡關系的符號一致。結(jié)果表明，本期lnK、lnL和上一期lnGDP在短期內(nèi)每增長1％，GDP將依次增長0．0493％、0．3716％和0．4986％。誤差修正項系數(shù)為負，符合反向修正機制，它表明lnGDP與長期均衡值得偏差中的27．21％被修正。此ECM模型反映了lnGDP受lnK、lnL影響的短期波動規(guī)律。根據(jù)估計結(jié)果可知，資本投入與勞動投入對產(chǎn)出的長期彈性分別為0．598和0．543，短期彈性分別為0．372和0．050。

2結(jié)論

中國的資本形成總額、就業(yè)人數(shù)兩生產(chǎn)要素的增長與經(jīng)濟增長之間是協(xié)整的，即兩生產(chǎn)要素與國內(nèi)生產(chǎn)總值是存在長期穩(wěn)定的動態(tài)均衡關系，這種長期穩(wěn)定的均衡關系下的資本要素彈性和勞動力要素彈性保持了一致的協(xié)調(diào)性，幾乎相差無幾，并且各自都以較近似的貢獻率反饋到經(jīng)濟增長機制中，成為兩種最重要的經(jīng)濟增長的要素，也就是說，這兩種生產(chǎn)要素在長時間范圍內(nèi)是我國國民經(jīng)濟發(fā)展的內(nèi)在動力所在，這就要求經(jīng)濟增長與資本要素、勞動力要素相協(xié)調(diào)發(fā)展，保持固定的投入－產(chǎn)出比率，避免資本生產(chǎn)過剩與勞動力供給過剩帶來的經(jīng)濟危機的同時，充分發(fā)揮兩種生產(chǎn)要素彈性的最大化。目前我國政府在宏觀經(jīng)濟政策上應該實現(xiàn)從就業(yè)帶動增長到就業(yè)與經(jīng)濟增長協(xié)調(diào)發(fā)展的轉(zhuǎn)變；而從誤差修正模型（ECM）來看，在短期，資本形成總額對經(jīng)濟增長的解釋能力要大于從業(yè)人員對經(jīng)濟增長的解釋能力，反映了經(jīng)濟增長受資本形成總額增長、從業(yè)人數(shù)增長影響的短期波動規(guī)律。

并且此模型上的從業(yè)人數(shù)增長對經(jīng)濟增長的解釋在統(tǒng)計上是不顯著的，相反，資本形成總額對經(jīng)濟增長解釋能力在統(tǒng)計上是顯著的，這使得兩生產(chǎn)要素彈性差別很大，顯然，資本要素對經(jīng)濟增長起最主要的作用。這對中國目前制定宏觀經(jīng)濟增長政策具有指導性的意義，中國自改革開放以來都是處于資本非良性循環(huán)的狀態(tài)，造成資本利用效率低下，此外，中國的短期結(jié)構性失業(yè)矛盾還是十分普遍的，這便使企業(yè)不能獲得更多的剩余價值，生產(chǎn)游離的那部分資產(chǎn)也減少了，抑制了企業(yè)的下一輪資本最大化供給和消費者的最大化消費需求，社會福利不能得到健全，從而經(jīng)濟增長的效率就大打折扣了。鑒于此，我國企業(yè)應該保證資本在一、三階段快速周轉(zhuǎn)的同時，保證第二階段的生產(chǎn)資本的技術創(chuàng)新，如固定資本的技術革新，存貨資本的零庫存管理，從整體上保持資本效率；政府也要充分了解勞動力供給缺口，做到人力資源效用最大化，充分刺激經(jīng)濟增長。

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內(nèi)生動力是行為機制的原動力，專業(yè)技術人員內(nèi)生動力是專業(yè)技術人員的一種心理狀態(tài)；是認識世界、勇于實踐、實現(xiàn)自我發(fā)展的精神追求；是不斷獲取知識、探求真理、創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新的自覺意志和行為。

經(jīng)濟增長的內(nèi)生動力指的是消費。通常我們叫消費為內(nèi)需，內(nèi)需即為經(jīng)濟增長的內(nèi)生動力。經(jīng)濟增長的內(nèi)生動力一般來源于擴大內(nèi)需拉動為主導的發(fā)展模式。

宏觀經(jīng)濟學上有個拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”之說：就是消費、投資、出口。

但是長期以來，人們一直以為中國經(jīng)濟增長的推動力在于政府的宏觀經(jīng)濟政策或者說是政府主導下的投資與出口，對消費重視程度不夠。但現(xiàn)在看來，即使是有效的宏觀政策，最多也只是刺激經(jīng)濟增長的誘導因素，本身并不構成經(jīng)濟增長的內(nèi)在動力。

（來源：文章屋網(wǎng) ）

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關鍵詞：經(jīng)濟增長；金融貢獻；貢獻率

一、引言

金融業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻表現(xiàn)為動員儲蓄、促進資本形成、增加就業(yè)以及提高生產(chǎn)技術和效率等方面。該貢獻可以從兩個角度進行衡量，即貢獻度和貢獻率。貢獻度是指某一指標某一組成要素增加值在該指標基期總值中所占比重。貢獻率是指某組成要素的貢獻度在該指標總增長中所占比重。金融業(yè)的直接貢獻，是將金融服務業(yè)作為一個獨立的產(chǎn)業(yè)，核算其創(chuàng)造的增加值在國民生產(chǎn)總值中所占的比重和份額。金融業(yè)的間接貢獻，是從金融服務功能的角度考察金融業(yè)與經(jīng)濟增長的關系及對經(jīng)濟增長的作用。

二、青島市金融業(yè)對國民經(jīng)濟增長的直接貢獻

從生產(chǎn)角度分析，GDP等于各產(chǎn)業(yè)部門增加值之和。產(chǎn)業(yè)部門貢獻是指產(chǎn)業(yè)部門增加值的增長所引起的經(jīng)濟增長率的增加額；產(chǎn)業(yè)部門貢獻度即在經(jīng)濟增長率中各產(chǎn)業(yè)部門的貢獻所占的份額。用公式表示為：

金融業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻率=金融業(yè)可比價新增加值/國內(nèi)生產(chǎn)總值可比價新增加額*100%

金融業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻度（拉動百分點）=金融業(yè)貢獻率*國內(nèi)生產(chǎn)總值可比價增長百分點

金融業(yè)的貢獻率和貢獻度兩個指標從不同角度反映了金融業(yè)增加值對GDP產(chǎn)生的直接影響及貢獻能力。本文以上一年為基年計算各年的金融可比價格產(chǎn)值和GDP可比價格產(chǎn)值，進而計算出青島市金融業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻率和貢獻度。青島市金融業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻率和貢獻度在2000-2003年期間，不存在十分明顯的變動趨勢，波動性較高，甚至大部分年份的貢獻為負值。但自2003年以來，二者呈現(xiàn)逐年上升之勢，2004年二者均轉(zhuǎn)化為正值，2006年發(fā)生了飛躍，金融業(yè)對GDP的貢獻率開始突破5.0%，至2008年已經(jīng)達到了7.93%。通過青島市金融業(yè)對GDP貢獻率和貢獻度的走勢分析我們可以看出，金融業(yè)在國民經(jīng)濟發(fā)展中的地位和作用正在逐年增強（見表1）。

表1青島市金融業(yè)對GDP的貢獻

三、青島市金融業(yè)對經(jīng)濟增長的間接貢獻

資本形成、勞動投入、技術實現(xiàn)是經(jīng)濟增長的三個重要因素。各個要素對經(jīng)濟增長的貢獻會隨著經(jīng)濟發(fā)展階段的不同而有相應的變化，金融業(yè)通過上述三個要素的傳遞對推動經(jīng)濟的快速發(fā)展起到了非常大的間接推動作用。

為了研究青島市金融體系對經(jīng)濟增長的貢獻，引入兩個參數(shù)ρ1，ρ2，其中ρ1的經(jīng)濟含義為資本形成投資資金來源中金融性資金供應總量與資本形成投資價值總額之比，ρ2的經(jīng)濟含義為技術實現(xiàn)投資資金來源中金融性資金供應總量與技術實現(xiàn)投資價值總額之比，由于數(shù)據(jù)來源的限制，本文無法對其進行具體的衡量，而是根據(jù)相關的資料取其近似值來表示。

（一）青島市金融發(fā)展對經(jīng)濟增長間接貢獻的度量

1、青島市金融-資本相對形成量。為計量在一個相當長的時間內(nèi)金融業(yè)發(fā)展對資本形成的作用，引入金融-資本形成相對增量（d），同時引入儲蓄率相對增量（s）、儲蓄―投資轉(zhuǎn)化率（β）、金融中介費用率（Φ）、投資-資本形成率（χ）和資本產(chǎn)出系數(shù)（К），資本形成投資資金來源中金融性資金供應總量與資本形成投資價值總額之比（ρ）。金融業(yè)與資本形成之間的公式可以表示為：d=ρ*

其中d表示金融-資本相對增量；儲蓄率相對增量（s）=儲蓄增加額/國內(nèi)生產(chǎn)總值；儲蓄-投資轉(zhuǎn)化率（β）=投資增長額/儲蓄增長額；投資-資本形成率（χ）=生產(chǎn)能力增長額/投資增長額；金融中介費用率用金融機構的法定存貸款利率差額如表2所示。

近10年來青島市金融―資本形成相對量大體可以分為三個階段，2000-2002年其值基本在1%左右，2003-2005年其值基本在3.5%左右，2005年達到最高值3.828%，但是2006年又下降到1.291%，隨后連續(xù)兩年上升，至2008年其值已經(jīng)達到2.634%，資本對于促進經(jīng)濟增長有著舉足輕重的作用，金融-資本形成相對量的變化體現(xiàn)了金融業(yè)通過資本形成途徑而間接促進經(jīng)濟增長的作用，資本形成對于青島市經(jīng)濟增長的作用逐步遞增。

2、青島市金融-就業(yè)相對增量。勞動力追隨貨幣與實質(zhì)資本，引入金融-就業(yè)相對增量（m）來表示在一個相當長的時間內(nèi)金融業(yè)發(fā)展對勞動力就業(yè)的促進作用，將其定義為金融體系就業(yè)相對增量（e）與產(chǎn)業(yè)部門就業(yè)相對增量（n）之和。其中金融體系就業(yè)相對增量（e）等于金融體系就業(yè)相對增量除以總就業(yè)量（L），產(chǎn)業(yè)部門就業(yè)相對增量（n）等于產(chǎn)業(yè)基本就業(yè)相對增量（h）與由資本形成增長而引起的就業(yè)相對增量（j*g）之和。經(jīng)驗表明，金融體系就業(yè)相對增量與金融發(fā)展規(guī)模呈正向相關關系，產(chǎn)業(yè)部門就業(yè)相對增量在超過基本就業(yè)率以后與產(chǎn)業(yè)部門資本形成規(guī)模呈正向相關關系。在經(jīng)濟增長時期，產(chǎn)業(yè)部門資本形成與金融業(yè)發(fā)展呈正相關關系。從長期來看，金融-就業(yè)相對增量反映了金融與就業(yè)的基本聯(lián)系。其公式表達式為：m=e+j*g

青島市金融-就業(yè)相對增量，如表3所示。

青島市金融-就業(yè)相對增量的波動性較強，2000-2008年的9年間大致可以分為三個階段，第一階段為2000-2001年，這兩年青島市金融-就業(yè)相對增量都是負值，表明在這兩年中金融業(yè)對就業(yè)的影響并不明顯；第二階段為2002-2004年，青島市金融―就業(yè)相對增量自2002年開始呈現(xiàn)正值，并且連續(xù)三年上升，2004年達到最大值8.657%；第三階段為2005年以后，青島市金融―就業(yè)相對增量開始逐年下降，到2008年僅為0.244%，這一過程體現(xiàn)了就業(yè)對經(jīng)濟增長的影響力正隨著經(jīng)濟的增長逐步趨于穩(wěn)定。

3、青島市金融-技術實現(xiàn)相對量。由于數(shù)據(jù)來源的限制，本文無法對其進行比較準確的衡量，根據(jù)相關數(shù)據(jù)假設其歷年值為0.12%。

（二）青島市金融業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長間接貢獻的衡量

1、經(jīng)濟增長要素與經(jīng)濟增長之間關系的度量。金融業(yè)發(fā)展通過資本形成、就業(yè)與技術實現(xiàn)來實現(xiàn)對經(jīng)濟增長的間接貢獻，主要是通過加速資本形成，并利用先進技術，吸收就業(yè)，將觀念上的生產(chǎn)力變成現(xiàn)實的生產(chǎn)力來實現(xiàn)的。因此，要研究金融業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長的間接貢獻，首先需要衡量經(jīng)濟增長要素與經(jīng)濟增長之間的依存關系。根據(jù)青島市科技信息研究所的研究可知，青島市科技進步貢獻率、資本貢獻率和勞動貢獻率分別為46.7%、42.4%和10.9%。

2、青島市金融業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長間接貢獻。采集青島市經(jīng)濟自2000到2008年的有關統(tǒng)計數(shù)據(jù)結(jié)合青島市經(jīng)濟增長要素與經(jīng)濟增長之間的依存關系對其金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的間接貢獻進行計算，具體計算結(jié)果如表4所示。

四、青島市金融業(yè)對經(jīng)濟增長貢獻的綜合評價

金融業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻分為直接貢獻和間接貢獻兩部分，將二者進行加總便可得到青島市金融業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻率。2000-2008年青島市金融業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻率，如表5所示。

青島市金融業(yè)對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻率波動性比較大，在2003年以前，金融業(yè)貢獻率較低，2000年和2002年甚至出現(xiàn)了負值，2004年以后青島市金融貢獻率比較理想，基本都在7%左右，只有2005年降到了3.35%，但2006年馬上又開始上升，2006年和2008年青島市金融業(yè)的貢獻率都達到8%以上。青島市金融業(yè)對經(jīng)濟增長的貢獻率雖然波動性比較大，但在整體上青島市的金融貢獻率是在提高的。

參考文獻：

1、王廣謙.現(xiàn)代經(jīng)濟發(fā)展中的金融因素及金融貢獻度[J].經(jīng)濟研究,1996(5).

2、聞岳春.金融對經(jīng)濟發(fā)展的貢獻及貢獻度測量研究[J].金融管理與研究,1999(4).

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摘要：運用單位根、協(xié)整和VECM的檢驗方法，實證檢驗了中國分部門家庭債務與經(jīng)濟增長之間的關系。結(jié)果表明： 家庭債務、公共債務和企業(yè)債務與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關系，家庭債務的積累會抑制經(jīng)濟增長，而公共債務和企業(yè)債務的增加會促進經(jīng)濟增長，企業(yè)債務對經(jīng)濟增長的影響大于公共債務對其影響。

關鍵詞：家庭債務；公共債務；企業(yè)債務；經(jīng)濟增長

一、問題的提出及相關文獻回顧與述評

1997年亞洲金融危機的爆發(fā)，引起了國內(nèi)學術界對中國經(jīng)濟安全問題的關注，為克服金融危機的影響，刺激國內(nèi)需求，保持經(jīng)濟快速增長，政府、企業(yè)都開始增加債務規(guī)模，實現(xiàn)財政擴張。20世紀90年代以來中國的總債務①規(guī)模明顯擴大，總債務占國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）的比例不斷提高。1997年中國總債務規(guī)模為7.99萬億元（其中家庭債務量為233.71億元，公共債務量為9804.65億元，企業(yè)債務約為6.99萬億元），總債務占GDP比值約為95.7%。隨著政府在金融市場相關政策的放寬以及居民消費觀念的改變，我國債務水平進入高速增長階段，截止到2012年，中國債務總額高達62.99萬億元，總債務量與同期GDP的比值達到117.22%②，年均增長率約為14.92%。那么，在我國總債務大規(guī)模增長的背景下，總債務水平對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了什么影響？其作用方向如何？各債務變量對經(jīng)濟增長的影響程度如何？這些問題是本文研究的中心內(nèi)容。

近年來，國內(nèi)外學者關于家庭債務、公共債務、企業(yè)債務與經(jīng)濟增長關系的問題已展開了一些經(jīng)驗研究。這些研究成果主要體現(xiàn)在以下三個方面：

1.家庭債務與經(jīng)濟增長。Campbell（2005） 運用借貸者—儲戶模型，考查了在抵押物限制的影響下，儲戶和借貸者的勞動行為與貨幣政策的傳導分析之間的關系，研究結(jié)果表明：家庭債務和工作時間之間關系的削弱促使宏觀經(jīng)濟更加穩(wěn)定。Matteo（2005）將名義貸款與房屋價值貨幣納入其建立的商業(yè)周期模型。研究發(fā)現(xiàn)：名義債務的總需求能促進宏觀經(jīng)濟的發(fā)展，且房價和債務的指數(shù)化影響貨幣政策的制定。

2.公共債務與經(jīng)濟增長Carlos Arteta （2006）構建了固定效應模型，采用微觀數(shù)據(jù)，分析了當債務危機發(fā)生時，新興市場的私有部門是如何進入國際債務市場的。李剛（2013）采用 panel data 模型，以2001～2010年OECD 中19個主要國家為研究對象，進行實證分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)： 公共債務對經(jīng)濟增長沒有顯著的影響，也不存在滯后效應。鄧曉蘭（2013）以中國數(shù)據(jù)進行的實證檢驗表明： 長期低水平的基本赤字對經(jīng)濟增長產(chǎn)生較強的促進作用，且其經(jīng)濟增長效應與公共債務水平息息相關，二者呈倒 U 型關系，并存在一個最優(yōu)組合關系。

3.總債務與經(jīng)濟增長。Patrizio（2011）采用美國總債務和GDP數(shù)據(jù)，實證分析了總債務對經(jīng)濟增長的影響，結(jié)果表明：總債務規(guī)模的增長與GDP的上升有著很大關系，經(jīng)濟增長需要債務的積累，債務量的減少會抑制經(jīng)濟總量的擴大。雖然總債務對GDP的沖擊是短暫的，但這種影響卻是長久的。

通過對國內(nèi)外相關文獻的梳理，發(fā)現(xiàn)大多數(shù)文獻都集中于單一債務對經(jīng)濟增長的影響，缺乏在一個統(tǒng)一的框架下，考察總債務與經(jīng)濟增長之間的關系。本文主要貢獻在于以金融不穩(wěn)定性理論和債務通縮理論為基礎，建立VAR模型，利用中國1997-2012年季度數(shù)據(jù)，實證考察了我國總債務對經(jīng)濟增長的影響。

二、變量選擇及來源

本文主要考察總債務對經(jīng)濟發(fā)展的影響，選取的因變量為經(jīng)濟發(fā)展水平，自變量包括：家庭債務、公共債務、企業(yè)債務。樣本期間為1997-2012年。下面將具體說明本文選取的變量及其數(shù)據(jù)來源：

家庭債務（Household debt）：家庭債務是指家庭為了購買住房耐用消費品以及其他消費品和服務所產(chǎn)生的債務。由于家庭在民間金融市場借貸的數(shù)據(jù)難以獲得，因此本文用正規(guī)金融市場上，銀行和非銀行機構向家庭發(fā)放的消費信貸數(shù)據(jù)近似代替家庭債務數(shù)據(jù)。本文利用Eview6.0軟件將年度數(shù)據(jù)處理為季度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行官方網(wǎng)站，參見，http：//。

公共債務（Pulic debt）：公共債務即政府債務，指的是政府為籌措財政資金，憑其信譽按照一定程序向投資者出具的，承諾在一定時期支付利息和到期償還本金的一種格式化的債權債務憑證。我國公共債務包含中央債務和地方債務。本文利用Eview6.0軟件將年度數(shù)據(jù)處理為季度數(shù)據(jù)。1997-2004年中央債務數(shù)據(jù)以歷年國債余額替代，數(shù)據(jù)來源于《中國證券期貨統(tǒng)計年鑒》（2010），參見：http：//；2005-2010年數(shù)據(jù)來自中央財政債務余額，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（2006-2011），參見：http：//。地方債務年度數(shù)據(jù)根據(jù)中華人民共和國審計署審計結(jié)果公告2011年第35號（總第104）里計算所得；2012年中央債務和地方債務是根據(jù)往年平均增長率估算而得。

企業(yè)債務（Corporate debt）：企業(yè)債務是指企業(yè)在資金不足的情況下，需要通過籌資行為獲得資金以進行生產(chǎn)活動。企業(yè)債務來源一般包括：非金融企業(yè)債務和金融企業(yè)債務，非金融企業(yè)債務有貸款、企業(yè)債、公司債、中期票據(jù)和短期票據(jù)等等；金融企業(yè)債務有金融債。由于企業(yè)債務的構成項目繁多，本文企業(yè)債務是總債務減去家庭債務與公共債務總和而得。總債務季度數(shù)據(jù)根據(jù)中國人民銀行官方網(wǎng)站的月度數(shù)據(jù)整理而得，參見：http：//。

國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）：核算國民經(jīng)濟活動的核心指標是國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）。國內(nèi)生產(chǎn)總值是指一個國家在一定時期內(nèi)生產(chǎn)的所有最終商品和勞務的市場價值的總和。GDP數(shù)量的多少直接反應整個國家經(jīng)濟情況。季度數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（1998～2013），參見：http：//。

三、模型構建

在不能確定變量是外生變量還是內(nèi)生變量，且它們間又存在相關性時，我們通過建立向量自回歸模型（VAR），可以把所有變量內(nèi)生化處理。向量自回歸模型通常用于相關時間序列系統(tǒng)的預測和隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響。VAR模型很重要的一個功能就是用來分析當模型受到隨機變量的沖擊之后，整個系統(tǒng)發(fā)生的動態(tài)影響，一般使用脈沖響應函數(shù)來進行分析。

四、實證過程及結(jié)果分析

1.實證過程

（1）單位根檢驗

由單位根檢驗可知，GDP和居民消費的水平值存在單位根，而一階差分都拒絕存在單位根假設，所以判定所以變量的時間序列都是一階單整序列，各變量之間可能存在協(xié)整關系。

（2）協(xié)整檢驗

結(jié)果表明，在5%臨界值水平上各變量之間至少存在4個協(xié)整方程，因此Johansen協(xié)整檢驗表明GDP、家庭債務、公共債務和居民消費之間確實存在協(xié)整關系，各變量之間具有長期均衡關系。

（3）向量誤差修正模型

式（5）是由VECM檢驗輸出的協(xié)整方程式。通過此式可知，家庭債務對經(jīng)濟增長的影響是負相關，即家庭債務每增加一個單位，GDP減少0.09個單位；公共債務對經(jīng)濟增長的影響是正相關，即當公共債務每增加一個單位，GDP增加0.51個單位；企業(yè)債與經(jīng)濟增長呈正相關關系，即當企業(yè)債每增加一個單位，GDP相應增加0.57個單位。實證結(jié)果可知，GDP、家庭債務和公共債務的系數(shù)都為負，對修復均衡狀態(tài)沒多大影響；企業(yè)債的修正誤差項系數(shù)為正，其數(shù)值為1.3189，表明它向均衡狀態(tài)偏離，影響力度大。

（4）脈沖響應函數(shù)

根據(jù)脈沖響應函數(shù)分析得到家庭債務、公共債務和企業(yè)債務的變化對GDP的沖擊。給家庭債務一個正沖擊，它在0-5期內(nèi)對GDP的影響為-0.001，從第6期開始影響程度逐漸增加，最后在25期內(nèi)穩(wěn)定在0.008這一均衡點；給公共債務一個正沖擊，它在0-3期內(nèi)對GDP的影響是負向的，影響程度逐漸變小，從第4時期開始影響程度開始為正并逐步增加，最后穩(wěn)定在0.01均衡點；給企業(yè)債務一個正沖擊，它在0-4期內(nèi)對GDP的影響為負并逐步減小，從第4期開始影響程度為正并逐步增加，最終穩(wěn)定在0.003均衡點。給GDP一個正沖擊，它對家庭債務的沖擊為負，最低點達到0.04，從25期開始影響程度為正；給GDP 一個正沖擊，它對公共債務的沖擊在0-5期內(nèi)為負，從第5期開始為正并逐步上升，最終穩(wěn)定在0.01均衡點；給GDP一個正沖擊，在0-6期內(nèi)對企業(yè)債務沖擊為負，從第7期開始為正并逐步上升，上升幅度不大，在0.01均衡點波動。

（6）方差分解函數(shù)

為了更好地分析各沖擊的重要性，需要進一步利用方差分解，分析每一個結(jié)構沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻度，判斷各變量的沖擊對于內(nèi)生變量的重要性。

由實證分析可知，在短期內(nèi)給家庭債務一個正沖擊后，在0-15期內(nèi)對GDP的貢獻率呈倒U型，最高點為5%，最低點為1%并最終穩(wěn)定在此位置；在短期內(nèi)給公共債務一個正沖擊后，它對GDP的貢獻率呈上升趨勢，上升幅度較大并最終穩(wěn)定在60%；在短期內(nèi)給企業(yè)債務一個正沖擊后，它對GDP的貢獻率較低，在1%點波動。在短期內(nèi)給GDP一個正沖擊后，對家庭債務的貢獻率最大，貢獻率達到18%，對公共債務的貢獻率次之，貢獻率在0-5期內(nèi)呈下降趨勢并在第5期達到最低點1%，從第6期開始貢獻率逐步上升并最終穩(wěn)定在11%；對業(yè)債務的貢獻率最低，從1%逐漸上升到8%。

2.結(jié)果分析及討論

（1）通過VECM檢驗可知，家庭債務、公共債務和企業(yè)債務與GDP的變化相關。在長期內(nèi)，家庭債務對GDP的影響為負相關，即對經(jīng)濟增長有抑制作用，符合Minsky的金融不穩(wěn)定性假說。公共債務和企業(yè)債務對GDP的影響為正相關，企業(yè)債務對GDP的影響略大于公共債務對GDP的影響。

（2）從脈沖響應函數(shù)分析結(jié)果來看：1）公共債務變化對GDP的沖擊最大，家庭債務次之，企業(yè)債務最小。公共債務和家庭債務是政府和家庭為平滑消費而進行的借貸行為，而企業(yè)債務是為了進行投資擴大需求來影響經(jīng)濟增長，因此，由消費拉動經(jīng)濟增長的模式對GDP的影響大于投資拉動經(jīng)濟增長模式；GDP變化公共債務沖擊最大，家庭債務次之、企業(yè)債務最小。GDP的變化影響需求和消費，進而影響債務的變化。

（3）從方差分解分析可知，公共債務對GDP的貢獻率最大，最高點達到60%，家庭債務次之，企業(yè)債務最小。

五、結(jié)語

實證結(jié)果表明：（1） 家庭債務、公共債務和企業(yè)債務與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關系，家庭債務的積累會抑制經(jīng)濟增長，而公共債務和企業(yè)債務的增加會促進經(jīng)濟增長，公共債務對經(jīng)濟增長的影響大于企業(yè)債務對其影響。（2）公共債務的變化對經(jīng)濟增長的沖擊最大，家庭債務次之，企業(yè)債務最小。（3）公共債務是影響經(jīng)濟增長的主要因素。

基于上述研究結(jié)果：本文提出的政策建議為：（1）政府及相關機構應制定相關政策控制家庭債務規(guī)模。（2）政府和相關機構應制定相關政策擴大企業(yè)債務的規(guī)模。（作者單位：湘潭大學商學院）`

參考文獻

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注解

篇5

關鍵詞:經(jīng)濟增長;貢獻率;國民經(jīng)濟核算

中圖分類號:F061.5 文獻標志碼:A 文章編號:1673-291X(2007)01-0126-03

據(jù)福建省2005年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報初步核算,福建省全年實現(xiàn)生產(chǎn)總值6 560.07億元,比上年增長11.3%｡居民收入､生活和社會保障水平顯著提高｡城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)民人均純收入分別達12 321元和4 440元,分別比上年實際增長8.2%和5.8%｡全年進出口總額544.31億美元,比上年增長14.5%｡進出口相抵,順差152.59億美元｡事實上,縱觀福建省改革開放以來有關經(jīng)濟指標,可見福建省國民經(jīng)濟長期平穩(wěn)較快增長｡那么促使福建國民經(jīng)濟穩(wěn)步增長的因素何在,其影響又有多大呢?以下將從國民經(jīng)濟核算恒等式入手進行分析｡

一､經(jīng)濟增長貢獻率測算方法

經(jīng)濟增長就區(qū)域而言是指一定時期中商品和勞務供應能力的增加,即產(chǎn)出量的增加｡國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)通常被作為對經(jīng)濟運行狀態(tài)的最好衡量｡經(jīng)濟學界具有代表性的國民經(jīng)濟增長分析方法有索洛的“新古典增長模型”――把經(jīng)濟增長歸因于資本積累､勞動力增加和技術進步｡較為成熟的國民經(jīng)濟增長分析方法還有丹尼森因素分析法和喬根森方法｡三者本質(zhì)上都是基于經(jīng)濟增長中直接投入因素分析的,抑或說是從拉動經(jīng)濟增長的資本､勞動力和技術三方面入手分析的｡而本文從另一個角度――從GDP的各個組成部分入手分析經(jīng)濟增長｡宏觀經(jīng)濟學里國民收入核算把GDP分為四個廣義的支出項目:消費(C)､投資(I)､政府購買(G)和凈出口(NX)｡國民收入核算恒等式,即Y=C+I+G+NX(用Y代表GDP)｡由于定義變量的方法使該等式恒成立｡

在該恒等式基礎上,我們可以進行GDP各構成部分對經(jīng)濟增長貢獻率的數(shù)學推導:

Yt-Yt-1=(Ct-Ct-1)+(It-It-1)+(Gt-Gt-1)+(NXt-NXt-1)•……①

rt=(Yt-Yt-1)/Yt-1•……②

rt=(Ct-Ct-1)/Yt-1+(It-It-1)/Yt-1+(Gt-Gt-1)/Yt-1+(NXt-NXt-1)/Yt-1……③(將①代入②得到)

1=(Ct-Ct-1)/(Yt-1*rt)+(It-It-1)/(Yt-1*rt)+(Gt-Gt-1)/(Yt-1*rt)+(NXt-NXt-1)/(Yt-1*rt)……④(③兩邊同時除以rt得到)

其中Yt表示t期國內(nèi)生產(chǎn)總值,Yt-1表示t-1期國內(nèi)生產(chǎn)總值,其他指標含義依此類推｡rt表示經(jīng)濟增長率｡則由推導過程及經(jīng)濟含義可見(Ct-Ct-1)/(Yt-1*rt)即為消費對經(jīng)濟增長的貢獻率,用ξC表示;It-It-1)/(Yt-1*rt)為投資對經(jīng)濟增長的貢獻率,用ξI表示;(Gt-Gt-1)/(Yt-1*rt)為政府購買對經(jīng)濟增長的貢獻率,用ξG表示;(NXt-NXt-1)/(Yt-1*rt)為凈出口對經(jīng)濟增長的貢獻率,用ξNX表示｡

二､福建省GDP各構成部分對經(jīng)濟增長貢獻率

依上述測算方法收集1995―2004年福建國內(nèi)生產(chǎn)總值､消費､投資､凈出口以及政府購買的數(shù)據(jù),計算得到福建省1995―2004年經(jīng)濟增長率及GDP各構成要素的貢獻率解析表｡從表中可知福建省近十年來國民經(jīng)濟平穩(wěn)較快增長,除1999―2002年略有放慢之外,GDP年增長率均超過10.82%,其主要貢獻來源于投資和消費｡由下表容易得到近十年福建省投資對GDP增長平均貢獻率為47.70%,消費對GDP增長平均貢獻率為27.08%,政府購買也對推動GDP增長發(fā)揮了重要作用,平均貢獻率為19.70%｡可見,投資､消費和政府購買構成了促進GDP增長的最主要動力｡

但是令人驚訝的結(jié)果是,凈出口對GDP增長的貢獻極低,甚至1999年時出現(xiàn)負貢獻｡福建省位于滬､寧與廣東之間,與臺灣隔海相望,被經(jīng)濟強勢地區(qū)圍繞,具有優(yōu)良的港口和發(fā)達的路運系統(tǒng),這些極佳的進行國際貿(mào)易的客觀條件為何沒能使凈出口對福建省經(jīng)濟增長做出巨大的貢獻呢?

首先,讓我們來關注福建的出口“瓶頸”｡出口產(chǎn)品檔次低､附加值不高,企業(yè)低價競銷造成出口秩序混亂｡出口產(chǎn)業(yè)結(jié)構是以勞動密集型的加工貿(mào)易和輕紡產(chǎn)業(yè)為主,出口增長主要靠數(shù)量擴張｡福建省最大宗的輕工產(chǎn)品鞋類出口生產(chǎn)大多靠貼牌來支撐,平均每雙鞋單價僅為2.5美元;服裝出口的檔次也偏低,平均單價為3.96美元;出口日用陶瓷平均每件0.2美元,僅為英､日等國同類產(chǎn)品價的1/7,進口陶瓷則是出口瓷價格的14倍以上｡具有自主知識產(chǎn)權和自主品牌的高新技術出口產(chǎn)品占該產(chǎn)品總額不足10%｡

其次,出口市場過于集中,對美､日､歐盟等10個國家和地區(qū)出口占總量的70%｡而這些發(fā)達國家又恰恰是與我國發(fā)生貿(mào)易摩擦最多的國家,并通過種種技術壁壘,限制我國出口產(chǎn)品｡例如,歐盟對中國機電產(chǎn)品實施兩個指令,涉及10類產(chǎn)品約310億美元｡福建機電出口占全國7%,其中歐盟達13億美元,約占全省出口機電產(chǎn)品的1/3｡另外,歐盟自2005年2月1日起對進口來源于中國的鞋類產(chǎn)品實行“預告進口許可監(jiān)控”,于6月份決定對來自中國的勞保鞋實施反傾銷調(diào)查;美國對我19種紡織品設限,涉及36個類別,下半年多類紡織品將無緣美國市場｡石獅市有千余家紡織類企業(yè),僅有6家可獲輸歐紡織品配額,與企業(yè)實際出口量相差很大｡諸如此類,都成為閩貨出口的壁壘｡

再次,進口產(chǎn)品多為中高檔產(chǎn)品,附加值較高,嚴重影響實際貿(mào)易余額｡并且進口產(chǎn)品來源地過于集中,對日､美等10個國家和地區(qū)的進口占總量的77%｡進口高度依存于這些集中的市場,不僅直接影響福建省經(jīng)濟安全,且易產(chǎn)生負面影響,如易受到主要進口國外貿(mào)政策改變､金融波動及政治環(huán)境變動的沖擊｡同時,從長遠來看,我們的進口產(chǎn)品諸如石油､鐵礦石等,具有較強的進口剛性｡這使得作為計算凈出口的進口數(shù)額指標很難有大幅減少的余地｡

此外,凈出口包括貨物和服務的凈出口｡在貨物貿(mào)易(商品貿(mào)易)方面,盡管存在許多上面提及的問題,但是基本能實現(xiàn)順差｡而服務貿(mào)易方面,不僅是福建省,據(jù)中國統(tǒng)計年鑒有關數(shù)據(jù)顯示,我國大多數(shù)省份均存在服務貿(mào)易滯后于貨物貿(mào)易的情況,諸如運輸､金融服務､保險服務､電影音像及專有權力使用費和特許費等等｡這些服務貿(mào)易的滯后使得實際的凈出口數(shù)額降低,從而影響凈出口對GDP的貢獻率｡

三､政策建議

(一)抓住機遇加大投資力度

西方發(fā)達國家工業(yè)化的經(jīng)驗及亞洲“四小龍”的經(jīng)濟騰飛的實踐都驗證了投資對經(jīng)濟增長的重要推動作用｡因此,對于還沒有完成工業(yè)化的福建而言,要繼續(xù)保持福建經(jīng)濟的快速增長,就需要在相當長的一段時間內(nèi)保持較高水平的投資｡日前提出的“海峽西岸經(jīng)濟區(qū)”概念跳出了福建的省份范圍,把福建的發(fā)展放在更高層次､更大范圍的發(fā)展平臺上進行戰(zhàn)略考量,有利于福建全方位地融入到國內(nèi)外區(qū)域經(jīng)濟一體化的趨勢中｡同時,福建還具有另一有利的經(jīng)濟環(huán)境即中國―東盟自由貿(mào)易區(qū)的啟動｡多年來東盟對福建進行了大量直接投資,東盟是福建第四大外資來源地｡截至2004年,福建省累計吸引東盟國家合同外資69.9億元,實際到資35.7億元｡更為有利的情況是,東盟各國分布著規(guī)模龐大的閩籍華人網(wǎng)絡,這一網(wǎng)絡在東盟和福建相互投資進程中起著重要的紐帶作用｡東盟國家的華人華僑資本一直是福建省利用外資的一個重要組成部分｡閩籍華人企業(yè)家鑒于市場規(guī)模和社會安全等諸多因素,仍然把福建作為投資的優(yōu)先考慮對象｡而且易帶動東盟國家的非華人企業(yè)家積極來福建投資｡總之,福建不僅應積極發(fā)揮省內(nèi)､國內(nèi)企業(yè)及居民固定投資和存貨投資對經(jīng)濟的巨大推動作用,而且更應抓住海峽西岸經(jīng)濟區(qū)建設以及中國―東盟自由貿(mào)易區(qū)建設的機遇,進一步加強閩臺合作,密切閩港澳經(jīng)貿(mào)關系,加大引資力度,從而繼續(xù)保持并加強投資對經(jīng)濟增長的貢獻｡

(二)繼續(xù)發(fā)揮消費拉動內(nèi)需的作用

福建近年來消費對促進經(jīng)濟增長發(fā)揮著平穩(wěn)的重要的作用,并且我們有理由相信,該作用在未來仍將保持甚至凸現(xiàn)｡據(jù)福建統(tǒng)計局初步統(tǒng)計,2006年1―5月,全省累計實現(xiàn)社會消費品零售總額1 081.33億元,扣除價格因素,實際增長15.2%,高于上年同期2.6個百分點｡在消費結(jié)構的構成中有幾大不容忽視的力量:一是農(nóng)村市場增速加快｡今年以來,在社會主義新農(nóng)村建設的推動下,福建省農(nóng)村消費市場呈現(xiàn)良好的發(fā)展態(tài)勢,1―5月,全省農(nóng)村市場累計實現(xiàn)社會消費品零售額388.91億元,增長10.8%,月均零售規(guī)模擴大7.55億元,占全省社會消費品零售總額比重達36%,拉動全省社會消費品零售總額增長4個百分點｡二是中心城市帶動作用明顯｡1―5月,福州､泉州､廈門等中心城市共實現(xiàn)零售額690.75億元,零售額占全省零售總額的63.9%,拉動全省社會消費品零售總額增長9.9個百分點,增長貢獻率高達67.5%,帶動作用顯著｡三是消費升級步伐加快｡其中,家居裝潢商品銷售增長迅速;受燃油需求不斷擴大及價格上漲的影響,石油及制品類商品銷售旺盛,汽車消費迅速增長｡可見消費對GDP增長的貢獻從長遠看還是較為樂觀的｡

(三)改善出口結(jié)構及外貿(mào)增長方式

針對福建省主要依靠數(shù)量規(guī)模和價格優(yōu)勢增長､依靠低附加值產(chǎn)品擴張的外貿(mào)增長模式這一問題,最主要的是改變主導出口產(chǎn)業(yè)結(jié)構｡如前文所述,福建主要的出口產(chǎn)業(yè)是勞動密集型的加工貿(mào)易產(chǎn)業(yè)｡該產(chǎn)業(yè)有其自身的弊病,如產(chǎn)業(yè)關聯(lián)度差,缺乏優(yōu)勢互補產(chǎn)業(yè)引資環(huán)境,產(chǎn)業(yè)集中度不高,產(chǎn)業(yè)鏈不發(fā)達等｡與其他沿海省市相比也不具有相對優(yōu)勢,缺乏吸引國際資本駐足的產(chǎn)業(yè)配套環(huán)境｡福建原有的工業(yè)基礎相對薄弱,加工貿(mào)易仍處于以勞動密集型產(chǎn)業(yè)為主體的階段,相當部分產(chǎn)業(yè)涉及國內(nèi)的產(chǎn)業(yè)鏈短,對省內(nèi)經(jīng)濟的前向和后向聯(lián)系都很弱,對福建經(jīng)濟發(fā)展促進作用較小｡所以應該學習借鑒珠江三角洲那樣的成功經(jīng)驗,即大量加工貿(mào)易企業(yè)互相配套,互相滲透,且不斷升級換代,輻射和帶動整個地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構的調(diào)整,提升整個地區(qū)產(chǎn)業(yè)層次,并形成集加工制造､貿(mào)易､航運､金融､信息和高新技術開發(fā)為一體的､技術檔次和國際化程度較高的產(chǎn)業(yè)群｡正如諾思所說:“有效率的經(jīng)濟組織是經(jīng)濟增長的關鍵｡”改善福建外貿(mào)出口結(jié)構､組織方式正是提升凈出口對經(jīng)濟增長貢獻率要做好的第一步｡

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篇6

關鍵詞：政府消費 居民消費 經(jīng)濟增長 非參數(shù)模型 逐點回歸

引言

最終消費分為居民消費和政府消費，消費需求的增長作為拉動經(jīng)濟增長的重要措施，在經(jīng)濟發(fā)展過程中有十分重要的作用。居民消費是指在一定時期內(nèi)，全體居民通過市場對各種消費品與勞務的消費需求，是衡量人民生活水平是否提高的重要指標之一，居民消費的需求數(shù)量、結(jié)構組成以及意愿傾向都對經(jīng)濟增長情況起著重要的影響。政府消費在統(tǒng)計上指政府部門為全社會提供公共產(chǎn)品或服務的消費支出，以及免費或以較低價格向居民提供貨物和服務的凈支出，研究政府消費能全面了解政府財政支出對經(jīng)濟增長的影響，緩解財政效率和財政公平之間的矛盾，促進社會和諧發(fā)展。我國居民消費和政府消費與經(jīng)濟增長之間存在密切的關系，對經(jīng)濟增長起著重要的影響。研究政府消費、居民消費與經(jīng)濟增長的關系對于積極實施擴大內(nèi)需戰(zhàn)略、拓寬消費領域和改善消費環(huán)境，促進經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展具有重要的實踐意義。

理論分析

（一）居民消費與經(jīng)濟增長

我們通常將消費、投資和凈出口作為拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”。而居民消費作為最終消費的重要組成部分，對經(jīng)濟增長起著不可忽視的拉動作用，其對經(jīng)濟增長的拉動理論可以分為直接拉動論和間接拉動論。

1.居民消費直接拉動論。在開放性的經(jīng)濟環(huán)境中，居民消費、政府購買、投資和凈進出口值是國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的四大直接來源。居民消費增長，則國內(nèi)生產(chǎn)總值增長，反之，居民消費減少，則國內(nèi)生產(chǎn)總值下降，因此，居民消費和經(jīng)濟增長二者之間存在直接相關的關系，所以可以通過增加居民消費來直接帶動國民經(jīng)濟的增長，而不需要任何的中間環(huán)節(jié)和中間變量，即居民消費的增加可以直接刺激經(jīng)濟增長。當然，居民消費的無限增長一旦超出國內(nèi)生產(chǎn)能力的界限，就會導致名義上的經(jīng)濟增長和通貨膨脹。

2.居民消費間接拉動論。居民消費除了直接刺激經(jīng)濟增長外，還可以借助中間環(huán)節(jié)或中間變量來拉動經(jīng)濟增長。主要表現(xiàn)形式就是，增加居民消費可以使投資發(fā)生變動，然后二者一起帶動經(jīng)濟的發(fā)展。從投資需求的角度看，投資需求是一種中間需求，此類投資并不能帶動經(jīng)濟的長期增長，只有將此類投資與居民消費需求相配合，才能真正的拉動內(nèi)需，從而促進經(jīng)濟的可持續(xù)性增長；從投資乘數(shù)來看，投資乘數(shù)與邊際消費傾向是同向變動的，邊際消費傾向增大，投資乘數(shù)也增大，所以投資的擴張就等同于居民消費的擴張。因此，投資需求間接拉動了經(jīng)濟增長。

總之，居民消費對經(jīng)濟增長具有促進作用。

（二）政府消費與經(jīng)濟增長

關于政府消費和經(jīng)濟增長的關系，目前還沒有一致的結(jié)論，可以將兩者之間的關系概括為政府消費推動論和政府消費抑制論。

1.政府消費推動論。政府作為市場經(jīng)濟殊的消費者，其消費行為帶有明顯的特征。首先，政府消費的數(shù)額非常巨大，在我國，政府消費占GDP比重較為穩(wěn)定，自1980年至今始終保持在13%～15%之間，其巨大的消費數(shù)量直接促進社會總產(chǎn)出增加，拉動經(jīng)濟增長。其次，政府消費的對象廣泛，從關系國計民生的鋼材、石油、煤炭等產(chǎn)品，到政府日常消耗的紙張、筆墨等，都屬于政府采購的范圍，如此廣泛的政府采購可以推動各行各業(yè)的互動發(fā)展，延長產(chǎn)業(yè)鏈，進而間接推動整個社會的同步發(fā)展。最后，政府消費的實質(zhì)在于為全國居民提供公共服務，其消費行為的外部性，可以對市場和社會心理產(chǎn)生不同的影響。例如，政府消費在醫(yī)療衛(wèi)生、教育文化、衛(wèi)生保健等社會保障方面支出的增加，將間接提高居民收入水平，增加居民對未來收入的樂觀預期，從而刺激居民的消費需求，促進經(jīng)濟增長。

2.政府消費抑制論。從經(jīng)濟增長理論來看，政府消費增加可能對居民消費和政府投資產(chǎn)生“擠出效應”。 從政府消費數(shù)量來看，政府消費數(shù)量增加，導致商品市場上商品和服務的供給不足，物價隨著上漲，在貨幣名義供給量不變的情況下，實際貨幣供給量會因價格上漲而減少，結(jié)果利率上升，進而導致投資減少，投資減少進一步導致經(jīng)濟增長放緩。從政府消費結(jié)構組成來看，過多的公共支出將增加政府運營成本，可能導致政府機構臃腫，官僚腐敗等現(xiàn)象的產(chǎn)生。此外，過多的公共服務，將打消勞動者的生產(chǎn)積極性，可能出現(xiàn)社會“福利陷阱”。以上這些都不利于經(jīng)濟快速穩(wěn)定的可持續(xù)增長。

總之，政府消費與經(jīng)濟增長之間的關系存在不確定性。

數(shù)據(jù)來源和構建模型

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所采用的1990～2010年的省際面板數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫以及各省（市、自治區(qū)）的統(tǒng)計年鑒，包括除港、澳、臺地區(qū)以外的共30個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的統(tǒng)計數(shù)據(jù)（考慮到重慶于1997年建立直轄市，因此將1997年之后的重慶數(shù)據(jù)并入四川省計算）。

（二）構建模型

通常來說，對面板數(shù)據(jù)進行計量建模分析，可采用參數(shù)、半?yún)?shù)和非參數(shù)三種分析方法。本文擬選取非參數(shù)面板數(shù)據(jù)模型對數(shù)據(jù)進行實證分析。當然，為了說明非參數(shù)方法的優(yōu)點，我們同時也構建了參數(shù)面板數(shù)據(jù)模型加以對比。

在建立參數(shù)面板數(shù)據(jù)模型前，需要對數(shù)據(jù)進行兩步檢驗，以此判斷該選擇何種形式的面板數(shù)據(jù)模型。第一步，進行拉格朗日乘數(shù)（LM）檢驗，即檢驗是選取面板數(shù)據(jù)模型還是混合回歸模型。經(jīng)檢驗結(jié)果表明P值小于0.01，因此選取面板數(shù)據(jù)模型；第二步，在選取面板數(shù)據(jù)模型的基礎上進行Hausman檢驗，即判斷是選取隨機效應模型還是固定效應模型。經(jīng)檢驗結(jié)果表明P值也小于0.01，因此我們選取固定效應模型。

本文將居民消費和政府消費變量引入國內(nèi)生產(chǎn)總值函數(shù)中，建立面板數(shù)據(jù)的固定效應模型如下：

（1）

其中，被解釋變量Y表示國內(nèi)生產(chǎn)總值，是衡量國民經(jīng)濟發(fā)展狀況的最佳指標；K表示資本存量，是度量資本投入的指標，其計算方法參考單豪杰（2008）；L表示就業(yè)人數(shù)，用年末在崗職工人數(shù)來度量；G表示政府消費；C表示居民消費；α是截距項；ε是殘差項，它服從均值為0，方差為σ2的正態(tài)分布；下標i和t表示第t年的第i省份（市、自治區(qū)）。根據(jù)面板數(shù)據(jù)固定效應模型的LSDV估計法得到模型（1）中各因素的參數(shù)值（見表1）。但是，模型（1）的設定存在兩個方面的局限：第一，由于模型（1）是線性參數(shù)模型，解釋變量之間的多重共線性問題在參數(shù)估計中無法徹底解決；第二，由于參數(shù)估計方法的局限性，估計的參數(shù)值無法反映各獨立變量的變化趨勢以及變量之間的相關性。

為了克服以上參數(shù)模型設定中的兩個缺點，本文嘗試建立非參數(shù)模型。非參數(shù)模型的優(yōu)越性在于：非參數(shù)模型可以根據(jù)面板數(shù)據(jù)的特征自由設定模型，模型中的多元函數(shù)f （·）除光滑性外，未對其形式做任何限制，從而避免了模型設定可能帶來的誤差。非參數(shù)模型的估計方法對回歸函數(shù)沒有太強的約束，其估計結(jié)果更加穩(wěn)健和精確，且能夠提供各個變量對經(jīng)濟增長影響的趨勢分析，為我們提供了更好的分析問題和解決問題的方法和渠道。

因此，非參數(shù)面板數(shù)據(jù)模型建立如下：

（2）

其中αi為個體效應。模型（2）可用局部線性估計方法進行估計，具體方法為：

令yit=ln（Yit），xit=（ln（Kit），ln（Lit）ln（Git），ln（Cit）），并將函數(shù) f （·）在點x=（x1，x2，x3，x4）處進行局部線性化，故模型（2）可寫為：

（3）

其中ζit中包含局部線性化后的余項；為列向量，，i =1，2，3，4。由式（3）可得：

（4）

其中。將式（4）中的加權最小二乘解定義為φ（x）的估計，即求解令最小化的φ（x），結(jié)果為：

（5）

其中K（g）為核函數(shù)，h為窗寬。由的表達式，又有：

i =1，2，3，4 （6）

其中λi代表第i個元素為1，其他元素為0的1×4的行向量。非參數(shù)模型的估計式與參數(shù)估計不同，其非參數(shù)估計式為x的函數(shù)，它反映各解釋變量對被解釋變量的邊際影響，則分別表示函數(shù)f （x）的四個偏導數(shù)在x=（x1，x2，x3，x4）處的估計值。

為進一步得到各影響因素在平均水平處的估計值，需要分別計算非參數(shù)估計φ（x）

在樣本均值處的值，其中，

，η=1，2，3，4，xη，it表示第η個變量在（i，t）處的值。又因為估計量是的函數(shù)，可以計算x中某些分量為常數(shù)時的φ（x）=（θ1（x），θ2（x），θ3（x），θ4（x））′。

本文擬利用以上所述的非參數(shù)估計方法實證研究政府消費、居民消費對經(jīng)濟增長的影響，并可進一步刻畫各個因素關于自變量的變化趨勢。

實證結(jié)果和經(jīng)驗分析

因為高斯函數(shù)是正態(tài)分布的密度函數(shù)，因此，在非參數(shù)模型回歸估計中，我們選取高斯函數(shù)作為核函數(shù)，并且根據(jù)Ullah和Roy（1998），選擇最優(yōu)窗寬h=an（-1/13），其中a為正的常數(shù)。因為窗寬對非參數(shù)估計結(jié)果具有敏感性，通過反復檢驗，我們選擇a=5.3時的估計結(jié)果，其對應窗寬為h=2.5613，估計結(jié)果見表1。

通過觀察表1，我們發(fā)現(xiàn)：兩種方法對各自變量的估計結(jié)果在方向上是一致的，且居民消費對經(jīng)濟增長的貢獻度最大，其次為資本存量和就業(yè)數(shù)量，最小的是政府消費；但是從系數(shù)絕對值來看，參數(shù)估計比非參數(shù)估計低估了資本存量、就業(yè)數(shù)量和政府消費為對經(jīng)濟增長的影響程度，高估了居民消費對經(jīng)濟增長的貢獻度。此外，由非參數(shù)面板數(shù)據(jù)模型的估計結(jié)果可知：居民消費每增加1%，則促使經(jīng)濟增長0.5524%；政府消費每增加1%，也促使經(jīng)濟增長0.1501%。說明在中國目前的經(jīng)濟發(fā)展階段，增加居民消費和政府消費都能促進經(jīng)濟增長，但是居民消費對經(jīng)濟的促進作用高于政府消費。

我們運用非參數(shù)逐點估計，對各影響因素對自變量系數(shù)的變化趨勢做出分析。具體方法為：將區(qū)間[mini，t{xit}，maxi，t{xit}]等分成29個子區(qū)間，即30個端點，其中xit是任一解釋變量。我們共設計了16種估計：如在考察四個變量的系數(shù)隨政府消費變化的趨勢時，在各點處，做非參數(shù)估計，其中j =1，2，3，4，因此可得到4種非參數(shù)估計結(jié)果，類似地，我們可以考察其他自變量系數(shù)對任一變量的變化趨勢。圖1和圖2分別提供了四個變量關于政府消費系數(shù)和居民消費系數(shù)的逐點回歸估計結(jié)果。

由圖1和圖2，可得到如下回歸估計結(jié)果：

第一，政府消費系數(shù)與資本存量是先上升后下降，然后再上升的復雜關系，說明隨著資本存量的增加，政府消費這一變量對經(jīng)濟增長的促進和抑制作用交替出現(xiàn)，造成這一現(xiàn)象的原因考慮到我國不同的發(fā)展時期，政府政策的傾向性不同，政府消費在不同的經(jīng)濟發(fā)展階段對經(jīng)濟增長的作用也會不同。政府消費系數(shù)與就業(yè)數(shù)量呈現(xiàn)遞減的關系，表明了隨著年末在崗職工人數(shù)的增加，政府在公共支出領域，如文化教育、醫(yī)療保健、社會保險等方面的消耗性支出必然會加大，擠占政府的投資性支出，不利于經(jīng)濟的增長，政府消費對經(jīng)濟增長的促進作用必然會越來越小。

政府消費系數(shù)與政府消費數(shù)額存在逐漸遞減的關系，說明隨著政府消費數(shù)額的逐漸增加，政府消費對經(jīng)濟增長的促進作用越來越小。這是因為在經(jīng)濟的發(fā)展初期，適量的政府消費支出促進了經(jīng)濟增長，但是過多的公共產(chǎn)品投入，可能催生經(jīng)濟活動參與者的惰性，出現(xiàn)“養(yǎng)懶人”的現(xiàn)象，反而阻礙經(jīng)濟增長。政府消費系數(shù)與居民消費數(shù)額表現(xiàn)為先增加后減小的關系，說明隨著居民消費的增加，政府消費這一變量對經(jīng)濟增長的影響是促進作用，但是當居民消費的數(shù)額增加到一定程度時，反而政府消費對經(jīng)濟增長的貢獻作用變小，即存在一個“拐點”。表明政府的消費行為是理性的，政府根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展狀況決定政府支出數(shù)額的比例，當居民消費需求擴大后，政府必然會削減消費性支出，主要依靠居民消費來拉動經(jīng)濟增長。

第二，居民消費系數(shù)與資本存量是先下降再上升再下降的關系，說明隨著資本存量的增加，居民消費這一變量對經(jīng)濟增長的促進作用是先下降后上升的，當資本存量增加到一定程度后，居民消費對經(jīng)濟增長的促進作用又會減弱。在經(jīng)濟發(fā)展初期，居民普遍收入水平不高，即使資本投入的增加也無法刺激居民消費，這時居民消費對經(jīng)濟增長的促進效應不強，隨著居民收入水平的不斷增加，居民消費也逐漸增加，因此對經(jīng)濟增長才有明顯的促進作用。但是近些年居民消費又對經(jīng)濟增長的促進作用開始出現(xiàn)減弱的現(xiàn)象，暗示了我國資本投入的低效率或無效率，這對于整個社會的經(jīng)濟增長是極為不利的。居民消費系數(shù)與就業(yè)數(shù)量呈現(xiàn)逐漸遞減關系，說明隨著我國勞動人數(shù)的增加，居民消費對經(jīng)濟增長反而起了抑制作用。這是因為雖然我國就業(yè)人數(shù)增加了，但是勞動者工資普遍較低，較低的收入水平以及對未來收入的不確定性都會抑制居民的消費需求，從而間接的阻礙了經(jīng)濟增長。

居民消費系數(shù)與政府消費數(shù)額存在平滑的遞增的關系，暗示隨著政府消費支出數(shù)額的增加，居民消費對經(jīng)濟增長起了促進作用。這是因為政府消費支出對居民消費有著調(diào)解作用，即政府消費的增加，不僅可以部分替代居民在這方面的消費，間接增加居民收入，同時還會減少居民對未來不確定性的擔心，進而增加其他消費，從而間接的促進了經(jīng)濟增長。居民消費系數(shù)與居民消費數(shù)額表現(xiàn)為遞增關系，說明隨著居民消費數(shù)額的增加，居民消費這一變量對經(jīng)濟增長有著非常顯著的促進作用。居民消費作為經(jīng)濟增長的最主要的推動力，對增加社會需求總量起了至關重要的作用，因此提高居民收入水平，刺激居民消費，是保持經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定增長的關鍵之舉。

結(jié)論和建議

綜上所述，本文認為居民消費對經(jīng)濟增長有著積極的促進作用；而政府消費對經(jīng)濟增長的影響具有政策傾向性，在不同的經(jīng)濟發(fā)展階段具有不同的促進作用。在經(jīng)濟發(fā)展初期，政府消費和居民消費都對經(jīng)濟增長起較大的促進作用，當經(jīng)濟發(fā)展到一定水平后，居民消費對經(jīng)濟增長的促進作用越來越大，而政府消費對經(jīng)濟增長的促進作用越來越小。

近幾年，隨著我國經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變，越來越重視擴大內(nèi)需，最新的“十二五”規(guī)劃綱要里，將擴大消費表述為“擴大內(nèi)需的戰(zhàn)略重點”，消費將發(fā)揮越來越大的作用?？刹扇∫韵麓胧壕用裣M方面：健全市場法規(guī)，完善市場管理；健全市場體系，形成良性競爭以提高商品質(zhì)量和服務質(zhì)量；提高農(nóng)民收入；加快收入分配制度改革；培養(yǎng)消費者正確的消費文化，轉(zhuǎn)變?nèi)藗兊南M觀念，培養(yǎng)消費意識；倡導新型的可持續(xù)的消費模式，提倡生態(tài)消費、循環(huán)消費。政府消費方面：提高政府在教育、醫(yī)療、住房和社會保障等“純民生”公共支出的比重，完善社會保障體系，解決人們的后顧之憂；將政府公共支出更多的向中西部落后地區(qū)，尤其是貧困農(nóng)村地區(qū)傾斜，從而縮小地區(qū)以及城鄉(xiāng)差距，促進經(jīng)濟和諧穩(wěn)定的發(fā)展。

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篇7

【關鍵詞】金融發(fā)展 經(jīng)濟增長 協(xié)整檢驗 Granger因果檢驗

一、引言

關于金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的研究，國外學者一直存在較大的分歧：一是以Goldsmith（1963），Mckinnon（1973），Shaw（1973）為代表的大多數(shù)西方學者認同的觀點，即金融發(fā)展與經(jīng)濟增長間存在一定的相關關系。二是以Friedman為代表的貨幣學派和以Lucas為代表的新古典學派，認為金融發(fā)展與經(jīng)濟增長間并無明顯的相關關系。國內(nèi)方面，談儒勇（1999）較早開始對我國的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長間的關系進行實證研究，實證結(jié)果驗證了Goldsmith（1963）等人的觀點。周立和王子明（2002），武志（2010）通過運用時間序列數(shù)據(jù)對中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關系進行了實證分析，分析結(jié)果則與Friedman和Lucas的觀點相一致。所以，目前對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的因果關系方向的研究國內(nèi)外仍未達成一致。

近年來，國內(nèi)掀起了一股“金融中心熱”，各地紛紛建立起形式多樣的金融中心。2011年揚州市出臺的《揚州市服務業(yè)提速發(fā)展行動計劃》中計劃著力打造“三城三中心”，區(qū)域性金融服務中心就是其中之一。隨著國內(nèi)對金融中心建設實踐的關注，對區(qū)域性金融服務中心的構建與戰(zhàn)略選擇研究日趨成為學術界關注的重點。一個金融中心能否發(fā)揮輻射作用，能否帶動本地區(qū)和周邊地區(qū)的經(jīng)濟增長，這是該地區(qū)是否適合被構建為金融中心的先決條件，因此本文研究揚州市金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系，欲探究揚州市金融發(fā)展能否推動當?shù)亟?jīng)濟增長。

二、指標選取與數(shù)據(jù)來源

（一）指標選取和定義

1.經(jīng)濟增長指標。采用人均GDP來衡量經(jīng)濟增長抵消人力資本的影響，同時對其取對數(shù)，消除數(shù)據(jù)的異方差，記為LAGDP。

2.金融發(fā)展程度指標。

（1）金融發(fā)展規(guī)模（FD）。在研究欠發(fā)達國家的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的研究時，大多數(shù)學者都采用Arestis、Demetriades & Luintel（2001）設計的銀行貸款占GDP的比重這一指標作為衡量金融發(fā)展規(guī)模的指標。本文亦采用這一做法，用金融機構貸款余額與GDP之比來衡量揚州市金融發(fā)展規(guī)模。

（2）金融中介效率（FAE）。本文采用金融機構貸款余額與金融機構存款余額之比來衡量金融中介效率。這一指標可以衡量出金融機構將存款轉(zhuǎn)化為貸款的能力，間接反映出金融中介在參與金融活動時對資源的配置效率。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文選取1978～2014年揚州市GDP增長率、人均GDP增長率、金融機構貸款余額和金融機構存款余額的年度數(shù)據(jù)，以上數(shù)據(jù)來源于《揚州市統(tǒng)計年鑒》及揚州市國名經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報。

三、實證研究

（一）單位根檢驗

由于上述數(shù)據(jù)是時間序列數(shù)據(jù)，我們首先要對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗才能進行協(xié)整檢驗和Granger因果檢驗。本文采用最常用的ADF檢驗法，檢驗結(jié)果如表1所示：

表1 原序列的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

■

檢驗結(jié)果表明：三組序列均不能拒絕原假設，即兩組序列均存在單位根，是不平穩(wěn)的時間序列。三組序列在經(jīng)過一階差分后，LAGDP、FD、FAE序列在95%的顯著性水平下拒絕原假設，認為三組序列都是平穩(wěn)的。

（二）協(xié)整檢驗

由于E-G兩步法得到的協(xié)整參數(shù)估計量會在小容量樣本的情況下產(chǎn)生較大的偏差，而本文數(shù)據(jù)樣本容量較小，因此在這里選用Johansen檢驗法對LAGDP、FD、FAE序列進行協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。

表3 Johansen協(xié)整關系檢驗

■

從上表中的跡統(tǒng)計量和λ-max統(tǒng)計量可以看出，LAGDP與FD、FAE間存在一個協(xié)整向量。協(xié)整方程如下：

LAGDP=-0.052FD+0.063FAE

金融發(fā)展規(guī)模與人均GDP呈負相關關系，即金融發(fā)展規(guī)模每提高1個百分點，人均GDP下降0.052個百分點，而金融中介效率則與經(jīng)濟增長呈正相關關系，金融中介效率每提高1個百分點帶來經(jīng)濟增長0.063個百分點。

（三）Granger因果檢驗

協(xié)整檢驗只是說明了變量間存在長期均衡關系，需要通過Granger 因果檢驗證明變量間存在確定性的相互關系。檢驗結(jié)果如表4所示：

表4 Granger因果關系檢驗結(jié)果

■

從上表的檢驗結(jié)果可以看出，金融發(fā)展規(guī)模不是經(jīng)濟增長的Granger原因，而經(jīng)濟增長是金融發(fā)展規(guī)模的單向Granger原因，兩者之間存在單向Granger因果關系。金融中介效率不是經(jīng)濟增長的Granger原因，而經(jīng)濟增長是金融中介效率的單向Granger原因，兩者亦存在Granger因果關系。

四、結(jié)論

揚州市經(jīng)濟增長與農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、農(nóng)村金融中介效率之間存在一種長期均衡的關系。金融發(fā)展規(guī)模的提高并沒有帶來揚州市經(jīng)濟的增長，而金融中介效率的提升則有助于揚州市經(jīng)濟增長。這表明揚州市金融發(fā)展對其經(jīng)濟增長存在“門檻效應”，揚州處于蘇中地區(qū)，金融總量不高，供給不足，對經(jīng)濟增長起到了一定的阻礙作用，而金融資源配置的低效率則進一步加強了這一效應，揚州市金融發(fā)展與經(jīng)濟增長間的良性互動機制尚未建立。

揚州市金融發(fā)展規(guī)模不是農(nóng)村經(jīng)濟增長的原因，而經(jīng)濟增長則是金融發(fā)展規(guī)模的原因；金融中介效率也不是經(jīng)濟增長的原因，而經(jīng)濟增長則是金融中介效率的原因。這表明揚州市經(jīng)濟的增長則對金融發(fā)展起促進作用，但金融發(fā)展并不是經(jīng)濟增長的原因，因此，揚州市金融發(fā)展呈現(xiàn)出“需求追隨”的特征。

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篇8

論文關鍵詞：財政收入，經(jīng)濟增長

 

一、問題的提出

財政是政府發(fā)揮資源配置、收入分配、穩(wěn)定經(jīng)濟和監(jiān)督管理職能的手段。財政收入的多少直接關系到政府宏觀調(diào)控經(jīng)濟的能力的大小。長期以來，我國財政收入制度濃厚的計劃色彩，使得財政收入對經(jīng)濟增長的導向作用被人為割裂。忽視財政收入與經(jīng)濟增長之間的關系，不僅不利于經(jīng)濟的發(fā)展，更不利于發(fā)揮財政的職能與作用。因此研究財政收入和經(jīng)濟增長的關系，能為政府制定財稅政策提供理論依據(jù)及建議，防止政策制定的盲目性。

二、國內(nèi)外研究方面

關于財政收入規(guī)模與經(jīng)濟增長相關性方面，國外對此研究大都得出的結(jié)論是財政收入規(guī)模與經(jīng)濟增長呈負相關或弱相關的關系。如Sculley(2001)和Grossman(2002)分析美國的經(jīng)濟情況，得出政府的稅收水平與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)負相關。Karras(2003)通過對11個國家稅率和GDP增長率的分析得出，稅收短期內(nèi)與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)負相關，但這種相關性在長期內(nèi)的趨勢會減弱。國內(nèi)學者大都研究財政收入與GDP之間的關系，研究的結(jié)果一般認為財政收入與經(jīng)濟增長呈高度正向線性相關性。如徐菁（2007）通過繪制杭州市20年財政總收入與國內(nèi)生產(chǎn)總值的散點圖，并建立回歸模型，得出財政收入與GDP存在顯著的線性關系。

關于財政收入占GDP的比重方面，國外學者多認為財政收入應占GDP有個合理的比重，超過這一臨界值就會對經(jīng)濟有負影響作用。如Sculley(1991)分析了103個國家七、八十年代稅收占GDP比重的數(shù)據(jù)得出，當稅收占GDP比重低于19.3%時，能促進經(jīng)濟最大化增長，而當這個比重擴大到45%以上，經(jīng)濟增長率接近于零。國內(nèi)學者研究財政收入占GDP比重方面多從該比重過低的原因以及確定該比重的合理規(guī)模等方面進行研究的。如董承章、蔣東宇、婁正良（2000）利用我國6年數(shù)據(jù)，得出工業(yè)企業(yè)中非國有經(jīng)濟比重、預算外收入占財政收入的比重上升和國有企業(yè)固定資產(chǎn)利稅率的下降是導致近年財政收入占GDP比重下降的重要因素。

目前，國內(nèi)研究財政收入絕大多數(shù)針對的是全國的財政收入經(jīng)濟論文，地方性財政研究較少。研究財政收入與經(jīng)濟增長的關系時，大都側(cè)重經(jīng)濟增長對財政收入的貢獻率，忽視財政收入與經(jīng)濟增長的互動效應。因此研究地方財政收入與經(jīng)濟增長的相關關系以及如何依據(jù)地方經(jīng)濟發(fā)展特點來促進財政收入與經(jīng)濟增長的協(xié)調(diào)增長具有很高的理論現(xiàn)實意義。本文以下以江蘇揚州為例來研究地方財政收入與經(jīng)濟增長的關系。

三、揚州市財政收入與經(jīng)濟增長的相關關系分析

（一）指標選取和數(shù)據(jù)來源

1．主要指標

（1）國內(nèi)生產(chǎn)總值

GDP是公認的衡量國民經(jīng)濟狀況的最佳指標，也是衡量國民經(jīng)濟的通用指標，它能綜合反映國民經(jīng)濟總量，民經(jīng)濟速度、規(guī)模以及國家、集體和個人之間的收入分配關系。

（2）財政收入

財政收入的統(tǒng)計口徑較為復雜，不同時期不同地區(qū)的統(tǒng)計方法不同，一般來說，一國政府的收入包括預算內(nèi)收入、預算外收入和制度外收入。本文中所指的財政收入僅指納入政府預算內(nèi)的那部分財政收入，即財政總收入。按目前揚州市財政體制的劃分，財政總收入包括一般預算收入、基金預算收入和上劃中央收入三個部分。

2．數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來源均來自于揚州市統(tǒng)計年鑒以及揚州市財政局官方網(wǎng)站公布的數(shù)據(jù)，部分數(shù)據(jù)是經(jīng)搜集整理后計算所得。

（二）模型建立與結(jié)果分析

為清楚揭示財政收入與經(jīng)濟增長的數(shù)量關系，現(xiàn)通過揚州市1989-2008年相關數(shù)據(jù)，并利用SPSS11.0統(tǒng)計分析軟件進行模型分析。

1.財政收入與GDP總量的關系分析

（1）模型分析

由散點圖我們已經(jīng)能夠很直觀的觀測到二者之間的線性關系，為進一步探究二者關系，筆者建立一元回歸模型。以GDP(X)為自變量，財政收入（Y）為因變量，

得方程：Y=a+bX+ε

其中a、b為回歸系數(shù)，ε為隨機變量。

圖1 財政收入總量與GDP總量觀測值與線性模型擬合狀況

以揚州市1989-2008年財政收入與GDP的相關數(shù)據(jù)為樣本值，利用SPSS11.0分析軟件進行回歸分析，估計出的回歸方程：Y=0.173X-29.369()

其中彈性系數(shù)b為0.173，表示GDP值每增加1億元，相應的財政收入將增加0.173億元，經(jīng)濟總量與財政收入總量的person相關系數(shù)為0.979，回歸方程的復相關系數(shù)為0.979， r2為0.959，經(jīng)方差分析，F(xiàn)=423.944

2.財政收入增長與GDP的增長關系分析

（1）散點圖分析

由上面的總量模型可以得出財政收入與GDP總量之間存在著高度相關性，理論上財政收入增長與GDP增長之間也應存在著相關性。但筆者通過對揚州市1989-2008年財政收入增長率和GDP增長率的數(shù)據(jù)進行繪制散點圖，卻發(fā)現(xiàn)觀測點雜亂無章，毫無規(guī)律可循，兩變量之間不存在明顯的相關關系。

（2）關系對比描述

以上分析出財政收入與GDP都呈高速增長，但二者的增長率并不同步，為進一步把握二者增長規(guī)律，現(xiàn)對財政收入與GDP的增長率進行對比分析，得出如下結(jié)論：

財政收入的增長率與GDP的增長率分為以下幾個階段：第一階段是1993年以前，財政收入的增長率基本上是低于GDP的增長率的，財政收入彈性小于1；第二階段是1993-1994年間，財政收入的增長率猛增，大大超過GDP的增長率。第三階段是1994-1997年，財政收入的增長率又低于GDP的增長率，財政收入彈性再次小于1；第四階段是1997年以后，財政收入加快增加，其增長率又超過了GDP的增長率經(jīng)濟論文，財政收入彈性大于1，尤其是2002、2003、2006、2007年財政收入的增長率都超過了30%，遠遠大于GDP得增長率。從1989-2008年的平均增長率來看，財政收入的平均增長率為22.02%，GDP的平均增長率16.93%，財政收入平均彈性為1.30，這表明近20年來財政收入與經(jīng)濟增長還是不同步的、非均衡的。

圖2財政收入增長與GDP增長對比關系圖

（3）模型分析

下面對1989年-2008年期間財政收入增長率與GDP增長率的關系進行分析，以財政收入增長率為因變量Y，以GDP增長率為自變量X，利用非線性多項式回歸模型，作了初步測算:

 

系數(shù)

 

 

未標準化系數(shù)

標準化系數(shù)

t

Sig.

 

 

B

標準誤

Beta

gdp

0.865

1.233

0.592

0.702

0.492

-0.298

2.972

-0.085

-0.100

0.921

（常數(shù)）

0.085

0.110

 

 

篇9

關鍵詞：凈出口；經(jīng)濟增長；凈出口對經(jīng)濟增長的貢獻

中圖分類號：F746.12　文獻標識碼：A　文章編號：1005－0892(2009)06－0089－06

一、引言

改革開放以來，我國的對外貿(mào)易取得了巨大成績，對外貿(mào)易規(guī)模快速增長，貿(mào)易收支持續(xù)改善，貿(mào)易結(jié)構顯著升級，對外貿(mào)易依存度快速提升，在全球貿(mào)易中的排名已經(jīng)進入前三強，成為名副其實的貿(mào)易大國。

我國對外貿(mào)易發(fā)展與經(jīng)濟增量擴張在時間上顯著的一致性，引起了國內(nèi)學者廣泛的研究興趣。學者們運用不同的研究方法對對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的相互關系進行了大量的總量和結(jié)構研究。這類文獻中的一部分以全國數(shù)據(jù)作為樣本進行研究，如：石傳玉、王亞菲、王可(2003)利用我國1952－2002年的GDP與進出口數(shù)據(jù)，根據(jù)格蘭杰定理，運用EG兩步法建立出口、進口與GDP三者之間的誤差修正模型，得出短期內(nèi)出口對經(jīng)濟增長有促進作用，但長期內(nèi)則無效的結(jié)論。劉曉鵬(200])通過對我國1952－1999年的GDP與進出口的有關數(shù)據(jù)變量進行協(xié)整計量，并根據(jù)格蘭杰定理和誤差修正模型進行分析，說明進口增長對于促進國民經(jīng)濟增長的原動力作用。王宏新、劉長庚(2000)的分析說明，貿(mào)易順差與國內(nèi)生產(chǎn)總值增長之間出現(xiàn)負相關的“貿(mào)易順差悖論”并不存在。張少霞(2002)運用宏觀經(jīng)濟學中總需求一總供給模型分析我國進出口與經(jīng)濟增長的關系，得出在需求約束條件下出口與經(jīng)濟增長正相關，在供給約束條件下凈出口與經(jīng)濟增長負相關的結(jié)論。劉曉鵬(2001)從對外貿(mào)易與GDP增長率的相關性對我國1980－1998年的有關數(shù)據(jù)進行計量分析，得出了我國進口、出口都對經(jīng)濟增長具有較強的促進作用的結(jié)論。也有部分學者對我國分省(市)和分產(chǎn)業(yè)的進出口貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關系進行實證分析，如：李練軍、馮中朝(2007)利用1980－2004年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，在單位根檢驗和協(xié)整分析的基礎上運用格蘭杰因果和誤差修正模型對我國中部地區(qū)對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的關系進行實證研究。研究表明，我國中部地區(qū)進出口與經(jīng)濟增長存在長期穩(wěn)定的均衡關系。程桂云(2007)根據(jù)計量經(jīng)濟學的相關理論，利用1979－2004年的年度數(shù)據(jù)，對遼寧省對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的長短期關系進行了實證分析和檢驗，表明遼寧省的對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關系。張燦亭、江凌(2006)就江蘇省外貿(mào)發(fā)展對GDP增長的效應進行了計量分析，發(fā)現(xiàn)進口對江蘇省GDP的促進和拉動效應強于出口。鄭晶(2006)利用廣東省1987－2002年的宏觀經(jīng)濟系列數(shù)據(jù)構建聯(lián)立方程模型，分析了廣東省歷年對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的實際貢獻率和拉動度。孫楚仁、沈玉良、趙(2006)采用因果分析、支出法和聯(lián)立方程組法對我國加工貿(mào)易和其他貿(mào)易對經(jīng)濟增長的貢獻進行了計量分析，顯示出加工貿(mào)易和其他貿(mào)易的發(fā)展促進了經(jīng)濟增長。王靜(2008)運用結(jié)構突變理論得出了進口沒有發(fā)揮出對經(jīng)濟增長應有的促進作用的結(jié)論。

縱觀有關對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長關系的實證研究，雖然結(jié)論并不完全一致，但分析方法都大同小異，都是以出口(X)、進口(M)或者進出口(X+M)作為自變量、以國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP或Y)作為因變量，通過對時間序列進行相關和回歸分析，再進行格蘭杰檢驗或類似檢驗，說明對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長在數(shù)量上存在的相互關系和對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的影響。

然而，按照開放的宏觀經(jīng)濟學的基本原理，一國的總產(chǎn)出(Y)由消費(C)、投資(I)和凈出口(X－M)三部分構成。很顯然，一國的總產(chǎn)出增量(AY)也由消費增量(C)、投資增量(I)和凈出口增量[(X－M)]構成。這里的“凈出口”，是指出口與進口之差(X－M)。所以，要研究對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的影響或者貢獻，應該測算凈出口增量在總產(chǎn)出增量中的份額[(X－M)／Y]，只有在此基礎上進行的分析才符合開放的宏觀經(jīng)濟學的基本原理。

本文利用1978－2007年我國的貿(mào)易收支和GDP數(shù)據(jù)，根據(jù)開放的宏觀經(jīng)濟學的基本原理，測度并分析凈出口對經(jīng)濟增長貢獻份額的時間序列，并進行拓展，測度并分析凈出口拉動經(jīng)濟增長的百分點的時間序列。

二、1978年以來我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值和凈出口的變化

在計算凈出口對經(jīng)濟增長貢獻的份額和凈出口拉動經(jīng)濟增長的百分點這兩個指標之前，我們必須解決兩個問題：其一，選擇代表總產(chǎn)出的合適指標；其二，測算凈出口的絕對規(guī)模。

反映國民經(jīng)濟總產(chǎn)出規(guī)模的指標有兩個，一是國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)，二是國民生產(chǎn)總值(GNP)。考慮到國內(nèi)生產(chǎn)總值比國民生產(chǎn)總值的使用更加廣泛，所以我們選擇國內(nèi)生產(chǎn)總值指標。而國內(nèi)生產(chǎn)總值又有兩種，一是按當期價格計值的名義國內(nèi)生產(chǎn)總值(Nominal GDP)，二是按不變價格計值的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值(Real GDP)。由于凈出口都是采用當期價格計值，為了保持二者口徑的一致，我們選擇同樣按當期價格計值的名義國內(nèi)生產(chǎn)總值。

名義GDP數(shù)據(jù)可以直接從國家統(tǒng)計局國民經(jīng)濟核算數(shù)據(jù)獲得，本文分析需要的名義GDP增量通過名義GDP時間序列數(shù)據(jù)計算得出具體數(shù)據(jù)。為了節(jié)省篇幅，我們將后文將要用到的名義GDP增速和實際GDP增速也一并羅列。

表1的數(shù)據(jù)顯示了改革開放以來我國經(jīng)濟持續(xù)快速穩(wěn)定增長的歷史進程，從名義GDP增量的變化可以看出，雖然增量多少并不一致，但一直保持了正增長，并且增量還在持續(xù)擴張。當然，名義GDP增長率和實際GDP增長率的時間序列更加清楚地說明了這一進程。

與名義國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)能夠直接從國家統(tǒng)計局統(tǒng)計年鑒中獲得不同，現(xiàn)有官方統(tǒng)計數(shù)據(jù)中沒有符合本文需要的用人民幣計值的凈出口數(shù)據(jù)。我國現(xiàn)有的進出口和貿(mào)易收支數(shù)據(jù)，主要由國家商務部和海關總署計算和公布，包括出口、進口和進出口差額，為了便于國際比較，這類數(shù)據(jù)全部采用美元作為計價貨幣。其中的“進出口差額”也稱貿(mào)易收支，就是用美元測度的凈出口。但是，我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值以人民幣計值，為了使凈出口數(shù)據(jù)與國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)保持可比性，需要將用美元計值的貿(mào)易收支換算成用人民幣計值的凈出口。表2中的貿(mào)易收支數(shù)據(jù)根據(jù)國家商務部年度進出口統(tǒng)計數(shù)據(jù)整理，人民幣／美元雙邊匯率(CNY／USD)數(shù)據(jù)來源于國家外匯管理局匯率統(tǒng)計，是各年的年末匯率中間價。根據(jù)貿(mào)易收支和人民幣，美元匯率數(shù)據(jù)，我們計算了各年用人民幣計值的凈出口。當然，計算凈出口是為了核算凈出口增量，有關數(shù)據(jù)見表2。

表2的數(shù)據(jù)顯示，雖然整體上我國的貿(mào)易收支得到了顯著的改善，20世紀80年代之前，貿(mào)易收支基本上都是逆差；而20世紀90年代之后，我國的貿(mào)易收支基本上都是順差。但是，這僅僅只能說明我國貿(mào)易收支狀況的改善，而不能說明對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長貢獻的擴大。因為，核算對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長貢獻大小的是凈出口增量的正負符號而不是貿(mào)易收支的性質(zhì)。而凈出口增量的正負符號也與貿(mào)易收支的性質(zhì)無關，在貿(mào)易逆差擴大時，凈出口增量為負數(shù)；而當貿(mào)易逆差縮小時，凈出口增量則為正值。當貿(mào)易順差擴大時，凈出口增量為正數(shù)；而當貿(mào)易順差收縮時，凈出口增量則為負值。因此，在表二中我們能夠看到，在1978－1989年的12年中，盡管貿(mào)易收支有11年是逆差，但仍然有6年的凈出口增量是正數(shù)，即差不多有一半的年份貿(mào)易收支與凈出口增量的符號相反。而在1990－2007年的18年中，貿(mào)易收支有17年是順差，但凈出口增量卻有7年為負數(shù)，也有近三分之一的年份二者的符號相反。

三、凈出口對經(jīng)濟增長貢獻的測度

在表1和表2中，我們通過相關數(shù)據(jù)已經(jīng)準確計算了1978－2007年我國名義GDP增量和凈出口增量的時間序列。我們可以通過這兩個指標的比較測度出凈出口對經(jīng)濟增長貢獻的份額，然后再將凈出口對經(jīng)濟增長貢獻的份額乘以GDP增長百分點，求出凈出口拉動GDP增長的百分點，這就是本文要計算的測度對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長貢獻的兩個指標。

1.凈出口對經(jīng)濟增長貢獻的份額

用表2中的凈出口增量除以表1中的名義GDP增量，就可以計算出凈出口對經(jīng)濟增長貢獻的份額。出于文章篇幅的考慮，本文沒有詳細列出計算過程，只是將1978－2007年各年我國凈出口對經(jīng)濟增長貢獻的份額變動軌跡繪制成圖1。

從圖1可以看出改革開放以來我國對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長貢獻份額的變化，很顯然，它有兩個特征：其一，不同年份的差異極大。部分年份凈出口對經(jīng)濟增長貢獻的份額很大，如1990年，幾乎有40％(39.79％)的經(jīng)濟增長來源于凈出口的增長；1997年，凈出口的增長也能夠解釋近30％(29.95％)的經(jīng)濟增長；2005年和2006年，也有超過20％的經(jīng)濟增長來源于凈出口的擴張。但是，部分年份的對外貿(mào)易不僅對經(jīng)濟增長沒有作出貢獻，反而在拖經(jīng)濟增長的后腿。最典型的年份是1985年和1999年。1985年，凈出口對經(jīng)濟增長貢獻的份額為－22.57％，意味著如果沒有當年貿(mào)易逆差的擴張，名義GDP增量還能夠再擴大近四分之一；1999年，由于受到亞洲金融危機的沖擊，我國的貿(mào)易順差急劇收縮，導致當年凈出口對經(jīng)濟增長貢獻的份額為－22.36％。也就是說，如果當年凈出口不減少，名義GDP還應該再增長20％以上。凈出口對經(jīng)濟增長貢獻份額差異的巨大說明我國對貿(mào)易收支的控制并不理想，其中有部分原因是國際環(huán)境的惡化，更多的原因在于貿(mào)易政策。近30年來，我國的貿(mào)易政策變動頻繁，沒有太大的連續(xù)性，是對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長貢獻份額顯著波動的主因。其二，整體而言，對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長貢獻的份額有限。通過對凈出口對經(jīng)濟增長貢獻份額的時間序列進行整體考察，我們發(fā)現(xiàn)，在正負抵消后，凈出口在長期對經(jīng)濟增長沒有什么貢獻。在1978－2007年的30年間，凈出口對經(jīng)濟增長起負作用的年份(凈出口對經(jīng)濟增長貢獻的份額為負數(shù))有13年，凈出口對經(jīng)濟增長基本沒有貢獻的年份(凈出口對經(jīng)濟增長貢獻的份額小于5％)有6年，凈出口對經(jīng)濟增長有顯著貢獻的年份(凈出口對經(jīng)濟增長貢獻的份額大于5％)只有11年。對30年來凈出口對經(jīng)濟增長貢獻的份額進行年度平均，平均數(shù)不到3％，也就是說，我國的經(jīng)濟增長有超過97％來源于消費和投資。因此，如果不考慮對外貿(mào)易對我國宏觀經(jīng)濟其它方面(如就業(yè)和國際收支平衡)的影響，僅僅就經(jīng)濟增長而言，它的貢獻在長期幾乎可以忽略不計。

2.凈出口拉動經(jīng)濟增長的百分點

凈出口對經(jīng)濟增長貢獻份額當然是反映對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長貢獻的一個比較好的指標，但是，不同年份的凈出口對經(jīng)濟增長貢獻份額對應的經(jīng)濟增長速度是不同的，所以，這種份額并不能進行直接比較。從表1中的GDP增長率可以看出，無論是我國的名義GDP增長率還是實際GDP增長率，都存在相當大的差異。以名義GDP增長率為例，1994年的增速最快，達到36.4個百分點；而1999年的增速只有6.2個百分點，二者相差5倍之多。再比較實際GDP增長率，1984年達到15.2個百分點；而1990年只有3.8個百分點，差異也有4倍。很顯然，對這些年份的凈出口對經(jīng)濟增長貢獻份額進行直接比較沒有多少經(jīng)濟涵義。而且，凈出口對經(jīng)濟增長貢獻份額指標相對抽象，不如把它們換算成經(jīng)濟增長的百分點讓人更容易理解和接受，這就是我們核算凈出口拉動經(jīng)濟增長百分點指標的理由。

凈出口拉動經(jīng)濟增長的百分點等于GDP增長的百分點乘以凈出口對經(jīng)濟增長貢獻的份額，也就是將GDP增長的百分點進行切割，分割出屬于凈出口的部分。同樣出于文章篇幅的考慮，本文沒有列出詳細的計算過程，只是將1978－2007年我國凈出口拉動GDP增長百分點的結(jié)果列于圖2。

圖2顯示，1978年以來，我國凈出口拉動名義GDP增長百分點和凈出口拉動實際GDP增長百分點的年度差異很大，顯示出強烈的波動性。有些年份，凈出口對經(jīng)濟增長產(chǎn)生嚴重的緊縮作用，比如1995年，凈出口使我國名義GDP少增長5.67個百分點，也使實際GDP少增長3.05個百分點；1993年的凈出口使當年的名義GDP少增長3.5個百分點，使實際GDP少增長1.57個百分點；1999年，凈出口使名義GDP增速損失了1.38個百分點，使實際GDP增速損失了1.7個百分點。當然，也有部分年份凈出口成為拉動經(jīng)濟增長的重要動力，比如1987年，凈出口拉動名義GDP增長了2.66個百分點，拉動實際GDP增長了1.77個百分點，是1978－1987年這10年中表現(xiàn)最好的年份；1990年，凈出口拉動名義GDP增長了3.94個百分點，拉動實際GDP增長了1.51個百分點。近三年，凈出口持續(xù)對經(jīng)濟增長產(chǎn)生較大幅度的拉動作用，2005－2007年，凈出口平均拉動名義GDP增長3個百分點，拉動實際GDP增長2.12個百分點，是有記錄以來大幅拉動經(jīng)濟增長持續(xù)時間最長的。

對近30年來凈出口拉動經(jīng)濟增長的百分點進行整體考察，我們能夠發(fā)現(xiàn)，整體上凈出口拉動經(jīng)濟增長的百分點很小，以30年平均數(shù)測算，凈出口拉動名義國內(nèi)生產(chǎn)總值增長平均只有0.27個百分點，對超過15％的名義國內(nèi)生產(chǎn)總值年均增速幾乎沒有影響；30年凈出口拉動實際國內(nèi)生產(chǎn)總值百分點的平均數(shù)也只有0.23個百分點，對年均超過10％的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值年均增速也沒有什么影響。實際上，如

果去除2005－2007年，整體而言，凈出口對名義國內(nèi)生產(chǎn)總值和實際國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長根本就沒有任何影響。

四、簡要結(jié)論

改革開放以來，我國的對外貿(mào)易發(fā)展迅速，按照傳統(tǒng)的國際貿(mào)易理論，對外貿(mào)易的發(fā)展應該給我國帶來貿(mào)易所得(Gains from Trade)。然而，根據(jù)本文的測算結(jié)果，凈出口增量對經(jīng)濟增長的貢獻并不顯著。當然，它并不能說明貿(mào)易理論不正確，只能說明我國對外貿(mào)易的發(fā)展是雙向的，既有出口的增長，也有進口的擴張。因此，貿(mào)易所得由所有貿(mào)易伙伴國分享，中國自身分得的一份并不多。

在談到我國的貿(mào)易政策時，國內(nèi)外學者都喜歡用“出口導向政策”這一術語，這一表述值得商榷。數(shù)據(jù)表明，從改革開放一直到20世紀結(jié)束，長期考察的凈出口對我國經(jīng)濟增長的貢獻幾乎為零，這一結(jié)論當然不支持我國實施“出口導向政策”的說法。確實，進入21世紀后，我國的凈出口加速擴張，對經(jīng)濟增長的貢獻顯著擴大，這也應該用中國經(jīng)濟發(fā)展的特殊階段加以解釋。中國目前經(jīng)濟發(fā)展的階段，大致與20世紀50－60年代的日本，或者20世紀70－80年代的“亞洲四小龍”相似，出現(xiàn)貿(mào)易順差和貿(mào)易順差快速增長是這一經(jīng)濟發(fā)展階段的必然現(xiàn)象。

本文的分析結(jié)論與大多數(shù)學者利用計量經(jīng)濟學方法研究得到的結(jié)論不一致，其原因不完全在于分析模式的差異，而在于分析的前提不同。如果利用計量經(jīng)濟學方法，以貿(mào)易收支增量數(shù)據(jù)或者凈出口增量數(shù)據(jù)而不是以進出口數(shù)據(jù)進行研究，得出的結(jié)論應該與本文的結(jié)論一致。

當然，僅僅用凈出口對經(jīng)濟增長貢獻份額或者凈出口拉動經(jīng)濟增長的百分點來衡量對外貿(mào)易對我國經(jīng)濟發(fā)展的積極作用是不夠的，因為對外貿(mào)易的積極作用應該是多方面的，絕不僅僅只是拉動經(jīng)濟增長。比如，對我國的對外貿(mào)易結(jié)構進行的分析表明，改革開放以來，我國的對外貿(mào)易結(jié)構處于不斷優(yōu)化和升級的過程；與此同時，我國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構和居民消費結(jié)構也在不斷地優(yōu)化和升級，這絕對不是偶然，正是對外貿(mào)易結(jié)構優(yōu)化和升級對產(chǎn)業(yè)結(jié)構和消費結(jié)構傳導的結(jié)果。另外，對外貿(mào)易在解決就業(yè)方面的作用也十分顯著，在仍然存在大規(guī)模閑置勞動力的狀況下，繼續(xù)擴大對外貿(mào)易也非常重要。

按照開放的宏觀經(jīng)濟學的基本原理，凈出口與消費和投資一道，構成拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”。雖然歷史數(shù)據(jù)說明，在相當長的時期內(nèi)，對外貿(mào)易對促進經(jīng)濟增長的作用并不顯著，但是，想在短期內(nèi)急劇收縮貿(mào)易順差，使對外貿(mào)易實現(xiàn)平衡的后果是非常嚴重的，其風險甚至不可承受。我們不妨假設一下2007年的情況，如果沒有當年827.2億美元或者說5174.7億元人民幣的凈出口增量，我國的實際GDP增速將降低1.64個百分點；而如果沒有當年貿(mào)易順差的數(shù)據(jù)，如果當年只是貿(mào)易收支平衡，即沒有2606億美元或者說19006.6億元人民幣的貿(mào)易順差，則當年的GDP增量將減少70％以上。即使想在兩年內(nèi)達到貿(mào)易收支平衡，將上述數(shù)據(jù)折半，其沖擊也是不可承受的。然而，自2005年以來，由于受到來自國外的人民幣升值壓力和貿(mào)易摩擦的影響，我國對人民幣不斷升值，對出口退稅率也進行了大幅度下調(diào)，試圖收縮貿(mào)易順差，這種政策操作的影響值得重新評估。

2007年美國次貸危機爆發(fā)以來，我國對外貿(mào)易的國際環(huán)境日益惡化，加上人民幣升值、出口退稅率下調(diào)、原料價格上漲和勞動力成本提高，我國的出口企業(yè)已經(jīng)不堪重負，如果再推出緊縮貿(mào)易順差的政策，對出口企業(yè)將是雪上加霜。因此，這類政策應該緩行。

篇10

關鍵詞： 保險發(fā)展 經(jīng)濟增長 路徑

金融發(fā)展是經(jīng)濟增長的重要推動力，銀行業(yè)、證券業(yè)和保險業(yè)都是金融業(yè)的重要分支。我國保險業(yè)自1980年恢復以來，在國民經(jīng)濟發(fā)揮著日趨重要的作用。但我國目前關于保險業(yè)對經(jīng)濟增長貢獻的研究較少，研究保險發(fā)展促進經(jīng)濟增長路徑的更為罕見。因此，本文在保險發(fā)展促進經(jīng)濟增長機理的理論分析基礎上，具體研究我國保險發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響及其路徑，為我國制定合理的保險發(fā)展政策提供借鑒，以實現(xiàn)保險發(fā)展對經(jīng)濟增長的推動作用。

相關文獻回顧

國外關于保險發(fā)展與經(jīng)濟增長的研究較早。Skipper（1997）、Harold（1998）認為保險業(yè)有推動貿(mào)易和商業(yè)發(fā)展、管理和轉(zhuǎn)移風險、促進儲蓄向投資轉(zhuǎn)化等功能，可以通過這些功能促進經(jīng)濟的增長；Outrevi11e（1996）、Ward和Ralf Zurbrueg（2000）分別以發(fā)展中國家和發(fā)達國家數(shù)據(jù)為樣本進行研究，得出保險發(fā)展能夠促進經(jīng)濟的增長。

國內(nèi)對保險發(fā)展與經(jīng)濟增長的研究較少。姚海明（2002）、吳定富（2004）從保險具有的功能出發(fā)對保險業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長的貢獻進行定性分析；任燕燕和徐曉艷（2008）、周海珍（2008）得出我國保險業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟增長有推動作用，但目前來看作用有限。

可見，國內(nèi)外文獻多從理論上闡述了保險發(fā)展對經(jīng)濟增長的功能，用實證分析來檢驗保險發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響，但用實證來檢驗保險發(fā)展對經(jīng)濟增長影響路徑的還比較少。因此，本文首先對保險發(fā)展促進經(jīng)濟增長的機理進行理論分析，在此基礎上對我國保險發(fā)展對經(jīng)濟增長影響及其機理進行實證分析。

保險發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用機理

（一）保險發(fā)展-消費-經(jīng)濟增長

消費是社會再生產(chǎn)的重要環(huán)節(jié)，擴大消費是刺激經(jīng)濟增長的主要手段之一。保險主要通過改變消費者對未來的風險預期來促進消費。保險的風險補償功能使得消費者對未來預期較為樂觀。消費者支付少量保費后，即使發(fā)生了風險，也能通過從保險公司獲得賠償來減少損失，因此會增加當期消費支出，促進經(jīng)濟增長。

（二）保險發(fā)展-投資-經(jīng)濟增長

投資是拉動經(jīng)濟增長的三駕馬車之一。保險公司通過收取保費的方法積聚了大量的社會資金，保險資金具有長期穩(wěn)定的特點，在保證償付能力的前提下可以將閑置資金投資在時期長、風險低的項目上，提高了社會資金的投資規(guī)模；同時，保險公司具有信息優(yōu)勢，能識別出有利的投資機會，把資金投在最有發(fā)展前景的項目上，提高了社會資金的投資效率。

（三）保險發(fā)展-技術進步-經(jīng)濟增長

技術進步有利于提高資源的利用效率，促進經(jīng)濟的持續(xù)增長。因此企業(yè)在進行科技開發(fā)過程中面臨著很大的風險?？萍急ｋU的發(fā)展解除企業(yè)進行科技開發(fā)的后顧之憂，激勵其進行技術開發(fā)創(chuàng)新；此外，保險公司可通過直接投資或通過參股合作的方式來對其進行資金支持，促進企業(yè)的技術研發(fā)。

（四）保險發(fā)展-出口-經(jīng)濟增長

我國是一個出口大國，出口對經(jīng)濟發(fā)展有著重要作用。出口企業(yè)在國際貿(mào)易中面臨產(chǎn)品進口國政治變動、進口政策變化、運輸?shù)仍S多風險。出口方面的保險主要有出口保險、出口信用保險、出口產(chǎn)品責任險等，這些保險在支持出口企業(yè)在國外的發(fā)展上起到積極作用。

實證分析

（一）指標選取和數(shù)據(jù)來源

分別選取國民生產(chǎn)總值（億元）、保費收入（億元）、社會消費品零售總額（億元）、固定資產(chǎn)投資額（億元）、三項專利申請授權數(shù)（件）、出口額（億美元）來代表我國的經(jīng)濟增長、保險發(fā)展、消費、投資、技術進步、出口，分別用GDP、INS、CON、INV、TEC、EXP來表示。

考慮到我國經(jīng)濟和保險發(fā)展情況以及數(shù)據(jù)的可得性，選取了1985-2012年的數(shù)據(jù)。本文所使用的原始數(shù)據(jù)主要來源于中國國家統(tǒng)計年鑒。為了消除異方差的影響，進行計量分析時采用各個變量的自然對數(shù)形式。

（二）保險發(fā)展對經(jīng)濟增長影響的實證分析

本文采用VAR模型來研究我國保險發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響。首先用ADF檢驗來檢驗各個變量的平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果得出除LNEXP外，其余變量均為平穩(wěn)的時間序列，因此在基于VAR模型的實證分析中對LNEXP進行處理，取其一階差分DLNEXP。

協(xié)整檢驗。用Johansen協(xié)整檢驗來檢驗保險發(fā)展與經(jīng)濟增長是否存在長期均衡關系，檢驗結(jié)果得出在5%的顯著性水平下，保險發(fā)展與經(jīng)濟增長間存在長期均衡關系。在此基礎上由標準化的協(xié)整系數(shù)得出協(xié)整方程（小括號中為標準誤差）：

LNGDP=0.66245LNINS（0.02343）

從協(xié)整方程可以得出，保費收入提高1%，GDP增長0.66245%，因此保險發(fā)展在長期內(nèi)促進了經(jīng)濟的增長。

脈沖效應函數(shù)分析。使用脈沖響應函數(shù)來分析保險發(fā)展對經(jīng)濟增長的動態(tài)影響。保費收入引起GDP變化的脈沖響應如圖1所示。可以看出，在本期給保費收入一個正的沖擊后，在整個滯后期間內(nèi)對經(jīng)濟增長為正的沖擊，沖擊在第5期達到最大，隨后又逐漸減少，第10期以后趨于穩(wěn)定，說明保險發(fā)展在長期內(nèi)促進了經(jīng)濟增長，且對經(jīng)濟增長的作用具有持續(xù)性。

（三）保險發(fā)展促進經(jīng)濟增長路徑的實證分析

根據(jù)保險發(fā)展對經(jīng)濟增長作用機理，保險發(fā)展通過促進消費、投資、技術進步、出口對經(jīng)濟增長有間接影響。因此，在分析中既要考慮保險發(fā)展對經(jīng)濟增長的直接影響，又要考慮保險與其他因素的交互作用對經(jīng)濟增長的間接影響。基于此，構建保險直接影響經(jīng)濟增長及通過消費、投資、技術進步和出口路徑間接影響經(jīng)濟增長的模型：

其中，t表示年份，INSt*CONt、INSt*INVt、INSt*TECt、INSt*EXPt分別表示保險發(fā)展與消費、保險發(fā)展與投資、保險發(fā)展與技術進步、保險發(fā)展與出口的交互項。加入交互項后，變量間的關聯(lián)性較強，因此采用嶺回歸方法來解決變量的多重共線性問題。

圖2為K取0到1時，步長為0.01的變量嶺跡圖，從圖中可以看出，當K為0.4時，變量的嶺跡圖趨于穩(wěn)定，因此將嶺參數(shù)固定在K=0.4，回歸結(jié)果如表1所示。

LNINS的回歸系數(shù)為0.2079，說明保險發(fā)展對經(jīng)濟增長的直接促進作用較高；LN（INS*CON）、LN（INS*INV）、LN（INS*TEC）、LN（INS*EXP）的回歸系數(shù)均為正，說明保險發(fā)展通過影響消費、投資、技術進步、出口間接促進了經(jīng)濟增長，其中通過影響消費對經(jīng)濟增長的促進作用最高，其次為出口，通過影響技術進步對經(jīng)濟增長的促進作用最低。因此，從長期來看，“保險發(fā)展消費經(jīng)濟增長”、“保險發(fā)展投資經(jīng)濟增長”、“保險發(fā)展技術進步經(jīng)濟增長”、“保險發(fā)展出口經(jīng)濟增長”的間接路徑都是成立的，且保險與消費、投資、出口的交互作用對經(jīng)濟增長的促進作用高于保險與技術進步的交互作用。

結(jié)論和建議

（一）結(jié)論

我國保險發(fā)展在短期和長期內(nèi)都促進了經(jīng)濟增長。保險發(fā)展主要通過與消費、投資、技術進步、出口的交互作用促進了經(jīng)濟增長，且保險發(fā)展與消費、投資、出口的交互作用對經(jīng)濟增長的貢獻較高，與技術進步的交互作用對經(jīng)濟增長的貢獻較低。

（二）建議

充分發(fā)揮保險對消費的促進作用。一方面，要大力引導保險消費，開展保險知識宣傳，加深社會公眾對保險的了解，增強其保險意識。另一方面，充分發(fā)揮保險的風險補償功能，不斷進行保險產(chǎn)品和服務的創(chuàng)新，提高保險及理賠的服務水平和質(zhì)量；積極參與到一些耐用品消費中，鼓勵居民通過分期付款進行提前消費，擴大內(nèi)需，促進經(jīng)濟增長。

提高保險資金的利用水平及效率。近年來我國保險業(yè)發(fā)展迅速，但保險資金市場化管理不完善，投資渠道狹窄，結(jié)構不合理，保險資金對保險公司利潤貢獻較低。因此，要推進保險資金運用的專業(yè)化管理，增加資金運用渠道，擴大資金運用范圍，實現(xiàn)保險市場資金的增值，提高保險資金的盈利能力。其次，保險公司要加強對保險資金的風險管理，建立風險控制機制。通過構建風險投資組合、調(diào)整業(yè)務結(jié)構，降低風險。

大力推廣科技保險。我國科技保險推出的時間還比較晚，目前覆蓋面還較小。因此，保險在通過技術進步推動經(jīng)濟增長方面還有很大潛力，要大力推廣科技保險，充分發(fā)揮保險通過推動科技進步對經(jīng)濟增長的促進作用。一方面保險公司可以通過直接投資于企業(yè)技術開發(fā)來鼓勵企業(yè)技術創(chuàng)新；另一方面要開發(fā)科技保險新品種，為企業(yè)的技術開發(fā)提供科技信貸保險，來幫助有前景的企業(yè)獲得技術開發(fā)所需的銀行貸款。

積極發(fā)展出口相關保險?，F(xiàn)階段我國出口方面保險，尤其是出口信用保險的覆蓋范圍還比較小，因此，通過出口途徑促進經(jīng)濟增長還有很大的潛力。保險公司要加強對出口方面保險知識的宣傳，增強外貿(mào)企業(yè)的風險防范意識，開發(fā)新的出口保險險種，提高出口方面保險的覆蓋面；企業(yè)要積極利用出口信用險等相關險種，通過保險公司獲得市場信息，解決對外貿(mào)易中信息不對稱問題，增強自身防范風險的能力。

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