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开篇：写作不仅是一种记录，更是一种创造，它让我们能够捕捉那些稍纵即逝的灵感，将它们永久地定格在纸上。下面是小编精心整理的12篇经济增长的来源，希望这些内容能成为您创作过程中的良师益友，陪伴您不断探索和进步。
金融与经济的关联有两种方式，一是经济增长为金融创新提供现实基础，从而拉动金融发展；二是金融发展提高资源配置效率，从而推动经济增长。但这两种作用也不是截然分开的，往往相互交融。前者在发达国家表现得最为明显，而后者则在发展中国家表现得更为突出。中国是发展中国家，金融与经济之间的理论关联应该是第二种模式。自改革开放以来，经济增速较快，特别是进入21世纪以来，经济转型速度加快，政府也不断利用金融工具调控经济发展模式与经济增长方式。金融支持经济增长的渠道有多种，但最主要地集中于商业银行、资本市场及保险市场。商业银行通过信贷渠道传递宏观经济政策取向，调控经济增长；资本市场通过资产证券化，以及证券的发行与交易，优化资源配置，提高经济增长效率；保险市场通过保费收入和保险覆盖，一方面为经济增长提供不竭的资金来源，另一方面为经济的可持续增长提供安全保障。然而，对处于转型期的中国经济而言，改革已进入深水区，但金融市场尚处于不断的发展和完善过程中，金融对于经济增长的支持作用究竟如何，亟需明晰，以便为政府通过金融工具调控宏观经济，以及通过金融市场聚集金融要素与优化金融资源，提供经验证据。
二、相关文献评析
由于金融是经济的核心，关于金融发展对经济增长的作用，国外学者从理论与实证两个方面进行了深入的研究，虽然观点不一致，但形成了丰富的文献。主要观点归结起来有三种，其中主流观点认为，金融发展对经济增长具有正向促进作用。如，麦金农在其所提出的“金融深化”理论中已经充分意识到金融发展对于经济增长的重要性，首次把金融和经济增长密切结合起来，虽然他认为金融体制与经济发展之间存在互相刺激、互相制约的关系，但金融发展在经济增长中具有极为重要的战略地位。Rousseau和Wac⁃thte则借助向量误差修正模型，基于美国、英国、加拿大、挪威和瑞典五国1870—1929年间的数据，对金融发展与经济增长之间的关系进行检验后认为，金融发展对实体经济活动具有极为重要的积极作用。ThorstenBeck，RossLevine则考察了更为广泛的区域，他们通过对40多个国家的数据进行分析后发现，兼顾联立偏差、遗漏变量和国家特性后可以证明，作为金融市场重要组成部分的股票市场和银行市场都对经济增长具有正向促进作用。第二种观点认为，金融发展与经济增长之间并不存在理论所述的必然关联。如，萨伊基于西方经济学中的“两分法”，通过分析货币与经济现象之间的关系后，提出货币中性论，即货币只是实体经济的面纱，其与实体经济增长之间并无必然的关联。卢卡斯则毫无掩饰地指出，经济学家“恶劣地过度强调”了金融因素在经济增长中的作用。第三种观点则认为，金融发展指标与经济增长之间甚至存在负向关系。其中代表性的文献为Akimov，Alexandr。这篇文献基于内生增长模型，采用面板数据分析方法，通过对不同的金融发展指标进行检验后发现，在部分国家，特别是转型经济国家，金融发展对经济增长的抑制效应较为明显。
在中国的经济转型进程中，鉴于金融发展，特别是动荡的国际金融背景下金融市场不断对外开放的现实，国内学者采用实证方法对中国金融发展与经济增长的关系进行了检验，但所得结论并不一致。多数文献认为，中国金融发展对经济增长具有正向刺激作用。如，周立、王子明以1978年到2000年的金融相关比率和金融市场化比率来衡量金融发展水平，得到代表性省区和中国东中西部的金融发展与经济增长的回归方程，认为中国各地区金融发展与经济增长强相关，初始金融深度对经济增长和投资增长有显著的影响，金融差距可以部分解释地区经济增长的差异。王志强、孙刚从中国金融总体发展的规模扩张、结构调整和效率变化三个方面，利用带有控制变量的向量误差修正模型、协整关系检验法和格兰杰因果关系检验，证实了从20世纪90年代以来，中国金融发展与经济增长之间有密切联系，存在显著的长期相关性和显著的双向因果关系，说明金融发展规模的扩张、结构的变化与调整和金融效率的改善与提高对经济增长都有促进作用，而中国经济增长又会全面推动金融发展。沈坤荣和张成引入内生金融发展的理论与政策，以金融机构的贷款余额与GDP的比值来衡量金融发展的程度，分地区和时间引入虚拟变量，基于跨地区动态数据的实证研究，指出提高金融中介效率能有效促进经济增长。方先明等借助空间相关模型，深入分析了银行贷款余额、股票总市值和保费收入对中国经济增长的贡献后认为，中国金融支持经济增长具有空间依赖性和空间相关性，从总体来看银行贷款余额对经济增长的作用最为显著。然而，对于中国金融发展与经济增长之间的关系，并不是所有研究都这样肯定。有部分文献认为，至少作为中国资本市场重要组成部分的股票市场，其与中国经济增长就不存在必然的相关性，甚至存在负向影响。如，封思贤等则基于长三角的经济金融数据，分析了金融市场转变与经济增长方式转变之间的关系，结果发现：在长三角地区，除金融开放对经济增长方式转变存在一定程度的影响外，信贷规模、证券市场等对经济增长方式的转变并不存在显著的影响。与此具有相似观点的文献有谈儒勇等。当前，随着中国金融体制改革的深入，金融市场不断发展和完善，银行、证券和保险业相互交融，对经济增长的影响错综复杂。然而，综观国内外的现有文献，较少有将三者综合起来考察金融发展对经济增长的促进作用。为此，本文综合考虑现阶段中国金融支持经济增长的渠道，借助变系数面板数据模型，从银行、证券和保险市场三个方面综合研剖中国金融发展对经济增长的作用，以期为促进我国金融市场发展，提升金融支持实体经济的效率提供政策依据。
三、检验模型构建
（一）变量选择为全面分析中国金融发展对经济增长的作用，实证变量选择如下：1.被解释变量被解释变量为经济发展水平指标，选择省域GDP。这是因为，一方面，省域GDP能够全面衡量省域经济的发展水平，另一方面，相对于其他衡量经济发展水平指标，GDP更为可靠且可得。2.解释变量对于解释变量的选取，考虑到金融对于资金的配置主要有银行、证券以及保险三种途径。在每种途径中选取一个关键变量，用以代表该途径的金融支持指标，具体为：银行信贷余额（X1）。中国是银行主导型的金融市场，在经济增长过程中商业银行对经济资源的配置作用至关重要。因为间接融资仍然是我国资金配置的主要形式，而间接融资中又主要以银行信贷为主，所以选择各省域商业银行贷款余额来作为金融支持通过银行途径的指标，记为X1。上市公司总市值（X2）。随着我国多层次资本市场的建立与完善，资本市场在金融资源配置中的作用越来越重要。因为，资本市场的发展可加速储蓄向投资转化，扩大投资，提高边际社会生产率，促进资源合理配置，改善公司治理结构，进而促进经济增长。在以直接融资为主的资本市场中，直接融资的形式以股权融资和债务融资为主。由于债务融资的相关数据很难以省域进行归类，故研究中以省域上市公司股票总市值作为通过证券途径对经济增长的金融支持，记为X2。保费收入（X3）。相比较于商业银行、证券市场的发展水平，保险业在我国的起步较晚，但近年来发展迅速，其对于经济可持续增长正发挥越来越重要的作用。由于保费收入是衡量保险业发展的较为重要的指标，因此研究过程中，选取各个省的保费收入作为通过保险途径对经济增长的金融支持指标，记为X3。
（二）检验模型根据科布-道格拉斯生产函数，影响一个经济体产出的最主要因素在于：资本、劳力和技术水平。由于劳动力素质和供给，以及技术水平，受科技发展的限制，在一个相对不长的时期内不会有较大程度的改变，因此影响产出的最主要还是资本的投入，而资本的投入可以通过银行信贷余额、上市公司市值、保费收入来全面体现。考虑到面板数据模型在降低共线性程度、提高预测精度和消减统计误差的影响等方面优于传统分析模型，同时通过横截面数据的引入，能够更加直接、更加精确地推断序列间的本质关系的，在设定、控制面板单元差异方面也具有更大的灵活性。因此，构建如下的基于面板数据的检验模型。
四、金融支持经济增长检验
（一）样本选择与数据来源为了全面而深入地探究金融支持对经济增长的作用，研究中以中国大陆31个省域为对象，选取各省域GDP、银行信贷余额、上市公司股票总市值以及保费收入等指标，借助所构建的检验模型，剖析中国经济发展中的金融支持与经济增长的现实特征。样本时期确定为1998—2013年。样本起始年份选择为1998年，是因为伴随着中国社会经济的发展，行政区划会相应地进行调整，1997年重庆市从四川省单列出来成为直辖市，经过一年，其各项统计数据趋于稳定，因此研究样本的起始年限为1998年，而2013年的相关统计数据是研究过程中所能得到的最新数据。考虑到中国政府为应对美国次贷危机所引发的金融危机对中国经济发展与金融市场产生剧烈冲击而采取的经济刺激计划，可能改变中国金融支持经济增长的特征，为此将整个样本期以2008年为界划分为两个子样本区间。即，子样本区间1：1998—2008年；子样本区间2：2009—2013年。实证分析数据来源说明如下：1998—2012年的GDP数据来源于《中国统计年鉴1999—2013》，2013年的GDP数据来源于中国经济与社会发展数据库；1998—2002年的保费收入统计数据来源于《中国金融年鉴：2003》，2003—2007年的保费收入统计数据来源于《中国金融年鉴—2008》，2008—2012年的保费收入统计数据来源于《中国统计年鉴—2013》，2013年的保费收入数据来源于中国保险监督管理委员会网站；1998—2002年的银行贷款统计数据来源于《中国金融年鉴—2003》，2003—2007年的银行贷款统计数据来源于《中国金融年鉴—2008》，2008—2012年的银行贷款数据来源于各省市《统计年鉴：2009—2013》，2013年的银行贷款数据来源于各省市2013年《国民经济和社会发展统计公报》；1998—2008年的上市公司股票总市值根据Wind数据库中相关数据整理而得到，2009—2013年的上市公司股票总市值根据iFinD数据库中相关数据整理而得到。
（二）基于子样本区间—数据的检验1.变量间的长期稳定关系检验当变量为非平稳或不是同阶单整时，会导致伪回归现象的发生，各变量平稳或同阶单整是变量间协整检验的前提。因此研究过程中先进行面板数据的单位根检验，再进行面板数据的协整检验。（1）单位根检验针对面板数据的平稳性检验方法常用的有Levin、Lin、Chu（LLC，2002）、ImPesearn，Shin（IPS，1997）、Fisher-ADF（1999）以及Fisher-PP（1999）检验，为避免单一方法可能存在的缺陷，现采用这四种方法对变量的平稳性进行检验，结果见表1。表1显示，地区生产总值、银行信贷余额、上市公司总市值以及保费收入均为非平稳序列，因为任何一个变量都不能同时通过四种检验。但各变量的一阶差分序列，则是平稳的，因为它们在1%的显著性水平下同时通过了四种检验（地区生产总值的IPS和ADF检验结果则是在10%的显著性水平下通过），检验p值绝大多数为零。因此，地区生产总值、银行信贷余额、上市公司总市值以及保费收入四个变量是同阶单整（一阶单整）的，基于此进行协整检验。（2）协整检验为确定变量间是否存在长期的稳定关系，需进行协整检验。针对面板数据的协整检验方法依据原假设的不同有两种：一是原假设为不存在协整关系，从面板数据中得到残差构造统计量进行检验，如Pedroin（1999）所提出的检验方法；二是原假设为存在协整关系的，如Mccoskey和Kao（1998）中的LM检验。现采用Pedroni协整检验和Kao-ADF协整检验方法，进行多重的协整检验，Pedroni协整检验结果见表2。由表2可知，地区生产总值、银行信贷余额、上市公司总市值以及保费收入间具有长期稳定关系。因为，组内统计量中除了Panelv-Statistic统计量没有通过10%的显著性水平外（p值为0.3810），其余的组内统计量和组间统计量都通过了5%的显著性水平（p值小于0.05）。KAO检验是同质面板数据检验，有DF和ADF两类检验。ADF检验为了修正固定效应模型误差项的序列相关性，基于固定效应模型残差式构建面板协整的ADF统计量。Kao-ADF协整检验结果见表3。根据表3，由Kao-ADF协整检验结果可同样得出同表2相似的结论，因为t统计值为-5.383334，通过检验。因此，变量间存在长期稳定的关系，基于此进行模型设定，并进行参数估计。2.回归模型确定及参数估计（1）回归模型的确定基于面板的回归模型通常有混合模型、变截距模型和变系数模型三种，而哪一种模型更适合本研究的实证数据，使得所获结果更加稳健与可靠，需构建F统计量，并根据F统计量的值进行确定。针对混合模型、变截距模型和变系数模型的具体检验结果见表4。根据表4，由于F1、F2的值各自为3.32和23.77，分别大于查表所得的1.57与1.51，所以实证模型拒绝混合模型与变截距模型，而采用变系数模型。具体分析时，模型⑴中的N取31，代表中国大陆省域的数目；T为11，表示样本年限。（2）参数估计根据模型⑴，采用变系数模型进行参数估计，结果见表5。表5显示，基于截面数据的变系数模型在子样本区间一内能够充分揭示中国经济发展过程中金融支持与经济增长间的本质关联，因为模型检验统计量R2=0.997569，F=1135.115，这说明实证分析所选择的回归模型具有较高的精度①。根据表5所列示的参数估计结果可知，在子样本区间一内，省域银行信贷余额对经济增长的支持作用较为显著。因为，就省域银行信贷余额前系数bi估计结果来看，有18个省域的数值超过1，其中江西省的银行信贷余额前参数估计值最大，达到1.948485。这说明当银行信贷余额增加时，其对本省域经济增长的贡献将大于其本身的增长额，这一特征在华东地区表现得尤其明显。在余下的13个省域中，有11个省域银行信贷余额前的系数估计结果小于1，但大于0。这说明，在这11个省域中，银行信贷余额对省域经济增长具有正向促进作用，但在变动幅度相同的条件下，力度相对较小。不可忽视的是，上海市与黑龙江省银行信贷余额前的参数估计结果为负（分别为-1.37453和-0.10731），这可能是缘于银行信贷余额对经济增长的作用存在边际效应递减现象，或银行贷款的使用效率不高，或存在过度放贷现象所致。表5还显示，省域上市公司股票总市值前的参数ci估计值均较小，最大的为黑龙江省，其值也仅为0.144399。更有河北、安徽、江西、重庆以及宁夏等5个省域，其上市公司股票总市值前的参数估计结果为负①，这一比例达到16.13%。这说明，作为中国资本市场重要构成部分的股票市场，对经济增长的正向贡献并不显著，甚至在不少的省域还存在负向作用。同时，根据表5还可看出，以保费收入衡量的保险市场对经济增长的促进作用在不同的省域表现并不相同，其中具有正向相关关系的省域有17个，占中国大陆全部省域的54.84%，而呈现负向关系的有14个，占45.16%。呈现负向相关关系的省域主要集聚在华北、华东地区。但无论是正向相关关系，还是负向相关关系，其作用均不强，因为保费收入前的参数估计值均较小。在正向关系中，最大的为上海，其值为0.80889，而负向关系中最为明显的是山东省，其参数估计值为-0.48322。出现这一现象的原因，一方面与中国保险市场的起步相对较晚有关，另一方面也应与中国金融市场投资品种相对单一，保险资金的投资渠道受到限制有关。
（三）基于子样本区间二数据的检验基于子样本区间二的数据进行检验，结果表明：地区生产总值InY、银行信贷余额InX1、上市公司总市值lnX2以及保费收入lnX3间具有长期稳定关系；回归模型应采用变系数模型。据此，模型（1）中的具体参数估计结果见表6。根据表6同时结合表5可以看出，由美国2007年次贷危机诱发的国际金融危机显著改变了中国金融发展与经济增长之间的关系，使得银行业和保险业对经济增长的作用显著增加，而股票市场对经济增长的负向影响则越发明显。
五、结论与启示
关键词：经济增长；政府消费；协整检验；误差修正模型
中图分类号：F127 文献标识码：A
原标题：政府消费对经济增长影响的实证分析―以甘肃省为例
收录日期：2011年11月4日
一、引言
在国外需求不足的情况下，扩大内需成为拉动我国经济增长的重要手段。政府消费与居民消费一起构成总消费，是一国最终需求的重要组成部分，增加政府消费支出，是扩大内需的重要手段。政府消费对经济增长的影响，长期以来在国内外的理论和经验研究中，都是有争议的。一种观点认为，政府消费能够提供公共教育、国防和社会凝聚力等纯公共物品和服务，这些公共物品和服务有助于促进民间部门生产率的提高，因而政府消费的增加对民间产出具有正的外部效应，有利于经济增长。但另一种不同的观点则认为，政府消费也存在“挤出效应”，由于政府的消费来源主要来自于税收，增加政府消费，就等于将一部分资源用于公共用途，减少了民间部门的使用，其结果是缩小了经济活动的规模，从而导致资源配置偏离最具生产效率的状态，阻碍经济增长。本文以甘肃省为例，运用计量方法，通过协整检验、格兰杰因果检验、误差修正模型，量化政府消费支出与经济增长之间的关系，重在考察政府消费支出对经济增长的作用机制和作用方向，为调整我国财政支出结构等问题提供实证依据。
二、政府消费对经济增长实证分析
1、数据来源。本文选择的数据是1978～2010年甘肃省的经济增长（GDP）与政府消费（GOC）的年度数据。数据资料来源于甘肃经济信息网。为了减弱时间序列的异方差性，分别对经济增长与政府消费进行对数处理，分别用LGDP、LGOC表示经济增长和政府消费。
2、时间序列的平稳性检验。假定上述两个时间序列服从AR（P）过程，使用ADF统计量进行单位根检验。（表1）由表1可知，LGDP与LGOC时间序列ADF统计值分别比对应的显著性水平为10%的临界值都要大，因而它们都是非平稳的，存在单位根。经过一阶差分后，LGDP、LGOC的ADF统计值分别比对应的显著性水平为5%的临界值都要小，所以LGDP与LGOC只存在一个单位根，即二者都是1阶单整的。
3、协整检验。由表2的检验结果可知，LGDP与LGOC存在协整关系，甘肃省经济增长与政府消费存在长期均衡关系。可见，残差序列通过ADF检验，并且DW值接近2，不存在自相关问题。（表2）
两个非平稳序列有协整关系可用普通最小二乘法进行回归分析，回归方程：
LGDP=1.589484+1.049643LGOC
估计式表明，甘肃省政府消费乘数约为1.05，即政府消费每增加1单位，将带动经济增长1.05个单位。
4、建立误差修正模型。协整关系表述的是变量之间的长期均衡关系，而误差修正模型表述的是变量之间的短期调整关系。对其建立误差修正模型为：
LGDP=0.426635+0.373119LGOC-0.217191emc
在上述误差修正模型中，误差修正项ecm的系数大小反映了偏离长期均衡的调整力度，从系数估计值（-0.217191）来看，当短期波动偏离长期均衡时，将以-0.217191的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。
5、格兰杰因果关系检验（表3）。通过检验，我们得到在滞后1～4期经济增长与政府消费的关系一直比较稳定：政府消费对经济增长存在显著的格兰杰影响，而经济增长对政府消费不存在这种关系。
三、结论
通过以上实证分析可得，1个单位的政府消费可以促进1.05个单位的经济增长。政府消费对经济增长具有显著的格兰杰关系。格兰杰因果检验表明政府消费对经济增长存在显著的格兰杰影响。政府消费是社会总需求的组成部分，政府消费支出扩大可以提高消费率，直接促进经济增长。建立误差修正模型为：LGDP=0.426635+0.373119LGOC-0.217191emc估计的结果表明经济增长与政府消费之间存在短期调整关系。在短期，政府消费对经济增长的作用明显，当期政府消费增长率每增加1%，经济增长率增加0.373119%。误差修正项系数的大小反映了短期对长期均衡的调整力度，误差修正系数为-0.217191，表明调整力度较为有力。
四、政策建议
由以上分析可知，甘肃省政府消费对经济增长具有显著的促进作用，可以通过政府消费带动内需，扩大消费对经济增长的拉动作用。由于中西部省区医疗、教育、文化、卫生、体育等比较落后，扩大政府消费支出，可以提高劳动力的素质和劳动生产率，促进人力资本的积累，推动经济增长路径从要素投入驱动型向生产效率提高型转变，为经济增长注入持续的动力，从而改变依靠资本、资源与劳动力等的高投入的发展模式。
主要参考文献：
[1]高铁梅.计量经济分析方法与建模：EViews应用及实例[M].北京：清华大学出版社，2006.
关键词 经济波动 经济增长 空间计量
中图分类号：F129.9 文献标识码：A
一、引言与文献梳理
区域经济波动对区域经济增长的影响是经济理论热点，也同时深受政策制定者的关切。目前经济学界对区域经济波动对经济增长的作用有如下的结论：第一，从经济波动而带来的消费者未来收入的不确定性、经济人在风险回报间的选择问题和“创造性破坏”出发，认为经济波动最终对长期经济增长产生一个积极的影响。第二，经济波动使得企业增加了未来不确定性，其投资冲动就会被抑制，最终降低了经济增长。而且在波动的经济环境中，企业鉴于合约的长期制约，一般都会选择以低于最优的生产规模进行生产。第三，目前得出一个统一的结论还很困难。经济波动对经济增长的效应既取决于数据的加总的水平（Imbs，2007），又受所选取指标的影响。
国内对区域波动与增长关系也进行了诸多研究。早期的实证研究得出结论经济波动对经济增长的影响都是单调性。例如：胡鞍钢（1994）最先考察出我国经济波动对经济增长有显著的负面影响。刘金全、张鹤（2003）的回归分析则认为经济波动对经济增产率有正的弹性作用。王泽填（2007）利用我国27个省级地区的面板数据考察了我国短期波动对长期增长的影响。在20世纪90年代以前我国各地区短期波动对长期增长具有相同的负面效应；20世纪90年代后波动对增长总体上有正效应，但这种效应在不同省份间有异质性。
最近的研究表明，经济波动对经济增长的影响呈现出复杂情况。李永友（2006）用GARCH和TARCH-M增长模型对中国1953-2004年经济波动进行了研究，得出经济波动对中国经济增长有减损效应，但控制改革开放这个重大制度变量后，波动对增长却有正面溢出效应。卢二坡、曾五一（2008）又在经济增长收敛回归框架下，从实证的角度研究了转型期中国经济短期波动对长期增长的影响。经济波动对经济增长具有非线性的影响，而这种影响受市场化程度而具有异质性。董冠鹏等（2010）利用1978-2007年中国省级区域横截面与面板数据两种数据格式对区域经济波动与经济增长的关系进行了研究。
正如Rey和Janikas（2005）所言，经济研究样本的行政边界往往没有考虑到技术外溢、迁移、贸易往来、交易模式和公共政策等经济体之间的空间联系，这样就对经济变量的推断产生误差。本文利用有效测定空间溢出效应的空间计量模型工具，检验我国2001-2010年间区域经济波动对区域经济增长的影响。
二、模型的构建
（一）一般模型。
分析区域经济波动对经济增长的影响，首先设立一般回归模型如下：
gi= 0+ 1 i+ 2Xi+ i （1）
其中，gi为被解释变量，表示各省经济增长的平均水平； i为解释变量，表示在样年份内各省的经济波动程度；Xi为控制变量集合，主要包括：物质资本、人力资本、技术进步、工业化、城市化以及市场化和对外开放水平。 0为常数项， 1为经济波动对经济增长的影响系数， 2为控制变量对经济增长影响的系数集合，这三项均为待估系数。 i为回归残差。
（二）空间模型。
借鉴Martin&Franz（2009）的研究思想，我们将空间模型回归方程初步设定为：
此模型在一般模型上加入了解释项：。其中， j表示相邻省区的经济波动情况，wij为地理相邻空间权重矩阵，地理相邻省份经济波动对本省经济增长的影响就反映在系数 上。本文采用0-1空间权重矩阵。
依照空间计量方法的一般规律，本文将空间滞后变量（SLM）设定如下：
（2）
将空间误差模型（SEM）设定如下：
（3）
（三）指标解释及数据来源。
表1 各控制变量及其指标
国内外的研究表明，在测定区域经济波动对经济增长的效应时，经济增长和波动的指标选取对计量结果会产生显著影响。本文基于中国二元城乡结构下人口大规模流动的特征和数据统计方面的考虑，以GDP的增长率代表区域经济增长。本文用（人均）GDP增长率的变异系数代表经济波动。其他变量参见表一。在文中，我们使用2001-2010年间我国大陆31个省份的数据。数据来源于2001-2010年《中国统计年鉴》，以及各省份的统计年鉴。（见表1）
三、实证分析
（一）空间自相关性检验。
计量结果表明，在2001-2010年形成的时间截面内，经济增长和经济波动的Moran值分别为0.5627和0.1631皆通过了显著性检验。这说明各区域的经济增长和经济波动存在着地理上的相关性，即空间上相互依赖。因此，在考察各区域经济波动对经济增长的作用时，必须把空间效应纳入到模型中来。
（二）空间计量模型估计结果。
使用GeoDa软件，对方程（1）、（2）、（3）进行回归分析，见表二。从回归结果来看，区域经济波动对经济增长有一个正效应，在引入溢出效应后，大概经济波动每增加1个百分点，经济增长将增长1.36个百分点，较OLS模型估计1.04有所提高（统计结果表明SEM模型较SLM模型更合适）。说明经济波动存在着较明显的溢出效应，即区域经济波动能提高邻域的经济增长水平。而其他控制变量的系数皆为正，表明控制变量皆推动了经济增长；从回归系数可以看出，我国在“十一”、“十二”五时期，随着生产要素投入的边际效用递减，市场化和开放程度等制度要素变化对经济增长的影响变大。
表2 空间计量模型回归结果
四、结论
从本文的分析中，我们可以得出以下几个结论：（1）我国各区域经济波动和经济增长呈现出较明显的空间相关性，多数区域的经济增长受邻域经济波动的影响。这说明我国各区行政区域间的经济联系还是比较紧密。（2）在考察期内，各地区经济波动对其经济增长具有正效应。经济波动对经济增长的推动作用，可由以单一GDP指标为考核标准的政府官员考核制度来部分解释。这一制度直接引起了各地方政府的GDP竞赛，当一个地区GDP发展速度变慢而波动或低于其他区域时，政府会加大各种发展要素投入，以拉动经济增长以作为自己的政绩。基于以上分析，我国区域经济波动与经济增长之间存着较显著的空间依赖性，因此在经济建设过程中，要注意各行政区经济之间的经济联系；同时经济波动对经济增长的正效应也提醒我国政府对经济的“宏观调控”需要更加审慎的决策，即一些熨平经济波动的经济政策也有可能伤害到长期经济增长。
（作者单位：广东商学院经济贸易与统计学院）
参考文献：
[1]Martin Falk ,Franz Sinabell. A spatial econometric analysis of the regional growth and volatility in Europe.Empirica.2009,36:193-207.
[2]李永友.经济波动对经济增长的减损效用:中国的经验证据.当代经济科学,2006,4:814.
关键词：产业协调发展；经济增长；机制
一、问题的提出
经济增长主要表现在一国国民生产总值的增加上。古典经济学、新古典经济学、制度经济学、技术创新学派等从不同的角度对经济增长的原因进行了相关研究。
古典经济学派认为自由市场、劳动分工和技术进步等三个方面促使了经济增长。新古典经济学派提出供求论、边际效用论、生产费用论、均衡价格论等一系列的理论体系。制度经济学派认为经济学更应该研究劳动生产率与劳动分工的关系。技术创新学派把技术创新直接作为推进经济增长的原因。从四个学派对经济增长的研究可以发现，资本（含人力资本）和劳动是促进经济增长的最基本因素，资本和劳动在不同产业的资源配置不同也就促进了产业结构的变化，而技术进步是促使了生产要素在不同产业之间流动的主要原因。产业结构的变化主要包括了两个方面：一是由于不同产业之间的技术进步速度不同而导致的不同产业之间的增长速度差异而导致的的产业结构变化；二是不同经济发展阶段所需要的主导产业更替而导致的产业结构变化。罗斯托认为产业结构的变化其实是技术创新被经济增长所逐步吸收的一种过程，同时也是主导产业根据产业的发展依次发生更替的过程。本文尝试从产业结构、产业效率与经济增长的关系角度去研究产业间的协调发展如何驱动经济增长。
二、产业结构调整驱动经济增长
对于产业结构与经济增长的关系，许多学者从不同角度去进行研究，去解释经济增长的工业化模式。配第在1672年发现产业结构的不同是导致世界各国国民收入水平差异的关键因素。克拉克的进一步研究表明，伴随着国民收入的提高，就业人口逐步由一产通过二产向三产转移的趋向。库兹涅茨从国民收入和劳动力在产业间的分布提出了库兹涅茨模式。钱纳里与塞尔昆由发展模型整理出不同阶段产业结构的标准数值，认为不同经济发展阶段存在不同的经济结构相对应。
在研究产业结构转变促进经济增长的原因时，PenederPP认为投入要素一种情况时从低生产率的产业向高生产率的产业转移，另外一种是从生产率增长率低的产业向生产率增长率高的产业转移，这两种方式均可以提高整个社会的生产率水平，由此带来的“产业结构红利”是维持经济的持续增长的核心原因。
国内学者在库兹涅茨、钱纳里与塞尔昆等人研究的基础上，对我国产业结构与经济增长之间的关系深入研究后认为，产业结构的调整促进了经济增长。荣宏庆PP研究表明产业结构变化对经济增长起着决定性的作用，现代经济增长方式本质上是产业结构变动为核心的经济增长。李京文认为产业结构在整个经济结构中居于主导地位，产业结构的变动对经济增长起到决定性作用。郭克莎在研究产业结构偏差对我国经济增长的制约及调整思路时认为影响我国经济高速增长的主要问题是产业结构问题而不是总量问题。干春晖认为在经济增长率相对较低时，一定程度的产业结构不合理还能够维持经济的缓慢增长，而在经济增长率较高时，产业结构的不合理将对经济增长有明显抑制作用。
学者们在关于产业结构对经济增长的作用问题的研究中，并没有形成产业结构调整促进经济增长的一致性结论。Gregory and GriffilP的实证结果发现，随着人均GDP的提高，第二产业的规模弹性会因为第三产业的增长而降低。Chenery 等研究发现，产业结构的变化在国家的经济发展中首先表现出来的是非均衡性，而且主要表现在不同的产业部门受规模变化的影响不同，以及一个国家所处的同经济发展阶段不同，将会导致内部各分行业之间的地位也一样。
虽然学者们的研究角度和观点不同，但是总体来说，产业结构驱动增长的根源在于技术进步，技术进步促使了生产要素的流动，改变了资源在不同产业部门之间的分配，进而促进了产业结构的变化，最终驱动经济增长。
三、产业效率提高驱动经济增长
产业组织理论作为一门独立的学科出现以来，对产业效率问题的研究就一直没有间断过。传统产业组织理论更加注重的是对市场结构的分析，新产业组织理论则更加重视分析企业的组织形式以及产权结构对企业行为的影响。传统产业组织理论和新产业组织理论都注重分析的是产业内部相关因素，而对外部相关因素以及产业间的相互影响分析不多。三次产业的产业效率提升不仅受到产业内因素的影响，而且产业外相关因素也影响产业效率的提升，产业效率的影响因素可以分为市场大小、产业内因素、产业间因素、产业政策和外部环境因素等五大类。
在三次产业中，第二产业的制造业长期在我国经济中扮演重要角色，国内对制造业的产业效率的研究也较多。其中，全要素生产率的提高是研究重点，在研究制造业全要素生产率的增长来源时，学者们的研究认为全要素生产率的来源包括技术进步、创新和专业化等方面，认为全要素生产率的增长主要原因是技术效率和技术进步。中国经济增长与宏观稳定课题组研究了城市化、产业效率与经济增长，城市化对二、三产业的产业效率提升产生积极作用，而工资成本对二、三产业的产业效率提升产生负面作用。
产业效率的提升驱动经济增长主要从市场结构、行业规模、行业结构、投入要素、对外贸易、政府产业政策几个角度来考虑。从市场结构角度来看，市场结构不同是造成行业生产效率差异的原因之一，要驱动经济增长，就需要通过资源的流动来改变市场结构。从行业规模的角度来看，行业规模与技术创新效率成正相关，要驱动经济增长就需要提高行业规模。从行业结构角度来看，产业集中度是行业结构的集中体现，而产业集中度与产业效率之间存在着一定程度的正相关关系，要驱动经济增长就需要提高产业集中度。从要素投入来看，要素投入比对技术效率的变动产生了正向和负向影响，这主要在于投入要素的质量。众多的研究成果表明，产业效率的提升促进产业结构的升级，而产业结构升级的来源主要是技术创新引起的需求升级和劳动生产率的提高。
四、产业协调发展驱动经济增长的机制
从以上分析来看，产业效率、产业结构、经济增长之间存在着紧密相连的关系，而产业结构在研究中，主要是呈现的各产业之间在经济总量上的构成关系，而该构成关系是在产业间相互促进、相互影响的过程中产生的结果。
产业的协调发展过程一直伴随着产业效率的提升、产业结构的变化，最终驱动经济增长。产业的协调发展最直接的结果呈现出来的是产业结构的变化，如中国长期以来，通过生产业与制造业的协调发展，服务业的比重逐步提高。在产业的不断协调发展过程中，通过劳动分工、劳动力转移等方式影响了产业效率的提升。江静研究表明，生产业的专业化分工的深化与制造业的劳动生产率的提升有明显的正相关关系。产业的合理结构驱动了经济的增长。干春晖P[150]P认为产业结构的合理性对于经济增长有很大影响，不合理的产业结构在经济增长率较快的时候将对经济增长有明显的抑制作用。
产业的协调发展是一个复杂的过程，但是通过产业效率和产业结构的表现来驱动经济增长。而由于产业的协调发展是一个复杂过程，在研究中首先要界定的是制造业与服务业之间的发展关系为协调发展关系。本文在第二章分析了三次产业之间的因果关系，确认了三次产业之间不是简单的互为因果或者单向因果关系，然后在耗散平衡框架下，进一步明确了三次产业是一种受多种因素影响的复杂的协调发展关系。
产业效率与产业结构的合理化提升促进了经济增长，而三次产业之间是一个相互影响、相互促进的协调发展关系。需求、供给、竞争、政府政策、创新等驱动力促使了产业要素的转移、产业升级，进而促进了产业效率的提升和产业结构的合理化发展，最终驱动经济增长。
从三次产业的发展过程来看，第二产业的发展，增加了对第三产业的需求，如制造业的发展需要更多的第三方物流、商务咨询等，显然会促进第三产业的发展。第三产业的发展满足了第二产业的发展需要，促进了第二产业的效率提升，也必然会促进第二产业的发展，例如物流业的发展满足了制造业快速增长的需求，必然也促进了制造业的发展，同时如科技研发等促进了制造业效率的提升也促进了制造业的发展。第二产业的发展促进了第一产业的发展，如高端农机的开发和制造促进了农村机械化的提高。而第一产业的发展也促进了第二产业的发展，第三产业在满足第一产业需求的同时也使得第一产业得到快速发展。
五、结论
经济增长的影响因素主要包括产业发展需求、生产要素、贸易、产业效率、城镇化等因素，这些因素是产业发展驱动经济增长的几个重要的影响因素，在经济增长的影响因素基础上，结合实际的产业情况，本文认为产业协调发展驱动经济增长的具体驱动力包括了需求供给、政府政策、竞争、创新等。
产业的协调发展是一个复杂的过程，主要通过产业效率和产业结构的合理化和高级化来驱动经济增长。三次产业之间是一种持续的相互促进，相互影响的协调发展过程。在一定阶段表现是单向因果关系，而另一阶段又表现为逆向因果关系，三次产业之间是一种螺旋上升，递进的关系，三者的螺旋发展关系最终驱动了经济增长。
参考文献：
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关键词：经济增长；二元结构；可持续
中图分类号：F120.2文献标志码：A文章编号：1673-291X（2011）01-0004-02
关于中国的经济增长模式是近年来国内经济学界争论的热点问题之一。很多研究尝试用全要素生产率（TFP）的方法分析中国经济增长的来源，以此判断中国现有经济增长模式的可持续性，提出未来经济增长模式的改革建议。关于现在的经济发展模式，主要有两种观点，郑玉歆（1999）等认为，经济增长方式具有阶段性规律，现阶段投资对经济增长是经济发展的一个阶段，不能超越这个阶段谈论经济发展的可持续性。另一种观点认为，中国的经济发展必须转变经济增长方式，由投资带动经济增长会出现一系列的问题。蔡（2007）从劳动力供给方面探讨了中国经济增长方式问题。本文将在新古典经济增长理论框架内，从劳动、资本和全要素生产率对中国经济增长的贡献探讨中国转变经济增长方式的必要性和具体措施。
一、二元经济结构下的劳动力供给
刘易斯首先研究了发展中国家典型存在的二元经济结构下的经济增长问题。他把一国经济分成两个部门，即传统经济部门和现代经济部门。由于传统部门的存在，现代部门在扩大和增长过程中，只要提供稍微高于传统部门的工资便可以实现劳动力的无限供给，同时由于现代部门的积累和资本相对于劳动力的有力分配，使得现代部门逐渐扩大。在这个过程中，一方面是以维持生计的工资源源不断地提供劳动力的传统经济部门；另一方面是由积累率制约的不断扩张的现代经济部门，直到现代经济部门的发展把传统部门的劳动力消耗殆尽，二元经济结构才会消失，而劳动力无限供给结束的点被称为刘易斯转折点。
中国是一个典型的二元经济国家，作为传统部门集中的农村与作为现代部门集中的城市发展水平有很多的差距，城乡分割和地区分割的迹象仍十分明显。微观机制上的严重缺陷和资源配置的无效率导致中国经济虽然取得了高速的增长，但是经历了巨大的波动。在改革开放时期，根据林毅夫的比较优势理论，充分利用中国的劳动力数量巨大的优势，发展劳动密集型工业，吸收了大量的剩余劳动力，促进了劳动力的转移。在这个时期中国的人口抚养比下降的人口结构特征；一方面保证了经济增长过程中的劳动力充分供给，另一方面提高了资本积累率，由此形成的这种人口红利，通过资源配置机制的改革得以释放，并且通过参与经济全球化的过程得以实现，从而延缓了资本报酬递减的过程。中国在劳动力的质量和价格上体现出来的资源比较优势，通过劳动密集型产品在国际市场的竞争地位而得到发挥，国际劳务市场使得中国丰富的劳动力资源能够得到有效配置。
二、资本形成与经济增长
在中国的经济增长过程中，投资一直是主导因素，资本形成对中国经济增长的贡献最大。已有资料表明，在1978―2008年间，资本对中国经济增长的贡献率一直稳定在56.2%。在一国工业化过程中，投资对国民经济的贡献是一个发展过程。罗斯托在其《经济成长的阶段》一书中把经济增长分为五个阶段：传统社会为发动创造前提条件阶段发动阶段向成熟推进阶段高额群众消费阶段。
按照他的发展阶段论，中国正处在向成熟推进阶段，投资对国民收入的增长是必不可少的。郑玉歆（1999）认为，要素投入作为增长来源的相对重要性是随发展阶段变化的。在发达国家，技术进步是增长的主要来源，而在低速增长的发展中国家，技术进步对增长的贡献较小。发达国家在其工业化时期也曾经历过经济增长主要依靠要素积累的阶段。只是在资本积累到一定程度之后，这种增长方式才发生了改变。从上面的分析可知，中国的投资还处于资本深化阶段，我们用新古典增长理论来说明。
在索罗增长模型中，资本积累方程为：Δk=sy-（n+δ）k，Δk为人均资本增长率，s为储蓄率，y人均产量，n人口增长率，δ资本折旧率，一定量的人均储蓄必须用于装备新工人，每个工人占有的资本为k，用于这一用途的储蓄为nk，同时一定量的人均储蓄用于替换这就是资本，这一用途的储蓄为δk，（n+δ）k是资本的广化，因此上式表示，资本深化=人均储蓄-资本广化。当Δk=0时，经济达到稳态。蔡（2007）认为中国的人口增长率一直在下降，即n在减小。中国的储蓄率从1996―2007年从36%～51%，即s在上升，一般来说折旧率不会发生太多变化，因此中国还处在资本的深化阶段，在没有达到稳态时，资本存量的增加也会使人均收入得到增长（如上图所示），假设中国前期处于稳态增长，资本存量为k*1，现在由于人口出生率的下降和储蓄率的上升，使得s1y移动到s2y，（n1+δ）移动到（n2+δ），达到新的稳态资本存量k*2，在此过程中，资本的增加不仅使总产出增加，而且人均收入也会增长。
虽然在现阶段，投资对经济增长的作用仍十分巨大，但是单纯依靠投资带动经济增长会遇到经济条件的限制，要求我们必须转变经济增长方式。
（1）中国的经济增长过度依赖投资，造成了经济结构的失衡，投资形成的过剩的生产能力在本国内需启动不了的情况下，只能依赖出口，加大了中国经济风险。（2）中国的生产要素成本优势的消失，以前中国利用丰富劳动力和国家价格管制造成的工资和利息低廉的优势，发展劳动密集型产业，今后的改革会加大企业的生产成本，企业的利润将来自于创新，来源于生产率的提高。（3）环境压力增大，随着全球气候变暖，国际对气候的关注，以前较低的环境成本在未来的发展过程中将不再出现。中国提出的可持续发展要求人与自然的和谐相处，就要求我们要改变过去的不断消耗资源对环境的破坏。（4）资源限制，由于中国的工业制成品附加值不高，每单位GDP 所消耗的资源是发达国家的几倍，所以对于基础能源和矿产资源的需求增加，而中国的人均拥有的自然资源十分有限，加上国家对于能源价格的提高，中国未来经济发展所需要的资源将面临巨大的挑战。
三、全要素生产率及变化因素
越来越多的研究表明：即使物质资本和人力资本积累被考虑进来，全要素生产率（TFP）仍然构成了人均GDP水平与增长率的跨国差异的主要部分（Easterly and Levine，2001）。已经有一些研究指出：物质资本和无形资本不能解释今日各国间巨大的收入差异，储蓄率也仅有有限的重要性，全要素生产率（TFP）才是最重要的，要想理解国家间巨大的收入差异，必须有一个关于全要素生产率的增长的模型（Prescott，1998）。
由于数据的度量和对全要素的定义不同导致了不同的结论，林毅夫、任若恩（2007）在《东亚经济增长模式相关争论的再探讨》这篇文章中对全要素生产率作了详细的探讨，全要素生产率绝不等同于技术进步，所谓技术进步包括与资本融合在一起的和不包括资本投入的两类，而全要素生产率增长所测定的仅是不包括资本投入的技术进步。郑玉歆（1999）、易纲（2003）在考察东亚经济增长模式中指出，全要素生产率对经济增长的贡献在发达国家与发展中国家之间有很大的不同，不能忽视经济增长方式转变的阶段性规律。由于对资本度量中包含了人力资本投资，他们认为，中国经济在现阶段靠投资带动经济增长是一个阶段性规律。郑京海（2008）指出，尽管对全要素生产率的测度出现了较大的分歧，但是通过已有资料的分析，中国近年来的经济增长越来越靠投资推动，粗放型经济增长方式将使中国的经济增长不可持续。因此中国经济发展必须要转变经济增长方式，从依靠要素投入转变到依靠全要素生产率提高上来。
参考文献：
[1]郑玉歆.全要素生产率测度及经济增长方式“阶段性”规律[J].经济研究，1999，(5):1-15.
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在这篇论文中，笔者以索洛经济增长模型为依据，从经济要素入手对我国经济增长个影响因素进行了实证分析。本文研究的重点是资本投入、劳动力投入、技术进步这三个因素在中国长期经济增长中的作用，得出物质资本的积累与技术的创新与进步是经济增长的主要动因。本文的第二部分首先对经济增长的理论与索洛增长模型进行概述；随后在第三部分中根据中国统计年鉴数据，利用索洛经济增长模型对模型中涉及的资本、劳动与技术等影响因素对中国经济增长问题展开实证分析。通过分析，本文得要资本投入与技术进步是中国经济增长的直接原因这一结论并据此对中国经济发展提出相应的建议。
二、经济增长理论与模型应用
2.1经济增长理论构成要素概述
现代经济增长理论认为，促进经济增长的主要因素是要素供给的增加和全要素生产率的提高，具体说来要素供给包括资本与劳动，而生产率方面包括技术与效率。除此之外，还存在一些更深层的或更基础的国家特征，包括政府、收入分配、文化以及全球资源和环境等等。
2.2索洛经济增长模型
索洛增长模型从总量角度开展对经济增长问题的研究，经济增长主要通过四个宏观经济变量进行描述，劳动（L）、资本（K）、知识或劳动的有效性（A）和产量（Y），经济体以一定资本、劳动和知识投入并以一定的结合方式实现产品的生产。
该模型生产函数表示为：
其中：t表示时间； A（t）和L（t）以相乘的形式进入模型，AL为有效劳动。
三、基于索洛增长模型的我国经济增长影响因素实证分析
本文选用1980年-2008年我国的相关数据，其中包括国内生产总值Y，全社会固定资产投资K，就业人数N，并且在此基础上引入技术进步T作为变量代表A（t）。利用Eviews5.0，假设生产函数为C-D函数，Y=A（t）KαLβ，则建立方程lnY= a lnK+βlnL+lnT+c，从而分析研究资本投入、劳动力和技术进步对我国经济增长的影响，并分析我国经济增长的源泉和阻力。
3.1 1980-2008年我国经济增长数据分析
根据所选取的数据，国内生产总值GDP（亿元）代表我国总产出；就业总人数（万人）代表劳动要素L的投入；全社会固定资产投资总额（亿元）代表物质资本投入K；研究与试验发展（R&D）经费（亿元）代表技术进步T。其中，α、β、θ分别表示物质资本、劳动及技术进步的弹性。对参数进行估计中，首先，在对模型检验和分析之前，分别对全国的生产产值Y（亿元），物质资本K（亿元），劳动要素L（万人）以及技术进步T（亿元）求对数。以lnY代表全国的GDP，以lnK代表我国物质资本，lnL代表我国劳动要素，lnT代表技术进步。
利用Eviews5.0软件对所收集的样本数据进行回归分析，进行相应的变量代换后得到回归结果为：
3.2 1994-2008年我国经济增长数据分析
将1980-2008年计算所得数据与1994-2008年计算所得数据进行对比可以发现：资本投入以及劳动投入对我国经济的贡献从77.182%和15.3272%下降到43.8724%和10.57%，这说明随着年份的推移，资本与劳动对我国经济增长的影响正逐步减弱。而我国技术贡献率从1980-2008年的7.4908%上升到1994-2008年的45.5576%，呈大幅上升趋势，并一举超越资本投入成为对经济贡献率最大的因素，这说明随着年份的推移，技术对经济产生了极大的影响。
四、结论
根据模型分析的结果，可以得出以下结论：
关键词：金融发展；经济增长；总量研究；结构分析
Abstract：By reviewing the existing literatures，and based on finance functions theory and relative data of Jiangsu Province from 1980 to 2010，this paper empirically tests the effect of financial development on regional economic growth. The results show significant effect of financial development in Jiangsu economic growth with diverse internal structure. Finally， this paper puts forward policy recommendations based on the empirical results.
Key Words：financial development，economic growth，gross quantity analysis，structure analysis
中图分类号：F830.2 文献标识码：A 文章编号：1674-2265（2012）03-0016-04
一、研究背景
在经济全球化和经济金融化背景下，金融发展与经济增长的关系一直是国内外学者的研究热点。国家“十二五”规划提出要加快多层次金融体系建设，以科学发展观为指引，围绕经济发展方式转变的目标，加强金融对经济增长方式转型的支持力度。在这样一个理论和现实背景下，本文尝试通过江苏省的实证数据从总量和结构两个视角研究区域金融发展对经济增长的作用，并提出相关政策建议。
二、文献综述及本文研究思路
（一）文献综述
从戈德史密斯的金融结构论到麦金农和肖的金融抑制与金融深化理论，从默顿、博迪的金融功能论到白钦先等人的金融可持续发展理论，理论研究基本形成共识，认为金融发展与经济增长之间存在密切关系，但对两者之间的相互作用机理各有不同的观点。相应的实证研究主要集中在两个方面：一是验证金融发展与经济增长的相关性，二是两者之间因果关系的论证。对于相关性问题，主流观点认为金融发展与经济增长之间存在着明显的相关关系（贝克和莱文，2002），这与金融发展理论得出的结论一致。在因果关系方面，由于研究对象和方法等方面的差异，主要有四种不同结论：其一，金融发展影响经济增长，两者之间是“供给驱动型”关系，金融发展是经济增长的必要条件。其二，经济增长导致金融发展，两者之间是“需求拉动型”关系，经济增长是金融发展的前提条件。其三，金融发展与经济增长互为因果，相互影响。其四，两者之间无因果关系，它们的相关仅是巧合或共同取决于第三个变量。
遵循国外研究思路，国内涌现出众多关于中国金融发展与经济增长关系的研究。多数认为金融发展能够带动我国经济增长（谈儒勇，1999；赵志君，2000），然而在金融发展内部结构方面却很难形成一致的结论。梁琪、滕建洲（2005）研究发现中国金融中介和经济增长之间有显著的正相关关系，而股票市场对经济增长的作用有限。范学俊（2006）通过对中国季度数据分析得出了完全相反的结论。在区域金融发展与区域经济增长关系的研究方面，通过对中国分地区的实证分析发现在中国东北、东部和西部三个地区金融发展与经济增长关系表现出很大的差异性（王纪全、张晓燕、刘胜全，2007），金融发展与经济增长的关系具有明显的时空特征（袁云峰、曹旭华，2007），不同区域的金融控制对金融发展与经济增长的影响显著，应区别对待它们之间的影响（王晋兵，2007）。
（二）现有研究不足及本文研究思路
现有研究存在以下不足：（1）从研究范围看，多是基于国家宏观层面，对于像我国这样一个经济发展不平衡的国家，国家范围的研究结论不具有普适性。国内已有学者关注区域金融发展与区域经济增长关系（周立、王子明，2002；袁云峰、曹旭华，2007；王纪全等，2007），但他们的研究都是基于中国地区分布的特征，同样存在范围相对较大、缺乏针对性的不足。（2）研究金融结构与经济增长关系时，一般只考虑银行的作用，未从社会融资总量角度分析金融发展对经济增长的作用。
因此，本文尝试从以下两个方面做出改进：（1）进一步缩小研究范围，把实证对象定位在江苏省，研究省域金融发展对经济增长的作用，使研究更有针对性。（2）以金融功能论为理论基础，以中国人民银行货币政策导向为指引，从社会融资总量和融资内部结构两个方面研究金融发展对经济增长的支持力度。
三、江苏省金融发展对经济增长作用的实证分析：1980―2010年
（一）模型的构建及数据来源
1. 理论基础。根据金融功能论，金融发展的本质是金融功能的提升，其外在表现体现在两个方面：一是金融主体的总量提升，二是金融结构的优化。在这两个方面的作用下使得金融效率得以提升。金融效率的提升将发挥社会资源配置作用，促进投资和储蓄的增长，使得经济产业结构不断优化，最终结果是经济的增长，作用机制如下图所示：
图1：金融功能论理论原理示意图
2. 研究变量和样本数据来源。为了消除人口规模对计算结果的影响，本文采用人均GDP（RPGDP）为衡量经济增长的指标；用金融相关率（FIR）作为度量金融发展的总量指标，金融相关率的定义为：FIR=（金融机构各项存款+金融机构各项贷款）/GDP。在金融结构指标选择方面，本文从社会融资总量衡量金融对经济的支持力度。社会融资资金主要来源于金融中介市场和证券市场，即银行融资和证券市场融资两个方面。本文用Bank反映实际通过银行中介作用于经济发展的资金量，即金融机构各项贷款总额；用Stock反映证券市场的筹资能力，即上市公司募集资金总量（含发行、增发、公司债、配股等）。为了削弱数据的异方差，本文对各个变量进行取对数处理（见表1）。
实证检验数据来自历年的《江苏省统计年鉴》、江苏省统计公报（2010）及人民银行南京分行网站统计数据，使用的计量软件是Eviews3.1。
（二）基于总量视角的金融发展对经济增长的作用研究：1980―2010年
1. ADF单位根检验。为了避免时间序列数据不平稳而产生的“伪回归”现象，首先对变量进行了ADF单位根检验，从表2可以看出，lnFIR与lnRPGDP都是非平稳的，但经过一阶差分后在5%显著水平下都是平稳的，即它们都是一阶单整序列。
注：（1）检验类型中的c、t、k分别表示常数项，趋势项以及滞后阶数。（2）是否含有常数项和趋势项根据散点图的变化规律和趋势确定，滞后阶数k的选择以AIC和SC值最小为标准。（3） 表示相关变量的一阶差分。（4）Y表示通过平稳性检验，N表示未通过平稳性检验。（5）***表示1%显著水平下的平稳，**表示5%显著水平下的平稳，*表示10%显著水平下的平稳。（6）以上说明同样适合下文结构分析中的单位根检验。
2. 协整分析。为了找到金融总量与经济增长之间的某个线性组合是否存在长期稳定关系，本文对变量进行Engle-Granger协整分析。首先进行协整检验，得协整回归模型 ：
（53.18947）（15.30880）
其次对回归残差进行平稳性检验，得到ADF检验的临界值为-3.141016。对照AEG检验临界值表可知在1%显著水平下拒绝原假设，说明从总量上看江苏省金融发展与经济增长之间存在长期均衡关系。
3. 误差修正模型（ECM）。由于受金融危机等突发事件因素的影响，金融发展与经济增长之间的长期均衡关系可能会出现短期失衡的现象，短期内变量间存在误差修正机制。本文用ECM模型来研究这种机制，最终ECM模型：
lnRPGDPt=0.175966-0.597005lnFIRt+0.012683ECMt-1
（15.81758） （-4.817956） （2.07E+14）
模型结果显示短期内江苏省经济金融系统存在误差修正机制，误差系数0.012683体现了各期经济增长对均衡水平偏离的修正，在（t-1）期的实际经济发展水平低于其均衡值时，做出了正向修正。
4. Granger因果检验。协整检验表明江苏省金融总量与经济增长之间存在长期均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系需要进一步检验。对变量进行Granger因果检验，选择滞后2阶，检验结果如表3。
Granger因果检验的结果都拒绝了原假设，表明lnRPGDP是lnFIR的Granger原因，lnFIR也是lnRPGDP的Granger原因。从总量上看，金融的增长量和经济的增长量之间是相互影响的双线关系，江苏省金融发展与经济增长之间互为因果。
（三）基于结构视角的金融发展对经济增长的作用研究：1993―2010年
从金融发展的内部结构来看，金融支持经济融资除银行信贷外还包括证券市场融资。由于江苏资本市场自1993年才逐渐形成并发展起来，金融发展表现出阶段性的特征。为了更好地把握金融发展内部结构与经济增长之间的关系，以下利用1993年以来的数据，使用lnBank、lnStock两个结构指标，分析其与经济增长的关系。
1. ADF单位根检验。表4所示检验结果表明各变量除lnRPGDP在10%显著性水平下平稳外，其他指标都是非平稳的，但一阶差分后在5%的显著性水平下都是平稳的，都是一阶单整序列。
2. 协整分析。由于结构分析涉及三个变量，变量间可能存在多种稳定的线性组合，在进行协整分析时需要考虑它们的任意线性组合也是稳定的情况，此时用E-G两步法进行协整分析时存在不足，故采用Johansen协整检验进行分析，结果如表5、表6。
从分析结果可以看出，在1%的显著性下存在一个协整方程：
（0.01580） （0.01765）
结果表明影响江苏省经济增长的两个金融发展结构变量在样本期间存在协整关系，这说明江苏省经济增长与银行信贷规模、证券市场筹资能力之间存在长期均衡关系，协整结果符合经济理论。协整方程表明在长期均衡关系中，银行信贷投放在经济增长中的最终贡献为66.5%，而证券市场筹资的贡献度是6.87%，银行信贷规模的影响程度远大于证券市场筹资规模。
3. Granger因果分析。在协整分析的基础上，进一步验证江苏省经济增长与金融发展内部结构指标之间的Granger因果关系，结果如下：
从检验结果可以看出lnBank是lnRPGDP的Granger原因，江苏省银行信贷规模与经济增长之间是“供给驱动型”关系，信贷规模的增加对经济增长的推动作用显著，而证券市场发展与经济增长的Granger因果关系微弱。Granger因果分析的结果进一步验证了协整分析的结论，表明在江苏省经济增长中银行信贷投放起着重要的作用。
（四）实证结论的比较分析
1. 总量分析表明江苏省金融发展与经济增长之间存在协整关系，并且短期内存在误差修正机制，两者之间是相互促进的正相关关系。这验证了金融功能论，金融系统作为一个整体通过资源配置、支付结算以及风险管理等功能对经济增长产生正向作用，同时经济的发展状况也对金融系统功能的发挥有着重要影响。
2. 结构分析从社会融资总量角度衡量主要融资来源对经济的支持力度。实证结果表明金融中介在经济增长中发挥着重要作用。从长期角度来看，银行信贷规模的投放对经济增长的作用显著，银行信贷规模与经济增长之间存在正相关关系。江苏省证券市场对经济增长的作用是微弱的，这与江苏的股票市场起步晚、证券市场规模偏小、发展机制不健全有关，另外也与不成熟的资本市场体系有关。
3. 综合对比分析。总量研究和结构分析共同表明江苏省金融发展与经济增长之间存在长期协整关系，金融发展对经济增长的影响显著，在推动地方经济发展的过程中应充分发挥金融“助推器”的作用；结构分析表明金融在推进经济发展中存在内部结构的差异，证券市场发展在推动地方经济发展中作用微弱，证券市场有待进一步发展，同时不同金融市场之间的Granger因果关系不显著，金融发展内部结构之间的协同作用不明显。
四、政策建议
（一）重视金融发展在经济增长中的作用，发挥金融在经济增长中的推动效应
总量和结构研究表明，金融发展在推动经济增长中发挥着重要作用，因此需要高度重视金融的发展，加强金融基础设施建设，积极改善金融生态环境，不断发挥金融资源配置的基础性作用，提高金融效率。
（二）发展多层次的金融市场，避免金融发展内部结构之间的马太效应
实证研究显示，金融市场内部主体间在促进经济增长方面差异显著，金融中介作用突出，证券市场的规模和作用有待进一步提升。因此需要不断完善多层次的金融市场建设、优化金融结构、扩大直接融资市场规模、构建多层次协调发展的金融市场，使得金融中介市场、证券市场之间可以取长补短、优势互补，实现协同发展。
（三）将金融、经济作为一个有机系统，实现金融与经济之间的协同效应
研究表明，金融发展与经济增长之间的作用是双向的，在重视推动作用的同时也不可忽视风险的存在。因此需要将金融、经济作为一个有机整体，从系统角度考虑促进金融发展的相关政策，建立与经济增长相适应的金融体系。这既是宏观审慎管理与防范系统性风险的需要，也是更好地发挥金融的作用、实现金融与经济之间的协同效应、推动金融与经济可持续发展的现实需要。
参考文献：
关键词： 金融资产；经济增长；外部结构
一、引言
金融产业的发展与经济增长的关联性在理论研究上一直存在着争议。古典经济学家认为经济增长完全由实物部门决定。主流经济增长理论的各类经济模型对金融市场的假设是：金融市场制度不变，金融变量只能被动地去适应经济增长的要求而不能主动地作用于经济增长[1]。因此无论是在古典增长理论、现代增长理论还是新增长理论中，金融市场不是经济增长模型中的变量。
但是20世纪以来， 在众多的西方经济学家对金融发展与经济增长的关系进行的研究中，许多经济学家做出了金融产业的发展对经济增长有促进作用的结论。例如，戈德史密斯（Goldsmith，1969）首次论证了金融结构对一国经济发展的重要作用。肖（Shaw，1973） 与麦金农（Mckinnon，1973）分别在金融深化论、金融压制论中， 阐述了一国金融体制与该国的经济发展之间存在一种互相刺激、互相制约的关系。金和莱文（King and Levine，1993、1997）提出一系列衡量金融发展水平的指标， 并利用实证方法证明金融发展对经济增长的积极作用。但是这些学者的结论都是来源于各国的相关数据的比较，并没有从理论的高度来证明。当然也有经济学家持不同的观点。例如， 卢卡斯（Lucas，1988）认为经济学家普遍夸大了经济增长过程中金融市场的重要性， 金融市场最多只不过在经济增长中起到极其微小的作用。对于中国的金融发展与经济增长之间的关系，国内经济学家在这方面的研究也很多。例如，戴根有（2000）认为，中国货币化率意味着中国整体支付风险在加大。赵志君（2000）认为，中国M2/GDP对中国经济增长的作用是极为微弱的，这是因为中国的符号经济与实体经济之间存在着严重的金融流程梗阻。刘明志（2001）认为中国货币化率水平由货币需求因素所决定。李扬（2001）认为中国所出现的货币化率上升（M2/GDP上升）和资本化率（资本存量/GDP值）上升是存在着特殊的社会背景，不仅限于货币化和资本市场深化的讨论，还应该从货币需求角度来讨论。尽管不同学者的结论不尽相同， 但可以肯定的是， 金融发展与经济增长之间存在着紧密的联系[2]。
本文首先简单说明数据的来源，接着对我国金融资产外部结构的发展现状进行描述，最后对其与经济增长之间的关联性进行实证演绎。本文对金融资产的结构变化侧重于对其外部结构的研究，是因为外部结构将金融与实体经济联系起来，更能说明金融产业的发展与经济增长之间的关系。文章希望通过研究为中国金融业未来的发展寻找理论支持，促进金融体制的完善，并为宏观调控提供相关金融变量。
二、数据的选择
本文从资产流动性的角度把金融资产分为货币、债券和股票三类。货币又有流通中的现金M0和狭义货币M1、广义货币M2三种定义。债券包括国债、政策性金融债、其他金融债、企业债、国家投资债和国家投资公司债六类。股票分为A股、B股、N股和H股[3]。
在计量金融资产时，各种货币类金融资产都按《中国金融统计年鉴》和《中国证券期货统计年鉴》中公布的即期货币余额计量。债券，我们用当年债券余额来计量债券资产的总量。对于股票本文按市价总值进行计量[4]。
全部金融资产与实物资产存量之间的比例，是反映金融外部结构的最重要指标。对于实物资产的计量复杂性，我们沿用传统方法，用GDP代替实物资产存量 [5]。
三、金融资产的外部结构
各种金融资产与实物资产的比例构成了金融资产的外部结构，反映了该项金融资产在国民经济中相对重要程度。
从上表中可以发现，从1992年到2010年，中国的M2与GDP的比值从94.35%迅速提高到182.36%，19年的时期里增加了1倍，这在世界金融发展史上是罕见的。同期，债券余额占GDP的比率从101.75%上升到182.87%。股票市场发展较晚，但股票市价总值占GDP的比率增长速度最快，在1992年到2010年的19年时间里，占GDP的比率从3.89%上升到66.69%。随着资本市场的发展和金融资产的多样化，国民经济对金融的依存度迅速提高，三项金融资产总量占GDP的比重从1992年的199.99%增加到2010年的431.92%。
金融发展并非单纯量的增长，各种金融资产在国民经济中占的比例的增大只能说明他们在国民经济中的地位越来越重要。如果金融扩张建立在高效率的基础上，那么这种扩张就会促进着经济增长总量和速度的提高，否则的话，这种扩张隐含着极大的危机。1992年至2010年，M2/GDP与GDP的增长率的相关系数是-0.5171，总金融资产与GDP比值和GDP增长率的相关系数是-0.4603，债券余额与GDP比值和GDP增长率的相关系数是-0.5023，股票市价总值与GDP比值和GDP增长率相关系数为-0.2281。这说明中国的金融虽然市场快速发展，但却没有促进宏观效益。另外我国的M2/GDP和总金融资产/GDP的相关系数高达0.95，说明货币化与金融深化的方向是一致的，但它们的增长并没有改变中国实体经济下滑的局面。
金融业的深化与经济的增长背道而驰说明中国经济的发展过程中存在着严重的金融流程阻塞。一般来说，在金融资产流动性一定的条件下，金融资产的扩张能够促使经济规模的增大，但是由于银行投资管理水平仍未达到十分有效的水平，目前中国广义货币M2的增长被大量的银行不良资产所吞噬。虽然金融资产的扩张对实体经济支持力度的增强，但是也出现了金融资产流动性和金融资产质量的下降以及储蓄转化为投资的金融效率下降的问题[6]。金融的发展除了规模扩张以外，更重要的是金融资产价格的合理程度和金融效率，后者从宏观上体现在单位货币对国民经济支持的力度上。金融体制的改革应更重视质量的提高，而不是简单的规模扩张 [7]。
关键词：湖南省；经济增长；影响因素；实证分析
中图分类号：F127 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2015）25-0055-05
引言
2014年全国两会政府工作报告进一步指出：发展是解决我国所有问题的关键，必须牢牢扭住经济建设这个中心，保持合理的经济增长速度。改革开放三十多年来，湖南省经济取得了快速的发展。地区生产总值（GDP）由1978年的146.99亿元增加到2013年的24 502亿元，平均增速为16.2%，甚至超过了全国16%的年均经济增长速度，但与经济发达地区的差距仍然存在。为此，进一步分析影响湖南省经济增长的若干因素，既是实现地区生产总值增长10%的战略目标，不断缩小与经济发达地区差距的需要，也是维持经济持续健康快速增长的客观要求。通过研究湖南省经济增长的影响因素，进而制定和实施相应的政策，对保证湖南省经济的持续发展有非常重要的意义。
国内外就经济增长影响因素的研究文献有许多，大致可以将其分为影响因素的选取以及具体实证分析方法两部分。从影响因素的选取来看，将经济增长的影响因素归结为劳动投入、资本积累、技术进步、人力资本、制度因素等。亚当・斯密、西蒙・库兹涅兹、阿瑟・刘易斯等认为，物质资本是经济增长的关键因素。舒尔茨则认为，人力资本是促进经济增长更为重要的因素。20世纪70年代以来，经济学家开始把经济增长的关键归于科学技术的进步。如周亮（2014）认为，技术创新和制度对经济增长均具有显著的正向影响[1]。贺文华（2008）研究表明，FDI是经济增长的原因。李良新、许南、李江龙（2010）等研究得出，外商直接投资对我省经济增长的贡献主要体现在经济效应和技术溢出效应上。高明华、蔡卫星（2009）研究发现，湖南经济增长主要依靠要素投入特别是资本要素投入，而技术进步对湖南经济增长的贡献率亟待提升[2]。阮敏（2006）得出，技术进步尤其是知识存量的增加对湖南经济增长的贡献不大，但要素投入、制度变迁、人力资本以及产业转移对湖南经济增长的贡献很大。夏泽义、许进杰（2009）研究发现，第二产业对湖南经济的拉动作用最大[3]。常晗（2010）、阮敏（2006）、石华军（2011）得出，人力资本与湖南省的经济增长呈正相关关系[4]。许和连、赖明勇（2003）发现，人口增长因素对湖南省经济增长起着阻碍作用，而其他因素都不同程度地对湖南省经济增长发挥了积极的作用[5]。
从具体实证分析方法来看，主要有灰色关联分析、计量回归分析、协整分析、指标测算等分析方法。沈飞、伍卓（2014）、张婧、刘伟（2009）通过灰色关联分析产业结构、人力资本与经济增长的关系[6]。廖翼、唐玉凤（2012）、艾燕琳、郑泽民（2006）通过构建计量经济模型，定量分析湖南经济的影响因素。王耀中、李礼（2003）分别采用相关分析和因果分析两种计量分析方法，分析了湖南省产业结构与经济增长的联系以及三次产业之间的因果关系[7]。邓恩（2011）、刘克利、许和连、赖明勇（2001）采用协整检验分析技术和 Granger- Causality检验方法，实证分析相关因素与经济增长的关系[8]。石宏长、黄兴磊（2007）通过测算三次产业对湖南经济增长的贡献份额，得出经济增长与产业的贡献度密切相关的结论。肖耀球（2003）则从需求、供给和生产要素三个方面重新设计一套经济增长因素实证评估体系，并运用湖南的历史数据进行实际测算与分析。
本文选用1992―2012年的数据，以经济学理论为基础，同时吸收已取得的研究成果采用科布―道格拉斯生产函数，在此基础上实证分析影响湖南省经济增长的各因素，力图为湖南省经济的持续增长提供相关的政策建议。
一、经济增长影响因素的理论阐述
影响湖南省经济增长的因素主要有有资本、劳动力、技术、制度，则经济增长函数可以表示为：
G=F（Cap Lab Tec Ins）
其中，G是经济增长，Cap代表资本因素，Lab表示劳动因素，Tec代表科学技术因素，Ins指制度因素。我们假定该增长函数满足：对所有Cap、Lab、Tec和Ins>0，且每个因素的改善都会带来函数G（・）正的提高，但这种作用在边际上是递减的。
同时对其两边同时乘以，且等式右端各项分别乘以、、、有：g=?1θ1+?2θ2+?3θ3+?4θ4其中，g=、?1=・、?2=・、?3=・、?4=・，即各个影响因素的产出弹性。θ1=、θ2=、θ3=、θ4=分别表示各个影响因素的增长率。
由上式可知，经济增长率的提高一部分源于各个因素的产出弹性，一部分源于各个因素的增长率。在此我们假定各个因素的产出弹性不变，则可知经济增长主要取决于各个因素的增长率。各个因素对经济增长的作用可以阐释为如下几点：
劳动因素是经济增长的基础。劳动投入一般是指生产过程中实际投入的劳动量，而实际投入的劳动量来源于劳动力。劳动力即一定的劳动年龄阶段并愿意就业的个人，也称为人力资源。人力资源是经济增长重要的要素投入指标。在劳动生产率既定的条件下，增加劳动力数量能够促进经济的增长。劳动力的增加能够带来劳动供给的增加，有利于经济的增长。反之则不利于经济增长。
资本因素是经济增长的核心。资本因素既包括物资资本因素也包括人力资本因素。资本是经济增长的重要源泉之一，如果一个国家的人均资本越多，其劳动生产率也就越高，经济增长也就越快。资本是投入到生产过程中的实物和货币，包括物质资本、人力资本以及知识资本的投入。物质资本即实物资本，即用于生产物品与劳务的设备和建筑物存量等。外资对经济增长的影响和作用主要表现在外商直接投资的技术转移效应。外商直接投资对东道国或地区的技术转移效应能使当地企业的技术得到改进，以及劳动生产率得到提高。人力资本是指因相关的人力投资而获得的知识和技能的积累，而人力资本是通过教育等人力投资形式而形成的。知识资本是社会生产过程中所有知识性和技术性的投入，主要通过对科学研究的投入而形成。人力资本的不断积累能够有效促进劳动生产率的快速提高，进而促进全社会的经济发展。
科学技术因素是经济增长的关键。包括技术创新和技术革新在内的技术进步是经济增长最主要和最直接的推动力。技术通过影响资源的使用效率而间接影响经济增长。经济增长水平总是伴随着人类社会技术水平的提高而增进的，技术进步也是促进人类社会经济增长的关键性因素。技术进步能够带来物质资本和人力资本投资收益率的提高。
制度因素是经济增长的重要保障。在经济发展过程中，制度的作用无处不在。诺斯曾说，制度是个人与资本存量之间、资本存量与劳务产出及收入分配之间的过滤器。有效的制度安排能够保证市场经济有序运行，从而促进经济持续健康快速发展。一个国家或地区人口的城乡结构反映了这个国家或地区生产力水平、人民生活水平和城市化水平的高低。城乡结构通过影响城乡人口经济收入、受教育程度、文化背景等，从而影响国家或地区的经济增长。产业结构通过持续深化产业体系的内在布局，进而持续推动经济总量的长期增长。经济增长能够带动产业结构变动，而产业结构变动也能推动经济的增长。
二、实证分析
（一）模型设定
（二）指标选取及数据来源
本文在参照已有文献及数据可获得性的基础上，选用社会劳动者人数、固定资产投资额、教育经费支出额、历年三项专利申请批准数数据，分别代替劳动投入、物质资本投入、人力资本投入、技术水平。而制度因素则用对外开放程度、产业结构、城乡结构来衡量。其中，对外开放程度用（地区进口总额+地区出口总额）/地区生产总值这一公式来计算。产业结构为第二三产业所占比例，城乡结构为城镇人口占总人口比例。数据主要来源于《湖南统计年鉴》，但由于2006年、2009年的教育经费支出数据缺失，本文采用平滑法计算所得。同时运用SPSS16.0对数据进行标准化处理以消除量纲因素对实证分析的影响，但经标准化后某些指标出现负值，故在此基础上各个数值都加2。考虑到处理后的数据并不影响研究结果，所以以下所有分析都是使用处理后的数据。
（三）实证过程
以下为标准化处理后各指标数据的时序图（见图1）。
从图1可以看出，除产业结构和对外开放程度外，其余各指标都与地区生产总值呈同一变化趋势。这一趋势符合各因素与经济增长在理论上的相关关系。尽管在前期产业结构、对外开放程度与地区生产总值的同向趋势并不明显，但后期正向关系较为明显。如果用固定资产投资与GDP的比值表示物质资本投资率，则湖南省投资率由1992年的0.236变化到2012年的0.658，样本期的平均值为0.376。这说明固定资产投资对湖南省的经济增长拉动作用较为明显，也就是说湖南省仍然是通过固定资产投资来拉动经济增长。一直以来，湖南省城镇人口逐年增加，到2012年，湖南省城镇人口突破3 000万人，城镇化率达到46.65%。资本积累、规模经济、集聚经济带来了城镇经济的增长，城镇既是经济增长的重要空间集聚载体，也是经济增长的重要引擎。因此，湖南省仍然要不断完善落实城镇化发展的长期政策，加快城镇化建设来推动地区经济的增长。产业结构指标在2002年出现最低值，但之后呈稳步上升趋势。这主要是因为当时世界经济增速因受汇率、股市及财务假案暴露等因素影响出现放缓态势。美元大幅贬值、股市急剧下跌，外国直接投资减少。但2002年中国加入了世贸组织，同时实施“十五”规划，加速经济结构调整，国内经济态势良好，为湖南省经济增长创造了良好的国内环境。2001年，湖南通过推进工业化，加快全省经济结构调整的步伐，从而促进了全省经济的快速增长。
（三）实证结论
从整体上看湖南省经济增长速度较快，地区生产总值（GDP）2013年为24 502亿元，低于全国平均水平，但平均增速（16.2%）超过全国年均经济增长速度（16%）。从数据的描述统计来看，湖南省经济增长势头良好，发展潜力巨大。物质资本、人力资本以及城乡结构的回归系数分别为0.66、0.21、0.17，这说明湖南省经济增长主要得益于固定资产投资、人力资本投资以及城镇化。物质资本贡献率达1.266，且呈上升趋势（见下页图2），可见湖南省经济增长基本上依靠固定资本投资，并且这种依赖性逐渐增强。湖南省产业结构的演进与经济增长之间具有密切的联系。2013年湖南省固定资产投资额为18 381.4亿元，比上年增长26.1%。2013的固定资产投资总额中投资于第一二三产业的分别为633.9亿元、8 080.8亿元、9 666.8亿元，二三产业占96.5%，这符合配第―克拉克定理。人力资本的回归系数是0.211，也就是说一单位的人力资本投资能够带来大约0.211个单位的经济增长。一直以来，湖南省对教育事业的投入呈不断上升趋势，主要体现在教育经费支出的逐年增加上。1993年湖南省教育经费支出2 766万元，到2012年这一支出达到10 070 976万元，平均每年增加503 410.5万元。截至2011年，湖南省的城镇化率为45.1%，比全国城镇化平均水平51.27%低6.17个百分点。从城乡结构对经济增长影响的回归系数来看，其系数达0.17，所以湖南省还应继续推进城镇化进程以更好地拉动经济增长。但技术水平的回归系数为负值，而计量检验显著，这显然不符合经济现实。一方面，可能是由于指标选取的不合理性，因为技术水平不能仅仅从专利授权数量上得到体现，还应体现在科技投入、科技人才数量等综合指标上。另一方面，在计量回归之前对数据的一系列处理也在很大程度上影响了回归系数。在今后的研究中还应进一步完善这一指标，以更好地与现实经济情况拟合。全省进出口总额251.6亿美元，比上年增长14.7%。其中，出口148.2亿美元，增长17.6%；进口103.4亿美元，增长10.7%（数据来源：湖南省2013年国民经济和社会发展统计公报）。对外开放程度与经济增长呈正向相关关系，回归系数为0.022。发展对外关系，加强与外省的经济联系，大力发展对外贸易仍是湖南省拉动经济增长的重要引擎。
政策建议
（一）加大科技投入力度，调整科技投入结构
科学技术是第一生产力，只有科技的进步，才能从根本上解决经济的落后问题，促进经济的发展。为此要稳定和适当加大技术投入力度，激励和引导民间技术投入，使科技投入不断增长；改革方向分散、方式单一的财政科技投入管理体制，构建科学合理的新体制。调整科技投入结构，以及财政科技投入方式；宣传科教兴湘、人才强湘战略，构建科技创新的支持体系；科学技术的发展既需要发明、创造等硬技术，也需要管理、政策等软因素，所以要构建全方位的服务于科技创新的战略体系，为科技兴省奠定基础。
（二）不断优化产业结构，继续推进新型城镇化道路
产业结构、城乡结构与经济增长关系密切，要努力实现产业结构、新型城市化与经济增长的良性互动。第一，继续大力推进工业化、新型城市化和农业产业化的“三化”战略，循序渐进推进产业结构优化升级；第二，始终坚持“既要金山银山，又要绿水青山”的原则，大力发展循环经济，走资源节约型、环境友好型之路；第三，不断进行机械化生产、合理推进工业化、大力发展第三产业，实施一二三产业协调发展战略；第四，继续推进户籍制度改革，打破“城乡二元”分割的制度壁垒；第五，在信息经济条件下，继续推进以人为本的新型城镇化道路。
（三）扩大区域对外开放程度，拉动地区经济增长
开放经济是地区经济发展的巨大引擎，是市场经济浪潮下的必然选择。因此，随着经济全球化的深入发展，湖南省要以结构调整为核心，以提高质量为重点，不断发展对外经济关系。首先，以结构调整为核心，推动湖南对外商品和服务贸易的迅速发展；其次，扩大招商引资规模，逐步拓宽外资进入渠道；最后，“内修其身”打造吸引外资的良好人文社会环境、法制环境、制度环境以及各项配套硬件设施环境。
参考文献：
[1] 周亮.技术创新及制度因素对湖南经济增长的影响研究[J].湖南财政经济学院学报，2014，（30）：70-74.
[2] 高明华，蔡卫星.湖南经济增长的要素贡献率：1991―2006[J].湖南社会科学，2009，（1）：92-96.
[3] 夏泽义，许进杰.湖南省产业结构与经济增长的计量分析[J].工业技术经济，2009，（1）：77-79.
[4] 石华军，阮敏.湖南经济增长与人力资本的关系分析[J].湖南工业大学学报，2011，（2）：100-103.
[5] 许和连，赖明勇.湖南省经济增长影响因素的实证分析：1980―2000[J].湖南大学学报，2003，（4）：103-107.
[6] 沈飞，伍卓，等.湖南省产业结构与经济增长的关联及调整[J].宜宾学院学报，2014，（1）：71-75.
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[8] 邓恩.湖南农村金融与经济增长关系的实证分析[J].吉首大学学报，2011，（4）：98-101.
关键词 丹尼森系数法；中等职业教育；经济增长
中图分类号 G718.3 文献标识码 A 文章编号 1008-3219（2013）16-0057-06
国内学者已经就教育对经济增长的贡献作了一些很有意义的研究。崔玉平采用与丹尼森大致相同的方法，得出1982～1990年间我国教育对经济增长的贡献率是8.84%[1]。杭永宝利用修正了的丹尼森系数法对我国1993～2004年职业教育对经济增长的贡献进行了估算[2]。凌云莉、唐志丹运用丹尼森基本模型研究认为，辽宁省1996～2006年间高等教育对经济增长的贡献低于世界水平而与全国水平相当[3]。燕玉铎等以丹尼森因素分析法为基础，全面测算了1991～2008年我国高等教育对经济增长的贡献[4]。从以上文献梳理来看，研究中等职业教育对经济增长的贡献较少，因此，本文研究具有一定的理论价值和实践意义。
一、研究方法
（一）基本模型
本文主要运用丹尼森系数法研究中等职业教育对经济增长的贡献。美国经济学家丹尼森（Denison E. F，1962）认为，劳动包括数量和质量两方面的构成因素。如果把同质工人的数量和人均劳动小时数作为劳动数量方面的构成因素，把教育作为劳动质量方面的一个构成因素。那么，柯布—道格拉斯函数变成如下形式：
Y=SKa（LE）b （1）
S表示技术水平，K表示资本投入量，L表示不包含教育质量因素的劳动投入量，E表示教育投入量，Y表示国民收入产出量。对（1）两边求时间t的全导数，且两边同时除以Y，经过推导，可得国民收入产出增长速度模型：
y=s+ak+bn+be （2）
其中：s表示年技术进步率，a表示产出对资本弹性率，k表示资本投入量年增长率，b表示产出对劳动的弹性率，n表示不含教育质量因素的劳动年增长速度，e表示教育投入量年均增长速度，y表示国民收入年均增长。因此，教育对国民收入增长速度的贡献可以表示为：
Re=ye/y=b×e/y （3）
这就是目前被国际教育经济学界广泛采用的计量教育对国民经济增长贡献的模型。模型中，y代表国民收入总的增长率，ye代表由教育的作用所带来的国民收入增长率，Re为教育对国民收入增长速度的贡献率。
（二）数据来源和说明
选取2001～2010年《中国统计年鉴》和《辽宁省统计年鉴》GDP和各层次教育程度人均收入及从业人员的比例等数据进行实证研究。由于在确定2001年中职从业人员百分比时，需要1961～2001年中职毕业生数据，而1961年前数据查询困难，即使存在部分数据也很模糊。
1.关于b的取值
本研究拟采用麦迪逊的b系数值为0.7，实际上，我国的b值可能低于0.7。也就是认为劳动对产出的弹性为0.7，即认为劳动投入每增加1%，产出增加量为0.7%。
2.关于e的确定问题
由于e的投入还包括勤奋努力程度、个人天赋、家庭背景等因素，因此，依据丹尼森等西方学者通行的算法，把教育程度提高带来的劳动量增长率用0.6做折算。
由于丹尼森模型中没有给出分别估算各类教育对经济增长贡献的具体方法，本文在杭永宝权数分配法的基础上，根据实际情况对各类教育重新赋权。将我国的教育分为六个主要层次，分别为：本科以上、高职（大专）、中专、普通高中、初中、小学及以下，设这6种教育投入增长率分别为e6、e5、e4、e3、e2、e1。
二、中等职业教育对经济增长贡献的估算
（一）辽宁省中等职业教育对经济增长贡献的估算
1.计算劳动力数量换算系数
依据我国实施市场经济年间接受六个主要层次教育从业人员年平均收入，推断出接受相应教育层次从业人员劳动生产率的比例倍数，进而推导出接受大学以上、高职、中专、高中、初中、小学教育所提高的劳动力质量换算为劳动力数量的系数。本文采用2002年北京师范大学李实教授对辽宁地区收入分配问题研究所调研的不同学历层次的年工资收入数据，计算2001～2010年间不同教育程度从业人员的劳动力折算系数，主要依据是：采用丹尼森系数法估算教育对经济增长贡献的一个重要假设就是估算期间劳动力折算系数不变。2002年辽宁受小学、初中、普通高中、中专、高职、大学以上教育从业人员的年平均工资分别为5702.70元、9117.90元、10170.24元、11327.17元、12888.56元、15675.40元。其劳动生产率比例倍数为1/1.60/1.78/1.99/2.26/2.75[5]。由此可以得出，受大学以上、高职、中专、高中、初中、小学教育从业人员的劳动力数量折算系数分别为：2.75、2.26、1.99、1.78、1.60、1。
2.推算从业人员文化程度分布
通过中国劳动统计年鉴可以直接查出2001年和2010年研究生、大学、高职、普通高中和中职、初中、小学、小学以下从业人员的比重，见表1。
表1 2001年与2010年辽宁省从业人员受7种教育各占百分比（%）
资料来源：《中国劳动统计年鉴（2011、2002）》。
由于年鉴中受普通高中和中职教育从业人员的百分比未直接给出，只给出了两者之和为13.7%。将中职从业人员所占百分比从13.7%中分离出来是比较困难的，因此要整合相关统计数据进行复杂的推算。依据我国制度规定，有效适龄劳动人口的年龄（男16～60周岁，女16～55周岁）和中职生入学年龄、教育体制推算中职毕业生在从业人员中的人数。假定中职毕业生完全在本省区域内就业。2001年中职教育程度从业人员为1996～2001年间的毕业女生人数与毕业男生人数之和。
推算时，女生和男生的比例用2001～1961年全部中职毕业生人数减去1965～1961年中职毕业女生人数。同理，2010年中职教育程度从业人员为2010～1975年间的毕业女生数与毕业男生数之和。推算时，女生和男生的比例用2010～1970年全部中职毕业生人数减去1974～1970年中职毕业女生人数。
由表2可知，1965～1961年间中职毕业生人数为77493人，1975～1971年间中职毕业生人数为36820人，平均每年的毕业生人数为7364人，则1974～1971年间中职毕业生人数约为29456人；1970年为19477人。因此，1970～1974年间中职毕业生人数约为48933人。1961～1965年和1978年中职女生所占比重分别为35.8%、39.7%、39.5%、32.7%、37.9%和35.3%，1965～1961年间中职女生的平均比重为37.12%，因而可以推算出1965～1961年中职女毕业生数为28765人。由于1966～1976年中国发生，中职女生所占比重数据缺失[6]。因此，用1978年中职女生比重估算1974～1970年中职毕业生中女生人数，则1974～1970年中职毕业女生人数为17127人。
根据表2可推导出2001年中职教育从业人员人数为174663人；2010年从业人员中中职毕业生人数为2878349（2895476-17127）人。由2001和2010年的《辽宁统计年鉴》可知，2001年和2010年辽宁从业人员分别为2069.3万人、2317.5万人，则2001年和2010年从业人员中接受中职教育者所占比重分别为8.44%和12.41%。结合表1，2001年和2010年从业人员中受普通高中教育所占比例分别为5.26%和1.92%。
3.分别计算从业人员人均教育综合指数
根据上述计算结果对表1数据进行修正，可以得出辽宁省从业人员受8种教育分布的百分比。见表3。
表3 2001、2010年辽宁省从业人员受8种教育分布百分比（%）
资料来源：《中国劳动统计年鉴（2011、2002）》，根据上述计算整理获得。
根据我国目前执行的学制和表3，分别计算2001年和2010年辽宁从业人员人均受教育年限。
2001年辽宁从业人员人均受教育年限：
研究生=0÷100×3=0
本科=1.3÷100×4=0.052
大专（高职）=4.9÷100×3=0.147
中职=8.44÷100×3=0.2532
普通高中=（5.26+4.9+1.3）÷100×3=0.3438
中学=（51.3+5.26+8.44+4.9+1.3）÷100×3=2.136
小学=（26.7+51.3+5.26+8.44+4.9+1.3）÷100×6=5.874[7]
2010年辽宁从业人员人均受教育年限：
研究生=0.47÷100×3=0.0141
本科=（5.5+0.47）÷100×4=0.2388
大专（高职）=7.6÷100×3=0.228
中职=12.41÷100×3=0.3723
普通高中=（1.92+7.6+5.5+0.47）÷100×3=0.4647
中学=（53.9+1.92+12.41+7.6+5.5+0.47）÷100×3=2.454
小学=（17.5+53.9+1.92+12.41+7.6+5.5+0.47）÷100×6=5.958
由于教育程度的提高而带来的劳动投入量用教育综合指数来表示。把劳动力人均受教育年限看作是权数分别乘以劳动力数量折算系数，据此计算出劳动力人均教育综合指数E1（2010年）和E0（2001年），如表4所示。
表4 2001、2010年辽宁省劳动力人均教育综合指数
资料来源：根据不同教育程度劳动力折算系数与2001、2010年从业人员人均受教育年限的乘积（年限平均），再对2001年和2010年不同教育程度的年限平均求和，即得出2001年、2010年人均教育综合指数分别为10.882652和12.663198。
4.计算从业人员人均受6种教育投入年增长率、教育综合指数平均年增长率、受教育年限平均年增长率。
基本公式运用几何平均法，见（4）：
（4）
其中n为起始年与终止年之间的间隔年限数。根据公式（4），计算辽宁省从业人员受本科以上、高职、中职、普通高中、初中、小学教育综合指数年平均增长率、教育平均综合指数年均增长率。按上述公式计算不同教育程度的综合指数年均增长率N，N6、N5、N4、N3、N2、N1表示本科以上、高职、中职、普通高中、初中、小学教育综合指数年平均增长率。则有：
N6=（0.695475/0.143）1/9-1=19.214%
N5=（0.51528/0.33222）1/9-1=4.998%
N3=（0.827166/0.611964）1/9-1=3.405%
N4=（0.740877/0.503868）1/9-1=4.375%
N1=（5.958/5.874）1/9-1=0.158%
N2=（3.9264/3.4176）1/9-1=1.554%
可以看出，本科以上教育指数增长最快，其次就是中职和高职教育，分别为4.386%和4.998%。
辽宁省2001～2010年间教育平均综合指数年均增长率：
E=（12.663198/10.882652）1/9-1=1.697%
5.分别计算6种层次教育指数增长率占年均总教育指数增长率的百分比
可以用本科以上、高职、中职、普通高中、初中、小学教育指数年均增长率与各类教育劳动力数量折算系数的乘积作为权数（比例），直接计算（分配）其占年均教育综合指数增长率的百分比，分别计算6种不同层次教育引起教育综合指数增长率的实际值（E6，E5，E4，E3，E2，E1）。其结果为：6种层次教育占年均教育综合指数增长率的权数分别是2.75×N6、2.26×N5、1.99×N4、1.78×N3、1.60×N2、1×N1，则具体数值分别为52.839%、11.295%、8.706%、6.061%、2.486%、0.158%。假定权数的公约数为M，则有M×（52.839%+11.295%+8.706%+6.061%+2.486%+0.158%）=100%，可以求出M=1.226（100/81.545）。2001～2010年本科以上、高职、中职、普通高中、初中、小学教育年均综合指数增长率占年均教育综合指数增长率的百分比分别为64.781%、13.848%、10.673%、7.431%、3.048%、0.194%。2001～2010年辽宁省本科以上、高职、中职、普通高中、初中、小学教育指数增长引起的年均教育综合指数增长率的实际值为用其所占百分比分别乘以辽宁省2001～2010年教育综合指数年平均增长率1.697%，即E6，E5，E4，E3，E2，E1分别为1.697%、1.099%、0.235%、0.181%、0.126%、0.052%、0.003%。
6.分别计算6种层次教育投入增长率
结果分别为：
e6=0.6E6=0.6×1.091%=0.660%
e5=0.6E5=0.6×0.235%=0.141%
e4=0.6E4=0.6×0.181%=0.109%
e3=0.6E3=0.6×0.126%=0.076%
e2=0.6E2=0.6×0.052%=0.031%
e1=0.6E1=0.6×0.003%=0.002%
7.计算GDP的实际年均增长率（y）
实际增长率是以本国货币可比价格为基础计算的。根据2002和2011年的《辽宁统计年鉴》相关数据，设辽宁省1952年的GDP为100，则2010年GDP指数为13683.4，2001年GDP指数为4555.1。采用几何平均法计算实际年均增长率（y），则y=（13683.4/4555.1）1/9-1=13%，GDP实际年均增长率为13%。
8.计算6种层次教育对经济增长率的贡献
根据基本模型公式Re=b×e/y计算各层次教育对经济增长率的贡献，结果见表5。
表5 2001～2010年辽宁省不同程度教育对经济增长率的贡献
资料来源：e代表不同教育程度投入增长率，b=0.7前面已经论述，e×b/y为辽宁省不同教育程度从业人员对经济增长的贡献，经计算整理获得。
（二）全国中等职业教育对经济增长贡献的估算
1.劳动力折算系数
国家统计局“2004年中国城市住户调查数据”，对不同性别各学历阶段的年工资收入求平均来计算2001～2010年不同教育程度从业人员的劳动力折算系数，再把受小学、初中、普通高中、中职、高职、大学本科、研究生教育从业人员的劳动力质量换算成劳动力数量的系数，即劳动力数量折算系数分别为：1.00、1.05、1.30、1.43、1.78、2.41、3.82[8]。
2.推算从业人员文化程度分布
通过推算得出全国从业人员接受不同教育程度分布比例，见表6。
表6 2001、2010年全国从业人员接受不同教育程度分布百分比（%）
资料来源：《中国劳动统计年鉴（2011、2002）》，根据上述计算整理获得。
3.估算不同教育程度对经济增长率的贡献
表7 2001～2010年全国不同程度教育对经济增长率的贡献
资料来源：e代表不同教育程度投入增长率，b=0.7前面已经论述，e×b/y为全国不同教育程度从业人员对经济增长的贡献，经计算整理获得。
三、结果分析
（一）省内不同教育层次对经济增长贡献的比较分析
由表5可知，中职教育对辽宁经济增长的贡献为0.585%，远高出普通高中、小学和初中对经济增长的贡献，其中，相对于普通高中，中职教育对经济增长率的贡献高出0.178个百分点。中职教育对经济增长的贡献低于高职、本科以上教育对经济增长的贡献，具体来说，其比高职低0.174个百分点，比本科以上教育低2.967个百分点。总体来看，辽宁中职教育对经济增长的贡献处于中间水平，但与同是高中阶段教育的普通高中相比，其对经济增长的贡献具有明显优势，主要原因是中职教育以培养学生技术技能为主，中职毕业生就业后直接能创造社会价值；而高中教育主要以学习基础理论知识为主，高中毕业生与中职毕业生在直接就业、创造社会价值的能力水平上差距很大。另外，通过估算不同层次教育对经济增长的贡献，影响其结果的主要是教育综合指数年均增长率，而影响教育综合指数的是劳动力折算系数和受教育年限，因此可以认为，当经济年增长率一定时，受教育年限越上，劳动力折算系数越大，则对经济增长的贡献就越大（普通高中和中职教育受教育年限相同除外）。
（二）辽宁中等职业教育对经济增长贡献与全国的比较分析
与全国相比，辽宁教育对经济增长的总体贡献偏高。辽宁中等职业教育对经济增长的贡献为0.585%，略高出2001～2010年全国中等职业教育对经济增长贡献0.525%的0.06个百分点。分析其原因，影响因素主要有不同层次教育年均综合指数增长率占年均教育综合指数增长率的百分比和经济年增长率。全国中职教育综合指数年均增长率占教育年均综合指数增长率为0.137%，小于辽宁省中职教育综合指数年均增长率占教育年均综合指数增长率0.181%。换言之，辽宁省中职教育综合指数年均增长率占教育年均综合指数增长率是全国中职教育综合指数年均增长率占教育年均综合指数增长率的1.32倍。全国的经济年均增长率为10.96%，小于辽宁省经济年均增长率的13%。由于辽宁省中职教育综合指数年均增长率占教育年均综合指数增长率相对于全国中职教育综合指数年均增长率占教育年均综合指数增长率的倍数高于辽宁省经济年均增长率相对于全国经济年均增长率的倍数，这使辽宁省中职教育对经济增长的贡献高出全国中职教育对经济增长贡献的0.06%。假定教育综合指数一定，实际上教育年限（学制）无论是全国还是辽宁在某个教育层次上是一样的，唯一不同的是劳动力折算系数。因此，可以假定劳动力折算系数全国和辽宁相同，这与丹尼森系数法估算假定又不谋而合。由此可见，经济年增长率是影响中职教育对经济年增长贡献的一个非常重要因素。
四、政策建议
通过上述分析发现，与高中教育相比，辽宁的中职教育对经济增长的贡献比较大，同时与全国相比中职教育对经济增长的作用略高，因此国家财政应加大对中等职业教育的支持强度和保障力度。
一是国家应对中职教育财政审批、预算编制等环节给予政策倾斜，并从总量上增加对中等职业教育的财政投入，并进一步明确中央和地方对中等职业教育财政投入的责任。中央政府投入提高的同时，地方政府对农村职业教育财政投入的努力程度也要增强，使中等职业教育对经费的需求与中央、地方政府的财政投入形成一种相互协调的机制[9]。二是落实好国家支持中职教育的优惠政策。三是构建中等职业教育财政支出保障机制，制定中等职业学校生均公用经费标准、教师编制标准、校舍建设和维修以及设备配置标准，促进中等职业教育的科学发展。
参考文献
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[8]魏巍，岳昌君.性别工资差异研究[J].北大教育经济研究（电子季刊），2006：16.
Study on Contributions of Secondary Vocational Education against Economic Growth Based on Denison Coefficient Method
WANG Feng-yu
（School of Economics and Business Management， Yangtze Normal College， Fuling Chongqing 408100， China）
一、高速增长时期结束的原因
与过去30年相比,20世纪90年代台湾经济增长具有两个明显的特征。其一,经济增长由过去的快速增长转为中速增长。在经济发展“黄金时代”的60年代,经济增长速度年平均达到10%;70-80年代仍保持较快增长速度。1971-1980年,年平均增长率为9.4%,1981-1990年,年平均增长率为8.1%。90年代(1991-2000年)台湾经济年平均增长率则降为6.3%,明显转入中速增长时期。其二,经济呈较稳定增长态势。70-80年代台湾经济虽然平均增长速度较快,但受两次世界石油危机的影响,各年增长幅度波动较大,20年中有9年经济呈两位数增长,其余为个位数增长,其中1974年增长率仅1.2%,1975、1982年分别为4.9%与3.6%。进入90年代以来,台湾经济除了1998年受到亚洲金融危机影响,增长率为4.3%较低外,各年经济增长率维持在5.7%至7.6%之间,表现出较稳定的中速增长趋势(参见表1与图1)。
表1 台湾历年经济增长率 单位:%
1 2 3 4 5 6 7 8 9 0 平均
1951-1960 12 9.3 9.5 8.1 5.5 7.4 6.7 7.7 6.3 7.6
1961-1970 6.9 7.9 9.4 12.2 11.1 8.9 10.7 9.2 8.9 11.4 10
1971-1980 12.9 13.3 12.8 1.2 4.9 13.9 10.2 13.6 8.2 7.3 9.4
1981-1990 6.2 3.6 8.4 10.6 5 11.6 12.7 7.8 8.2 5.4 8.1
1991-2000 7.6 7.5 7 7.1 6.4 6.1 6.7 4.6 5.7 6 6.3
1951-2000 8.4
资料来源:台湾“行政院经建会”:《Taiwan Statistical Data Book 1990》,台北,1991,第23-24页;
台湾“行政院经建会”:《Taiwan Statistical Data Book 2000》,台北,2001,第41-43页;
台湾“经建会”:《“自由中国”之工业》,2001年第4期,封面内页。
附图
图1 各年代经济增长走势
资料来源:同表1。
台湾经济之所以难以再持续高速增长,主要是因为自80年代中期起台湾内外经济环境均发生了巨大变化,以往有利的因素与条件明显失去,台湾社会经济进入转型时期。关于这方面已有较多的研究,但为了以下行文的方便及全文的完整性,这里仍作一概括论述。80年代中期以来,国际经济环境对台湾不利的因素主要有:其一,美国对台湾的贸易压力日益增长。美国长期是台湾最大的出口国,但随着台湾对美顺差的不断扩大,台湾成为美国施加贸易压力的主要目标之一,台湾在被迫逐步开放岛内市场的同时,新台币大幅升值,新台币兑美元汇率由1985年的39.9:1持续升值至1992年的25.4:1,升值幅度达36.3%,结果使台湾许多传统出口产业失去国际竞争力。其二,世界经济区域化的加速发展,使台湾主要外贸市场面临更大挑战。继1993年欧洲统一大市场正式成立,1994年北美自由贸易区生效实施,东盟自由贸易区也在1993年启动运行。各类地区经济集团都具有对内互惠、对外排他的双重经济功能,这种排他性对台湾传统的外贸市场产生了很大影响。其三,在国际市场上,后起的发展中国家对台湾的竞争压力越来越大。80年代以前,台湾出口导向经济具有“抢先”优势,80年代之后,越来越多发展中国家或地区也以自身的优势大力发展出口工业,加入国际市场竞争,台湾传统的劳力密集型出口产品受到严峻挑战。90年代以来这种趋势更加明显。总之,过去10多年国际经济格局的演变,使台湾经济陷入所谓前有强敌阻挡,后有追兵压力的“夹杀的困境”。
与此同时,台湾内部环境亦发生剧烈变化,制约了台湾经济的持续快速增长。(1)经济环境的改变。劳动力这一重要的基本生产要素,在过去二三十年是台湾企业国际竞争力的最大优势。但80年中期以来,一方面,随着劳力密集型加工出口工业的迅速发展扩张,劳动力供不应求的矛盾日益加剧;另一方面,在平均国民所得水平提高,而社会风气又转趋投机享乐环境下,年青人不再愿意从事较艰苦的体力劳动,这就更突出了工业特别是制造业劳力短缺的困境。台湾的工资水平因此大幅上升。结果,企业生产成本上升,竞争力下降。台湾土地的价格在80年代下半期也出现暴涨情况。台湾土地面积原本有限,随着工业的迅速发展,加上相关土地政策的限制,工业用地供不应求的矛盾已日趋突出。80年代中期起,由于总体经济失衡,泡沫经济产生,房地产价格更是急剧高涨。这种状况加剧了工商业用地的紧张,厂商经营成本大幅上升。
(2)政治环境的改变。自80年代中期台湾取消“法”、开放报禁以来,台湾政治也进入了转型时期,经济发展受到非经济因素的影响越来越大。首先,随着台湾政治体制由强权政治向多党政治的转换,岛内各种政治利益集团的对立斗争日趋尖锐,政局动荡不安,影响民间投资意愿。其次,台湾在社会与政治日趋多元化后,原有的 经济管理体制无法适应形势发展,当局对经济的管理混乱无力,行政效率低落。第三,在台湾政治转型过程中,金权政治与黑道问题日趋泛滥。财团与黑道势力不仅渗透“立法院”,影响经济决策,而且直接介入各个公共工程项目。黑金政治在直接侵蚀台湾经济肌体的同时,更造成治安恶化,社会秩序混乱,使投资者失去信心。
(3)社会环境的改变。战后台湾长期累积并被压制的各类社会矛盾随着强权政治体制的解体也不断爆发出来,影响较大者如环保运动、劳工运动等,转型中的台湾经济因此又增加了一重困难。总而言之,80年代中期以来台湾经济、政治与社会均进入转折时期,经济发展受到的冲击与挑战是全方位的,经济持续快速增长的条件已经失去。
二、稳定中速增长的动力来源
内外环境的巨大变化使台湾经济无法继续维持高速增长,关于这一点人们较容易取得共识。但面对全方位的冲击与挑战,台湾经济并没有急剧衰退,而是维持了较稳定的中速增长水平,其原因何在?换言之,其稳定中速增长的动力为何?对此人们似乎关注得并不多。事实上,与过去30年相比,90年代台湾经济增长速度明显下降,但与同时期相类似的经济体相比,台湾经济的增长速度并不慢。70年代末同样被世界公认为新兴工业化国家或地区的墨西哥、巴西及阿根廷三个拉美国家,1990-1998年,年平均经济增长率分别为2.5%、3.3%及5.3%,而同期台湾的年平均经济增长率是6.5%。即使在亚洲“四小龙”中,台湾亦排名第二,1990-1998年新加坡、韩国及香港的年平均经济增长率分别为8.0%、6.2%及4.4%。[2](P337-338)认清支撑台湾经济稳定中速增长的动力来源,不仅可以加深对90年代台湾经济发展的认识,而且有助于把握未来台湾经济增长的趋势。
(一)产业结构调整,以电子信息业为主的高科技产业成为台湾经济增长的新支撑点
面对新台币大幅升值、劳工成本上升及土地价格高涨等一系列巨大压力,台湾传统的劳力密集型产业逐步失去发展的比较利益,无法有效地支撑经济持续发展,但在此过程中,台湾的产业结构逐渐调整升级,转向发展技术密集型产业,以电子信息业为主的高科技产业发展迅速,较顺利地取代传统的纺织、塑胶等成为经济增长的新支撑点,这在相当程度上缓解了内外形势剧烈变化对台湾造成的强烈冲击,使台湾经济还能维持中速增长。
1.电子信息产业成为台湾产业的主流
80年代中期以来,在台湾当局的大力扶植下,加上以美国为首的国际电子信息产业蓬勃发展的刺激,台湾以电子信息业为主的高科技产业发展迅速。以1996年为基期(指数为100),1990-2000年,台湾的制造业类指数由76.37提高到129.87,增加53.5个百分点;而其中,电机电子器材业指数则由55.37提高到185.43,增加130.06个百分点,增长速度远高于制造业的总体水平。[3](P166-169)电子信息产业在制造业中的地位相应快速上升,成为制造业的第一大产业。1987-1998年电子信息产业占制造业的比重由16.89%提高为30.26%,在四大类制造业中的比重从末位升至首位;而同期传统民生工业则从首位降到末位,所占比重由31.52%下降为17.54%。2000年电子信息产业占整体制造业产值的比重持续提高至37.8%。[4](P173)[5](P13)
2.电子信息产品成为台湾出口增长的新支柱
伴随着台湾产业结构的调整升级,电子信息产品出口迅速增长,从80年代中期起,电子信息产品取代纺织品及其相关产品成为台湾第一大出口商品。2000年台湾电子、资讯与通讯产品出口512.55亿美元,占出口总额的34.54%,而纺织品出口152.19亿美元,所占比重仅为10.25%。[6]
关键词：柯布—道格拉斯生产函数 协整检验 回归模型 误差修正模型
中图分类号：F123 文献标识码：A
1、引言
随着经济的快速发展，分析我国或各个地区的经济增长影响因素的文献有很多，但是分析的视角和方法差异明显，其中运用柯布—道格拉斯生产函数模型进行影响因素分析的文献不占少数。袁靖在《中国能源消费与经济增长关系的实证研究》中运用柯布—道格拉斯生产函数模型对经济增长的因素进行了分析，并着重研究了能源消费与经济增长的关系，从而可知节能减排并不会对中国经济增长造成负面影响，进而基于能源视角对经济发展提出建议。石贤光在《基于柯布-道格拉斯生产函数的河南省经济增长影响要素分析》中运用道格拉斯生产函数对影响河南经济增长的三个主要因素——劳动力、资本和能源进行了回归分析，从而表明河南省的经济增长主要依赖于劳动、资本和能源的投入。本文采用柯布—道格拉斯生产函数，基于1980—2011年的时间序列数据对我国的经济增长的影响因素进行定量分析，从而得到劳动力投入与固定资本投资对我国经济发展的长期影响情况和短期调整状况。
2、经济理论基础
经济增长理论是现代经济学的一个重要分支,经济增长既是经济发展的总量表现形态又是取得经济成就最重要的标志和过程。决定经济增长的因素很多,其中资本、劳动力、技术进步和人力资本被认为是一国、一地区经济增长的主要决定因素。柯布和道格拉斯于20世纪20年代提出的著名的柯布―道格拉斯生产函数，是研究经济增长影响因素的经典模型。
柯布—道格拉斯生产函数的常见形式是 ，具有以下性质：
（1） 是产出对劳动投入的弹性，它度量着资本投入保持不变的情况下，劳动投入变化1%时，产出的百分比变化。
（2）同样 是产出对资本投入在劳动投入保持不变下的弹性。
（3）总和 给出规模报酬的信息，就是产出对投入比例的反应。
（4）参数 可看作是效率参数，因为 的大小在 与 固定的条件下直接影响产出量。
a、当 时，规模收益递增，即一倍的投入将带来多于一倍的产出。
b、当 时，规模收益不变，即一倍的投入将带来一倍的产出。
c、当 时，规模收益递减，即一倍的投入将带来少于一倍的产出。
本文采用柯布—道格拉斯生产函数，主要分析我国的固定资本投资与劳动力投入对经济增长的影响情况及我国的经济发展状况。
3、实证分析
3.1 数据来源与变量说明
本文研究过程采用1980-2011年的年度数据,数据来源于相关年度的《中国统计年鉴》。对于模型中采用的变量，由于固定资产投资指数部分缺失，均以1980年为基期的国内生产总值指数对 、固定资产投资 进行平减，以消除物价因素的影响，单位均为亿元；另外，本文选取年底就业人员数作为劳动力投入量 ，单位为万人。
在实际回归中，为避免异方差性，本文对模型 两侧取对数，得到线性模型： ，再作相关的分析与检验。
3.2 对变量序列进行单位根检验
3.5 回归模型结果分析
（1）计量经济学分析
从模型估计结果可以看出， 和 的系数均通过显著性检验，回归方程通过显著性检验且拟合度高，说明 和 对 具有很强的解释能力，因此固定资产投资与劳动力投入量的变动对于经济增长的影响是显著的。
（2）弹性系数分析
劳动力投入的弹性为0.7380，固定资本投入的弹性为0.6300,这表明劳动投入和固定资本投资的增加均会带来产出的相应增加，劳动力投入每增加1%，产出会增加0.7380%；固定资本投资每增加1%，产出会增加0.6300%。另外， ，说明我国经济增长是规模报酬递增的，经济发展态势良好。
（3）要素贡献率分析
通过计算可得，1980—2011年，我国的 年均增长率为10.04%，固定资产投资年均增长率为14.34%，劳动力投入量年均增长率1.92%。结合各要素的产出弹性，由
固定资本投资的要素贡献率：
劳动力投入的要素贡献率：
计算可得，1980-2011年间，固定资产投资与劳动力投入对我国的经济增长率的贡献率分别为89.98%、14.11%，其中，固定资本投资对我国经济增长的贡献尤为突出。
3.6 误差修正模型的建立
单位，产出变化率同向变动0.4936个单位，当劳动力投入变化率变动1个单位，产出变化率同向变动0.6699个单位。并且短期调整系数显著，这说明对偏离长期均衡的调整有一定力度。即当短期波动偏离长期均衡时，将以29.22%的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。
4、结论与相关建议
本文采用柯布—道格拉斯生产函数，对我国的经济增长的影响因素进行了定量分析，从反映长期均衡的回归模型可以看出，劳动力投入和固定资本投资的增加均会带来产出的相应增加，固定资本投资增加1%，产出会增加0.6300%，劳动力投入增加1%，产出会增加0.7380%。从劳动力投入和固定资本投资的产出弹性之和大于1，可知我国的经济增长是规模报酬递增的，经济发展态势良好。从短期角度考虑，误差修正模型间接衡量了短期内固定资本投资和劳动投入量对产出的影响，通过变化率的变化来反映经济变量之间的关系，我国的本期固定资本投入变化率变动1个单位时，产出变化率同向变动0.4936个单位，劳动力投入变化率变动1个单位时，产出变化率同向变动0.6699个单位。当短期波动偏离长期均衡时，将以29.22%的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。
综上所述，我国的经济增长主要依赖于劳动与资本的投入，技术进步贡献较小，仍旧是粗放型的增长方式，因此，为使我国的经济呈持续、快速、健康的发展态势，应积极的转变这种单纯依赖生产要素投入的经济增长方式。通过调整与优化经济结构、推进科技进步、加快体制创新等方式，实现经济增长方式的根本转变，从而实现国民经济稳定持续的发展。
参考文献
[1]袁靖.中国能源消费与经济增长关系的实证研究[J].广西经济管理干部学院学 报,2010,(1)：56-60
