经济增长论文篇（1）

20世纪80年代诞生的内生增长埋论,无论在理论还是实践上都有着重要的影响。从理论发展的角度分析,内生增长理论主要的贡献在于将“知识”或“技术”在模型中内生化。正如琼斯(Jones,1999)所言,内生增长模型对于洞察经济增长的微观基础有许多深刻的见解,其理论精髓——内生增长特征是很“迷人”的。内生增长理论认为,技术进步既是经济增长之源,又是“知识”内生积累的结果。这样,经济增长就取决于经济系统本身,而不是像新古典增长理论那样是外生的。正因如此,内生增长理论的基本框架和基本方法,仍然被近期理论分析所采用。从实践意义和影响看,内生增长理论主要是为政府的政策运用找到了新的空间和领域,并受到了各国政府的高度重视。内生增长理论认为,知识对他人、社会有溢出效应,生产知识的个人又不能内化这种效应,因而知识产出不足,这就为政府干预从短期需求向长期供给的转变提供了理论支持。而在此之前,在理论上,政府的作用仅仅被局限在调节总需求方面,而对供给方面如技术进步等,则无能为力。

但是,内生增长理论的结论中,却出现了正的规模效应。所谓规模效应,即长期经济增长率与经济规模(一般用人口规模或人力资本数量代表)成正比。这一结论不符合世界各国经济发展的历史事实。琼斯(Jones,1995)通过对经济合作发展组织(0ECD)国家经济进行时间序列分析,并将其国内从事R＆D的科学家和工程师数目作为“经济规模”的测量标准,结果发现,尽管“规模”在过去几十年中增长了好几十倍,但总要素生产率的增长率却是不变或下降的,正的规模效应并不存在。那么,在内生增长理论中,究竟是什么原因导致了规模效应呢?

从产生规模效应的内生增长模型看,我们可以将其分为两类:一类是以罗默(Romer,1986,1987,1990,1991)为代表的模型,一类是以格罗斯曼和赫普曼(GrossmanandHelpman,1991)、阿格汗和哈威特(AghionandHowitt,1992;1997)等新熊彼特主义为代表的模型。罗默的模型以Dixit-Stiglitz(1977)函数形式(简称D-S形式)为假定前提,这种函数形式具有加性可分特征,其实质是各种产品之间不具有任何替代性,换言之,任何个人的产品创新活动不会对他人造成负的影响;在此条件下,罗默给出了一个关键的假定:知识或技术存量对其自身增长具有不变规模收益。正是这一极特殊的假定条件,导致了正的规模效应产生。与罗默模型不同,新熊彼特主义者考虑了一种能够抵消规模效应的因素——“偷生意效应”。它是熊彼特“创造性毁灭”过程中取走原有产品垄断利益的效应,或者说,对原来的知识创造者是一种负效应。但是,在格罗斯曼和赫普曼、阿格汗和哈威特的模型中,由于一方面排除了多个公司生产同一类产品的可能性,另一方面又假定这种“偷生意效应”不够强,因此,模型分析的结论中仍然存在正的规模效应。

因此,正的规模效应之所以存在,关键在于忽视或低估了个人的产品创新活动对他人的负影响。如果将这种影响加以重视,很可能会消除规模效应,甚至改变原来的结论。

二、经济增长理论的最新进展及其评价

近期经济增长理论正是顺着既要能消除规模效应又能保留内生增长理论“精髓”的方向发展的。大致来看,有两条思路。

一条思路是琼斯(Jones,1995;1999)、艾钦和托洛夫斯基(EicherandTurnovsky,1999)的思路,主要是对模型进行一般化处理。他们的分析保留了内生增长理论中最终产出部门和“知识”生产部门的两部门模型框架,从而保留了“知识跨时扩散”的本质特征,但放弃了内生可积累要素具有不变规模收益的强假定条件,从而得出了无规模效应结论。

在琼斯的两部门模型中,知识存量的产出弹性不再像罗默的模型那样设定为1,而是假定为一个比1小的数。这一假定本身强烈地暗示了,人口或知识存量对其自身积累的贡献远不如R＆D内生增长模型所设想的那样大。假定条件的修改,使琼斯的一般化模型成功地消除了经济增长中的规模效应,在那里,均衡经济增长率取决于知识生产部门内生要素的产出弹性而不是人口或人力资本规模。

艾钦和托洛夫斯基则更进一步认为,琼斯的无规模效应模型仍然是一种特殊情形。他们构筑了一个更为一般的两部门无规模效应模型,并将琼斯、罗默等模型全部涵括其中。他们的结论是,假定全部内生要素在知识生产部门和最终产出部门的总产出弹性不同,那么,经济长期增长率将遵循“短边”原则,由总产出弹性最小的那个部门来决定,而与经济规模无关。

琼斯、艾钦和托洛夫斯基的模型虽然从形式上消除了规模效应,但是,他们却并不能说明为什么不会存在规模效应。琼斯不能说明知识存量对自身积累的产出弹性为什么小于1;艾钦和托洛夫斯基也不能说明,究竟哪一种情况下,一个部门的总产出弹性会大于或小于另一个部门。而且,在他们的模型结论中,政府政策对长期经济增长率并不具有相关性。因此,他们的模型分析只具有纯理论上的意义。

另一条思路则主要是由一批新熊彼特主义经济学家开辟的,他们从特定的研究视角来分析规模效应问题。阿尔文.扬(Young,1998)、阿格汗和哈威特(AghionandHowitt,1998)、贝里特(Peretto,1998)等为代表的增长模型,集中于对“偷生意效应”的分析,提出了一种消除规模效应的新方法。

以阿尔文.扬的模型为例。在他的模型中,他人可以从两个方向——垂直方向和水平方向——的创新活动而“偷去”创新者的创新利润流,即不仅通过产品的质量创新而且通过产品模仿来分割创新的垄断利益,这样,“偷生意效应”就大大加强。扬的分析得出了一个与以往内生增长理论相反的结论:经济规模愈大,参与分割创新收益的人就愈多,“偷生意效应”就越强;而且,如果“偷生意效应”主要通过生产模仿产品来分割原有垄断利益时,将出现负的规模效应。由于扬的模型中经济规模对长期增长可能具有正、负或无规模效应,而且他的模型是从特定的角度进行分析的,因此,其理论结论具有明确的政策含义。按照扬的分析,如果政府的政策只是简单地对所有研究部门实行“遍地开花”式的资助,那么,很可能只是激励产品的模仿,从而只影响收入水平,而不能影响长期经济增长率;相反,如果政策立足于激励产品的质量创新,并根据R＆D的研究深度实行重点资助或配额资助,那么,就可以提高长期经济增长率。因此,阿尔文.扬的政策含义是:政策资助应该向创新难度大的人员或项目倾斜。

约法诺维克(Jovanovic,1997)则通过加入一个“学习成本”的假定条件来减弱或消除规模效应。约法诺维克认为,在罗默的两部门模型中,实际上暗含了“知识”可以无成本地进入最终产出函数的强假定,然而实际上,工人必须学习怎样使用“知识”,也就是说,需要支付“学习成本”或“知识消化成本”。如果将这一条件考虑进罗默模型,最终产出部门的成本将增加,规模收益也将有一个绝对的上界,从而使得规模效应减弱甚至消除。按照约法诺维克的观点,假定工人在生产中需要“学习成本”,那么,公司可能更愿意采用次先进技术而不是最先进技术,从而更倾向于生产模仿产品而不是创新产品,这就从另一个角度验证了阿尔文.扬的“偷生意效应”假定。

从实质上看,在阿尔文.扬和约法诺维克的模型中,存在一个共同的暗含假定,这就是:模仿产品或次先进产品虽然成本低于创新产品,但一定存在市场需求约束:正是这种产品约束导致了对生产人口或人力资本的需求约束。因此,内生增长理论的规模效应将因这种约束大大减弱、消除甚至为负。

到目前为止,近期增长理论并没有完全解决经济规模与经济增长的关系问题。一方面,近期增长理论中的长期经济增长率虽不依赖于经济规模,但仍严重地依赖于外生人口增长率;另一方面,所有的模型均还没有得到有利的经验支持。尽管如此,近期增长理论在理论上还是取得了重要进展。主要体现在:第一,发现了无规模效应的均衡增长路径并论证了其存在性。在这些模型中,长期经济增长率要么取决于生产函数的产出弹性,要么取决于产品之间的替代弹性,实质上二者均取决于生产函数的结构参数。第二,经济增长模型被进一步一般化。以往的内生增长模型之所以产生规模效应,实际上暗含了人口或人力资本稀缺而物质资本不稀缺的假定,这种假定充其量只能符合发达国家的情形,不具有普遍性。近期增长理论实际上则放弃了这种强假定,代之以个更一般的情形,这样,就出现了规模效应为正、为零或为负的多种结果。第二,与以往的内生增长理论相比,近期增长理论的政策含义更具有针对性。在以往的内生增长模型中,由于简单地假定技术或“知识”的外部效应不能被个人内化,因而任何用于技术或“知识”部门的政策都将影响长期经济增长;而近期增长理论则表明,只有范围更窄的重点资助政策才对长期经济增长有正的影响。

三、经济增长理论的最新进展对中国的现实意义

经济增长理论的最新进展对于中国来说是具有重要的政策含义的。

改革开放二十多年来,中国的经济究竟达到了一个什么样的阶段?中国经济究竟又面临着怎样的矛盾?我们认为,集中到一点,就是:中国经济已经进入了“需求约束”经济时代。或者说,中国经济发展的短期效应时代已经基本结束,今后的经济增长,将越来越依赖于长期因素。

中国经济的需求约束,主要体现在两个方面:一是工业产品需求;一是劳动力或人力资本的市场需求。

第一,工业产品的需求约束已变得越来越严重。集中表现为:工业品供过于求的矛盾进一步突出,工业企业生产能力闲置过剩,产品大规模积压。根据2000年国内贸易局商业中心对国内市场上609种主要商品的调查,供过于求的比例高达79.6%,比1998年增长了47.8个百分点;根据第三次全国工业普查,900多种主要工业品生产能力中,生产能力闲置20~33%的,占27.2%,闲置50%以上的,占18.9%;在产品积压方面,根据统计显示,近年我国工业产品每增产10%,就有1%的产品积压(王万山,2002)。

第二,劳动力或人力资本的市场需求面临严重约束。1997年全国失业工业数为1200万左右,2000年这一数字上升到2173万。即使是本来稀缺的人力资本,也同样面临市场需求约束。2000年全国本专科毕业生平均就业率仅为80%,其中,专科毕业生的市场需求量不到30%(胡永远、李少斌,2001)。特别是2003年夏季以后,随着高校扩招后首届毕业生走上劳动力市场,人力资本的市场需求更加不容乐观。

进一步分析发现,受到严重需求约束的,主要是低档次工业产品和低档次人才。与之相反,高档次产品和人才却面临短缺。例如,我国已连续三年居世界产钢量第一,但一些高质量、高附加值、高技术含量的品种,供给能力不足,石油用管的市场占有率只有60%,冷轧硅钢片、镀锌板仅占30%,不锈钢板仅占20%;精密机床、远洋船舶等产品的50%还依赖进口。在人才需求方面,许多大城市如上海、深圳,对硕士以上人才敞开大门“欢迎”;一流大学毕业生还是供不应求。

那么,为什么会出现低档次产品和人才过剩,而高档次产品和人才短缺?主要还得从供给行为找原因。从产品生产者来说,生产低档次产品有几个明显的好处:模仿成本远远低于技术创新成本;市场经营、开发的风险小;能很快填补市场需求空白,等等。从而,即使企业进行技术创新,也只是“小改造”,在花样上做“文章”。其后果,只是利用模仿,抢夺了原来创新者的市场利润,并不能对经济的长期增长做出贡献。例如,改革开放后中国加大了引进外资与技术力度,但企业引进技术的目的只是为了生产使用,而在消化吸收基础上再创新的企业仅占18.75%,而且,对引进技术进行消化吸收的投入也远远不够。以1994年为例,国有大中型企业用于技术引进的支出为275亿元,而同期用于这些技术消化吸收的支出只有9亿元(李以学,1999)。同样地,如果个人投资教育的目的,只是获得一张高等教育文凭,那么,个人就会走文凭捷径,热衷于职业教育或技能教育,因为这类教育的收益是立竿见影的。以非全日制的本科自考为例,1998年参加本科自考的实考人数为102万,是1983年的1000倍(胡永远,2001),其中虽有因普通教育招生计划的约束问题,但至少可以从非普通教育的持续“火爆”看出个人投资技能教育的热情。因此,从中国的经济实际看,我们可以作出这样的判断:由于产品或知识创新的相对成本太高,企业、个人更愿意模仿,而不愿创新。

而且,在中国过去的二十几年中,宏观环境尤其是政府的行为,对这种局面的形成起了推波助澜的作用。主要表现在:国有企业产权不明导致企业行为短期化,不愿进行有利于长期增长的技术创新;财税分权改革助长了地方政府支持本地的重复建设,导致全国市场产品过剩;知识产权保护不力,创新的收益被大量的模仿产品所“肢解”,从而大大削弱了企业创新的激励。尤其是政府长期充当着技术创新、教育投资的主体,有限的财力却“胡子眉毛一把抓”,结果每一个行业、每一个项目都难以到位(李启明,1999)。

总之,改革开放到今天,中国已经告别了产品的“短缺经济”时代,同时又承受着巨大的过剩人口压力;中国加入世界贸易组织(WTO)后,可以利用世界市场需求缓解一部分需求约束,但中国是一个大国,低档次产品的过度出口将恶化中国的国际贸易条件,不是长久之计。中国目前乃至今后相当长一段时期内,缺乏的是高质量的创新产品和高水平的创新人才。因此,按照近期增长理论的政策含义,政府的政策要求更有针对性,更有重点。换言之,政府的政策应该放弃对一般技能型人才培养和国内“模仿产品”项目的支持,而应对新知识、新产品的创造与国外引进,加大支持力度。正可谓“有所不为”才能“有所为”。

具体来说,政府的政策应该集中解决普遍存在的“短视症”问题。“短视症”的根源在于落后。落后怕“挨打”,所以总想“多快好省”,快出产品,快出“知识”,快出人才。这种良好的愿望有利于奋进,但也极易导致浮夸和行为短视。政府如果热衷于“赶超战略”,就会形成一个导向。整个社会都会跟随。一个政府,一个企业,如果过分关注自己任期内的“短期业绩”,就会损害长期的增长与发展。因为,重大的科技创新或技术创新,都难以在短期内显出明效。一个明显的例子是,中国改革开放20余年,生产大大发展了,科技水平大大提高了,人才数量大大上升了,这是谁都无法否认的事实,但根据世界权威机构——瑞士国际管理与发展学院网站的《世界竞争力年鉴》,1998年中国的世界竞争力排名为第24位,1999年下降到第29位,2002年排名在31位;根据《世界经济论坛》的排名,1999年中国竞争力排在32位,比1998年下降4位。个中原因就在于,中国在重大科技创新与产品创新方面相对于其他国家而言落后了,按照新增长理论的说法,就是:产品、劳动力数量对整个经济来说,只有“水平效应”,没有长期增长效应。因此,今后的政策措施,应该重点围绕纠正“短视症”而展开。

第一,加快国有企业改革。目前,国有企业政企仍然没有完全分开,国有企业经营者和政府官员的目标函数有一个共同点,那就是:任期内目标最大化。因此,国有企业的行为短期化有着深厚的制度背景。只有让国有企业真正成为独立的商品生产者,实行真正意义上的公司治理制,才有可能让企业成为科技创新的主体。

第二,高度重视知识产权保护。这实际上涉及到创新者利益的保护问题。过度保护创新者的垄断利益,不利于知识和技术的传播与共享;但反过来,如果不有效保护知识产权,创新者的创新收益就会被大量的模仿者和剽窃者所大肆分割,严重损害创新激励。当前,中国经济已经进入一个必须高度重视知识产权保护的时期,我们正好凭借加入WTO这一契机,以严格遵守WTO关于知识产权保护规则这一有利背景为前提,有效保护企业、个人的科技创新成果,通过鼓励重大科研创新,提升整个国家的科技竞争力。

第三,政府的定位要更加准确。政府支持知识、技术创新,无庸质疑,这也是内生增长理论包含的政策含义。但进一步分析发现,问题有两个:一是这一主张以个人、企业完全缺乏知识、技术创新动力为前提,显然这一假定条件并不符合经济事实;二是这一主张以政府不面临财政约束为前提,这一假定也不现实。在有限的财力约束下,在个人、企业具有强烈“模仿”动力的前提下,政府的最优选择,就是有效缩小自已的“势力范围”,集中财力,支持重大创新项目和创新型人才的培养,着眼于长期持续增长。

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经济增长论文篇（2）

二、经济增长的稳定性

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

三、经济投入产出效率

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

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

四、科技进步

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

五、经济结构

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

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

六、产品质量

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

七、竞争能力

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

八、人民生活

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

九、资源环境

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

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

[摘要]随着科学发展观的提出,有关经济增长质量的研究议题显得格外重要。本文在借鉴国内外相关理论的基础上，对经济增长质量的内涵从九个方面做出了界定和论述。

[关键词]经济增长质量内涵界定

参考文献：

经济增长论文篇（3）

2林业经济增长的意义及内涵

林业产业在环境保护过程中占有着相当重要的地位，不仅仅关乎着环境生态的平衡，更是影响着人类的生存发展。林业经济增长是我国现阶段的经济发展重要内容，我国的经济学研究者们根据国际的经济增长理论对我国的林业经济增长内生机制以及内涵进行了系统的分析，提出了林业经济增长指的是国家及地区的林业经济所产生的劳务和物质在一个较长时间内的实际总产支出的持续增长。随着当前世界经济向着全球经济一体化的趋势发展，林业产业也已经成为了当前我国贸易发展的主要趋势，林业经济的增长将对经济的变革和社会的进步产生深远的影响。林业经济增长能够把国家的经济带向一个新的高度，将国家林业与地区林业有形或者无形的限制打破，使林业产业达到统一化、合理化、科学化、规范化和严谨化的产业高度，林业产业通过经济的持续增长，对扩大就业、保障生态安全等都发挥了相当重要的作用，不仅如此，林业经济的增长对于农村经济的发展、农民就业增收甚至于整个社会的发展都有着一定程度的促进作用。

3林业经济增长过程中的研究探讨

3．1林业经济发展的影响因素通过对相关文献的整理，总结出影响林业经济增长的因素可以分为以下两个层面：第一个层面，单因素对林业经济增长的影响，其主要指的是科技投入、主要投资以及劳动力等单独因素对林业经济增长的影响；第二个层面，多因素对林业经济增长的影响，通过有关学者研究分析，认为经济增长主要为多个因素共同作用的结果，其主要包括技术、资本、劳动力等三大要素，这三大要素的配置方式以及投入水平都能够对经济增长的质量和水平产生一定的影响。林业经济增长的多方面影响因素除了这三方面，还包括经济市场、运行制度，以及国家政策等其他影响因素。从不同角度的研究结果来分析，普遍存在着一个观点，那就是学者们一般都认为经济增长是各种要素综合贡献的结果。

3．2林业经济发展的问题我国林业经济发展的问题主要可以分为以下两个方面。

3．2．1稳定性较差根据相关的林业经济增长分析相关文献，总结出我国林业经济现阶段的运行状况良好，总体是呈现着增长的趋势发展，但国民经济增长远低于林业经济波动，造成了林业经济发展稳定性较差的现象发生。

3．2．2地区间存在较大的差异性由于我国的林业经济发展较快，但是地区却存在着比较大的差异，这就导致有些地区的发展速度远远高于其他地区，虽然有些地区在本土资源拥有量上具有着绝对的优势，但是却没有完全对其进行利用，直接影响了发展，造成了全国区域的林业发展难以达到统一的水平线上，进而令各区域的资源拥有量的利用率不高。3．3林业经济发展的问题对策针对于林业经济发展问题的合理化建议主要包括以下几点。3．3．1调整发展策略国民经济的发展与林业经济的发展是相互促进的，我国应该根据国民经济的运行新机制对现行的林业发展政策加以调整，现阶段，我国实行的是可持续发展的生态安全型与资源节约型社会，因此可以在这个大前提下对林业经济的发展策略进行合理科学的调整，进而推动森林资源的有效性利用，令林业得到快速稳步的发展。

3．3．2加大林权改革的力度如果想要实现林业经济的发展就要加大林权改革的力度，继续推进以林权改革为基本核心的林业改革，大力建立和完善林地使用权的相关制度体系，同时也要相应对林业行政管理机构制定更为严谨的监督管理体制，这样才能在根本上对林业经济发展的问题进行整治，进一步促进林业发展脚步。

经济增长论文篇（4）

马克思在《资本论》的地租理论中也论及到粗放经营和集约经营的内容，他指出“可以耕作的土地面积很大……对耕作者来说不用花费什么，或者同古老国家相比，只花极少费用。”这种“只需投资很少的资本，主要的生产要素是劳动和土地”的经营方式“就是粗放经营。”（注：马克思：《资本论》，人民出版社1975年版第三卷，第756页。）“在经济学上，所谓耕作集约化，无非是指资本集中在同一土地上，而不是分散在若干毗连的土地上。”（注：马克思：《资本论》，人民出版社1975年版第三卷，第760页。）在研究级差地租时，马克思认为，粗放经营和级差地租第一形式直接联系，而集约经营则与级差地租第二形式紧密相关。级差地租的第一形式是由“两个和资本无关的一般原因造成的：1、肥力……2、土地的位置。”级差地租第二形式则是“对同一土地连续追加投资造成的不同生产率引起的。”（注：马克思：《资本论》，人民出版社1975年版第三卷，第766页。）

首次使用“粗放增长”和“集约增长”术语的是前苏联经济学家。苏联在1928年开始第一个五年计划之后，其经济增长速度直到50年代末期一直保持高于世界经济增长水平的记录，此后，经济增长率开始下降，表现出恶化趋势，令人不解的是，其经济增长的恶化是在它保持了非常高的物质资本和人力资本投资率的情况下发生的。这就不得不使苏联的经济学家对其经济“增长方式”展开了研究。当时，他们根据马克思在《资本论》中的上述提示，把增长方式分为两种基本类型，一种是依靠投入实现产出量增长的“粗放增长”，另一种是依靠提高效率实现产出量增长的“集约增长”。并且指出，苏联过去的高速度增长是粗放型经济增长方式，是倾全力动员资源和增加要素投入的结果，然而由于资源的有限性，随着可动员的资源的日益减少，在忽视提高要素生产率的情况下，必然导致经济增长水平的下滑（注：吴敬琏：《怎样才能实现增长方式的转变》，《经济研究》1995年第11期。）。

“粗放增长”和“集约增长”概念于60年代从苏联传入我国（注：吴敬琏：《怎样才能实现增长方式的转变》，《经济研究》1995年第11期。）。在此之前，我国经济学界尽管没有使用经济增长方式的概念，但对经济增长过程中出现的种种低效率，高浪费现象进行过大量的分析。此后，特别在1979—1980年我国对经济增长方式问题展开了全面深入的讨论（注：吴敬琏：《怎样才能实现增长方式的转变》，《经济研究》1995年第11期。），广泛使用经济增长方式这一概念是在党的十四届五中全会之后。

二、经济增长方式粗放度的定义

从经济增长方式概念形成的渊源看，经济增长方式是经济增长过程中对生产要素的分配和使用方式。虽然国外学者不常使用经济增长方式这一概念，但对推动经济增长的因素或原因的分析，实质上也是对经济增长方式的研究。关于这一点，匈牙利经济学家科尔内曾作过比较，就我国学者们而言，尽管对粗放和集约型增长方式概念的解释不尽相同，但经济增长方式的含义是明确的。因此，经济增长方式就是指一国总体实现经济的长期增长所依靠的因素构成，其中增长因素包括土地、劳动、资本、技术进步、经营管理、资源配置、规模经济等。通常把土地、劳动、资本的投入称为要素投入，其余因素的总和称为综合要素生产率。进一步地，根据要素投入与综合要素生产率在经济增长过程中的作用大小，把增长方式划分为粗放型经济增长和集约型经济增长，主要由要素投入增加所引起的经济增长称为粗放型经济增长，主要由综合要素生产率提高所引起的经济增长称为集约型经济增长。为了能定量反映经济增长的粗放程度或集约程度，笔者引入粗放度概念。所谓粗放度是指要素投入增长率的贡献率与经济增长率的比值（注：对于一国总体来说，土地是固定的。因此，在考虑要素投入的增长率时，舍象掉了土地要素的影响。），用公式表示为：

δ＝αL''''＋（1－α）k''''／Y''''

*式中的α表示劳动的贡献份额；

（1－α）表示资本的贡献份额；

L''''表示劳动投入增长率；

K''''表示资本投入增长率；

Y''''表示经济增长率。

当δ≥0.5或δ＜0且Y''''＜0时，增长方式为粗放型；

当0≤δ＜0.5时，增长方式为集约型。

对于粗放型增长方式又可按不同的粗放程度划分为四种类型：

第一类型：当0.5≤δ＜0.7时，为低度粗放型；

第二类型，当0.7≤δ＜0.8时，为中度粗放型；

第三类型，当0.8≤δ＜1时，为高度粗放型；

第四类型，当δ≥1或δ＜0且Y''''＜0时，为超高度粗放型。

三点说明：

1.经济增长方式、经济增长、经济发展的关系。

经济增长是指一国或一个地区在一定时期内人均实际产出量的增加和实际生产能力的增加。经济增长特指更多的产出，而经济发展不仅指更多的产出，还包括随着产出的增长而出现的经济、社会和政治结构的变化，经济增长是一个数量概念，而经济发展是一个既包含数量又包含质量的概念，所以经济发展包含经济增长。从经济增长方式的定义可知，经济增长方式是获得经济增长的手段、途径和方式。

2.经济效率与经济效益的关系。

经济效率是指资源的优化配置。具体讲包含二层含义：其一是指全社会以优化的资源配置获得较好的经济增长；其二是指生产单位如何把得到的资源在时间和空间上有效地组合起来，以最少的资源耗费创造最多的产出。经济效益的高低可以用综合要素生产率来度量。所谓经济效益，则是指在社会经济活动中由经济效率所引起的相应的收益或收入。那种不是由于提高效率而增加的收入，就不能叫作效益，而只能叫作收益或收入。因此，经济效率是经济效益的实质，经济效率高意味着经济效益好；反之，经济效率低则意味着经济效益差。

3.转变经济增长方式必须明确三个层次的问题：第一，经济增长方式的内涵；第二，经济增长方式转变的标志；第三，经济增长方式转变的程度。关于第一个问题，学术界的认识比较多，而第二、三个问题则涉猎的比较少。本文旨在通过对粗放度指标的划分，拟解决第二、三个问题。

δ＝0.5作为划分粗放和集约经济增长方式的标志。当δ＜0.5时，经济增长为集约型，当δ≥0.5时，经济增长为粗放型，这与我国经济理论界对粗放与集约型经济增长的解释是一致的。把粗放型经济增长方式又细分为低度粗放型、中度粗放型、高度粗放型和超高度粗放，是为了便于研究经济增长方式转变的程度。

三、对我国经济增长方式粗放度的分析模型

1.模型。

本文测算各要素对经济增长的贡献率所采用的模型为：Y''''＝A''''＋αL''''＋（1－α）K''''，这是由道格拉斯生产函数求导后得出的，其中Y''''代表经济增长率，A''''代表综合要素生产率增长率，K''''代表资本要素投入增长率，α为劳动产出弹性系数，αL''''为劳动要素投入对经济增长的贡献率，（1－α）K''''为资本要素投入对经济增长的贡献率。因此，粗放度的公式为：

δ＝αL''''＋（1－α）K''''／Y''''

2.研究对象。

本文研究1953至1993年四十一年的经济增长方式，按三种不同的时期来测算各要素对经济增长的贡献率及粗放度：一是按一年期，二是按五年计划期，三是按改革时期。需要说明的是，改革时期从1979年算起，由于资料所限，我们仅考察到“八五”前期（1991—1993）为止。

3.对统计指标的说明。

（1）经济增长率指标Y''''。我们均采用国民收入增长率指标。

（2）劳动要素投入L。以历年全社会劳动者人数计算各时期劳动投入量增长率，而舍象掉象劳动质量、劳动强度的大小和劳动时间的变化情况。

（3）资本要素投入K。道格拉斯生产函数中的K值应为直接和间接构成生产能力的资本总存量，它包括直接生产和提供各种物质产品及劳务的各种固定资产和流动资产，也包括为生产过程服务的各种服务及福利设施的资产。关于K值，有的同志已估算出有关数据（注：参见张军扩：《“七五”期间经济效益的综合分析》，《经济研究》1991年第4期。），其具体作法是：先估算基期年1952年的资本总量；再估算各年的净投资额（以积累额代替）并扣除价格指数；然后根据投资转化为资本的时滞系数计算各年的新增资本数量；最后，用上年的资本总量加上当年新增资本，得出各年的资本总量。

（4）资本与劳动的产出弹性。所谓生产要素的产出弹性是指要素投入每增长1％所带来的产出增长的百分比。西方经济学家们认为直接估算产出弹性几乎是不可能的。他们在进行增长因素分析时，通常要作完全竞争和规模报酬不变的假定，以劳动与资本的收入份额来代表它们的产出弹性。然而既使要计算劳动与资本的收入份额也不是一件容易的事，它涉及到多方面的内容和某些比例的分割。在我国情况就更为复杂，首先，我国实行的并非市场经济，不存在完全竞争的市场条件；其次，由于缺乏必要的统计资料，要全面计算劳动和资本的收入份额几乎是不可能的。但根据我国的实际情况，长期以来经济中存在着大量潜在劳动力的过剩现象，与资本要素投入增长的贡献相比，劳动投入增长的贡献十分有限。所以，我国经济界通常把劳动的产出弹性取为0.2或0.3相应地资本的产出弹性取为0.8或0.7（注：史清琪等：《技术进步与经济增长》，科学技术文献出版社1985年版。），本文采用0.3和0.7。

表1

*注：不带括号的数字为各要素对经济增长所贡献的百分点，括号内的数字为贡献的百分点占经济增长率的百分比率。

3.对我国增长方式粗放度的分析。

我们分别计算了1953年—1993年41年的粗放度并根据粗放度的五种类型作了统计整理，整理结果如下：

表2（单位：年）

*投资，其最高值也未超过32％。而美国在固定资产投资中，更新改造投资所占比重1947—1950年为55％，1971—1978年提高到77％，其中机器设备投资中更新投资分别占51％和81％（注：参见刘国光主编：《中国经济发展战略问题研究》，上海人民出版社1984年版，第115页。）。实际上，我国还存在着以更新改造投资为名而进行的基本建设投资，如1981年以更新改造投资为名完成的二百多亿元投资中，新建项目占10.2％，扩建项目占38.5％，真正用于设备更新和技术改造的只占一半左右（注：参见刘国光主编：《中国经济发展战略问题研究》，上海人民出版社1984年版，第116页。），有的省市更新改造投资中用于新建扩建的竟达70％以上（注：参见刘国光主编：《中国经济发展战略问题研究》，上海人民出版社1984年版，第116页。）。因此，我国粗放型增长方式表现为外延式扩大再生产。

2.粗放型增长方式表现为高投入、高消耗、低产出、低效率。

表1可见，我国国民收入的增长率主要归因于要素投入的贡献率，在要素投入中又主要是资本要素起着重要作用，因此，我们用资本要素的产出系数即Y''''／K''''的比值来衡量投入与产出的效果。当资本投入的增长率K''''大于国民收入的增长率Y''''，即资本的产出系数Y''''／K''''＜1时，经济增长就表现出高度或超高度的粗放型特征，如：

*

表中反映出不同粗放度类型对应的资本产出系数值。显然，粗放程度越高，其对应的资本产出系数值越小，也就是说越粗放，资本的投入产出效果越差，效率越低。具体到我国能源与物质的消耗情况，如果仅就我国自身纵向进行对比，每万元国民收入消耗的能源以及每亿元基本建设投资平均消耗的钢材、木材、水泥量呈不断下降趋势，改革开放以来，每亿元国民生产总值主要生产资料平均消费量也呈下降态势。但与世界其它国家相比，我国在能耗与物耗上的差距是很大的。根据世界银行《1995年世界发展报告》资料：1993年，能耗产出率最高的是贝宁，每千克石油当量GDP产值为20.4美元；最低的是蒙古，只有0.2美元；我国为0.6美元，在全世界121个有资料可比的国家（地区）中居第113位。从不同收入国家看，低收入国家平均每千克石油当量GDP产值为0.9美元，中等收入国家为1.0美元，高收入国家为4.4美元，全世界平均为3.1美元。可见我国能源产出率不仅远远低于世界平均水平，而且低于低收入国家的平均水平。另据有关方面作出的比较分析，我国钢材、木材、水泥的消耗强度分别为发达国家的5—8倍，4—10倍和10—30倍。因此，我国粗放型增长方式表现为高投入、高消耗、低产出、低效率。

3.粗放型增长方式表现为经济的快速增长以及强烈波动。

关于经济高速增长的数量界定，有人把高速度与低速度的临界值定为4％（注：刘彪、王东京：《经济发展阶段论》，《经济研究》1990年第10期。），也有人把它定为6％，还有人认为3％以下为停滞，3—6％为低速增长，6—9％为中速增长，9—12％为高速增长，12％以上为超高速增长（注：赵磊：《对当前经济高速增长的若干看法》，《经济研究》1993年第1期。）。我国在1953—1993年间，国民收入的平均增长率为7.1％，改革前为6.0％，改革以来达到了9.3％。如果按4％或6％的划分标准，我国经济已属高速发展之列，即使按最后一种划分标准，我国经济增长速度也可进入中高速之列。再看实物增长情况，1993年比1952年，人均粮食增长1.34倍，人均煤炭增长8.17倍，人均钢增长32.07倍，人均发电量增长55.52倍，人均石油增长160.06倍（注：根据《中国统计年鉴》1996年第41页有关数据计算而来。）。

我国在1980—1993年的人均国民收入增长率是低收入国家平均增长率的2.9倍，中等和高收入国家的4倍，即使与发展速度比较快的韩国相比也高出0.2％，可见我国的粗放型增长是以其高速度为特征的。

如果考察不同粗放程度与国民收入增长率的关系方面，从我们分别计算的41年的粗放度可知：在超高度粗放型增长的年份中，国民收入的增长率在绝大部分年份都低于高度粗放型。同样地，高度粗放型低于中度粗放型，中度粗放型低于低度粗放型，低度粗放型又低于集约型。如下表：

表5

*

国民收入增长率与粗放度之间存在着反向变动的关系，即粗放程度越高国民收入增长率就越低；反之，粗放程度越低则国民收入增长率就越高。由此我们可以得出：在我国长期快速增长时期集约型所表现出的是高速度，高效率，越粗放，其速度越低，效率越差。

如果更进一步地考察粗放度的波动与经济周期的波动情况，则不难看出：经济增长率周期的波峰恰好位于集约型年份或粗放度较弱的年份，而周期的波谷位置恰好处于超高度粗放型年份。改革前，我国粗放程度是两头多中间少，即超高与集约型年份多，低度、中度、高度粗放型年份少，这种粗放程度的巨大落差的反复出现必然使经济增长大起大落。改革前国民收入增长率的波动幅度为53％，五个周期的振幅平均为23.4％（注：关于经济周期的划分参见刘树成：《论中国经济周期波动的新阶段》，《经济研究》1996年第11期。）；改革以来，粗放度的稳定性增强，低度、中度、高度粗放型年份增多，超高与集约型年份明显减少，相应地，改革开放以来四个周期的平均振幅为9.9％，国民收入增长率的波动幅度也降为12.1％。因此，粗放度的稳定性是影响经济增长稳定性的重要因素之一。

4.粗放型增长表现为居民消费水平的缓慢提高。

我国经济增长速度并不低，但人民的生活水平，社会福利状况并没有因此而相应地得到快速提高。居民消费水平的平均增长速度改革前的26年内只增长了2.2％，主要食品中的粮食，食用油人均消费量不仅没有上升，而且有所下降，家禽的人均消费量基本上没有变化；改革后的15年内居民消费水平增长了7.0％，除了人均粮食消费量受粮食需求的收入弹性低的影响而增长较慢外，其他主要食品都增长得非常快，少则翻一番，多则超过了两番。这说明了经济增长越粗放，人民的生活水平提高越缓慢。关于这一点，从我们模型本身也可以得到，粗放程度越高，要素投入增加就越快，资本积累速度也越快，过度积累必然会影响居民的消费，相应地减少综合要素生产率的增长。

我国要素的过度投入通常表现为经济过热，虽然经济过热在不同经济体制下，表现形式不同，但其本质却是一致的。在计划体制下，由于价格是政府统一制定的，即使经济过热也不会使价格上升，但却会出现严重的物质短缺，这恰好说明了改革前居民消费水平的低下。改革后，随着价格放开，过去潜在的，隐蔽性的通货膨胀公开化，使物质短缺表现为价格的上升，即通货膨胀，如果工资增长率低于通货膨胀率，则通货膨胀意味着居民实际消费水平的下降。

从表2中可知：在41年里，有13个年份属超高度粗放型，8个年份属于高度粗放型，6个年份属于中度粗放型，2个年份属于低度粗放型，12个年份属集约型。粗放型增长的年份占整个年份数的70.7％，集约型年份占29.3％，表明我国从总体上看属于粗放型增长方式。由于超高度粗放型占整个年份数的31.7％，集约型占29.3％，高度、中度、低度分别只占整个年份数的19.5％、14.6％、4.9％，也说明粗放度的波动幅度比较大，集约型增长的稳定性较差。如果把改革时期与改革前作一比较，则超高度粗放型年份所占的比重由改革前的36％，降低为改革以来的25％；高度粗放型由16％上升为25％；中度粗放型由12％上升为18.8％；低度粗放型由O上升为12.5％；集约型年份由38.5％下降为13％。尽管改革以来粗放型增长的年份由改革前的64％上升为81.3％，集约型增长的年份由29.3％下降到18.7％，但改革以来的粗放度的波动幅度明显减弱稳定性增强。

由表1所示，1953—1993年间的平均粗放度为0.92，属于高度粗放型，此间国民收入的增长率达到7.1％，其中要素投入的贡献率就占了91.8％，表明41年来的增长主要是要素投入的结果。改革前的平均粗放度为1.05，属超高度粗放型；改革以来的平均粗放度为0.80，属高度粗放型。国民收入的增长率由改革前的6.0％上升到改革以来的9.3％；要素投入的贡献率由104.6％下降为80.2％；综合要素生产率的贡献率由－4.6％提高到19.8％。说明改革以来的平均粗放度减弱，要素投入的贡献率降低，综合要素生产率的贡献率提高，改革为经济注入了活力，促进了经济效率的提高。

按计划期计算的粗放度有四种类型，分别是集约型、低度粗放型、高度粗放型、超高度粗放型。恢复时期的1963—1965年的δ值在区间［0，0.5）之间，属集约型，综合要素生产率的贡献率高达68.8％，要素投入的贡献只有31.2％，经济效率高，效益比较好。“一五、三五、六五”时期的δ值在区间［0.5，0.7），属于低度粗放型，综合要素生产率的贡献率分别达到34％，36.8％，40.4％，要素投入的贡献率分别为66％，63.2％、59.6％，表明由要素投入增长所带动的增长成份比较低，由综合要素生产率提高所带动的增长成份比较高，因此，这三个时期的经济效率比较高，经济效益也比较好。“五五”、“七五”、“1991—1993”时期的δ值在区间［0.8，1）内，属于高度粗放型，综合要素生产率的贡献率分别只有2.5％，7.3％、6.0％，而要素投入的贡献率却分别高达97.5％、92.7％、94％，表明经济增长主要是要素投入的贡献，经济效率比较低，经济效益比较差。“四五”时期的δ值大于1，“二五”时期的δ值小于零且国民收入为负增长，均属于超高度粗放型，经济效率很低，经济效益最差。

综上所述，尽管我国在某些年份或某些时期表现出集约型增长方式，但从总体上看，我国属于粗放型增长，要素的投入是经济增长的主要推动力，综合要素生产率的贡献率较小，经济效率低，经济效益差。

四、对我国经济增长方式分析的结论

1.粗放型增长方式表现为外延式的扩大再生产。

通常把新建扩建项目视为外延扩大再生产，更新改造项目视为内含扩大再生产，因而我们用基本建设投资指标以及更新改造投资指标来反映外延和内涵的扩大再生产情况。表3是根据1953—1993年国有固定资产投资构成计算出的基本建设和更新改造投资占全部固定资产投资的比重。从基本建设投资在固定资产投资中所占比重看，外延式扩大再生产的趋势是不断缩小，内涵扩大再生产的比例不断增大。但从整个年份看，

经济增长论文篇（5）

二、数据说明及描述

(一)数据说明

本文使用1995－2012年重庆市经济与环境污染指标的数据，选用工业废水排放量(water)、工业废气排放总量(air)、工业二氧化硫排放总量(so2)、工业烟(粉)尘排放量(dust)以及工业固体废弃物排放量(solid)等五类环境污染指标数据。由于统计年鉴中国知网上没有直接给出1995年重庆市人口的数据，本文使用重庆市1990年第四次人口普查数据和2010年第五次人口普查的数据的平均数近似替代重庆市1995年总人口。以上的经济、环境、人口数据均来源于重庆市统计年鉴。

(二)数据描述

通过观察五类污染指标的1995－2012年间的时间变化趋势，笔者发现:

(1)在2000年之前重庆市的工业废气排放总量维持在较低的水平，然而在2000年之后，重庆市工业废气排放总量快速增加，一直到2009年达到顶峰，之后逐渐减少;

(2)二氧化硫污染物总体上呈现先减后增的“N形”趋势，二氧化硫污染物总量在2002年之前一直呈减少之势，之后一直增加，直到2006年又呈减少之势;(3)工业废水排放量、工业烟(粉)尘排放量和工业固体废弃物排放量就总量而言，除个别年份之外基本呈递减的趋势。生的污染物的排放量，更能体现经济增长的效率和环境代价，可体现经济增长的质量，所以本文使用该指标来分析重庆市经发展经济过程中付出的环境成本。单位GDP所产生的二氧化硫、工业粉尘、固体废弃物、废水、废气呈递减的趋势，说明经济增长所带来的环境成本在逐步减小。每万元GDP产生的五类污染物逐年下降有，可能是因为GDP的增长速度快于污染物排放量的增长速度造成的。

三、计量模型与实证结果

根据以上的回归模型，可以看出重庆市经济每增长1个百分点，会使重庆市工业废气增加约0．91个百分点，工业粉尘的排放量减少约1．65个百分点，二氧化硫的排放量减少约3．91个百分点，固体废弃物排放减少约0．53个百分点，废水的排放量减少约1．74个百分点。这表明随着西部大开发的逐步深入，外来投资的增加使得重庆市的环境有所改善，主要体现在经济的增长使得重庆市的工业粉尘、二氧化硫、固体废弃物、废水排放量在一定程度上有所降低;相反，经济的增长使得重庆市工业废废气的排放量较大的增加。另外，本文通过利用五类环境污染指标与GDP关系图的分析可以得出:

(1)重庆市废气排放量与经济增长呈倒U形关系，并且在人均GDP达到24000元时，废气排放量达到最大值，超过24000元，废气排放量逐渐减少;

(2)重庆市工业粉尘排放量与经济增长大致呈U形的关系，并且在人均GDP为28000元时达到最低的，超过该值，粉尘排放量则逐渐增加;

(3)重庆市人均工业二氧化硫排放量与经济增长之间的关系大致呈N形的关系，并且分别在人均GDP为9000元和15000元时，工业二氧化硫的人均排放量分别达到极小值和极大值;

(4)重庆市人均固体废弃物的排放量和人均废水排放量与经济增长之间呈反向变动，即随着人均GDP值的增大，人均固体废弃物的排放量和人均废水排放量逐渐减少。

四、结论

本文运用重庆市1995－2012年间经济增长与环境污染的数据，通过建立计量模型，研究经济增长与环境污染之间的关系，本文得到如下结论:

(1)重庆市在发展经济的进程中，经济增长的质量不断提高，即每万元GDP产生的五类污染物的数量逐渐降低;

经济增长论文篇（6）

主要选取河北省国民经济增值作为反映经济增长，以房地产开发投资额作为反映房地产投资的情况，以2000年—2013年度的数据进行定量分析，为了避免数据间出现差异性，取自然对数LnGDP和LnRI，这种变换不会改变变量间长期均衡关系和短期稳定关系。具体的数学模型将GDP作为该模型的因变量，将RI作为自变量，采取EG两步法进行协整检验。采取OLS法对上述的两个变量进行一元回归模型。

2误差修正模型

该模型是对上述变量的短期关系的描述，通过该模型可以清楚的了解变量之间的调整速度和短期影响力。

二结论与建议

1结论

通过对河北省房地产业对经济增长的实证分析，我们可以得出以下结论：

①河北省房地产投资对GDP的增长具有很大的推动作用，从上述的误差修正模式看，在房地产业每增加一个一个百分点时，河北省内的GDP将会增加0.496个百分点，由此可见河北省政府应该认识到房地产业对区域经济增长的重要作用，采取有效的措施促进房地产业的健康发展，同时也要意识到房地产业的危害性，要时刻关注房地产业的泡沫，如果房地产业对GDP的贡献过大时就会造成经济产业结构的不合理，影响社会经济的合理化发展，导致贫富差距过大。

②河北省GDP的发展加速了房地产业的发展。河北省GDP的快速增长必然会带动房地产市场的活跃，首先经济的增长提高了人们的消费水平，房地产的售价就相对要高，比如基于北上广经济的发展，北上广的房价要远远高于全国其他城市；其次经济的快速增长必然会带动整个地区人口的转移，而外来人口的增多必然会带动唐山市房地产市场的发展；最后社会经济的增长，带动城市基础建设的加速，人们开始追求高品质的生活环境，而住宅环境是改善人们生活质量的关键因素，因此追求高品质的住宅环境，使得河北省的旧城改造等工程发展迅速。

③房地产产业对经济增长的持续时间比较长，不同于其它产业，房地产业对经济的贡献作用是非常大的，而且成效也是非常显著的，以2010年的房地产调控为例，可以看出房地产业对经济增长会具有一定的滞后促进作用，随着时间的推移这种贡献作用会逐渐的降低。

2建议

当前许多地方政府把房地产作为经济持续增长的主要内容与依据，在社会经济发展中，将主要精力放在发展房地产上，结果造成房价的持续上涨，高房价的背后是人们的平均工资增长速度与房价的上涨速度相差甚远，因此为构建科学健康的房地产市场，防止经济泡沫出现，应该采取以下措施：

经济增长论文篇（7）

二、安徽省金融发展与经济增长关系的实证分析

本章节基于VAR模型之下，将经济增长、资本存量、金融发展、要素投入以及对外开放看做是系统里面的变量指标，以1989年到2012年这段时期内的数据为蓝本，对金融发展同经济增长之间的关系展开了考察。

(一)变量和数据来源

1.经济增长指标。选取安徽省国民生产总值增长率(RGDP)来衡量安徽省经济的发展状况。

2.由于研究的具体对象不一样，因而学者所选取的金融发展指标也大相径庭。为了对金融发展进行准确的衡量，我们在选择金融发展指标的时候，充分借鉴和思考了戈德史密斯(1969)、罗纳德.麦金农(1973)、爱德华.肖(1973)以及莱文(1997)等相关人等的观点，并着重从金融发展的具体规模、金融结构和金融机构在工作上的效率这三个层面上展开了考察。

3.资本存量包括固定资产投资总额与存货增加额，本章以资本存量与GDP的比例来衡量资本的投入。由于存货增加额的数据难以获得，本章采用固定资产投资总额代替资本存量。资本投入的指标用(MKR/GDP)表示。

4.本章以工资总额与GDP的比值(W/GDP)来对劳动投入进行衡量。

5.本章在考虑到了对外开放因素对经济增长的影响，在VAR计量模型中加入了对外开放程度这一变量，用进出口总额与GDP的比值(IE/GDP)来表示。本章以1989年到2012年这段时期内的数据为蓝本，对我国金融发展同经济增长之间的关系展开分析。GDP、固资投资以及薪资总额等相关的数据都源自于安徽统计年鉴。由于数据系列可能存在异方差，故本章将所有的数据系列都取对数，所有相关测试都是通过Eviews6.0来进行。

(二)研究方法和计量模型

1.VAR模型因为不能够预先对系统里面各个变量间的互动关系进行确认，所以本文使用基于VAR模型之上的分析法来对我国金融发展同经济增长间的关系进行分析。VAR模型作为一种系统回归模型，其对系统里面全部的变量都是统一对待的，因此我们不用对自变量以及因变量这两个方面的问题进行预先考虑。

2.短期因果关系测试样本中的变量都是一阶差分层面上的单位根测试过程，基于单位根测试可知晓变量之间的协整关系，此时可考虑采用格兰杰因果关系测试法，但就现实情况而言，格兰杰因果关系测试仅仅只能够对一阶差分层面上的变量进行测试，并未涉及到误差修正项的检验工作。固定资产投资、金融发展等变量是因果关系，金融发展主要取决于固定资产投资;而金融发展与经济增长这两者没有直接关系。可知:应变量是ΔLRGDP时，否定了3%水平层面上对自变量ΔLW、ΔLMKR并非是ΔLRGDP格兰杰成因的假设，与此同时还否定了4%水平层面上对自变量ΔLIE并非是ΔLRGDP格兰杰成因的假设，其最终结果显示GDP之所以会发生改变，其关键在于对外开放程度、劳动投入、资本存量等方面发生改变，在这之中最具影响力的是劳动力、资本存量等。如果应变量是ΔLFIR，5%水平层面上对自变量ΔLMKR并非是ΔLFIR格兰杰成因的假设进行否定，金融深化的关键性因素是资本存量发生改变。VEC格兰杰因果测试结果如下:

(1)对外开放程度、资本存量、经济增长、劳动投入等存在因果关系;换言之，经济增长主要取决于对外开放程度、劳动投入、资本存量等。

(2)资本存量、金融深化这两者是因果关系;换言之，金融深化的关键在于资本存量发生改变;

(3)金融深化、经济增长这两者没有直接的因果关系，不具备统计意义。前三期无需考虑LRGDP所做出的贡献，LFIR对经济增长的贡献率是所有变量中最大的，从第二期开始便可知晓误差方差是9.7%，到第三期时可明显发现此时已经达到顶点，即解释率为31.5%，直到第七期为止呈下滑趋势，第八期在20%水平层面上所呈现出来的状态是波浪形。固定资产投资过程中需要考虑到多方面的影响因素，第二期时可清楚知晓误差方差为0.78%，第二期到第四期这段期间大幅度增长，第四期时误差方差的解释率为40%，直至第六期为止一直都是上升趋势，第六期时便达到最高点，解释率为57.5%，达到顶点之后便逐渐下滑，但解释率不会低于20%。仅就劳动投入而言，第四期的解释率为7.3%，此后便会呈现上升趋势，但解释率不会低于15%;仅就对外开放而言，从第二期开始便可发现误差方差的解释率没有达到0.1%。综上所述，通过新息分析可明显发现短时期内金融发展给经济大幅增长带来很大影响，给经济增长带来很大影响的因素有很多，所有变量中贡献率最大的是金融发展，尽管经济增长的反馈作用会带动金融行业快速发展，但就现实情况而言，金融发展的影响力较大，远远超出经济增长所带来的影响。所以，安徽金融行业的快速发展对经济大幅增长有一定促进作用。

三、结论与政策建议

此次研究工作中主要采用的是VAR方差分解法、格兰杰因果关系分析法，从劳动投入、经济增长、固定资产投资、对外开放程度、金融发展等方面进行深入，对1989年－2012年这段时期所有变量的动态关系进行分析，其最终结果如下:

(1)在5%的显著水平下，经济增长指标RGDP与金融发展指标FIR处于长期均衡。这说明，在1989－2012年间随着安徽省GDP的增长，金融资产也保持了相对稳定的增长速度，二者保持着长期稳定。

(2)此次研究工作中以安徽省为例，对区域经济快速发展带来一定的影响的因素有很多，金融发展便是其中之一，尽管对经济快速发展有一定促进作用，但就现实情况而言，影响力较小。影响金融发展水平的因素也有很多，例如法制环境、地方金融发展、经济发展水平、社会保障等，对安徽省现阶段实际发展情况进行了解，可明显发现本省的经济发展速度较慢，经济发展水平不高;当下最重要的工作是构建完善成熟的法制体系，对现行机制进行修改与完善，如此一来才能够将各项工作有效落实，区域经济大幅增长的同时带动金融行业快速发展。

经济增长论文篇（8）

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

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

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

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

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

2．收入分配差距过大通过影响人力资本投资影响经济增长

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

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

收入差距过大教育投资不平等人力资本受到影响经济增长受影响

我们可以看出：收入差距过大通过影响教育投资影响经济的增长。

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

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

3．收入分配差距过大还会通过影响社会稳定影响经济增长

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

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

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

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

二、创造条件，实现公平经济增长

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

1．实现参与机会平等

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

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

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

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

2．实现生产要素自由流动

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

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

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

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

3．推进落后地区的人力资本投资

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

第一，重视农村和其他地区的基础教育，加大对这些地区基础教育的投资；

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

第三，完善助学贷款机制，加强对来自贫困家庭学生的资助，以使他们完成学业。

4．健全社会保障制度

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

经济增长论文篇（9）

（一）缺失数据的处理本文的缺失数据为2004年煤炭工业年末平均就业人数，采用均值插补法估计2004年煤炭工业的年末平均就业人数，估计值为406.21万人。

（二）资本存量的核算投资价格指数选用固定资产投资价格指数。本文参考王玲［3］对煤炭采选业资本存量的计算结果，并利用投资价格指数将其折算为2000年价格为基数的数据。本文选用新增固定资产作为当年投资。统计年鉴中缺少2000-2003年煤炭采选业的固定资产交付使用率。2000-2003年，煤炭采选业占采掘业的工业总产值比重约为30%。故用2000-2003年采掘业的固定资产交付使用率，来估计煤炭采选业的固定资产交付使用率。本文利用固定资产原值和固定资产净值计算煤炭工业的固定资产折旧率［4］。1986-1991年，我国煤炭工业固定资产折旧率的官方数据在4.43%-4.87%间浮动。随着现代化煤矿开采的机械设备、材料的更新换代加快，固定资产的折旧率可浮动至10%。故对2009、2010、2012年的折旧率进行调整。计算结果如表1所示。

二、实证分析

（一）回归分析1．计量检验各时间序列的平稳性检验结果如表2所示，可知lnY、lnK、lnGL、lnT为一阶单整。协整检验结果如表3所示。可知，在置信度为95%的水平上，lnY、lnK、lnGL、lnT存在协整关系，即煤炭工业总产值与煤炭工业的资本存量、一般人力资本、科技人才具有长期的动态均衡关系。该模型的各回归系数的相伴概率均小于0.05。F=1158.689〉F（3，13-3-1）=6.99，通过检验。R-squared=0.9983，AdjustedR-squared=0.9974，说明该模型的拟合性较好且优于原回归方程。D.W.=2.1374说明修正后的回归方程不存在序列相关。

（二）实证结果由上述分析可知，α=1.4815，β=0.4918，γ=0.3518。正规化处理后，α’=0.6372，β’=0.2115，γ’=0.1513。各要素对煤炭工业经济增长的贡献率如表4所示。2000-2012年科技进步对煤炭工业经济增长的贡献率为68.92%，2000-2003、2004-2006、2007-2009、2010-2012，科技进步的贡献率在50%左右波动，说明科技进步是推动煤炭工业发展的重要动力。2000-2012年资本存量对煤炭工业经济增长的贡献率为17.22%，在各计算基期，资本存量的贡献率逐年增加。这是由于各项目的启动需大量资金支撑，煤炭工业发展呈现对资金的依赖性。2000-2012年一般人力资本、科技人才对煤炭工业经济增长的贡献率分别为2.38%、11.48%。2004-2006、2007-2009、2010-2012，科技人才对煤炭工业经济增长的贡献率稳定在20%左右。2010-2012年一般人力资本的贡献率，则由2.6%左右增加到9.69%。原因在于，煤炭“黄金十年”期，煤炭工业的规模急剧扩大，导致就业人数增加，经2004-2006、2007-2009计算基期的累积，集中表现为2010-2012年一般人力资本的贡献率的骤增。这也与计算模型的选取和计算基期划分的局限性有关。

三、结论与建议

经济增长论文篇（10）

（二）中国分部门债务规模的变化从分部门债务角度上看，近十余年来，各分部门债务总额都出现明显地增加。家庭债务从172亿元增长到129721亿元，净增值为129549亿元；企业债务从69104.7亿元增长到599575.15亿元，净增值为530470.45亿元；公共债务从1997年的8503.75亿元增长到2013年的330160.85亿元，净增值为321657.1亿元。通过图2可以看出，在1997～2013年之间，中国分部门债务的变化大致可以分为两个阶段。1997～2007年为第一阶段，在这期间，分部门债务增长相对平缓，无论是家庭债务、企业债务或公共债务，增长曲线都比较平滑。第二阶段为2008～2013年，在这个阶段，家庭债务仍然保持较为平滑的增长趋势；而企业债务和公共债务则出现了陡峭上升。

（三）中国分部门债务结构的变化从图3可以看出，随着时间的变化社会总债务中各分部门债务所占比例也在发生相应地变动。其中企业债务在社会总债务中占有重要地位。以1997年为例，企业债务占总债务的比重约为88.84%，而公共债务所占比重为10.93%，家庭债务仅为0.22%。在此之后公共债务和家庭债务在总债务中所占规模不断增大，截止到2013年底公共债务占总债务的比重为31.16%，家庭债务为12.24%，企业债务为56.59%。社会债务组成结构的变化说明我国债务结构日渐趋于合理，家庭债务所占比重的增加反映了我国居民消费信贷的增加以及居民消费观念的改变，而公共债务所占比的加大则反映了政府以及公共部门逐渐重视通过信贷手段弥补财政问题。

（四）中国分部门债务增长率的变化从图4可知，我国分部门债务的环比增长率数值一直在变动，但总体处于正值，说明分部门债务每年都保持较快增长。其中家庭债务方面，1998～2001年环比增长率均超过50%，2002～2005年其增长率不断降低，2006年之后增长率呈现波动变化趋势。非金融部门企业债务环比增长率也表现出波动情况，其平均环比增长率为14.6%，相较家庭债务和公共债务而言企业债务的增长率较低，但由于其债务总量较大，仍然需要提高对企业债务的重视。我国公共债务环比增长率一直较为稳定，平均环比增长率为24.09%，但是同时也可以看出我国公共债务增长速度较快，存在着债务规模过大的风险。通过上文分析可知，1997～2013年间，中国社会总债务水平和国内生产总值的规模不断扩大。具体到分部门方面，企业债务占中国总债务比重最大，而家庭债务和公共债务所占的比重也呈现出上升的趋势，对于分部门债务与国内生产总值之间的动态关系，下面将通过实证探求。

二、变量选择、数据来源与模型构建

（一）变量选择及数据来源本文旨在考察中国分部门债务与经济增长的动态关联性，选因变量为国内生产总值，自变量为家庭债务、非金融部门企业债务、公共债务、全社会固定资产投资。由于1997年之前国家没有正式的家庭债务统计数据，因此选取变量区间为1997～2013年，变量选择的区间较短，为了能获得更准确的实证结果，作者采用Eviews6.0软件将年度数据转化为季度数据。各变量的含义以及数据来源如下：（1）国内生产总值（GrossDomesticProduct，简写为GDP）。国内生产总值是指在一定时期内（一个季度或一年），一个国家或地区的经济中所生产出的全部最终产品和劳务的价值，常被公认为衡量国家经济状况的最佳指标。核算国民经济活动的核心指标是国内生产总值（GDP）。数据来源于中国统计局官方网站。（2）家庭债务（Householddebt，简写为Hd）。家庭债务是指一般居民家庭为了购买长短期耐用品以及其他消费品和服务而产生的债务。它一般由住房抵押贷款和短期消费者信贷组成，而前者占主要部分。由于家庭在民间金融市场借贷的数据难以获得，因此本文用正规金融市场上，银行和非银行机构向家庭发放的消费信贷数据近似代替家庭债务数据。数据来源于中国人民银行官方网站。（3）非金融部门企业债务。企业债务是指企业在资金不足的情况下，为了满足其生产和企业自身战略发展的需要，通过发行债券等筹资行为获得资金的行为。由于企业债务的构成项目繁多，而本文所研究的是非金融部门企业债务，故本文企业债务数据选用中国人民银行对非金融机构债权数据处理后近似替代。（4）公共债务（Publicdebt，简写为Pd）。公共债务是指的是政府为筹措财政资金，凭其信誉按照一定程序向投资者出具的，承诺在一定时期支付利息和到期偿还本金的一种格式化的债权债务凭证。本文的公共债务数据由中央政府债务加省级地方政府债务所替代，其中1997～2004年中央债务数据由历年国债余额替代（数据来源中国证券期货统计年鉴2010）；2005～2010数据来自于中央财政债务余额（数据来源：中国统计年鉴2011）。地方债务年度数据根据中华人民共和国审计署结果公告2011第35号（总第104号）计算所得。2011～2013年数据由中华人民共和国审计署结果公告2013第32号（总第174号）所得。（5）全社会固定资产投资（FixedAssetsIn-vestment，简写为Fai）。固定资产投资（FAI）是评价国家或地区在一年内在固定资产方面投资总量的指标，是反映固定资产投资规模、速度、比例关系和使用方向的综合性指标。我国的信贷市场很大程度上是为投资所服务，债务规模对经济增长的影响也是由投资所体现。另外我国经济具有明显的投资主导的特点，因此在研究中将全社会固定资产投资容纳到模型中。数据来源于中国统计局官方网站。

（二）模型构建本文模型方面出于了解各变量之间动态变化规律的需要选用VAR模型。模型通常用于多变量时间序列系统的预测和描述性随机扰动对变量系统的动态影响。其中，yt是m维内生变量向量，xt是d维外生变量向量；A1...Ap和B1...Br是要估计的参数矩阵，内生变量和外生变量分别有p和r阶滞后期；并且假定εt是白噪声序列。在实际运用VAR模型时格兰杰因果检验以及平稳性检验都需要确定模型的滞后阶数，有多种信息准则能确定滞后阶数。本文选用赤池信息准则（AIC）以及施瓦茨准则（SC）两者来确定滞后期。系统的变量之间存在协整关系，简单的差分VAR将损失掉许多有用的信息，同时也会使得分析结果出现误差，而VECM模型可以较好地克服VAR的不足，同时也可以反映出短期内各变量之间的关系。本文变量为国内生产总值、家庭债务、非金融部门企业债务、公共债务、全社会固定资产投资五个变量，通过单位根检验我们发现变量之间存在协整关系，所以本文通过建立VECM模型来探索中国分部门债务与经济增长的关系。

三、实证分析及结果讨论

（一）实证过程1.单位根检验单位根检验法包括ADF检验、DFGLS检验、PP检验、NP检验。由于本文有较多变量，所以选用ADF法检验上述5个变量的时间序列的平稳性。在进行单位根检验之前对所有数据取对数，消除异方差的影响。检验结果如表1所示：由表1中可知，除家庭债务外，各变量的水平值均存在单位根，而一阶差分检验结果都为平稳，所以可以判定所有变量的时间序列都是一阶单整序列，各变量之间可能存在协整关系。2.协整检验协整检验方法主要有Engle-Granger检验Johansen检验，考虑到本文有5个变量，变量较多，所以选用Johansen检验。在进行协整检验之前，VAR模型中需要确定变量的滞后阶数，一般采用最大似然比检验与AIC和SC准则，从表2可以看出，检验结果一致表明变量的最佳滞后阶数为2阶。滞后阶数确定之后，对各变量进行Johansen检验，得到结果如表3。结果表明，在5%临界值水平上各变量之间至少存在4个协整方程，Johansen检验说明国内生产总值、家庭债务、公共债务、非金融部门企业债务、全社会固定资产投资之间确实存在协整关系，各变量具有长期均衡关系。3.向量误差修正模型由协整检验可知，5个变量之间存在协整关系，基于此，本文构建VAR模型进行VECM检验。根据反复操作实验，当滞后期为1时拟合度最佳。VECM检验结果如下：公式（4）是由VECM检验输出的协整方程式。通过此式可知，国内生产总值与中国总债务变化存在长期均衡关系，其中家庭债务、企业债务和全社会固定资产投资对国民生产总值的影响为正相关关系，即家庭债务每增长一个单位，国民生产总值上升0.268个单位；企业债务每增长一个单位则国民生产总值上升0.345个单位；公共债务对国内生产总值的影响为负相关，公共债务比每上升一个单位，国内生产总值下降1.41个单位。4.脉冲响应分析脉冲响应函数用于衡量来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响。通过脉冲响应函数，可以知道VAR模型其中一个随机误差项的冲击对各个内生变量当前和未来产生怎样的影响。建立VAR模型之后，本文采用Generalized分解方法，分别给VAR模型中各变量一个标准差大小的冲击，可以得到关于各变量的脉冲响应函数图（横轴表示滞后期数，纵轴表示冲击力度），脉冲响应得出结果如图5~图12。图5～图8是家庭债务、企业债务、公共债务以及全社会固定资产投资对GDP的冲击。由图5～图8可以看出，给企业债务一个正冲击，在0~3期，其对GDP的影响为负相关并一直扩大，在3～8期其负相关影响逐渐减小，从第8期开始其对GDP的影响转变为正相关并且最终稳定在0.005左右；当给家庭债务一个正冲击，在0～4期其对GDP的影响为正相关但一直缩小，在第4期其之后影响转变为负相关，并最终稳定在-0.001左右；给公共债务一个正冲击，在0～5期，其对GDP的影响为负相关并且一直在缩小，在5期之后，其对GDP的影响为正相关，并且稳定在0.005左右；最后给固定资产投资一个正冲击，在0～3期，其对GDP的影响由负相关向正相关转变，3期之后转为正相关并最终稳定在0.01左右。图9～图12是GDP的变化对家庭债务、企业债务、公共债务以及全社会固定资产投资的冲击。由图9～图12可知，给GDP一个正冲击之后，对家庭债务、企业债务、公共债务和社会固定资产投资的影响都是正方向。这其中对企业债务的影响逐渐增大并稳定在0.006左右；对公共债务和家庭债务的冲击较小，分别稳定在0.002和0.001左右；对社会固定资产投资的冲击一直增长并最终稳定在0.01左右。5.方差分解通过方差分解我们可以更好的分析各变量冲击对GPD的影响，判断各变量的冲击对于内生变量的重要性。图13～图16是方差分解的结果，其中横轴表示冲击作用的滞后期数（单位：年），纵轴表示变量变化的贡献率（%）。图13～图16表示企业债务、家庭债务、公共债务及社会固定资产投资对GDP变化的贡献率。由图可知，在短期内，给企业债务、家庭债务、公共债务以及全社会固定资产投资这些变量一个正冲击后，社会固定资产投资对GDP的贡献率最大，其贡献率一直上升，贡献率由1%上升到30%；企业债务的贡献率次之，则稳定在20%左右；公共债务和家庭债务则维持在10%以下。

（二）结果讨论（1）家庭债务与经济增长有正相关关系。家庭债务每上升1个单位GDP将上升0.268个单位。1997年以来，随着金融市场改革的推进，银行等金融机构放宽了家庭借贷条件，是家庭债务规模增加的主要原因，而家庭债务对宏观经济的增长效用是积极的。实证结果与金融不稳定性假说所提出的家庭债务会妨碍经济增长的观点相违背，可能是由于我国金融市场自1997年才出现正式的居民借贷，家庭债务的负效应还未体现的缘故。（2）企业债务对经济的增长有显著影响。通过VECM检验可知在1997～2013年之间企业债务对GDP产生了正相关的影响，其系数约为0.34，而脉冲检验显示企业债务在长期将逐渐稳定的对GDP产生正向冲击，方差检验说明了企业债务对GDP冲击的贡献率在三个部门中最大（约为20%左右）。造成这一现象原因可能是因为企业债务的增长往往促进企业的投资和再生产，企业借贷行为很大程度上是为了弥补短期资金链的不足，有效合理的企业债务规模能一定程度上的刺激宏观经济的增长。（3）公共债务对GDP的影响最为显著。公共债务与GDP变动存在负相关关系，公共债务每增加一个单位将使GDP下降1.41个单位。而脉冲检验显示公共债务在长期将逐渐稳定的对GDP产生正向冲击，方差检验显示公共债务对GDP冲击作用较小。实证结果表明，长期以来公共债务积累所产生的负效应已经逐渐体现，而政府实行财政刺激政策对国家财政带来了较大的偿债压力，过多的政府支出所产生的挤出效益也导致私人消费和投资的减少，从而引起国内生产总值的下降。