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經濟增長的來源范文第1篇

關鍵詞：經濟增長率；經濟增長來源；索洛增長核算模型；收入函數；地區權重；總產出比重

中圖分類號：F061.2 文獻標志碼：A 文章編號：1674-8131（2012）01-0067-07

An Improvement of Analysis Methods for

Economic Growth Rate and Its Sources

―Solow Growth Calculation Model with Regional Weight and Its Empirical Analysis of China

CHANG Jianxina,b, YAO Huiqinb, LI Dandana

（a.School of Economics and Management; b. Center for Studies on China Western

Economic Development, Northwest University, Xi’an 710127, China）

Abstract: When previous scholars analyzed regional or national economic growth rate and their sources, they usually used Solow Growth Calculation Model to obtain mean value by making brief sum of economic growth rate and its sources of all regions but overlooked its proportion of each region to all regions or the whole country. Based on the related income function theory, when regional or national economic growth rate and its sources are analyzed, economic growth rate and its sources of each region should be calculated by weight and Solow Growth Calculation Model should be improved on the level of decision unit, subset and sylloge to get the proportion of regional total output to the output of all regions or the whole country on theoretical basis and by method of weight. According to the improved Solow Growth Calculation Model, this paper makes empirical analysis of China’s economic growth rate and its sources since 2000, the results show that GDP growth rate is higher from the calculation by improved Model than by original Model and that labor contribution rate and TFP contribution rate are significantly underestimated for west regions of China but capital contribution rate is highly estimated by unimproved Model.

Key words: economic growth rate; economic growth source; Solow Growth Calculation Model; income function; regional weight; total output proportion

一、引 言

對經濟增長率及其來源的分析一直是經濟增長理論研究的重要內容，1957年美國經濟學家羅伯特?索洛（Robert M. Solow）在其名著《技術變化與總量生產函數》中基于柯布-道格拉斯生產函數首次提出了經濟增長因素分析的增長核算模型。索洛將技術進步納入生產函數中，在把資本增長和勞動增長對經濟增長的貢獻剝離以后，剩余部分歸結為廣義的技術進步，定量分離出了技術進步在經濟增長中的作用，這便是著名的“索洛余值”，從而使人們能分析出經濟增長率及其來源。自從索洛增長核算模型誕生以來，由于其簡單易于測算且合乎經濟原理，被國內外眾多學者應用到行業、地區以及國家的經濟增長率及其來源的分析中。

常建新，姚慧琴，李丹丹:經濟增長率及其來源分析方法的新改進

但是，在梳理以往學者對于行業、地區以及國家的經濟增長率及其來源分析的研究文獻時我們發現，國內外學者在測算出各個地區的經濟增長率及其來源后，當分析層面上升到區域或國家時，僅僅是將各個地區的經濟增長率及其來源簡單加總取均值來表示區域或國家的經濟增長率及其來源，或者是更加簡單地將各個地區的GDP、資本和勞動力的數據加總到區域或國家層面后進行測算得到區域或國家的經濟增長率及其來源。以我國學者為例，鄧翔等（2004）和高帆（2010）等學者在測算得到各個省、直轄市和自治區的經濟增長率及其來源后，進行簡單加總取均值后得到東部、中部和西部地區的經濟增長率及其來源，并進一步將東部、中部和西部地區的經濟增長率及其來源再進行簡單加總取均值得到我國總體的經濟增長率及其來源。胡雪萍等（2011）將中部6省的GDP、資本和勞動力的數據進行加總測算得到中部地區的經濟增長率及其來源。沈坤榮（1999）、陳琳（2008）和彭方志等（2010）則是將我國各個省、直轄市和自治區的GDP、資本和勞動力的數據加總后測算得到我國總體的經濟增長率及其來源。

綜上所述，這些常用的處理方法的優點就是簡單，且在一般的假設條件下具有統計性的描述特征。但是我們知道每個地區的生產技術特征和資源稟賦是不同的，因此，每個地區的經濟增長率及其來源在區域或國家層面都有不同的占比，而這種簡單的處理方法卻忽略了這一比重。為了彌補這個不足，國外學者Kumar等（2002）以及我國學者熊俊（2005）等提出使用地區的加權平均值來表示區域或國家的經濟增長率及其來源，并且將權重選擇為每個地區的總產出占整個區域或國家總產出的比重。但是，這種權重選擇的問題在于其僅僅是一種直覺，在理論上不能解釋為什么權重必須是產出比重而不能是別的什么。經濟增長率分解為不同的部分――資本貢獻度、勞動力貢獻度等，因此，很自然就會想到一個問題，權重為什么必須是產出比例，而不是資本比例或是勞動力比例呢？

為了解答這個疑問，本文在Koopmans（1957）的收入函數理論以及Fare等（2003）和Simar等（2007）拓展后的收入函數理論基礎上對索洛增長核算模型進行改進，以期能給出權重選擇的理論依據和證明，并應用改進后的索洛增長核算模型對2000年以來我國總體以及各個區域的經濟增長率及其來源進行分析。

二、索洛增長核算模型的改進

1.決策單元的經濟增長率及其來源的表示方法

（15）式同樣表明，總集C經濟增長率的來源（即各投入要素和TFP對經濟增長率的貢獻度） 同樣也是這個集合中所有子集L經濟增長率來源的加權平均，而這種權重同樣也是在t時期總集C中每一個子集L的總產出占總集C總產出的比重。

三、我國經濟增長率及其來源分析

進入21世紀，尤其是2001年加入世界貿易組織以來，我國進入了快速發展的黃金10年，整體經濟的增長表現為各個省、直轄市和自治區的增長，但這一增長奇跡的背后靠什么力量支撐和推動？各地區的增長差異是由要素投入的差異引致，還是由生產率變動造成？這些是我們必須認真探究和回答的問題。因此，正確地分析這10年來我國的經濟增長率及其來源，對于我國經濟政策的調整有著重要的意義。

在這一部分中，我們以我國內地30由于的數據不全，故將其舍去。 個省、直轄市和自治區來代表決策單元，以東、中、西三大區域本文按照我國傳統三大經濟帶的劃分方法進行劃分，其中東部地區包括：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南11個省、直轄市；中部地區包括：山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南8個省；西部地區包括：重慶、四川、貴州、云南、、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西和內蒙古12個省、直轄市和自治區。 來代表子集，以我國總體來代表總集，采用改進后的索洛增長核算模型來對我國的經濟增長率及其來源進行分析。同時，為了對索洛增長核算模型改進前和改進后的結果做一對比，本文也采用了改進前的模型測算了我國的經濟增長率及其來源。

1.指標選取和說明

根據研究的需要，本文選取了我國30個省、直轄市和自治區2000―2010年間國內生產總值（GDP）、資本存量和勞動力的樣本數據。其中，用GDP的增長作為衡量經濟增長的指標，并利用相關各年的國內生產總值指數將其折算成了以2000年為基期的可比數據。對于資本存量，我國學者張軍等（2004）利用永續盤存法對我國1952―2000年的省際物質資本存量進行了測算，本文在其研究的基礎上，以2000年為基期采用“趨勢外推法”推算出2000―2010年我國30個省、直轄市和自治區的資本存量。對于勞動投入量，本文用2000―2010各年年末就業者人數來衡量。本文所用數據均來源于《中國統計年鑒》（2001―2011）。

2.實證結果和分析

根據第二部分所介紹的改進前和改進后的索洛增長核算模型，本文利用SPSS19.0軟件測算了2000――2010年我國總體及三大區域的經濟增長率以及勞動力、資本和TFP對經濟增長率的貢獻度和貢獻率。具體分析結果見表1。

根據表1所示，改進前和改進后的索洛增長核算模型測算得到的我國總體和各個區域的經濟增長率及其來源差異非常明顯。從我國總體層面來說，改進前較改進后低估了我國總體的GDP增長率，并且低估了勞動貢獻率和TFP貢獻率，但卻高估了資本的貢獻率。從我國區域層面來說，改進前的模型均低估了我國三大區域的GDP增長率，其中，西部地區的差距最大。改進前對于東部地區和中部地區經濟增長率來源的分析較改進后差距比較小；但是對于西部地區，改進前則顯著低估了勞動貢獻率和TFP貢獻率，但卻較大程度地高估了資本的貢獻率。

與鄧翔等（2004）采用改進前的索洛增長核算模型測得的1978―2003年我國總體和三大區域的經濟增長率及其來源的結果相比較，本文采用改進前的模型測得的結果也有非常大的差異本文對于我國東、中、西三大區域的劃分方法與鄧翔等（2004）的劃分方法完全一致。 。其中，本文測得的我國總體和東、中、西三大區域的TFP貢獻率為5.51%、8.98%、5.55%和1.24%，較鄧翔等（2004）所測得的TFP貢獻率（39.67%、34.90%、43.21%和41.62%）有了非常大的下降趨勢；但本文測得的資本貢獻率為87.93%、83.42%、88.47%和92.92%，較鄧翔等（2004）所測得的資本貢獻率（42.50%、44.91%、41.54%和40.85%）有了大幅度的上升；而勞動貢獻率的差距不大。這一對比說明，2000年以來（尤其是2004年以來）我國經濟增長中資本的拉動作用有了非常大的提升，而反映技術進步和經濟增長質量的TFP貢獻率卻有了非常大的下降趨勢。

分析改進后測算得到的我國總體和各個區域的經濟增長率及其來源結果，我們發現，進入21世紀以來我國經濟保持了持續而高速的增長趨勢，而這10年也正是國家實施西部大開發戰略的10年，西部地區的GDP增長率明顯高于東中部地區和全國水平。并且值得注意的是，西部地區經濟增長中勞動貢獻率和TFP貢獻率較東中部地區和全國水平的大，資本的貢獻率卻小很多。這一結果說明，西部大開發戰略實施十年以來，西部地區在后發優勢作用的推動下生產技術有了大幅的提升，經濟增長的質量有了明顯的提高。

四、總 結

大多數學者在分析區域或國家的經濟增長率及其來源時，僅僅是將采用索洛增長核算模型測算得到的各個地區的經濟增長率及其來源簡單加總取均值，但是由于每個地區的生產技術特征和資源稟賦的不同，這種簡單的處理方法忽略了各個地區占整個區域或國家的比重。本文在收入函數相關理論的基礎上，從決策單元、子集和總集的層面對索洛增長核算模型進行了改進，給出了地區權重存在的理論依據和證明。我們發現，在分析區域或國家的經濟增長率及其來源時，需要對各個地區的經濟增長率及其來源進行加權處理，而這種權重便是地區總產出占整個區域或國家總產出的比重。

根據改進后的索洛增長核算模型，我們測算了進入21世紀以來我國總體和三大區域的經濟增長率及其來源，并且同時用改進前模型進行了測算。經過對比我們發現，改進后的測算結果較改進前GDP增長率有了一定的提高；而對于西部地區，改進前顯著低估了勞動貢獻率和TFP貢獻率，但卻較大程度地高估了資本的貢獻率。同時，將改進前測算的結果與有關文獻比較，我們發現，2000年以來（尤其是2004年以來）我國經濟增長中資本的拉動作用有了非常大的提升，而反映技術進步和經濟增長質量的TFP貢獻率卻明顯下降；但西部地區在后發優勢作用的推動下生產技術有了大幅的提升，經濟增長的質量有了明顯的提高。

參考文獻：

陳琳. 2008.改革以來中國經濟增長因素的分析及測算［J］.經濟經緯（3）：2427.

鄧翔，李建平.2004.中國地區經濟增長的動力分析［J］.管理世界（11）：6876.

高帆.2010.中國各省份經濟增長的因素分解與勞動結構效應:1978―2007年［J］.數量經濟技術經濟研究（7）：2137.

胡雪萍，李丹青. 2011.中部地區經濟增長因素的實證分析――基于1978―2009年的時間序列數據［J］.山西財經大學學報（2）：1722.

彭方志，胡松明. 2010.基于新增長模型的90年代以來中國經濟增長因素分析［J］.開發研究（1）：14.

沈坤榮.1999.1978―1997年中國經濟增長因素的實證分析［J］.經濟科學（4）：1525.

熊俊. 2005.經濟增長因素分析模型:對索洛模型的一個擴展［J］.數量經濟技術經濟研究（8）：2635.

張軍，吳桂英，張吉鵬.2004.中國省際物質資本存量估算:1952―2000［J］.經濟研究（10）:35-44.

FARE R，ZELENYUK V. 2003. On Aggregate Farrell Efficiency Scores［J］. European Journal of Operational Research，146（3）：615-620.

KOOPMANS T C. 1957. Three Essaya on the State of Economic Analysis［M］. .New York:McGrawHill.

KUMAR S，RUSSELL R R. 2002. Technological Change, Technological Catchup,and Capital Deepening Relative contributions to Growth and Convergence［J］. Review of Economic Review，92（3）：527548.

SOLOW R M. 1957. Technical Change and the Aggregate Production Function ［J］.Review of Economic Review，39.

SHEPHARD R W. 1953. Cost and Production Functions ［M］. Princeton:Princeton University Press.

經濟增長的來源范文第2篇

［關鍵詞］政府投資；民間投資；脈沖響應函數；方差分解

［中圖分類號］F224［文獻標識碼］A［文章編號］1005-6432（2013）1-0045-03

1引言

投資作為拉動經濟發展的“三駕馬車”之一，對經濟增長具有至關重要的作用。國內投資包括政府投資和民間投資，二者對經濟發展具有不同的作用。政府投資是指政府為了實現其職能，滿足社會公共需要，促進經濟穩定增長和經濟結構合理化，對私人部門無力或不愿進入的行業或者關系國計民生的關鍵性行業進行的投資。民間投資是相對于政府投資和外商投資而言的，是微觀經濟活動中的個體根據市場的需求，利用自己的資金進行的各種投資行為。政府投資具有非營利性的特征，其目的是提供公共產品，追求社會效益最大化而非投資收益最大化，以其投資力度大、見效快等特點，對我國經濟的快速發展發揮了至關重要的作用，而相對與政府投資，民間投資規模較小且產權清晰，具有高度的決策自和資產支配權，有利于快速高效達成決策、調動資金，投資效率高，資金來源廣泛，是經濟增長的重要動力源泉。明確政府投資和民間投資對經濟增長的拉動效應，對于合理安排投資結構，實施宏觀調控，促進國民經濟持久健康增長具有十分重要的作用。

對于政府投資和民間投資的研究大多側重分別研究二者對經濟增長的拉動或者政府投資與民間投資的相互關系，對二者對經濟增長拉動作用進行對比的研究較少。鈔小靜，任保平（2008）通過對政府投資民間投資與經濟增長的一般理論分析，分別對其長期和短期效應進行實證研究，認為短期內政府投資對經濟增長的作用較大，而長期來看其效率遠低于民間投資。陳真玲（2010）通過建立協整模型，發現政府投資對經濟增長的拉動作用小于民間投資，認為政府投資效率低下，公共物品不足與過剩共存，這些負面效應在一定程度上抵消了對經濟增長的拉動。馬寧，鄒潔（2009）對我國西部12省時間序列數據進行了實證分析，認為政府投資和民間投資在經濟發展中都有非常重要的作用，政府投資重在啟動與引導投資而民間投資重在吸引與擴大投資，二者是相輔相成的。梁毅華，陳文靜（2011）通過建立協整與誤差修正模型對深證市的數據進行實證分析表明政府投資對經濟增長的促進作用大于私人投資。本文在前人研究基礎上，建立向量自回歸模型，通過方差分解和脈沖響應函數對政府投資和民間投資對經濟增長的作用進行了比較分析。

2實證分析過程

經濟增長的來源范文第3篇

【關鍵詞】內生技術進步，經濟增長，人力資本，R&D經費支出

一、引言

新增長理論最先提出內生技術進步是經濟實現持續增長的決定性因素。國內學者關于技術進步對經濟增長的影響方面的研究主要從兩個方面進行。一部分學者是從全國的角度來考察技術進步對經濟增長的貢獻，其中大部分學者都是對二者的關系進行實證研究，并采取了不同的計量方法。

王榮、楊曉明（2007）運用柯布-道格拉斯生產函數模型、蘇方（2006）運用協整理論和VAR模型、姜慶華（2006）利用灰色關聯度方法分析了科技投入與經濟增長之間的相關關系。另一部分學者則是從地區的角度實證分析二者的關系，李靖、張貴（2008）基于內生增長理論模型，分析天津市技術進步與經濟增長的相關性；王貴雙（2006）采用CES生產函數和索洛余值法，對河北省技術進步對經濟增長的作用進行實證分析；李武威、張志宏等（2007）運用灰色關聯度方法分析了科技投入與河南省經濟增長之間的關系。本文主要從全國的角度基于內生增長理論來實證分析內生技術進步對我國經濟增長的影響。

二、變量的選取、模型的建立和數據來源

（一）變量的選取。對于經濟增長，本文選取GDP這一指標對其進行衡量。對于內生技術進步，本文選取人力資本、三利申請授權量、R&D經費支出以及進口量來表示。這四個指標都在不同程度上反映著技術進步。其中人力資本將以平均教育年限來表示，本文的平均教育年限的計算方法：平均教育年限=∑（該組人數*該組的教育年限）/∑各組人數。其中賦予的年數：文盲半文盲0年；小學畢業6年；初中畢業9年；高中畢業12年；大專及以上學歷16年。選取進口量來表示內生技術進步是因為進口貿易包含知識和技術的外溢效應，因而對我國技術進步有一定的推進作用。

（二）模型的建立。本文借鑒王德勁在《要素投入、技術進步與經濟增長》中的內生技術進步經濟增長模型，并在此基礎上做一定改動，為了避免異方差現象，本文將對各變量取對數，因此本文所要建立的模型如下：

lnY=a0+a1lnX1+a2lnX2+a3lnX3+a4lnX4+u

其中，Y表示GDP；X1表示人力資本；X2表示三利申請授權量；X3表示R&D經費支出；X4表示進口量。

（三）數據來源。本文選取了1989-2012年的數據，其中經濟增長率主要由GDP來衡量，該數據來源于《中國統計年鑒》；人力資本可由平均教育年限表示，該數據數據主要來源于《中國教育年鑒》；三利申請授權量、R&D經費支出和進口量也都來源于《中國統計年鑒》。

三、實證分析

本文主要采用OLS對1989-2012年的數據進行分析，對上述模型進行最小二乘分析，實證一開始出現了多重共線性的情況，這表明選取的變量之間存在較強的相關性，很可能是三利申請授權量和R&D經費支出之間存在著較強的相關性。為了消除多重共線性，本文采用剔除變量的方法，將三利申請授權量X2刪除。然后再對剩下的變量進行分析，建立模型：

lnY=a0+a1lnX1+a3lnX3+a4lnX4+u。再利用OLS對該模型進行分析，

得到的估計方程為：

LnY=7.9543+0.5758*LnX1+0.4792*LnX3+0.3662*LnX4

實證結果中的R2=0.98933，說明該模型的擬合度非常好，F值非常大，t值較小說明已消除了多重共線性的情況。

四、實證結果

從上述模型估計方程來看，人力資本、R&D經費支出和進口量都和經濟增長具有正相關性。這三個變量對我國經濟增長都具有促進作用，但存在一定的差異。其中人力資本對我國經濟增長的促進作用最大，人力資本即平均教育年限每增加1%，導致我國經濟增長增加0.5758%；R&D經費支出次之，R&D經費支出每增加1%，導致我國經濟增長增加0.4792%；進口量最小，進口量每增加1%，導致我國經濟增長增加0.3662%。1989-2012期間我國經濟增長穩步上升，隨著科教興國戰略的實施，國家逐步加強對教育的重視，加大對教育的投入，我國的平均受教育年限不斷增長，人們文化程度的提高才能不斷進行創新，推進技術進步；當今世界各國間的競爭實質上是科技和人才的競爭，我國逐漸強化對科技的重視，加大研發經費支出，大力支持我國高技術產業的發展。近年來國內外學者研究表明進口貿易存在知識和技術溢出效應，對進口國的技術進步起到推動作用。進口國在進口后可以通過學習效應對進口的產品技術進行消化吸收再創新以推動我國技術取得更大的發展和突破。由此可見，技術進步與我國經濟增長密切相關。

五、結論

本文通過實證分析發現，人力資本即平均教育年限、R&D經費支出以及進口量對我國經濟增長的促進作用顯著，但又存在一定差別，其中人力資本的促進作用最大，R&D經費支出次之，進口量的促進作用最小。國家要加大科技方面的投入以及鼓勵進口來促進我國經濟的又好又快發展。

參考文獻：

[1]王德勁，向蓉美. 要素投入、技術進步與經濟增長[J].云南財貿學院學報.2005（21）.

[2]李靖，張貴.技術進步對經濟增長影響的實證分析[J].科學學與科學技術理.2008（1）.

經濟增長的來源范文第4篇

[關鍵詞] 技術創新 經濟增長 索洛余值法

一、技術創新對我國經濟增長貢獻的測度

這里用柯布―道格拉斯生產函數來估計參數和,其形式為:其中,為初始技術水平,e為自然對數的底,是綜合技術進步參數, t表示時間,為綜合技術進步因素。對該式兩邊分別取自然對數,整理后得到:

這是柯布―道格拉斯生產函數的線性形式，可利用此方程估計參數和。然后，就可以利用索洛“余值法”測算技術創新對經濟增長的貢獻。

本文以1995年至2006年我國的統計年鑒資料為樣本，以國內生產總值（GDP）表示產出量（Y），利用全社會從業人員總數來表示勞動投入(L),利用固定資產投資額來表示資本投入(K)。利用以1978年為基期的商品零售價格指數將地區生產總值以及固定資產投資額的名義值轉換為實際值。根據樣本資料，利用SPSS對進行估計，結果如下：

(-13.255） (13.344) (13.812)

調整

參數都通過了t檢驗,回歸方程對樣本數據擬合程度很高,回歸效果好。資本產出彈性的估計值為0.323,從而勞動產出彈性的估計值0.677。因此有

根據樣本數據以及參數估計值,可以分離出技術創新、資本增長以及勞動增長對于經濟增長的獻率(見下表)。

技術創新、資本增長以及勞動增長對于經濟增長的獻率計算表

計算結果表明，1996年～2006年間，我國經濟平均年增長率為10.26%,其中固定資產投資每增長1%,可帶動經濟增長0.323%。固定資產投資總額增長速度的年平均值為15.18%,平均每年帶動經濟增長5.23%,固定資產投資對經濟增長的貢獻率達到45.72%。勞動投入每增長1%,可使經濟增長0.677%。由于就業人員增長速度比較低,平均每年為7.45%,因此勞動增長所帶動的經濟增長也不多,僅有5.044%,勞動增長對經濟增長的貢獻率平均僅為7.45%。技術進步對經濟增長的貢獻率平均為46.82%。

二、技術創新對我國經濟增長貢獻的演變

由上表可以看出1996年～2006年間,技術創新對經濟增長的貢獻波動很大,最高為66.48%,最低為21%,極差為43.48%，但總體呈下降趨勢。運用H-P濾波得到的變動趨勢如下圖。

圖 1996年～2006年技術創新對經濟增長貢獻的變動趨勢

對上述趨勢線用SPSS進行估計得到如下趨勢方程：

(58.154) (-57.673)

方程擬合優度較高，相關檢驗通過，可以用來分析。可以看出，1996年～2006年我國技術創新對經濟增長貢獻以直線形式減小，而經濟增長的穩定性在增加。

三、結論

1996年～2006年間,我國經濟的快速增長的來源中,技術創新對經濟增長的貢獻平均為46.82%,而資本投入和勞動投入對經濟增長的貢獻平均為53.18%，技術創新對經濟增長的貢獻低于50%,要素投入對經濟增長的貢獻則大于50%。說明我國經濟增長主要靠要素投入推動。進一步研究表明：技術創新對經濟增長貢獻以直線形式減小，而經濟增長的穩定性在增加。新一輪技術創新對經濟增長的貢獻是否符合該演變規律，有待于進一步研究。

參考文獻：

[1]葉飛文:要素投入與經濟增長[M].北京:北京大學出版社,2004

經濟增長的來源范文第5篇

改革開放以來,伴隨著中國經濟的快速發展,金融深化程度不斷加強,以銀行為主體的金融中介得到了長足發展。與此同時,銀行發展與經濟增長之間關系的研究備受金融界青睞,取得了許多重要成果。然而遺憾的是,開發性金融作為現代金融體系的重要組成部分卻很少受到關注,更少有人結合開發性金融實踐活動對其進行深入研究。

目前有部分學者對開發性金融從理論上加以定性說明(白欽先、曲紹光1993;王偉2002,2005;陳元2000;程偉2005;羅學軍2005)。也有部分學者從實證角度,試圖檢驗開發性金融與中國經濟增長的關系(溫守義2005;蘇緯、梁士濤2007;李志輝、張曉明2007),但是他們對開發性金融對經濟增長的影響機制分析以及相關的度量指標,都是直接沿用一般金融的分析框架,并沒有從本質上體現開發性金融與一般金融的差異,因此計量結果與開發性金融實踐有一定偏差。

本文引用動態供給導向型金融經濟模型,對開發性金融影響經濟增長的機制進行分析;在此基礎上,借鑒一般金融與經濟增長關系的衡量指標,構建符合開發性金融本質特征的衡量指標;最后,基于相關數據對開發性金融與經濟增長關系進行實證檢驗,進而結合開發性金融改革實踐提出相關建議。

二、相關文獻回顧及簡單評價

經濟學界對金融與經濟增長關系的探討由來已久。早在1912年,Schupeter就指出金融因素在經濟發展中的重要性;隨后,Gurley和Shaw(1950)闡述了金融與經濟的關系以及各種金融中介機構在儲蓄投資過程中的重要作用;Patrick(1966)從“需求跟近”和“供給引導”兩個方面論述了金融與經濟增長的重要關系;Hicks(1969)詳細考察了金融革命對工業革命的刺激作用。

1919年,Goldsmith對金融與經濟增長關系做了開創性研究,首次提出了金融相關比率,并用其來衡量金融與經濟增長的關系,開啟了量化的先河。通過對35個國家1860-1963年的數據歸納和分析,得出關于金融與經濟增長的10個結論,其中包括金融與經濟增長平行發展的事實,在一定程度上改變了人們原有的看法,為金融理論的發展奠定了基礎。之后,Mckinnon和Shaw(1973)針對發展中國家,提出了“金融抑制理論”,主張金融自由化、市場化,并給出了用貨幣化率來衡量經濟的金融深化程度。隨后Kapur(1967),Mathieson(1980),Fry(1978,1980)等相繼對金融抑制理論進行了延伸和推廣。

1993年,King和Levine改進并彌補了Goldsmith研究中的不足,對金融與經濟增長關系做了突破性研究。他們運用1960-1989年的數據,對80個國家進行了深入研究,在系統控制其他長期影響經濟增長的基礎之上,檢驗了資本積累和經濟增長過程,并建立了一些新的衡量金融發展水平的指標———廣為后續研究者使用。同時他們對金融發展水平是否可以預測長期經濟增長、資本積累和勞動生產率增長等問題也進行了研究。隨后Boot和Thakor(1997),Durra和Kapar(1998)以及Greeword和Smith(1997)等人對金融中介和金融市場的形成,以及金融中介和金融市場如何伴隨人均收入和人均財富的增加而發展等問題給出了最為規范的解釋。國內對金融與經濟增長關系的研究始于20世紀90年代。談儒勇(1999)首先借鑒國際慣用指標———金融深化指標和銀行重要性指標等,對中國金融發展和經濟增長之間的關系進行了實證研究,得出金融中介總體規模與經濟增長負相關,存款貨幣銀行重要性與經濟增長正相關的結論。他認為金融中介和經濟增長相互促進可能適合我國情況,并且指出金融的不發達在一定程度上會成為制約我國經濟增長的瓶頸。隨后,其他一些學者也展開了相關研究,李廣眾(2002)認為國內現有的對金融研究的衡量指標不能很好地反映中國金融現狀,提出應該根據中國金融發展的實際情況構建指標體系。冉光和(2006)研究表明我國西部具有金融發展引導經濟增長的單向長期因果關系,不存在明顯的短期因果關系;而東部則有雙向長期和短期因果關系等。

綜上所述,一般金融與經濟增長關系的研究雖然日漸成熟,但是仍然存在一定的分歧。對于一類獨特性質和特殊職能的金融———開發性金融,它與經濟增長之間的關系又將如何呢?本文借鑒一般金融與經濟增長關系的分析框架以及衡量指標的構建和改進方法,對開發性金融與經濟增長關系進行研究。

三、開發性金融對經濟增長影響機制分析

縱觀金融與經濟增長關系的研究過程,金融發展類型大致分為兩類:需求跟進型和供給導向型。需求跟進型金融經濟發展模式本質是指實體經濟的增長對金融機構和金融資產產生更多額外需求,金融部門為滿足經濟增長需要而迅速跟進的金融支持促進金融發展。該理論是一種傳統且成熟的金融理論,強調經濟發展對金融的決定作用,多適用于一般性金融理論,得到了廣泛的實證檢驗(Kapur1967;Mathieson1980;Fry1980等),發展中國家檢驗結果更為顯著。其基本路徑可表現為:

經濟增長金融需求金融供給金融發展

供給導向型金融經濟發展模式更多地表現為金融發展的主導性、超前性。通過現代金融功能和作用的發揮以及對經濟的滲透,為經濟增長和其他金融發展提供條件和動力。其發展模式有兩大功能:資源轉移和企業孵化。該理論符合開發性金融本質特征,開發性金融本質上是一種供給導向型金融(謝家智、周振2006),基于此,我們可以用供給導向型金融經濟發展模式來分析開發性金融對經濟增長的影響機制和路徑。

現在引入供給導向型金融經濟模型,遵循Feder(1983)、Odedokum(1996)、Wang(2003),同時參照賴明勇、謝小曉、包群(2006)進一步拓展的動態供給導向型金融經濟發展模型,來描述開發性金融與經濟增長之間的關系。該模型假定整個經濟活動只有金融部門和實體經濟兩部分組成。生產函數為:

Ft=Ft(lFt,KFt)

Rt=Rt(LRt,KRt,Ft)

Yt=Ft+Rt

其中Ft,Rt,Yt是指t時刻金融部門、實體經濟和社會總產出;LFt,LRt,KRt,KFt是指t時刻金融部門和實體經濟所雇傭的勞動力和使用資本。值得說明的是,由于金融部門外部性作用存在,實體經濟不僅是資本和勞動的函數,也是金融服務的函數,改進Rt得:

Rt=Rt(LRt,KRt,Ft*)

F*t代表t時期金融服務的外溢因子,度量金融部門對實體經濟的外溢效應。在此基礎上同時引入適應性預期模型和金融部門與實體經濟要素邊際生產率差異性因素,并且假定某一部門勞動力邊際生產率與全部經濟范圍人均產出存在線性關系①:

RL=β·(Y/LK),RK=α

假定金融部門通過不變彈性ω影響實體經濟產出,現對期望外溢因子F*t進行動態迭代,并利用幾何滯后變換,可得如下動態供給導向型金融經濟發展模型:

dYt\Yt=θ·δ/（1+δ）·dFt/Ft·Ft/Yt+θ·ω/[1-(Ft/Yt)]·dFt/Ft+αθ·dKt\Yt+βθ·dLt\LKt+(1-θ)·dYt-1\Yt-1

其中θ代表金融部門外溢效應在當期預期外溢效果與前一期實際外溢效果之間的選擇:0θ1;α,β代表某一部門資本,勞動力邊際生產率與全部經濟范圍人均產出存在的線性系數;δ代表金融部門與實體經濟要素邊際生產率差異;不變彈性ω代表金融部門產出的增加帶動實體經濟部門產出的增加。該模型反映了供給導向型金融部門主要通過兩個渠道影響經濟增長:其一是金融資源生產率的提高,即模型θ·(δ/(1+δ))·(dFt/Ft)·(Ft/Yt)部分,主要包括金融機構的運營效率、資本利潤

率、資產利潤率、投資轉換率、資本形成效率、規模效應等因素;其二是金融部門的巨大外部性作用,這也是開發性金融的本質體現,即模型θ·(ω/(1-(Ft/Yt)))·(dFt/Ft)部分,主要包括金融機構的金融資源配置效率、金融產品的創新外部性、金融市場建設、金融制度健全以及金融生態等因素。

四、開發性金融與經濟增長關系實證檢驗

基于供給導向型金融經濟模型路徑分析,本文從開發性金融運行效率、開發性金融資本形成效率、開發性金融資源配置效率三個方面構建開發性金融衡量指標。

(一)開發性金融衡量指標選取及數據來源

國外研究者對金融與經濟增長關系的金融衡量指標大多采用金融相關率(FIR)、金融深化程度(DEPTH)、存款貨幣銀行重要性(BANK)、金融信用私有化程度(PREVATE)等幾個指標。國內研究者主要借鑒國際慣用指標,同時根據我國金融發展的實際情況,對相關衡量指標進行了調整和改進。基于供給導向型金融經濟模型路徑分析,本文選擇能夠同時反映開發性金融資源生產率和金融資本形成效率的金融深化指標,以及反映開發性金融資源配置效率的銀行重要性指標。鑒于數據的可獲得性、比較的客觀性以及開發性金融顯著特征,本文對上述兩個指標重新進行了精煉和改進。

第一個指標為調整后的開發性金融深化指標LOAD:本文不使用通用的金融深化指標DEPTH=(M2/GDP),該指標所衡量的我國金融發展水平偏高,甚至與發達國家相比也處于高位。貸款指標在國內外實證分析中經常使用,對于中國這樣的發展中國家,更能體現金融中介的直接經濟意義,并且(M2/GDP)指標不能直接衡量開發性金融深化水平。考慮以上原因,本文采用經過季節性調整的國家開發銀行季度貸款余額與經過季節性調整的季度實際GDP之比來反映開發性金融資源生產率和金融資本形成效率。季度貸款余額CDB,選取2000年第1季度到2005年第4季度,共計24個數據。因為國家開發銀行從1998年開始進行改革,其前后變化較大,統計口徑難以同一,而2000年第1季度到2005年第4季度運營相對比較穩定,計量分析更加可信。貸款數據均來源于國家開發銀行年報。季度國內生產總值GDP,選取2000年第1季度到2005年第4季度,共計24個數據。數據均來源于歷年統計年鑒,國家統計局統計數據整理。

第二個指標為調整后的開發性金融重要性指標CDB:借鑒存款貨幣銀行重要性指標的計算方法,本文嘗試采用經過季節性調整的季度貸款余額與經過季節性調整的貨幣當局季度債權之和的比值來反映開發性金融資源配置效率。這里使用經過季節性調整的國家開發銀行季度貸款余額近似代替經過季節性調整的國家開發銀行季度債權之和,是因為國家開發銀行債權的80%,甚至80%以上來源于國家開發銀行基礎性貸款②。貨幣當局季度債權數據來源于中國人民銀行季度數據整理。

(二)經濟增長衡量指標選取及數據來源

選擇季度實際GDP環比增長率GY作為經濟增長衡量指標。為了使得各季度的GDP具有可比性,模仿King和Levine(1993),本文首先計算各季度實際GDP,然后對實際GDP進行季節性調整,消除季節性因素影響,最后利用GDP環比增長率公式(GDPt-GDPt-1)/GDPt-1計算GDP環比增長率。季度GDP來源如前,零售商品價格來源于中國人民銀行季度數據整理。經濟增長有時可能會受到其他一些因素的影響,所以檢驗金融中介和經濟增長之間的關系是否獨立于其他變量具有現實意義,有必要控制一些變量,限于數據等原因,本文僅選用季度通貨膨脹率作為控制變量。根據一些研究者的實證經驗(談儒勇1999)以及本文的實證檢驗發現,季度通貨膨脹率始終不顯著地進入回歸方程,說明開發性金融對經濟增長的影響相對獨立。

(三)計量經濟模型的選擇及說明

鑒于本文檢驗的開發性金融衡量指標、經濟增長衡量指標以及控制變量均為時間序列數據,具有非平穩性,本文選擇了比單方程更加可靠的多變量VAR模型③,來檢驗開發性金融與經濟增長之間的關系。

多變量VAR基本模型:Yt=A1Yt-1+…+ApYt-p+BXt+Et

經過一階差分的內生變量中各序列均平穩,所以只有構成ΠYt-1的各變量的是I(0)時,才能保證新信息是平穩過程。

五、結論分析與相關建議

(一)結論分析

無論是供給導向型金融經濟模型還是開發性金融與經濟增長關系的實證檢驗都表明,開發性金融明顯不同于一般金融,它具有更高的金融資源生產率和更大的經濟外部性,能在市場框架下充分利用組織優勢開拓市場、建設制度,主動引領經濟增長,對國民經濟健康、快速、可持續發展具有明顯的長期支持效應。

第一,開發性金融具有更高的金融資源生產率。在制度設計方面,開發性金融無論是貸款期限、利率水平,還是其融資方式都有自己獨特的優勢,能夠有效避免一般金融貸款期限不匹配、利率不匹配等缺陷;在金融發展類型方面,開發性金融屬于供給導向型金融,可以相對超脫于即時經濟運行,主動彌補市場失靈、信用缺失,從市場建設角度構建與客戶之間的關系,大大提高了金融資源的運行效率和配置效率。

第二,開發性金融對經濟實體具有更大的經濟外部性。開發性金融資金投向隸屬國家基礎性戰略性生產領域,具有強烈的乘數傳導效應和巨大的經濟溢出效應。與此同時,開發性金融作為重要的宏觀金融工具,肩負著開拓市場、建設制度、貫徹國家經濟政策的重要使命,經濟外部性顯著。

第三,開發性金融對經濟發展具有長期的支持效應。開發性金融強調基礎性建設和發展平臺的搭建,注重“開發”、“拓展”、“創新”,著眼于經濟未來的發展態勢,尤其體現在它對技術進步的促進以及由技術進步所帶來的一系列重大變革上,所以開發性金融資金投放規模巨大、運作周期較長,具有明顯的長期支持效應。

(二)相關建議

基于開發性金融對經濟增長的影響分析以及開發性金融和經濟增長關系的實證檢驗,同時結合開發性金融改革實踐現狀,提出三點建議:

一是認清開發性金融與一般金融的差異。開發性金融是一種新的金融形式,既不同于傳統政策性金融,也不同于商業性金融,從本質上講它是一種供給導向型金融,而一般金融則隸屬需求跟進型金融,兩者之間的差異十分顯著,具體表現在運作主體、信用依托、業務領域、運作方式、運營目標等方面。