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經濟增長的特征范文1
但是,這兩類增長理論如果直接被用來分析和解釋發展中國家的增長路徑,則存在顯著的缺陷,它們的前提假設均不能完全適合發展中國家(特別是中國)所面臨的情況。一方面,新古典經濟增長理論沒有充分考慮資本投入異質性的情況,認為充分發展的市場中,資本投入是無差異的。但是對于發展中國家而言,經濟實現快速增長的階段中,年新增投資具有明顯的異質性,即社會新增的機器設備都包含著相對于現有資本存量更為先進的技術,物化性技術設備占據全社會技術進步的主要形式;另一方面,內生經濟增長理論解釋的多為發達國家的增長問題,所考慮自主研發為推進技術進步的主要形式,是自身技術水平處于世界技術前沿的發達國家的情況,往往忽略發展中國家借助模仿來實現技術進步的可能性。
為擴展經濟增長理論,更好地解釋發展中國家的經濟增長過程,筆者曾構造了一個新古典與內生經濟增長理論的綜合體(《資本積累、技術進步與中國積極增長路徑轉換》,刊載于《中國軟科學》2009第3期)。其中,市場的活動主體為逐利的廠商,可以選擇模仿或者自主創新來推動技術進步,同時也考慮了資本投入的異質性,以中間產品種類的差別體現資本異質性,其中的擴展模型是基于發展中國家的情況展開分析,當條件滿足時,發展中國家能夠實現趕超;當條件不具備時,這些國家就只能陷于模仿陷阱,增長停滯。在發展中國家應以模仿為主的發展階段,創新型企業無法在競爭中戰勝直接引進國外先進技術設備的模仿型企業,因而研發投入并不會對經濟增長表現出更多的促進作用。而且,由于研發活動還要占用一定的生產資源,可能反而會表現出與經濟增長負相關性。所以,在發展中國家技術水平處于較低階段時,技術進步主要靠模仿來實現是有效率的,此時研發活動對于經濟增長的推動作用較小,甚至會阻礙增長,投資特別是物化了更先進技術的設備投資,對于經濟增長應有顯著的推進作用;當發展中國家的技術水平發展到一定階段以后,發達國家出于保護本國技術領先及國家安全等方面的考慮,會停止向發展中國家轉讓技術,繼續模仿的成本上升至自主創新開始有利可圖時,發展中國家的自主研發才會表現出對經濟增長的正向影響。此時,設備投資不再成為推動技術進步的主要形式,對于經濟增長的促進作用讓位于研發活動了。在由以模仿主導的技術進步向以獨立自主創新為主導的技術進步轉變的過渡階段中,逐利企業也會發揮主體作用,同時政府干預,向下扭曲要素價格,高估企業價值對于經濟快速實現趕超也發揮著重要作用。與新古典增長模型相比,不同之處在于,筆者的“模仿通向創新之路”的模型之中,融合進了內生的技術進步;而與內生經濟增長理論相比,最為顯著的不同之處在于推動技術進步的主導形式具有階段性。
這樣,我們得出如下基于理論分析對于中國及發展中國家未來發展的幾點判斷:
1.對于發展中國家而言,技術進步路徑具有內生的演化機制。逐利的微觀主體為引導全社會推進技術進步的主要形式發生變化,由以模仿發達國家先進技術為主要形式推動技術進步的階段,過渡到以自主研發為主要形式實現技術進步的階段。所以,后發國家要建立起市場環境,特別是培育具有創新精神的企業家,這種創新精神有助于推動全社會的技術進步。
2.模仿的先進技術多數物化在機器設備當中,因而對于處在模仿階段的國家,高投資率是更多引入先進設備,推動技術進步,從而實現經濟更快增長的保障。如果國內的儲蓄率過低,不足以支撐高投資率,可以借助外國直接投資的方式彌補國內投資不足。國際經驗表明,相對于向國外借款,外國直接投資因無需還本付息,對于經濟剛剛起步的發展中國家可能更為穩妥。但是,當一國技術水平發展到以自主創新為主要形式推動技術進步的階段以后,外國直接投資對于本國經濟增長的貢獻就會下降,所以不能盲目迷信引進外資來促進增長的作用,FDI加速經濟增長具有階段性。
3.由于受到一些因素的影響,并非所有國家都能夠順利實現由模仿到創新的轉換,有的國家陷于模仿陷阱,經濟停滯。陷于模仿陷阱的因素有很多,相應地也為政策選擇留有很大余地。依靠高儲蓄率和高投資率,能夠得到較快的增長速度,但并不能使得陷入模仿陷阱的國家避免經濟最終停滯在較低水平的均衡處。此時,需要選取的政策措施包括提高模仿效率和降低資本使用成本,增強企業的獲利能力,提高企業價值,借此擺脫模仿陷阱。
4.對于能夠自發實現技術進步形式提升的國家,在本國技術進步處于模仿階段時,可以通過高估企業價值的政策手段加速經濟增長過程,縮短該國經濟處于模仿階段的時間。高估企業價值可以通過向下扭曲要素價格和本幣貶值得以實現。這樣的政策手段在依次創造了經濟增長奇跡的新興工業化國家和中國的增長路徑中,都可以或多或少地看到。
5.中國30年經濟快速增長,很大程度上得益于處在模仿階段中,低價工業化的加速效應,這在改革初期的制度變化帶來的效率提升消耗殆盡后更為明顯。所以,截至本世紀初,中國的經濟增長都在最優增長路徑上或在其附近運行。伴隨著經濟增長,中國實現了大幅度的技術進步,而非毫無意義的粗放式增長。
6.中國目前的經濟增長路徑,基本處于由模仿向創新的過渡階段,對外模仿、吸引外資對于經濟增長的促進作用將會出現下降,而自主研發對于經濟增長的貢獻會顯著上升。要保持經濟長期穩定地增長,必須處理好模仿階段和自主創新階段的銜接,不同階段支持經濟增長的政策極為不同。模仿階段政府可以有較大的活動空間,甚至可以主導經濟的發展,通過向下扭曲要素價格和超貶本國匯率等手段,直接干預經濟,提高企業的獲利能力來加快經濟增長的速度。在自主創新階段,政府的活動空間相對減小,因為任何違背市場的定價機制從長期來看都是難以為繼的,如果廠商和消費者具有完全理性,那么政府對于經濟的干預在短期內也是無效的。在由模仿階段向創新階段的過渡期間,最優狀態應該是政府逐漸減少對經濟的扭曲,將生產資源的定價權逐步交還給市場。
7.由模仿階段向創新階段的過渡絕不是瞬間能夠實現的跳躍式過渡,而是漸進式的過渡。起先是整個國家處于模仿階段,生產中間產品的所有廠商完全向發達國家模仿;隨著本國技術水平的提升,小部分能力最強的廠商開始創新,而大部分廠商仍然處于模仿階段,此時模仿企業可能會將模仿對象轉移為國內的技術領先者,特別是在國內市場需求超過領先廠商生產能力時,更為顯著;當國內技術水平進一步提升,大部分廠商開始轉向研發活動,只有小部分能力極差的廠商模仿,直至最后所有技術領先者均自主研發來推動技術進步。在過渡階段中,國家支持經濟增長的政策也要相應地作出調整與變動,以適應經濟增長路徑的順利過渡。這就包括在模仿階段被扭曲的要素價格和被貶低的本國幣值的調整。理論與實踐都告訴我們,這種調整應該謹慎對待,否則極易引起整個經濟的大幅度震蕩。如日元升值過于激烈,相應配套政策推出不利,致使日本的整體經濟陷于停滯達十年之久。
向下扭曲要素價格,高估企業的獲利能力,確實實現了經濟的快速增長。但是,這種增長只限于模仿階段,具有明顯的階段性。當企業進入創新階段以后,被扭曲的要素價格也包括被低估的匯率都要回升至正常值。如果中國真的已經進入了創新階段,或者是進入由模仿到創新的過渡階段,那么這種價格重估就是常態,而非短期沖擊。要做到兩個接受:一是接受模仿企業獲利能力逐漸下降的事實,二是接受經濟增長率開始放緩的事實。
勞動力的價格增添了社會保障性的支出;資金價格的重新估值是恢復了資本的市場價格,或者,至少是資本價格向其自身的市場價格回歸;資源價格和土地出讓也不再為招商引資服務,開始體現它們應有的價值;這一切都在壓縮企業的獲利能力,進而降低了企業的價值。企業價值的降低宏觀上相應表現在經濟增長率上,就是經濟增速的減緩。
當然,生產要素價格的回歸幅度與速度要有優化選擇,與所處的技術進步路徑的狀態(即模仿實現技術進步與創新推動技術進步的相對比重)相適應。特別是對勞動力的價格回歸更要平穩,如果分配給消費的資源過多,就極易形成未富先老的社會狀態,追求過多的社會福利將使得經濟增長的速度放緩。
對于匯率升值的認識。一般理論研究認為,匯率失衡不論是匯率的高估還是低估,都會使經濟付出福利和效率方面的代價。匯率低估會破壞經濟的內部均衡和外部均衡,并由此引發一系列破壞宏觀經濟穩定和經濟可持續增長的問題。從國民福利和資源配置的角度來看,超貶匯率實際上是全體國民和非貿易部門為出口提供補貼,以匯率低估為代價維持長期的貿易順差是得不償失的。但是,在本文的模仿――創新階段論的分析框架下,本幣貶值不失為加快經濟增長速度的一劑良藥,特別是在發展中國家陷于模仿陷阱之際,更是能夠有效地幫助該國脫離困境。當然,一旦該國技術進步的發展階段離開模仿階段,本幣貶值的這一好處也就隨之消失了。繼續對本幣貶值就會抑制企業的自主技術創新,阻礙了貿易結構的調整和升級,降低全體國民的福利水平。因而,當一國處在創新階段,或者是由模仿向創新過渡的階段時,政府就要下大氣力關注匯率的升值問題。
經濟增長的特征范文2
關鍵詞：增長周期波動；狀態空間模型；Kalman濾波；HP濾波；BP濾波；景氣指數
中圖分類號：F061．2文獻標識碼：A
文章編號：1000-176X（2009）01-0022-08
一、引 言
長期以來，經濟周期波動問題一直是經濟學界和政府部門關注和研究的焦點，經濟學家們不僅提出經濟周期波動研究的經典理論，同時也在不斷開發定量判斷經濟周期波動狀態和特點的方法，以期避免經濟產生更大的波動。由于經濟行為的繁榮和衰退可以通過不同部門經濟變量的時間序列來觀測，因此，可以選取一組與經濟周期波動一致的重要的經濟指標，捕捉經濟周期的共同波動成分。美國國家經濟研究局在20世紀60年代末開發了經濟周期先行、一致和滯后合成指數（Composite Index），用來刻畫經濟狀態和描述未來發展動向，對衰退和復蘇做出預測[7]。這種方法一直使用至今。近年來經濟學家們不斷建立更嚴密的數學模型研究經濟時間序列問題，識別經濟周期的共同特征。自回歸移動平均（Autoregressive Moving Average，ARMA）模型、向量自回歸（Vector Autoregressive，VAR）模型、多元統計分析方法、狀態空間模型和Kalman濾波[6]、HP濾波[3]、帶通（BP）濾波方法[1]等等被廣泛地用來分析時間序列和經濟周期問題。Hamilton用狀態轉移模型（Regime-Switching，RS）模擬了經濟狀態的變化[5]。Stock和Watson利用狀態空間模型，并采用卡爾曼濾波方法構造了捕捉經濟變量之間協同變化的景氣指數，認為宏觀經濟變量的共同變化存在一個共同的成分，這個共同成分體現了經濟系統的景氣狀態，刻畫了經濟系統的協同變化[9-10]。
近年來國內學者對我國經濟增長周期波動做了大量研究，劉金全研究了現代經濟周期理論中的宏觀經濟沖擊及其傳導機制問題[12]；陳昆亭等用濾波方法研究了中國經濟周期波動的特征[13]；陳磊對中國經濟周期波動理論及測定方法做了詳細的論述[14]；劉樹成主編的《中國經濟周期研究報告》中收集了國內學者關于中國經濟周期理論、模型和計量方法研究的新成果[15]。
1．古典周期波動（Classical Cycles）
早期的資本主義國家實行自由放任的經濟制度，其局部平衡和資源配置依靠競爭機制和價值規律進行自動調節。微觀經濟的目標是追求企業利潤最大化，宏觀經濟運行具有很大的盲目性，因而周期性地出現供大于求，即總供求關系失調，結果導致經濟蕭條，失業率上升，壟斷資本形成，競爭機制削弱，經濟危機周期性地發生。從圖1可以看到20世紀30年代大蕭條帶來的美國GDP的深谷。第二次世界大戰前，資本主義國家進入經濟衰退時期，各種經濟活動的“絕對水平”本身處于下降狀態，所以，人們研究經濟周期波動時采用古典型經濟周期的概念是自然的。第二次世界大戰后，各國政府運用立法、財政、金融等手段對經濟進行了大規模干預，這些努力雖然沒有能從根本上克服經濟周期波動和經濟危機，但是從圖2中可以看出經濟波動變得比較平緩了，周期波動的收縮期變短了，擴張期延長了，同時波動的幅度也變小了。例如，美國1961年2月到1969年12月曾連續106個月處于擴張期，且1991年3月到2001年3月美國又連續10年保持一種低速增長的狀態。鑒于經濟周期波動形態的變動，一些經濟學家提出了增長周期波動（Growth Cycle）的概念。[8]
2．增長周期波動
宏觀經濟學研究一國經濟長期增長趨勢和短期波動狀況，前者構成經濟增長理論，后者構成經濟周期波動理論。傳統的宏觀經濟學將經濟的增長與周期、趨勢與波動、長期與短期問題割裂開進行研究，而現代增長經濟周期理論試圖把經濟的長期增長趨勢與短期周期波動二者結合起來進行研究。
經濟增長周期波動的計算方法存在兩種類型：
1．增長循環（Growth Cycles）
增長周期波動的一種類型是把圍繞著趨勢線上下的短期波動稱為增長循環。作為增長循環應用的典型例子，是OECD開發的OECD先行指標[8]。OECD于1978年開始基于“增長循環”的概念，利用景氣分析的手法對其成員國的經濟周期波動進行研究，開發了各成員國除去趨勢的景氣指數CI（Composite Index），并確定了各成員國經濟周期波動的基準日期。
從圖1中可以看出中國工業總產值序列圍繞著趨勢線上下波動，圖2顯示了除去趨勢后增長周期波動的變化。圖1的趨勢序列和圖2的循環序列都采用BP濾波方法對工業總產值序列進行分解的。
2．增長率循環（Growth Rate Cycles）
觀察經濟時間序列的增長率（考察與上年同月或同季比的變化率），如果這些增長率上下波動具有某種規律性，稱為增長率周期波動。中國從改革開放至今的30年來，大多數經濟指標在絕對量上都是增長的，在圖5和圖6中可以看出，從1978年以來中國實際GDP不存在絕對水平的下降，經濟周期波動表現為經濟增長速度的高低。因此，中國大多數研究部門和政府機構研究經濟周期波動都利用增長率周期波動來研究中國的經濟周期波動狀況。
二、利用狀態空間模型及卡爾曼濾波方法構建景氣指數
1989年，Stock和Waston[9]提出了新的景氣指數概念和制作方法。他們認為景氣變動不應僅僅是針對GNP的變動而言，而應該把景氣循環看做更廣泛的包括金融市場、勞動市場和商品銷售市場在內的總體經濟活動的循環。而為了反映以上這些方面的多個總量經濟指標的共同變動，可以認為在這些變量的共同變動背后，存在著一個共同的因素，這一因素可由一個單一的、不可觀測的基本變量來體現。這一基本變量代表了總的經濟狀態，它的波動才是真正的景氣循環。這一不可觀測的基本變量被稱為Stock-Waston型景氣指數。
由于Stock-Waston景氣指數是不可觀測變量，不能利用一般的統計模型求解，本文利用狀態空間模型（State Space Model）估計Stock-Waston景氣指數。狀態空間模型的特點是提出了“狀態”這一概念。而實際上，無論是工程控制問題中出現的某些狀態（如導彈軌跡的控制問題）還是經濟系統所存在的某些狀態都是一種不可觀測的變量，正是這種觀測不到的變量反映了系統所具有的真實狀態，所以被稱為狀態向量。狀態空間模型建立了可觀測變量和系統內部狀態之間的關系，從而可以通過估計各種不同的狀態向量達到分析和觀測的目的。利用狀態空間形式表示動態系統主要有兩個優點：第一，狀態空間模型將不可觀測的變量（狀態變量）并入可觀測模型并與其一起得到估計結果。第二，狀態空間模型是利用強有力的迭代算法――卡爾曼濾波（Kalman filter）來估計的。
2．建立中國經濟增長率周期波動景氣指數
為了利用前述的狀態空間模型和卡爾曼濾波方法建立中國經濟增長率周期波動景氣指數，首先要決定的是構成變量的選取問題。構成變量必須是與我國的景氣變動基本一致，能反映各主要經濟活動領域變化的、相互獨立的有代表性的宏觀經濟變量。為此，我們將表1中所列一致指標組的6個指標作為一致景氣指數的構成指標。這6個指標反映了工業生產、商品銷售、投資、消費、貨幣和外貿等6個經濟領域的變動，所選數據的樣本區間為1980月―2008年3月。同時為了分析物價的波動還篩選了一組物價景氣指標，所選數據的樣本區間為1997年1月―2008年3月。為了得到去掉趨勢的平穩的時間序列，我們分別對所選指標作了與上年同月比，得到增長率序列，并進行季節調整消除季節性因素和不規則因素的影響，最后還要進行標準化處理。
表1中國經濟增長率周期波動景氣指標組本文數據來源于國家統計局《中國經濟景氣月報》和中國經濟信息網《宏觀月度數據庫》。基準指標選擇工業增加值比較合適，但是由于統計數據的限制，該指標的數據較短，而工業總產值數據較長，和工業增加值變化一致，因此采用工業總產值作為基準指標，固定資產投資1992年以前的數據是用基本建設投資增速向前推算得到的；全行業產品銷售收入1994年以前數據用預算內企業銷售收入增速向前推算得到。進口總額是用月度人民幣兌美元的匯率序列轉換為億元人民幣為單位。本文經濟指標篩選方法和景氣指數計算都是采用作者所編制的程序計算。
經濟總量一致指標組物價一致指標組
指標名稱超前或滯后月數相關系數指標名稱超前或滯后月數相關系數
工業總產值增速01．00居民消費價格指數01．00
全行業產品銷售收入增速00．82商品零售價格指數00．97
社會消費品零售總額增速-10．68生活資料工業品出廠價格指數00．93
固定資產投資增速+10．43生產資料工業品出廠價格指數-20．75
進口商品總值增速-10．57農副產品類購進價格指數-20．89
狹義貨幣供應量（M1）增速-20．66原材料、燃料及動力購進價格指數+10．81
注：經濟總量一致指標均是與上年同月比增長率序列，基準指標是工業總產值；物價指數都是上年同月=100的指數，物價一致指標組的基準指標是居民消費價格指數，所有指標都進行了季節調整，去掉了季節要素和不規則要素，“+”表示滯后，“-”表示先行。
分別對表1的2組k（k=6）個指標計算景氣指數。方程（1）―（3）中的延遲構造，即參數（p，q，r）的確定，主要根據BIC準則，同時也參考AIC準則和對數似然函數值的大小。通過對多種（p，q，r）不同組合模型的大量試算和結果比較，最終選擇（p，q，r）=（4，3，2）為最合適的模型。于是利用極大似然法求出了未知參數向量{1，…，4，γ11，…，γ63，θ11，…，θ26，h1，…，h6}的估計值，然后給出Kalman濾波的初值a0和P0，對t=1，…，n，利用Kalman濾波公式反復進行計算便得到了狀態向量αt估計值。αt的第一個元素ct（t=1，…，n）即為經濟增長率周期波動景氣指數。
圖3和圖4分別顯示了利用狀態空間模型和卡爾曼濾波方法合成的中國經濟增長率周期波動的總量景氣指數（記為SS_GR）和物價景氣指數（記為SS_P）。為了便于比較分析，這2個景氣指數均以2000年平均值為100。
通過分析圖3中SS_GR景氣指數波動狀況，可以發現改革開放尤其是市場經濟體制改革以來，經濟增長率周期波動很頻繁，波動幅度也很大。2007年10月經濟總量景氣指數SS_GR達到峰值。
從圖5可以看出以2000年為基年進行比較，2004年以來物價的波動要比經濟周期波動劇烈得多，并且物價波動的峰、谷都滯后于經濟周期波動，大約滯后8個月左右。隨著經濟增長率周期波動處于下降階段，物價增長率周期波動也會出現下降階段。
三、分解趨勢和循環要素的濾波方法
增長循環的研究需要對時間序列進行趨勢和循環要素的分離，如何分離出趨勢和循環成分是增長循環研究的關鍵。較早的趨勢分解方法有一階差分方法、回歸分析方法和移動平均方法等。Beveridge和Nelson分析了差分平穩的時間序列如何分離趨勢和循環，提出了基于ARIMA模型的B-N分解方法[2]。如果差分平穩時間序列的趨勢成分和循環成分生成機制已知，可以將其作為不可觀測成分（Unobserved Component，UC），寫成狀態空間形式（State Space Form）并利用Kalman濾波進行估計。對于多數應用研究來說，B-N分解和UC模型方法過于復雜，因此，研究者又構造了大多數情況下效果都較好的趨勢估計方法，使用最為廣泛的是HP（Hodrick-Prescott Filter）濾波。Baxter和King研制的BP濾波帶通濾波（Band-Pass Filter）有不同的計算方法，為了敘述方便起見，本文將Baxter和King[1]研制的帶通濾波簡稱為BP濾波。，能夠捕捉經濟時間序列中的特定循環成分，可以在此基礎上計算具有經濟增長周期波動特征的景氣指數[1]。
1．HP濾波方法
HP濾波因在宏觀經濟分析中用來得到經濟時間序列的長期趨勢而被廣泛使用[3]。設經濟時間序列為Y = {y1，y2，…，yn}，趨勢要素為T={t1，t2，…，tn}，n為樣本長度。一般地，時間序列Y 中的不可觀測部分趨勢ti常被定義為下面最小化問題的解：
式（6）存在一個權衡問題，即要在趨勢要素對實際序列的跟蹤程度和趨勢光滑度之間做一個選擇。λ=0時，滿足最小化問題的趨勢等于序列yi；λ增加時，估計趨勢中的變化總數相對于序列中的變化減少，即λ越大，估計趨勢越光滑；λ趨于無窮大時，估計趨勢將接近線性函數。一般經驗地，λ的取值如下：
圖6是社會消費品零售總額月度對數序列（季節調整后）、利用HP濾波方法對季節調整后的序列分離出來的趨勢序列圖形，從中可以看到分離結果較好地擬合了社會消費品零售總額月度對數序列趨勢。
2．BP濾波方法
自時間序列分析產生以來，人們對經濟周期波動的分析不僅集中在時間域內，即直接分析數據隨時間變化的結構特征，而且從頻域角度研究經濟周期波動的時間序列譜分析方法也在受到重視和應用，譜分析方法又提供了一種研究經濟周期波動的有力工具。譜分析的基本思想是：把時間序列看做是互不相關的周期（頻率）分量的疊加，通過研究和比較各分量的周期變化，以充分揭示時間序列的頻域結構，掌握其主要波動特征。因此，在研究時間序列的周期波動方面，它具有時域方法所無法企及的優勢。
式（11）為濾波的頻率響應函數（frequency response function），稱|W（e-iλ）|2為濾波的功率傳遞函數（power transfer function）。通過適當設計（11）式中的權重序列，可以使w（λ）在某些頻率區間內等于或近似等于0，這樣就可以將輸入中所有在這個頻率帶中的分量“過濾”掉，留下其它成分。根據被保留下來的頻率位于低頻處、高頻處或某個中間帶上，分別稱為低通濾波（low-pass filter，LP）、高通濾波（high-pass filter，HP）和帶通濾波（band-pass filter，BP）。但是，在實際應用中，我們只能對序列進行有限項濾波，設截斷點為m，這時的頻率響應函數為：
Baxter和King對比了BP濾波與包括HP濾波在內的其他常用的方法，指出線性剔除趨勢方法和一階差分法具有明顯的缺陷，利用HP濾波方法得到循環成分的效果類似于BP濾波的一種特殊形式――高通濾波（high pass filter）[1]，HP濾波方法得到的結果沒有通過BP濾波得到的循環成分光滑?？梢姡诮洕芷诓▌訂栴}的研究中，BP濾波能夠比其他方法更好地達到提取合意的波動成分的目的，因此，得到了廣泛的實際應用。Stock和Watson在研究美國宏觀經濟時間序列的周期波動中采用了BP濾波方法[10]；Gerlach和Yiu在研究亞洲幾個國家的產出缺口中使用了BP濾波方法等[4]。
四、構建中國經濟增長循環景氣指數
1．利用BP濾波方法構建經濟增長循環景氣指數
筆者仍利用表1中一致指標組的月度指標，對這些宏觀經濟指標的對數序列本文BP濾波的計算使用Eviews5軟件。BP濾波在分離時間序列的趨勢和循環要素時，將二者視為相加關系，因此，為了得到實際經濟增長相對于趨勢增長的偏離程度，即循環要素與趨勢要素的比值，可以對原序列進行對數處理，然后再運用BP濾波，就可以得到循環成分相對于趨勢成分的偏離程度。進行季節調整剔除季節性因素和不規則因素的影響，數據區間為1980年1月至2008年3月，然后利用BP濾波分離出循環要素。
在使用BP濾波時，截斷點m的選擇是決定近似理想濾波優劣的根本因素，如果m取值過小，將會在剔除不想保留的成分的同時，也將想要保留下來的成分的一部分剔除掉了。但是，m選擇太大時，序列兩端將缺失過多數據。因此，在保證濾波效果較好的前提下，應該選擇盡可能小的m值。為此，本文考察了不同截斷點數值對頻率響應函數的影響，選擇m =18。BP濾波的周期范圍介于18―60個月之間。為了能夠充分利用近期的數據信息對當前的特征進行刻畫，本文利用ARIMA模型等方法將每個指標都外推了18個月。
本文仍利用狀態空間模型和卡爾曼濾波方法，基于BP濾波計算出來的各指標的循環要素，構建反映中國經濟增長偏離長期趨勢程度的增長循環景氣指數，記為SS_BP（以2000年平均值為100），見圖7。通過中國經濟增長循環景氣指數SS_BP，可以對中國20世紀80年代以來經濟增長中出現的周期波動進行描述和分析。我們研究的增長循環的含義是經濟的實際運行與趨勢水平的偏離程度，這表明中國經濟增長與潛在增長水平的偏離程度的波動是很劇烈的。
2．比較中國經濟增長率循環景氣指數和經濟增長循環景氣指數
觀察中國20世紀80年代以來的經濟增長路徑，可以看出宏觀經濟總量長期處于一種沿著趨于指數型上升的趨勢增長路徑上下波動的狀態，但是短期內實際產出和潛在產出呈現出很大的偏差（產出缺口），這就導致增長型經濟周期波動的存在。經濟在潛在產出的上方運行時，由于存在對生產擴張的約束，即可用資源不足，對向上擴張存在一個直接的限制，使得經濟過熱難以維持。而經濟在潛在產出的下方運行時，由于技術進步、創新和為更新目的所進行的新投資和新的消費熱點等出現，又會開始一種積聚向上的運動，回到長期趨勢水平。政府進行宏觀經濟調控的目的是力圖縮小中國增長型經濟周期波動的幅度，延長經濟周期波動的上升期，縮短下降期，保持經濟處于持續、穩定和適度增長的良好局面。
圖8中將2個景氣指數畫在一起，可以看出兩種景氣指數的差別。中國近年來研究經濟周期波動多以增長率循環為主，增長率指標的缺點是它的波動受前一年的基數影響較大，往往不能準確地反映景氣波動的幅度。由圖8可以看出增長循環景氣指數SS_BP和增長率循環景氣指數SS_GR的大多數峰、谷時點差別不大，但是1990年達到谷后的回升有較大差別。由于1990年的谷太深，前一年的基數較小，故SS_RG回升得很快，而SS_BP在谷底徘徊了一段時間才緩慢回升。另外，在波動的幅度上，兩種不同類型的景氣指數也有差別。除了少數的幾個峰，如1985年和1989年的峰相差不多以外，增長循環景氣指數要比增長率循環景氣指數的波幅小。
五、結論與政策建議
本文使用三種濾波方法研究中國經濟周期波動問題。篩選了反映國民經濟各領域波動的多個重要宏觀經濟月度指標作為景氣指標，這些景氣指標涵蓋了改革開放以來較長的時間區間。首先利用狀態空間模型和卡爾曼濾波方法，計算了中國增長率循環景氣指數SS_RG和物價景氣指數SS_P；其次討論利用HP濾波和BP濾波計算景氣指標的循環要素，最后同樣利用狀態空間模型和卡爾曼濾波方法構建了反映中國經濟增長偏離長期趨勢程度的增長循環景氣指數SS_BP。根據本文的計算結果，對改革開放以來中國經濟增長周期波動的特征進行了分析。本文認為，雖然改革開放30年來我國經濟一直高速增長，但增長型的周期波動還是很激烈的。宏觀調控趨于成熟和市場經濟體制的逐步確立將使中國經濟周期波動振幅減小，市場經濟體系中總需求內在持久的擴張決定了中國在當前經濟周期上升階段出現了平緩和持續期間延長的特征。
本文中經濟增長率景氣循環指數SS_BP分別于2007年10月和12月出現了峰，進入下降階段。由于美國次貸危機引發的金融動蕩及全球經濟的不景氣，對我國經濟穩定造成較大的沖擊，使得2008年以來我國經濟增長周期波動處于下行階段。
對于中國這樣的發展中國家，社會的發展離不開經濟的快速增長，但是，在經濟的快速增長中產生了對各種原材料、能源、礦產資源和土地資源等的高消耗及對環境的高污染等一系列問題。房地產和汽車等行業投資與生產的擴張，帶動了整個投資規模的過快增長。因此，在經濟周期波動過程中出現的問題需要引起足夠的重視，要采取適當的宏觀調控措施，減小經濟周期波動的振幅，延長其上升期，縮短下降期，使經濟快速增長與社會的和諧發展相適應。同時，應該促進粗放型經濟增長方式向節約型經濟增長方式的轉變，增強自主創新能力，提高經濟增長質量，把經濟社會發展轉入全面協調可持續發展的軌道。
參考文獻：
［1］ Baxter M．，R．G．King．Measuring Business Cycles：Approximate Band-Pass Filters for Economic Time Series［J］．The Review of Economics and Statistics，1999，November，81（4）：575-593．
［2］ Beveridge，S．，C．R．Nelson．A New Approach to Decomposition of Economic Time Series into Permanent and Transitory Components with Particular Attention to Measurement of “Business Cycle”［J］．Journal of Monetary Economics，1981，7（2），151-174．
［3］ Cogley，T．，J．M．Nason．Effects of Hodrick-Prescott Filter on Trend and Difference Stationary Time Series：Implications for Business Cycle Research［J］．Journal of Economic Dynamics and Control，1995(a），19（1-2）：253-247．
［4］ Gerlach S．，M．S．Yiu．Estimating Output Gaps in Asia：A Cross-Country Study［J］．Journal of the Japanese and International Economies，2004，（18）：115-136．
［5］ Hamilton，J．D．A New Approach to the Economic Analysis of the Nonstationary Time Series and the Business Cycle［J］．Econometrica，1989，（57）．
［6］ Harvey，A．C．，A．Jaeger．Detrending，Stylized Facts and the Business Cycle［J］．Journal of Applied Econometrics，1993，（8）：231-247．
［7］ Kydland，F．E．and E．C．Prescott，1982，“Time to Build and Aggregate Fluctuation”，Econometrica 50，November．
［7］ Moore，G．H．Business Cycles，Inflation，and Forecasting［M］．Second Edition，NBER，Studies in Business Cycles，No．24，Published for the National Burean of Economic Research，Inc．，1983．61-65．
［8］ OECD．Department of Eocnomics and Statistics［M］．OECD Leading Indicators and Business Cycles in Member Countries1960-1985，NO．39．1987．
［9］ Stock J．H．，M．W．Watson．New Indexes of Coincident and Leading Economic Indicators［M］．In：O．Blanchard and S．Fischer（eds．），NBER Macroeconomics Annual．Cambridge：MIT Press，1989．
［10］ Stock，J．H．，Watson，M．W．Business Cycle Fluctuations in U S Macroeconomic Time Series［M］．Handbook of Macroeconomics，1999，1A．3- 64．
［11］ 董文泉，等．經濟周期波動的分析與預測方法［M］．長春：吉林大學出版社，1998．
［12］ 劉金全．現代宏觀經濟沖擊理論［M］．長春：吉林大學出版社，2000．
［13］ 陳昆亭，周炎，龔六堂．中國經濟周期波動特征分析：濾波方法的應用［J］．世界經濟，2004，（10）．
［14］ 陳磊．中國經濟周期波動的測定和理論研究［M］．大連：東北財經大學出版社，2005．
經濟增長的特征范文3
關鍵詞：新疆；經濟增長方式；全要素生產率
傳統研究經濟增長的理論是從土地、資本和勞動力的貢獻來分析，無法揭示出經濟可持續發展的源泉。內生增長理論特別是新增長理論把技術進步內生化，強調技術進步是經濟長期增長的唯一源泉，為經濟可持續增長指出方向。索洛指出，美國長期人均收入增長中,技術進步起到了80%的作用,投資增加只解釋了余下的20%。正如克魯格曼指出的中國經濟增長的問題一樣，經濟取得了卓越的增長率，卻沒有與之相當的卓越的生產率增長。經濟的增長大部分是資源投入，而不是效率提升的結果。
當前，新疆正處于大發展的新時期，面臨歷史性重大機遇，中央新疆工作座談會提出了新疆跨越式發展和長治久安的戰略決策，進入了新的歷史發展階段。在這一背景下，新疆要實現中央制定的跨越式發展目標，傳統的發展模式不可持續，必須要轉變經濟增長方式。
一、新疆經濟增長方式特征
改革開放30多年來，新疆的經濟發展取得了舉世矚目的成績，從1978年的39.07億元增長到2011年的6574.54億元，年均實際增長率高達10.4％。新疆在大力發展經濟的同時，也在著力調整產業結構和加快農牧業現代化、新型工業化和新型城鎮化“三化”建設來轉變經濟增長方式，但新疆經濟增長方式仍存在增量不增質的問題。經濟增長方式的“三高一低”特征明顯，即高投入、高消耗、高污染和低效益。具體表現為:
（一）資源性產業支撐經濟，產業長期處于低端化，產業利潤長期處于低水平狀態
雖然新疆產業已經融入國際國內產業體系中，但是基本處于價值鏈低端，主要集中在低附加值的能源、原材料等初級產品上。新疆石油石化產業仍占主導地位。2011年，石油石化產業增加值占工業增加值的60%（加上礦產業合計約為67%）。2011年新疆原煤、原油產量分別為1.12、0.26億噸，分別增長20.8％和2.2％。2011年新疆重點監測的十大產業中，資源類的有色、化學、煤炭、鋼鐵工業分別增長32.9%、31.2%、22.5%、17.7%，而裝備制造工業則下降3.3%。
（二）產業結構比例不協調，重化工業特征明顯
與發達國家和我國東部省區相比，新疆的整體產業結構明顯存在比例不協調的問題。2011年，新疆的第一產業占GDP的17.3%，第二產業占50%左右，服務業占32.7%。相比2002年18.9︰37.4︰43.7的結構，近十年產業結構呈逆向調整，當前進一步強化了重化工業化趨勢，第三產業則呈下降趨勢。橫向與全國產業結構10︰47︰43相比，也呈現出第一二產業過高，第三產業偏低的特征。2010年新疆輕重工業比例為13.7:86.3，重工業中加工制造業僅占工業增加值的8.3%，說明新疆工業發展基礎薄弱，工業體系不健全，產業鏈發育不完備。
（三）新型工業化發展不足
新疆2005年提出的新型工業化，比全國晚了3年，是以農業為重點向以現代工業為重點的重大戰略轉型。但當前的工業增長仍然依賴于石油開采、化工、電力等傳統行業。在信息工業基礎上發展起來的新型工業絕對發展迅猛，相對發展不足。全國新型工業化戰略持續穩步上升，但新疆尚處于起步階段。按照胡毅與邢瑞軍（2011）的綜合新型工業化指數，新疆從2001年的52分降低至2008年的43分。以新疆風電產業為例，風電裝機量增長緩慢，從2000年的7.3萬KW，增加到2009年的100.3萬KW，但占全國份額卻從21.08％下降到3.89％。
（四）高投入與高消耗并存
2011年新疆全社會固定資產投資總額為4712.77億元，占GDP的比重逐年增大，從1978年的33%逐年增加到2011年的72％。這反映出新疆經濟的高速增長在相當程度上是靠高投入支撐的。新疆經濟結構中，傳統產業所占比重很大，這種格局決定了其經濟增長必然要依賴相當大的資源與要素投入。新疆的石油加工、建材、鋼鐵、有色、電力等高耗能行業能源消費比重占規模以上工業企業能耗的四分之三。2009年，新疆萬元GDP能耗為1.93噸標準煤/萬元，是全國平均水平的1.8倍，其中，萬元工業增加值能耗為3.10噸標準煤/萬元，是全國平均水平的1.5倍。新疆屬于典型的高耗能工業。
二、基于全要素生產率的新疆經濟增長分析
探討和描述經濟增長方式的文獻非常多，依據不同的判斷標準和視角有多種增長方式，但從定量的方法來分析經濟增長方式的方法是全要素生產率(Total Factor Productivity，簡稱TFP)方法。TFP方法是分析經濟增長方式的重要工具，估算TFP有助于進行經濟增長源泉分析，即分析各種要素對經濟增長的貢獻，確定增長的可持續性。TFP的增長是支持經濟長期增長的唯一源泉，是一個國家和地區經濟增長質量、技術進步和管理效率提高的重要標志。
（一）全要素生產率
經濟增長的特征范文4
關鍵詞可持續；包容度；環境全要素生產率；系統廣義矩估計
中圖分類號F061.2文獻標識碼A文章編號1002-2104(2012)07-0101-08doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2012.07.016
改革開放以來，中國經濟經歷了長達30多年的持續高速增長。但是高投入、高污染、低效率的經濟發展方式，使得經濟高速增長的同時，面臨著資源耗竭與環境惡化并存的局面，技術進步、人力資本等要素對經濟增長的貢獻率偏低，從而制約經濟的長期增長。中國政府也充分認識到粗放型經濟增長方式存在的顯著弊端，在“十二五”規劃中提出加快轉變經濟發展方式是實現包容性增長的前提條件。因此，要體現出經濟增長的包容性，必須既要提高技術進步、人力資本對經濟增長的貢獻度，實現經濟的長期增長，又要滿足經濟可持續發展的要求，達到經濟發展與資源利用、環境保護相協調。
1文獻回顧
如何判斷經濟增長對可持續的包容，投入要素和全要素生產率對產出增長貢獻的此消彼長成為判斷經濟發展方式轉變的主要標準［1］，也是衡量經濟增長可持續性的關鍵指標。隨著資源與環境逐漸成為中國經濟可持續增長的制約因素，一部分文獻將資源與環境因素納入到中國全要素生產率研究［2-5］。這些研究雖然考慮了資源與環境因素對中國經濟增長的影響，但忽視了人力資本在經濟可持續增長中的決定作用，顯然無法全面解釋經濟如何實現對可持續的包容。
另一部分文獻則從人力資本、技術進步在經濟增長中的貢獻角度分析如何實現經濟增長的可持續性。蔡昉、王德文［6］通過對中國改革以來經濟增長的因素進行分解，發現雖然20世紀80年代以來的經濟增長中，傳統要素投入的貢獻大于人力資本和生產率的貢獻，但從彈性系數來看，人力資本的增長貢獻在未來有巨大潛力。經濟增長前沿課題組［7］通過論證高投資、高污染、高能耗的增長模式給政府帶來的宏觀成本來說明要保持經濟增長的可持續性，必須轉變增長模式，指出只有采取促進技術進步的政策措施，提高TFP和企業競爭力，才能實現經濟的可持續增長。王小魯、樊綱、劉鵬［8］通過構建包括人力資本貢獻的生產函數，實證檢驗說明，經濟增長中勞動力數量簡單擴張正在被人力資本提高的依賴取代，這反映了增長方式的轉換。這些文獻雖然都論證了技術進步、人力資本對于中國經濟可持續增長的影響，但是沒有考慮到資源與環境因素對經濟可持續增長的硬性約束，因而對于解釋中國經濟增長的可持續性不具有很強的說服力。
綜上可以看出，無論是沿著資源利用、環境保護的角度研究中國經濟的全要素生產率增長，還是從內生增長理論的角度分析人力資本、技術進步對中國經濟增長可持續性的貢獻。都只是從一個側面反映經濟增長模式的狀態及其轉變。本文試圖將資源與環境約束，人力資本投入納入到包容性增長的統一框架中，測算經濟增長對可持續的包容程度，并實證分析影響經濟增長包容性的決定因素，從中找到實現經濟可持續的路徑。
本文的余下部分結構如下：第二節介紹經濟增長對可持續包容的理論解釋；第三節介紹全要素生產率指數計算方法及使用的數據；第四節測算出全要素生產率變動及經濟增長對可持續的包容程度；第五節是結論和政策建議。
2經濟增長對可持續性包容的理論解釋與評價方法2.1經濟增長對可持續包容的理論界定
關于包容性增長的內涵雖然沒有統一的認識，但從經濟增長的結果來看，包容性增長意味著經濟在保持持續、穩定、快速的增長過程中技術進步、人力資本等投入要素對經濟增長的貢獻占主導地位，同時資源節約利用、環境污染治理在可控范圍。現有文獻研究經濟增長的可持續性主要是指環境與資源可持續性問題，而本文中對可持續性的界定包括：發展方式的可持續性、資源環境的可持續性。據此可以看出，要實現經濟增長對可持續的包容，必須包含以下兩個方面：
2.1.1經濟增長對發展方式的可持續性的包容
經濟發展方式從要素的使用來講，是生產要素的分配、投入、組合和使用的方式。因此，按照經濟增長的投入要素，可以分為粗放型發展方式或集約型發展方式。發展中國家在發動經濟增長的初期因為生產要素的成本較低，在實施趕超戰略，試圖在較短時期趕上發達國家的過程中，表現為傳統型、粗放型特征。但是，隨著經濟發展水平的不斷提高，資源環境對經濟增長的剛性約束以及居民消費需求的升級，片面追求數量、速度的粗放型發展方式難以為繼，相應的發展方式也必須轉變為質量、效益型的發展方式，即在適當的生產要素投入的基礎上，技術進步與人力資本的貢獻更大，從而實現經濟增長對可持續性的包容。
經濟增長的特征范文5
【關鍵詞】江蘇省 縣域 消費 經濟增長 貢獻率
一、江蘇縣域消費與縣域經濟增長的基本情況
（一）江蘇縣域經濟發展現狀
近幾年來，江蘇各地按照科學發展觀的要求，認真貫徹落實加快縣域經濟社會發展的各項舉措，搶抓機遇，攻堅克難，縣域經濟呈現出速度加快、質量提高、效益增加的良好發展態勢。
1.經濟發展速度加快，總量規模擴大。2012年，江蘇縣域全年完成GDP27211.55億元，占全省50.34%。縣域GDP平均規模為566.91億元，比上年增加61.78億元，GDP超過千億元縣市5個，五百到一千億的10個，二百到五百億30個，一百到二百億3個，一百億以內的沒有。
2.經濟效益顯著提升，居民收入較快增長。2013年，縣域公共財政預算收入達2117.74億元，占全省40%?？h域工業實現增加值12786.72億元，占全省50.86%，成為工業產出的主要區域?？h域在崗職工平均工資41828.6元，縣域農民人均純收入12733.5元。
3.需求作用增大，投資增速加快。2013年，縣域實現社會消費品零售總額7304億元，縣域外貿出口1276.23億美元，縣域固定資產投資13388.88億元。
4.產業結構不斷升級，工業支柱作用明顯。2013年，縣域全部工業增加值12786.72億元?？h域經濟明顯地表現為第二產業領先增長的特征，工業在GDP增長中占主導地位?？h域GDP中三次產業結構由1978年的54.9：29.1：16調整為12.2：49.62：38.18。
（二）江蘇縣域消費情況
消費水平是衡量一個區域消費市場的重要因素，具有狹義與廣義之分，狹義的消費水平是指按人口平均的消費品（也包括勞務）的數量，可以用貨幣體現，也可以用實物表示廣義的消費水平不僅包括消費品的數量，而且包括了消費品的質量，這里我們分析的是狹義的消費水平。
由于研究的對象是縣域，很難獲得比較具體的數據，這里用社會消費品零售總額和人口的比例來衡量消費水平。社會消費品零售總額是衡量一個區域一定時期內所有居民和社會團體所消費的金額，這個指標和人口的比值，表示人均社會消費品零售總額，用來衡量社會消費水平。
由上表1可以看出，2002年到2012年，江蘇縣域社會消費品零售總額具有較大幅度的增長，2012年是2002年的4.86倍，尤其是進入2006年以后增幅大幅加快，人均社會消費品零售總額也有較大幅度的增長，有2002年的人均3044.05元增長到2012年的人均14787元，增幅與社會消費品零售總額大體相當，因為這幾年間江蘇縣域人口沒有太大的變化。
二、江蘇縣域居民消費對縣域經濟增長貢獻的情況分析
本文根據2013年江蘇省統計年鑒中48個縣（市），剔除之前年份的現已變為區的市（縣）。通過對江蘇各縣（市）國內生產總值、社會消費品零售總額等原始數據的計算分析，整理出各年份江蘇縣域GDP總量及增加量、社會消費品零售總額及增加量。
本文主要測度江蘇縣域消費對縣域經濟增長的影響，通過江蘇縣域的消費率與消費需求對經濟增長的貢獻率這兩個指標來具體分析：
消費率=最終消費/GDP×100%；
消費對GDP的貢獻率=消費的增長量/GDP的增長量×100%。
江蘇縣域消費對縣域經濟增長貢獻的測度結果及其特征分析：
（一）縣域消費對經濟增長貢獻的測度結果
根據以上指標計算公式，江蘇縣域消費率與消費需求對經濟增長的貢獻率，江蘇省消費率與消費需求對經濟增長的貢獻率的百分比計算結果如表2、表3所示。
（二）縣域消費對江蘇縣域經濟增長貢獻的特征
2002～2013十年來，江蘇縣域消費率基本在25%～27%之間，2005年達到27.51%的最高點之后，基本穩定在26%左右?？h域消費率與全省消費率相比還存在一定差距。同時，江蘇縣域消費對GDP的平均貢獻率為26.25%，而江蘇全省消費對GDP的平均貢獻率為34.37%。由此可見，十年來，雖然消費量在增加，對經濟增長的貢獻也仍然是正的，但是縣域消費對經濟增長貢獻率偏低，消費對經濟增長的基礎性作用未得到充分的發揮，總體貢獻仍顯不足。
三、提升縣域消費對江蘇縣域經濟增長貢獻的對策
（一）增加縣域居民的收入，提高居民的消費能力
1.切實增加農村居民收入。要按照中央的要求，采取各種有效措施加大對農業的投入和扶持力度，積極調整農業和農村經濟結構，發展優質、高效、高附加值農業；深化糧食流通體制改革；繼續推進農村稅費改革，加強對種糧農民“種糧直補”的督查工作，同時要防止出現稅內負擔減輕、稅外負擔加重的問題。
2.提高城鎮中低收入人群收入。要努力擴大就業，不斷提高城市中低收入居民的持久性收入，穩定居民收入預期。同時可以考慮以稅收和補貼方式調整收入分配，增加對失業人員的補貼，完善最低生活保障體系，解除居民即期消費的后顧之憂。
（二）健全社會保障體系，引導消費預期。
對于住房、養老、醫療、就業等涉及城鄉居民切身利益的改革，要合理把握改革的力度和節奏，避免居民負擔加重，降低縣域對未來支出預期的不確定性[19]。加快建立農村最低生活保障和醫療保障體系，減輕農村居民的養老、醫療等支出負擔，增強消費者信心，提高農村居民消費的貢獻率。此外，要擴大社保的覆蓋面，拓寬社保資金的征集范圍，加大社會保障資金的籌資和融資能力，彌補資金缺口[20]。要強化社保的立法和執法監督，加大社保基金的運作透明度，防止腐敗，取信于民。
（三）創造更加寬松的消費環境
1.要建立健全社會信用體系，發展消費信貸。大力普及信用文化，加快信用立法，建立健全社會信用體系，規范和鼓勵信用服務中介機構發展。大力宣傳消費信貸，積極拓寬消費信貸領域，創新消費信貸品種，不斷擴大消費信貸的規模[22]。
2.加快城鄉基礎設施的完善。解決類似堵車等制約城鎮居民對汽車等高端耐用物品消費的問題。加快農村基礎設施的建設，不僅能夠促進農村經濟的快速發展，改善農民生活環境，對農民的消費觀念改變和消費能力提高影響巨大。
參考文獻
[1]尹世杰.消費需求與經濟增長[J].消費經濟學，2004（5）：37.
[2]嚴先溥.消費升級為經濟增長提供強勁動力[J].消費經濟學，2004（1）：46-49.
經濟增長的特征范文6
財政收入增加意味著政府干預經濟的能力增強，其對經濟增長的影響力將因此變大。不過，政府干預對經濟增長的效應可能是正的，也可能是負的，主要是看這個干預的手段、方式和方法。利用現代計量工具對這種效應進行定量分析，具有非常重要的意義，一方面可以在理論上檢驗凱恩斯關于政府需求管理政策對撫平經濟波動、促進經濟持續增長的理論假說;另一方面可以對政府干預經濟的實踐活動提供理論指導，以修正和優化各種財政干預政策。
1.三大作用機制。我們將財政增收對經濟增長效應的邏輯作如下理解，如圖1所示，財政增收對經濟增長的作用是間接的，這種作用主要是通過政府的各項財政支出來實現的。財政支出可以分為支出比率和支出結構兩個部分。其中，支出規?？梢杂秘斦С雠c財政收入之比來表示;支出結構可以根據支出的性質劃分為政府支出、民生支出與發展支出三大類，用它們占總支出的比重來表示不同的財政支出結構。政府支出包括了一般公共事務支出、公共安全支出和城鄉社區事務支出三項，民生支出包括社會和就業、醫療衛生、教育和環境保護等四項支出，發展支出則包括農林水事務、交通運輸、科學技術和文化體育等四項支出。
2.計量模型設定。凱恩斯在構建其宏觀經濟學架構時指出，經濟增長、充分就業、價格穩定和收支平衡是宏觀經濟政策的四個主要目標。由此，也可以看出經濟研究學者們對經濟增長的關注和重視。不過到目前為止，也尚未得出一套令所有人都滿意的經濟增長理論。本研究傾向于把經濟增長看做是一個生產過程，即投入一定的要素組合得到一定產出水平的過程。投入要素可以分為勞動力、資本、技術與制度等，而產出則主要表現為地方GDP。于是，我們可以柯布—道格拉斯生產函數的形式構造如下的經濟增長分析模型。
3.樣本數據描述。將湖南省財政收入與支出的5項主要變量的原始數據進行初步統計，可以從中看出財政收支的主要特征。(1)反映宏觀稅負水平的“財政收入占GDP比重”數據的特征。湖南省該項數據的最大值10%左右，最小值在4%左右，平均值在6%左右，這個比重比全國平均水平要低(見圖2)，更加低于國內其他發達地區。不過，宏觀稅負并不是越低越有利于區域經濟的增長。因為區域經濟增長過程中政府在很多方面都必須扮演重要的角色為區域經濟增長提供足夠的支持。如公共服務功能的完善、公共基礎設施的提供以及對經濟的必要干預等。而這些政府活動需要足夠的財政收入來支撐，特別是對于經濟快速發展的湖南省來說更加是如此。因此宏觀稅負過低有可能會對經濟發展造成不利的影響。(2)反映財政支出比率的“財政支出與財政收入之比”數據的特征。湖南省100個區縣中財政支出比率的最大值為25左右，最小值在1左右，100個縣區的均值在4左右，這項數據比全國各地平均水平2要高很多。這表明，湖南省地方財政收入遠不能滿足支出的需求。實際上，超支部分主要由國家轉移支付和土地出讓金等資金填補。但是，由于除稅收以外的其他財政收入來源都具有不確定性和不可持續性，因此過大的支出規模有可能會破壞財政收入與經濟增長之間良性循環關系的形成。(3)反映政府運轉成本的“政府支出比重”數據的特征。如表1所示，湖南省政府支出比重的最大值在55%左右，如2009年長沙市的58%、2008年長沙市的57%和2007年洪江市的54%;最小值在12%左右，如2007年的湘陰縣、2008年的嘉禾縣和2009年的新邵縣;均值在25%左右，這項數據比全國平均水平30%要低許多，表明湖南省政府運轉成本較低、處于相當理想的狀態。因此，若對經濟發展有必要，仍可考慮增加政府支出比重。(4)反映政府對人民群眾生活水平提升關注程度的“民生支出比重”數據的特征。在理論上講，人民群眾生活水平的提升是一國(或一地)經濟發展的終極目標，因此在經濟增長的過程中必須高度重視提升財政支出中的民生支出比重，以此來激發人民群眾對經濟發展的積極性。從表1的數據來看，湖南省2007～2009年間民生支出比重最大的地區分別是懷化市(58%)、祁陽市(61%)以及益陽市(64%);2007～2009年民生比重最低的地區分別是洪江市(27%)、長沙市(26%)以及岳陽縣(26%);全省民生支出比重的均值是50%，比全國各地均值的40%要高出10個百分點，這表明湖南省相對來說更加重視經濟增長給人民群體生活帶來更多的實惠。(5)反映政府對經濟可持續發展投入的“發展支出比重”數據的特征。區域經濟的發展需要政府提供許多公共基礎設施，這關系到經濟社會發展的可持續性。例如，農林水事務支出關系到第一產業的穩定發展問題，交通運輸關系到國內(或區內)生產要素和商品的流動問題，科學技術則關系到生產力能否持續提升的問題，而文化體育事業則關系到一國軟實力的積累問題。從表1的數據來看，湖南省2007～2009年間發展支出比重最大的地區分別是株洲縣(31%)、岳陽市(31%)以及石門縣(30%);這三年發展比重最低的地區均是株洲市，在5%左右;該項數據的全省各地均值是18%，比全國各地均值的20%要略低一些，這表明湖南省對未來發展的重視程度與全國平均水平基本持平。從地市級單位來看湖南省財政收支狀況的地區分布。在這幾年時間里財政收入占GDP比重較高的地區是長沙市、株洲市和湘西州，較低的是岳陽市、益陽市和衡陽市，經濟水平較高和較低地區的比重均較高，而中等收入地區的比重往往較低。財政支出與財政收入之比較高的地區是湘西市、懷化市、永州市、益陽市等，較低的是長沙市、株洲市、湘潭市、常德市和衡陽市等地區，其中的規律是經濟相對發達的地區財政支出與財政收入之比就相對較低，表明了這些區域的自身造血功能較好，在財政增收與經濟增長之間形成了較好的良性循環關系。湖南省財政支出結構的區域分布情況從整體上來看主要呈現如表2所示特征。第一，長株潭地區財政支出的特點是重發展，但在政府運作成本控制上稍弱，民生投入方面長沙市和湘潭市都偏低，此外湘潭市的財政支出特征相對不顯著。第二，湘南地區財政支出特征顯著，其中衡陽市、郴州市和永州市在控制政府運作成本方面較成功，衡陽市、永州市和邵陽市在民生支出方面非常重視，郴州市和邵陽市在發展支出方面則做得更好。第三，洞庭湖地區財政支出方面則主要顯示出低政府運作成本和高民生支出的特點，不過在發展支出方面還投入的相對過低。第四，湘西地區的特征不是特別顯著，只有懷化市和湘西州在發展支出方面相對較大，其他方面則無明顯特征。
二、模型估計與結果
進行模型估計之前，要先對數據進行初步的分析，以判定數據是否與計量模型(5)的線性設定相吻合。圖3是財政收入占GDP比重變量Rev與GDP之間的散點圖。其中，空心點是2007年的數據，實心點是2008年數據，半實心點是2009年數據;三根直線是使用OLS方法分別對三組數據進行一元線性回歸得到的回歸方程。如圖3所示，湖南省財政收入占GDP比重與GDP總量之間呈明顯的線性負相關關系。這表明，我們的模型(5)設定它們之間存在線性關系的假設是基本正確的。Exp與GDP間散點圖與此類似，不作贅述。這表明，模型(2～5)設定它們之間存在線性關系的假設是基本正確的。面板數據的解釋變量容易出現共線性問題，模型可能因此出現奇異矩陣而無法估計或者估計結果有偏。利用相關分析我們發現，Emp分別與Rev、Exp、GExp、PExp和DExp之間的相關性均非常弱，同時Mrk分別與Rev、Exp、GExp、PExp和DExp之間的相關性也非常弱，因此初步認定這些解釋變量之間不存在共線性，不需考慮模型的線性相關問題。
三、結論與啟示
1.湖南財政增收對經濟增長有阻滯效應。模型回歸結果表明，湖南省財政增收與經濟增長之間出現了負相關關系，主要原因是湖南省平均稅負過低，導致財政緊張不能滿足快速發展的湖南經濟建設需求，從而制約了湖南經濟發展。多年來，湖南省財政收入占GDP的比重在全國來說處于下游水平，財政收入的缺口主要依靠土地出讓金、國家轉移支付等非稅收收入來彌補，而這些收入來源是極不穩定的，且容易引致如房價過高、過度依賴中央扶持等問題，這都不利于湖南省經濟社會的長期穩定和可持續發展。因此湖南在經濟發展中，應適當提高稅負，促進財政增收。
2.湖南財政支出比率對經濟增長有消極作用。當前國際學術界對財政支出的方式有兩種不同的觀點。一種是“量入為出”，即以保持財政收支的均衡為主要目標。另一種是“相機抉擇”，即以經濟發展的實際需要作為財政支出的主要目標。盡管兩種觀點存在很大分歧，但二者均支持財政支出比率對經濟增長的影響存在一個合理水平的問題。當財政支出規模相對財政收入規模過大時，不管政府管理政策是何種目的，都將直接影響政府的信用水平和經濟增長的質量。從模型實證結果來看，湖南財政支出比率相對過大了，這可能是由于近年來湖南省經濟發展很快，各項建設資金需求量較大，政府不斷擴大財政支出規模造成的。因此湖南應適當降低財政支出比率，有效控制建設資金支出規模，促進經濟飛速發展。
