经济增长论文篇(1)

一、对内生增长理论的回顾与反思

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。

参考文献:

1.Aghion,PhilippeandHowitt,Peter,1992.AModelofGrowthThroughCreativeDestruetion.Eeanometriea,March,60(2),325-351.

2.Aghian,Philippe,andHowitt,Peter,1997.AShumpeterianPerspectiveonGrowthandCompetition.InAdvancesinEconomiesandEeonometries:TheoryandApplications,SeventhWorldCongress,VolumeH,FAitedbyM.Kreps.CanbridgeUniversityPress.

3.Aghiom,PhilippeandHowitt,Peter,1998.EndogenousGrowthTheory.Carobridge,MA:MITPress.

4.Eicher,T.S.andTuroovsky,S.J.,1999.Non-sealeModelsofEcanomicGrowth.TheFeonomicJournal,109(July),394-415.

5.Grossman,GeneM.AndHelpman,1991.InnovationmadGrowthintheGlohalEconomy.Cambridge,TheMITpress,23-139.

6.Jnnes,Charlesl.,1995.TimeSeriesTestsofEndogenousGrowthModels.QuarterlyJoumalofEconomies,May,110(2),495-525.

7.Jones,Charles1.,1999.Growth:WithorWithoutScaleEffects?AmericanEconomicReview,89(May),139-144.

8.Jovanovic,Boyan,1997.LearningandGrowth.InAdvancesinEconomicsandEconometrics:TheorymadApplieatians,SeventhWorldCongTess,VolumeI1,EditedbyM.Kreps.CambridgeUniversityPress.

9.Peretto,Pietro,1998.TechnologicalChangeandPopulationGrowth.JournalofEconomieGrowth,Dec.,3(4),pp.283～311.

10.Rivera-Batiz,LuisA.andRomer,P.,1991.EconomieIntegrationmadEndogenousGrowth.QuarterlyJournalofEconomies,106(2),May.

11.Romer,PaulM.,1986.InereasingReturnsandl,ong-RunGrowth.JournalofPoliticalEconomy94,1002-1037.

12.Romer,PaulM.,1987.GrowthBasedonlnereasingReturnsDuetoSpecialization.AmericanEeonomieReview,77,2(may),pp.56-62.

13.Romer,PaulM.,1990.EndogenousTechnologicalChange.JournalofPolitiealEeonomy,98,5(October),PartH,pp.71～102.

14.Young,Alwyn,1998.GrowthWithoutSt:aleEffects.JournalofPoliticalEconomy,February,106(1),pp.41～63.

15.胡永远、李少斌:《“逆向选择”下的个人人力资本投资》,载《人口与经济》,2001(6)。

16.李启明等:《过剩经济对我国投资领域的影响分析》,载《管理世界》,1999(2)。

经济增长论文篇(2)

关于“粗放”、“集约”概念的使用，最早见于农业经济学中，当时称“粗放经营”和“集约经营”，后来才被引申到整个经济领域。最初，粗放经营的含义是指一定量的生产资料和劳动分散投在较多的土地上，进行粗耕简作的经营方式；集约经营则指在一定土地面积上集中投入较多的生产资料和劳动，进行精耕细作的经营方式。前者通过扩大耕地面积，广种薄收，增加总产；后者借助增大投入，精耕细作提高单产。

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，

表3

经济增长论文篇(3)

随着经济金融化，资源的分配，学者们对金融发展所体现的作用越来越受到重视。专家学者们已经达成共识:经济增长受金融发展的影响，但是经济与金融之间是什么样的联系学者难以给出定论。也这是由于如此，本篇文章通过基于向量自回归(VAR)模型的实证来分析来对安徽省经济增长与金融发展之间的关联性进行了研究，并根据最后的研究结果回答了安徽省金融发展与经济增长之间是否存在相同的关系。

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。

(3)通过格兰杰因果关系测试可明显发现短时期内经济增长、对外开放程度、劳动投入、固定资产投资等有一定关联，经济增长主要取决于对外开放程度、劳动投入、金融发展等。与此同时还可明显发现固定资产投资、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。

经济增长论文篇(4)

（一）中国总债务规模与国内生产总值的变化从总体规模上看，随着国内生产总值的不断扩大，社会总债务规模也在不断的增大。由图1可知，社会总债务规模由1997年77780.45亿元增长到2013年1059457.021亿元，年均增长率为16.6%。与此同时，国内生产总值在1997年至2013年之间由78973亿元增长到568845亿元，年均增长率为13.55%。截止到2013年底社会债务总额占GDP的比重约为186.24%，已经接近发达国家平均水平。另外，由图1还可以看出，我国总债务水平的增长分为两个阶段，在1997～2007年之间，我国债务总额的增长趋势较为平滑，自2008年之后出现了明显的陡峭上扬。而国内生产总值一直都表现为平滑的增长。

（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。

四、结语

经济增长论文篇(5)

对2000—2012年度安徽省经济增长质量的评价分析，借助统计分析SPSS软件，根据时间序列指标体系运用时序因子分析法进行经济增长质量指数测度，并与浙江省、全国进行比较。

（一）数据来源及处理数据样本为安徽省、浙江省、全国，样本时序长度为2000—2012年共13期；用于分析的客观基础数据从国家统计出版社出版的安徽省、浙江省和中国相关样本年份的统计年鉴、统计信息网和国家统计局网站获取，部分数据来源于新中国60年统计资料汇编。其中，全要素生产率增长率的估算中，关于资本存量的估算采用张军的方法［17］；全要素生产率的测定采用非参数的DEA－MALMQUIST指数法在Deap2．1软件中实现。潜在产出根据平减后的真实GDP数据采用HP滤波方法，取λ＝100得到。由于数据的不统一，有关人均受教育年限主要根据有关省和国家的统计年鉴数据按照达到相应文化程度需要经历的受教育年数（小学为6年、初中为9年、高中为12年、大学为16年）和相应人口比例通过加权平均测算所得。对指标体系中的逆向指标运用极大值与指标的差值使其正向化；指标体系中的所有指标统一为同一正向指标后，为了消除量纲差异，同时又不改变指标数值的分布规律，采用均值化处理方法。

（二）时序因子分析法测度时序因子分析法是将时间维度与传统因子分析结合起来的一种多元统计分析方法。在综合评价的各类方法中，由于因子分析法具有变量降维、直接源于数据本身的结构而具有客观性的因子得分权重以及计算方法简明实用、比较规范等优点，因而在评价实践中应用普遍。具体分析步骤如下：1．前提条件的判断利用均值化处理后的变量数据相关矩阵采用主成分分析方法，经反复比较统一抽取前2个主因子，坐标轴旋转方法采用方差最大化法，得到安徽、浙江、全国的经济增长质量的稳定性、协调性、持续性、潜力和福利性等五个维度的KMO值均在0．5～1．0之间，在1％显著性水平下Bartlett球形检验皆拒绝原假设，表明选取的2000—2012年安徽、浙江、全国的经济增长质量的基础指标数据适宜在各维度进行因子分析。2．计算因子综合得分利用满足因子分析前提条件所得的前期结果，分别得到经济增长质量五个维度的2个主因。根据式（1）并利用2个主因子线性得分函数可以求出经济增长质量各维度的基础指标系数向量，并对系数向量作规范归一化处理得到相应权重（结果见表2）；运用式（1）计算各维度指数（结果见表3）。对上述五个维度指数F1t，F2t，…，F5t（t＝2000，2001，…，2012）是否适合作因子分析进行判断：通过抽取2个主因子（k1，k2），安徽省、浙江省、全国的变量共同度均高于80％、累计方差贡献率也都在85％以上；KMO值都在0．70以上、Bartlett球形检验均拒绝原假设。因此，各维度指数满足因子分析前提条件。进一步计算顶层的因子得分值（经济增长质量指数）Ft（t＝2000，2001，…，2012）：以2个主因子的方差贡献率作为权重分别对其线性得分函数值（k1t，k2t）进行线性加权求和。同样，根据式（2）并利用2个主因子线性得分函数可以求出各维度指数的系数向量，对系数向量作规范归一化处理而得到其相应权重（见表4）；运用式（1）计算得到经济增长质量指数（见表5）。

（三）二次加权评价法测度为反映评价对象在样本期间总体上的经济增长质量水平以及便于评价对象之间的直观比较，本文运用二次加权评价法［19］将评价对象在多个时间上的综合评价值通过时序集结算子转换为一个点值，形成对原有评价信息的转换，即将时序动态综合评价转化为静态综合评价。这里采用时序加权平均（TOWA）算子，其时间权重通过时间权重向量熵的非线性规划求解得到。根据时序因子分析结果（见表3和表5）运用TOWA算子，测算出静态综合评价值（结果见表6）。

二、测度结果的解释和分析

（一）从经济增长质量指数来看时间跨度为2000—2012年的13年间历经“十五”“十一五”和“十二五”的前两年，安徽省经济增长质量指数表现出小幅波动并呈上升趋势的动态变化特征，由2000年的－0．56经历短暂波动后，稳定地上升到2012年的1．053。与浙江省和全国的经济增长质量指数的变化轨迹相比较，后二者具有周期性波动的特点（见表5）。其中，安徽省经济增长质量水平高于浙江省的有7年（2000—2002年、2008年、2010—2012年），而好于全国的有9年（2000—2002年、2004年、2008—2009年、2010—2012年）。从近期看出（见表6），安徽省经济增长质量总体水平（0．915）优于全国（0．824）、浙江省（0．768）。在安徽省经济增长质量指数中，通过各维度指数的权重（见表4）可知，正向影响的维度指数有稳定性指数、协调性指数、潜力指数和福利性指数，其中福利性指数影响最大，为0．6095，其次是稳定性指数0．4961和潜力指数0．3664，只有持续性指数为负向影响，且对经济增长质量影响也较大，为－0．4033。而浙江省和全国对经济增长质量水平有负向影响的也是持续性指数，影响幅度大致接近；其他正向影响的四个维度指数中，浙江省最大的是潜力指数，为0．5321，全国最大的是稳定性指数，为0．5873。由此，可以说明安徽省经济增长质量在持续、稳定地上升，近期总体上要好于全国、浙江省，而且经济增长的福利性、稳定性和潜力的贡献较大，特别是在“十二五”开局的两年内，比全国、浙江省的经济增长质量水平有明显增进，这与安徽省一系列的规划、政策的实施（如《经济强省建设实施纲要》的着力推进、合芜蚌自主创新综合试验区和国家技术创新工程试点省建设、推进皖江城市带、合肥经济圈、皖北振兴等）和经济发展环境的改善、居民福利水平的增进有着密切的关系，但经济增长的持续性值得关注。

（二）从经济增长质量各维度指数来看1．经济增长的稳定性经济增长的稳定性是经济健康运行的重要基础，良好的稳定性反映经济增长过程中资源的配置和利用效率的改善。安徽省的稳定性指数呈明显频繁波动的特征，动态路径大致与浙江省、全国基本一致，只有2004年、2008年呈现偶然性剧烈波动（见表3），这与经济系统之外的冲击如“SARS”病毒传播、世界性金融危机爆发有关。由表4可知，影响安徽省稳定性的基础指标均为正向贡献，其中，经济增长率波动系数（X1）的贡献最大，权重为0．6862，其次为通货膨胀率（X2），其系数和权重分别为0．2584和0．5381，但浙江省的经济增长质量稳定性受通货膨胀率（X2）影响最大，其次为失业率（X3），全国的经济增长质量稳定性受失业率（X3）影响最大，其次为通货膨胀率（X2）。安徽省稳定性指数优于浙江省的只有6年（2000—2002年、2008年、2010—2011年），超过全国的也只有6年（2001—2003年、2005年、2008—2009年），但从2009年高峰下滑之后在2012年稳定性有所好转。表明安徽省经济增长过程中要素配置效率有所提高，价格水平相对稳定使得经济运行的潜在风险较小，经济增长拉动就业，尤其是城镇化的推进对农村劳动力转移就业效应得到改观。但是，在总体上，在经济增长的稳定性方面（见表6），安徽省经济增长质量水平（0．109）要低于全国（0．118）和浙江省的水平（0．249）。2．经济增长的协调性经济增长的协调性体现了经济增长过程中经济结构包括城乡结构、产业结构、收入结构、出口结构等的优化程度。安徽省的协调性指数具有与浙江省、全国类似的共变特征：具有显著的平稳上升趋势（表3），好于浙江省的仅有5年（2000年、2006—2009年），而高于全国的只有7年（2000—2002年、2008—2009年、2011—2012年），表明安徽省经济增长质量的协调性与浙江省、全国相比仍存在差距。但是，从安徽省自身观察，经济增长的协调性除个别年份（2009年）外表现出较快的上升态势，由2000年的－0．89升至2012年的0．72；通过表2发现，影响安徽省协调性的基础指标中，影响最为显著的是投资消费比例（X8），其系数和权重分别为0．1451和0．4831，其次为城镇化率（X6）、工业化率（X5），其系数和权重分别为0．1419和0．4725、0．1347和0．4485，这与全国的基本相同，而影响最小的指标为对外贸易依存度（X9），其系数和权重仅为0．0957和0．3186，这与安徽省所处中部腹地，且外向型经济占比不高（2012年安徽省对外贸易依存度仅为14．76％，而浙江省和全国分别为58．89％和47．00％）、对其他成分经济的外溢效应较小有关，但6个基础指标对协调性的影响均为正向的贡献。影响浙江省经济增长协调性的基础指标中，最为显著的是城镇化率（X6），其系数和权重分别为0．5888和0．5452，其次为对外贸易依存度（X9）、投资消费比例（X8），它们的系数和权重分别是0．4586和0．4247、0．4563和0．4225，而经济增长均衡率（X4）和工业化率（X5）却对协调性有负向的影响，其系数和权重分别为－0．4047和－0．3772、－0．1803和－0．1670。对全国经济增长的协调性有负向影响的是经济增长均衡率（X4），其系数和权重分别－0．1529和－0．3992。由数据分析可以认为，安徽省经济增长过程中结构性调整和转换所产生的经济增长效率在多数年份有所改善，但对安徽经济增长质量的贡献率（表4）不高，仅为0．2925，低于浙江的0．3953，比全国的0．2921略大，而从总体上看也确实如此（表6），安徽省经济增长的协调性水平（0．609）低于浙江省（0．635）而高于全国（0．498）。3．经济增长的持续性经济增长的持续性体现了经济增长的成本代价，较高的经济增长质量应是以较小的资源环境和生态代价而取得经济增长的。安徽省经济增长的持续性指数表现长期下降的趋势（表3），由2000年的0．84降至2011年的最低点－1．24，中间年份虽然在2003年、2005年、2008年有所回升，但均在一年后又继续下滑；尽管在2012年升至－0．39，但仍然在平均值0以下。这与浙江省、全国的波动趋势基本相似，只是后二者的变动幅度更大一些。安徽省经济增长的持续性水平超过浙江省的只有5年（2005—2008年、2012年），高于全国的也只有6年（2003年、2005—2008年、2012年），所以，在多数年份安徽省的经济增长持续性水平低于浙江省、全国的水平，而总体上也显示出这一结果（见表8）：安徽省经济增长持续性水平（－0．642）比浙江省（－0．634）、全国（－0．507）低。由各维度的基础指标系数向量及相应权重（表2）可以看出，影响安徽省经济增长持续性的基础指标中，工业固体废物生产量（X15）影响最大，其系数和权重分别为0．1505和0．4565，其次为工业废气排放量（X14）、工业废水排放量（X13），其系数和权重分别为0．1466和0．4447、0．1273和0．3861，与浙江省受此三个指标的影响方向相同，但全国的持续性水平受工业废水排放量（X13）影响最为显著，其次是工业废气排放量（X14）、工业固体废物生产量（X15）；安徽省资源配置率（X12）影响程度最低，但对安徽省持续性的影响要高于浙江省、全国水平，系数和权重分别达到0．0840和0．2548。而经济增长持续度（X10）和综合能耗产出率（X11）对安徽省和全国的持续性均产生较大的负向影响，浙江省只有综合能耗产出率（X11）对其持续性有着负向影响。这表明安徽省经济增长过程同浙江省、全国一样对生态环境的伤害、以牺牲环境为代价依然存在；特别地，安徽省、浙江省和全国的持续性指数对经济增长质量均表现为负向影响，因而，加强生态环境保护，实现绿色增长，实现向可持续的集约性增长方式转变依然任重道远。4．经济增长的潜力经济增长的潜力意味着经济增长的内生性动力的强弱。安徽省经济增长的潜力指数呈波动上升的趋势（表3），由2000年的低点－1．31几经升降，在2010年达到峰点0．81后至2012年降至0．59，其变化轨迹与浙江省、全国相近。安徽省经济增长的潜力水平超过浙江省的有8年（2001—2004年、2007年、2009—2011年），高于全国的有7年（2001—2002年、2004年、2008年、2009—2011年），在2003年与全国相同。总体上看，安徽省与浙江省、全国比较起来（见表8），经济增长的潜力（0．628）略高于浙江省（0．623）而低于全国水平（0．649）。由各维度的基础指标系数向量及相应权重（表2）可知，安徽省经济增长的潜力指数均受到基础指标的正向影响，其中人均受教育年限（X18）表现最为突出，其系数和权重分别达到0．5990和0．6011，其次是研发经费支出占GDP比重（X19）、经济潜在增长接近度（X16），其系数和权重分别为0．5776和0．5796、0．4951和0．4968，表明安徽省区域创新尤其是合芜蚌自主创新实验区的建设、研究与开发和教育投入对人力资本的积累及技术创新有着明显的正向激励，但全要素生产率增长率（X17）对经济增长潜力的贡献最低，而高于浙江省，低于全国。浙江省的经济潜在增长接近度（X16）、全要素生产率增长率（X17）均对其经济增长潜力有着负向影响，人均受教育年限（X18）和研发经费支出占GDP比重（X19）产生正向影响，较显著的是研发经费支出占GDP比重（X19）；全国经济增长的潜力受经济潜在增长接近度（X16）的负向影响，其余基础指标中正向影响最大的是人均受教育年限（X18），与安徽省一致，其次是研发经费支出占GDP比重（X19）、全要素生产率增长率（X17）。在影响经济增长质量指数（表4）中，安徽省的潜力指数具有正向影响，其系数和权重分别为0．1697和0．3664，但低于浙江省和全国。因此，安徽省要提高经济增长的内生动力，需要继续改善教育投入结构、引进民间投资，注重科研经费的投入产出效率，加强基础研究，实现科研成果的产业化转移，积极为区域产业承接升级服务，同时促进模仿创新向自主创新和协同创新转移。5．经济增长的福利性经济增长的福利性反映了经济增长成果的分享性，体现了经济增长的最终目的在于居民福利水平最大程度的改善。安徽省经济增长的福利性指数总体上表现出较快上升的态势（表3），由2000年的－0．40快速升至2002年的－0．15，自2006年－0．66开始快而平稳地提高到2012年的峰点1．43，运动路径与浙江省、全国较为接近，但后两者在2004年和2008年均降至低点，特别是浙江省自2011年开始出现下滑趋势。安徽省经济增长的福利性水平好于浙江省和全国的均只有6年（2000—2002年、2010—2012年），前期和后期的水平较高，但其间连续7年（2003—2008年）均劣于浙江省和全国的水平。从总体上看（表6），安徽省经济增长的福利性水平（1．037）反而优于浙江省（0．433）和全国（0．710）。由各维度的基础指标系数向量及相应权重（表2）可看出，安徽省的福利性指数均受其基础指标的正向影响，其中最为显著的是人均GDP（X20），其系数和权重分别为0．6758和0．6388，其次为城镇居民家庭恩格尔系数（X23）、农村居民家庭恩格尔系数（X22），它们的系数和权重分别为0．6020和0．5686、0．5040和0．4765，而城乡收入比（X21）影响最小，其系数和权重分别是0．2175和0．2054。与浙江省和全国比较，城乡收入比（X21）对二者的福利水平均产生了负向影响，而在正向影响的基础指标中，农村居民家庭恩格尔系数（X22）对二者的福利水平皆贡献最高。在影响经济增长质量指数中，安徽省的福利性指数对经济增长贡献较高，其系数和权重分别为0．2823和0．6095，高于浙江省和全国对经济增长质量的贡献。通过数据可以判断安徽省在经济增长过程中改善收入分配、缩小城乡差距，进而提高经济增长成果的分享性方面有着较好的表现。

三、结论和启示

经济增长论文篇(6)

1引言

为了贯彻十六大关于经济特区要在体制创新上有新突破的要求，同时也为了加快推进海湾型城市建设的重大战略步骤实施，厦门市委、市政府于2003年5月进行新的行政区划调整，设立翔安区。在新修编的厦门市城市总体规划中城市空间拓展时序安排上，翔安区的发展设计是：翔安区作为厦门未来城市发展的新辅城，远景发展为城市副中心。随着经济结构的深入调整，翔安区已进入快速城市化的发展阶段，区域生态系统在快速城市化过程中正处在全方位的改造过程中，生态环境的保护面临着更多压力和挑战。如何在经济高速增长的同时，保护好生态环境，维护区域的生态安全格局，协调人口、资源和环境的矛盾，是促进翔安区可持续发展的关键问题，也是厦门市开拓城市发展空间、建设生态城市的需要，更是生态文明建设的需要。

2生态安全格局问题辨识

目前存在的主要威胁翔安区生态安全的问题包括：

首先，林地和农业用地不断减少，使这两种组分所担负的生态功能被削弱。随着城市化过程，自然和农业用地类型向建设用地转移的趋势仍将延续，生态稳定性维护用地总量不足的矛盾将进一步突出，区域生态系统就会变成一个稳定性维护机制非常脆弱的系统。

第二，城镇建设用地的持续扩张，区域交通系统的发展，形成了大量线型景观，建成区逐渐连成片，割裂了原有大片的生态空间，导致了区域景观破碎化趋势，影响到了区域生态稳定性。就目前发展趋势看，人类对自然景观的干扰改造活动还会继续下去，这不仅严重影响了区域的植被覆盖度，也使得各自然景观组分之间的物质和能量交换受到阻碍，降低自然生态系统对区域生态安全性的维护功能。

第三，养殖业的旧有规模，使得滨海滩涂和浅海水域集中分布区分隔，降低了自然湿地景观的连通性和整体性，显著增加了海岸带生态脆弱性程度。

第四，由于现代城市和工业的发展，原有的安静的田园气氛被彻底打破。大量土地被开发利用，致使绿色空间不断下降，生物保障能力损失严重，形成了上述各种生态安全问题，再加上各种污染物质的排放，全区环境的舒适性和美学价值已大打折扣。

第五，随着新一轮跨越式发展进行，未来翔安区的经济和社会也会以超常的速度发展，对于区域生态系统的改造也将出现前所未有的强度和幅度。这会使本区在进行土地开发建设以前缺乏必要的生态可行性论证，建设的同时又大都没有考虑必要的生态恢复和补偿建设，如此的强度和速度致使其对局部生态系统的影响己经超出了生态系统自身的忍耐限度，使局部的生态系统往往处于岌岌可危的状态，生态安全性极低。

3生态安全格局构建的资源基础分析

安全格局的构建必须建立在全面了解自然本底状况和现状景观组成及空间布局的基础上。生态景观组分及可利用土地的现状分布是构建区域生态安全格局的重要前提。区域的自然骨架包括大的植被地带、自然保护区、生物多样性保护区、生态环境脆弱区、水体廊道、小的块状绿地等人为廊道。它们构成了区域性与局部人工环境的保护体系与保护屏障，是区域生态安全的前提条件。

3.1植被带

全区自然植被主要分布在境内的五块地区，即东北部的溪园内区、大帽山林场区以及东部的白云飞－锄山林区、鸿渐山、香山。但是由于周围地区土地开发活动的蚕食，使得大片的植被区逐渐被道路或城镇建设用地所隔断，呈孤岛状分布。林地的覆盖率偏低，树种单调，林相结构单一，缺乏观赏价值。

3.2土地资源

翔安区仍有大量适建用地可供城市发展，土地的可塑性很大。区内目前仍存在着一定规模的农田，其面积占总面积的44％，从空间分布上看，全区农业耕作地的集中分布区已随着城镇建设用地的扩张而逐渐缩小。翔安的工业用地分布比较散乱，存在规模小、土地浪费严重的现象。翔安区的滩涂资源丰富，目前有49.73km2，集中分布在翔安区南部，沿着海岸分布大量的养殖池塘，近些年来盐田也不断转为他用。

3.3绿地

城区目前公共绿地严重缺乏，无成规模的社区绿地及街头绿地。

3.4水库坑塘

区内仅有曾溪水库和古宅水库等小型水库，地表水和地下水缺乏。就近期供水基本满足工农业生产和生活用水的需要，但从长远来看，水资源缺乏将成为本区发展的制约因素。区内散布大大小小的坑塘，也受到人工干扰影响及自然因素影响，不稳定而变化明显。东坑湾已经成为区内最大的人工围堰内湾水域，作为区域开发的重点，应对东坑湾进行大规模的水域环境整治工程。

3.5河流水系

区内较大的河流为九溪，它作为翔安难得的生态开敞空间，具有重要的生态意义和价值。多年来九溪水质污染严重，农业、养殖业等侵占河道现象明显；河流的连续性较差，河流的保护宽度很窄；部分河段被人工固化，水陆交界带的自然生态过程被破坏。

3.6交通道路

交通基础设施仍然薄弱，路网结构不成系统。整个区域的交通道路，仍然在完善建设中。

4生态安全格局的构建策略

区域生态安全格局构建是区域生态安全网络的建设过程，加强生态安全关键点和关键地区的建设，在生态节点与节点之间应形成生态走廊，使得一定区域的生态战略点之间保持良好的结构和功能联结，从而为研究区域的城市化过程建立维护城市人居环境、维护景观生态过程安全的有效生态网络。网络通常由廊道、节点、廊道效应区组成。

4.1区域关键地段的辨识和生态建设

所谓关键地段，是指这些维持景观的连续性具有战略意义或者瓶颈作用的景观地段。通过这些关键地段的景观保护和建设，有效提高生态系统结构和功能的完整性，并使人类为保护生态系统所付出的经济代价降到最低。通过生态健康格局评价，来辨识整个区域的关键区。

4.1.1生态健康关键区

①翔安东北溪园内－大帽山林区、白云飞林场、香山风景旅游区：在这些区域植被集中覆盖区，要严格约束其内部的开发活动，以避免自然植被破坏和损失。

②曾溪水库、古宅水库：它们是翔安区重要的水源地，加大植被覆盖度，发挥涵养水源的作用。

4.1.2生态亚健康关键区

翔安区发展的空间结构为“一心、五片”组团式的城市空间结构、“十字形”轴线分布的产业空间结构（“一心”指城市中心区，“五片”指新圩农业保护片区、马巷工贸片区、东坑湾高档居住片区、刘五店－澳头港口物流园区、大嶝－莲河对台特色产业园区）。分布格局正好处于目前生态亚健康状态区域。这些生态亚健康状态的点和局部，包括：

①崎头－下潭尾－琼头地段、下后滨，澳头，莲河等滨海岸段：这些岸段目前以水产养殖功能为主，今后应对养殖业进行合理的规划和规范养殖；局部地段可以用恢复沿海防护林和红树林等植被来改善和恢复岸线的自然属性。

②马巷、新店、大嶝等城市组团。

通过合理的规划手段，约束未来城市建设用地的扩展方向和空间分布，对城市建设区形成良好的分割。尽量利用现有的生态基础建立组团之间的生态隔离带，可以利用人工林地、园地和农田等生态空间构架这样一些组团隔离带。在适合地段引入适量的绿地类型景观。注重居住区和工业园区的绿化，提高居民生活质量，改善城市景观形象。通过建成区内部的土地调整，提高土地利用率的同时，增加开放空间和绿地覆盖。要合理选择持久、稳定存在的林种、树种，一般以乡土植被为宜。

4.2生态节点建设

生态节点又称踏脚石(steppingstone)，是整个区域生态体系或者景观格局中，一些面积较小但至关重要的区域。这些节点一方面形成区域安全网络的关键保护点，对区域生态安全起着控制点的作用，另一方面对改善局部地区生态环境质量，构建生态安全格局具有重要价值。

①基本农田保护区生态节点。农业面对快速扩展城区空间的压力，农业土地资源消耗很快。保留一些重要的基本农田，一则是可持续发展的要求，再则可与城市绿化隔离带相结合，成为城市绿色的开敞空间，改善城市的生态环境。

②东坑湾水域、澳头滩涂节点，这些区域作为重要的湿地鸟类物种栖息地加以保护。

③鳄鱼屿、刘五店海域，作为重要海洋珍稀物种中华白海豚和文昌鱼的栖息地保护区。

④下谭尾、九溪入海口的红树林恢复区，作为重要生态系统恢复区加以保护，防止填海造地等开发活动对其破坏。

⑤区域内面积大于1km2的坑塘水体。

⑥生态廊道网络的节点，主要指生态空间网络系统的交叉点处形成的生态节点，特别是大型立交桥周边地区形成的绿化空间节点，也包括与绿色通道相连的公园、湿地等；

⑦建成区内独立的开敞空间，主要指是一些建成区内集中分布区的大型城市公园或绿化广场。这些节点也是区域生态安全网络建设的有益补充。

区域生态节点的保护和建设，将在很大程度上增强区域生态空间的完整性和连续性，有助于区域植被覆盖度的增加，有效地约束城市建设用地的无序扩展，减少局部地段的景观破碎度和城市化速率。

4.3生态廊道的建设

自然生境之间的生态连通性是衡量区域生态稳定性的重要指标，而生态廊道则是实现和维持生态连通性的主要手段。廊道的结构是影响廊道生态功能的重要因素之一，无论是河流廊道还是道路廊道，都应该以生态环境保护为出发点，植物的配置以乡土树种为主，最好是将周围的植物群落引入到廊道结构之中，在树种搭配上乔、灌木结合，使廊道结构趋向于自然状态或者半自然状态。

4.3.1河流廊道的建设

针对九溪展开生态与景观综合整治十分必要，主要措施包括：

①保持河道的自然地貌特征，保护自然形成的浅滩、沼地；

②满足物种栖息地的多样性植被群落；

③水质治理，严格控制河流的水污染；

④建设生态驳岸，保证河岸与河流水体间的交换与调节，具有一定的抗洪强度；

⑤划定河岸两侧100m范围为河流的缓冲区，限制人类活动；河岸两侧30m内的范围作为河流廊道必要保留的宽度，其范围内必须保证良好的植被覆盖度，保持和恢复生态群落的完整性。

4.3.2交通廊道的建设

交通廊道对于一个完整的生态系统或者特定区域来说，是一种干扰型的廊道，在廊道设置方面，要有意识地减少这些干扰，尽可能避开生态系统完整且脆弱的区域；尽量避开野生动物的生态廊道，不影响野生动物的生存；在道路两旁建设一定宽度的绿色植被廊道。

4.4区域安全格局的生态网络及其建设

4.4.1生态网络构架

整体生态空间格局的连续性程度是衡量城市生态安全的一个重要方面，生态网络的增加被认为是提升城市开放空间系统生态价值较适宜的方法。生态安全格局的构建在区域生态安全格局评价和趋势分析基础上，加强生态安全关键点和关键地区的建设，在生态节点与节点之间形成生态纽带，使一定区域的生态战略点之间保持必要的联结，从而形成区域生态安全网络。就翔安区而言，就是利用组团分隔带、山地林地和滨海自然保护区，形成相互联系的生态空间构架，以增强防灾（台风、虫灾）、消除热岛效应、净化空气、保护生物多样性等环境功能。

因此，合理组合全区现有的以生物生产过程为主的生态系统类型，并结合上述关键点与关键地区的土地利用规划和改造，建设具有区域意义的大型生态轴线，实现对全区现有以及未来城市建成区的有效生态分隔。生态轴线的具体构成如下：

①溪园内－大帽山林场－白云飞轴线；

②澳头－刘五店－鳄鱼屿滨海滩涂轴线；

③小嶝－大嶝－澳头浅海滩涂轴线；

④香山－东坑湾轴线；

⑤九溪及其生态缓冲区轴线。

4.4.2区域生态轴建设

山地林区轴线是生态保护的关键地区之一，对于维护全区生态稳定性具有其他景观类型无法替代的作用。完善林地组分结构和功能，建立未来景观舒适性。增加各生境斑块的完整性和连接度，实现生物多样性保护、涵养水源、保持水土等功能。并通过溪流廊道和交通廊道，将自然引入城区。

对于滨海滩涂浅海轴线，应科学确定岸线和海域功能分区，实现经济、社会、生态三者总体效益最优化。尽可能保留和恢复自然景观和自然生态岸线，如珍稀海洋物种栖息地和红树林、滩涂湿地等特殊生境。控制海域污染，适合地段恢复建设沿海防护林体系。

以九溪两侧绿带为竖轴，以香山－东坑湾绿化渗透空间为横轴，构成翔安城区十字形的绿化主轴。

5结语

构建区域生态安全格局，是将景观生态学原理和规律比较合理地运用于实践。在有限的土地资源条件下，规范无序的超强度的城市建设行为，使其对区域的生态安全不致造成无法逆转的破坏。以经济和高效的景观要素的配置状态，使自然空间与城市空间各得其所，相互协调，维护生态过程的健康与安全，实现区域经济、人居环境、生态环境的可持续性。

从翔安区目前的景观组分比例和空间分布形势来看，基于现存的生态景观，以有限的土地资源来进行安全格局的构建也具有一定的可行性。这将在很大程度上缓解海湾型城市建设过程中总体生态安全水平下降的趋势，最终实现区域生态安全状况的改善。

参考文献：

[1]陈鹏.基于遥感和GIS的景观尺度的区域生态健康评价——以海湾城市新区为例[J].环境科学学报,2007,27(10):1744-1752.

[2]陈志鸿,陈鹏.厦门湿地生态系统服务功能评述[J].厦门科技,2005,(4):4-7.

经济增长论文篇(7)

论文摘要：在当今的世界各国，决策者和理论界对经济增长速度和出口增长速度普遍给与了高度的关注，笔者将其概括为经济增长偏好和出口偏好。本文对这两大偏好进行了分析，提出了作者的一些观点。 论文关键词： 经济增长偏好 出口偏好 可持续发展 在当今世界的大多数国家，无论是政府还是理论界普遍已形成两大偏好，即经济增长偏好和出口偏好。在决策者和研究者看来，经济增长速度和出口增长速度较快，表明经济发展呈现出好的发展态势，否则，就表明经济运行出了问题，政府应设法扭转经济增长和出口增长下滑的局面。笔者认为，判断经济增长速度和出口速度的好与坏，应根据国内的实际状况予以确定，特别应依据国内需求、资源和环境的状况而确定，不宜简单依据经济增长速度和出口速度的快慢而决定。 一、经济增长偏好 在发达国家和发展中国家，许多学者用潜在的经济增长率来衡量实际经济增长速度的快慢。当实际的经济增长率接近潜在的经济增长率时，表明社会的生产潜力已被充分利用，社会已达到了充分就业状态，经济处于良好的发展状态；当实际的经济增长率与潜在的经济增长率出现较大缺口，闲置的社会资源增多时，则表明经济运行不佳，政府宜干预经济，促使社会资源得到有效配置。就政府干预经济的方式而言，主要有财政政策、货币政策、收入政策、产业政策等。在经济不景气时期，通常认为政府应实行扩张性的财政政策；实行相对宽松的货币政策；通过收入政策调节需求结构，增大弱势群体的收入，增加其消费需求；通过产业政策调节供给结构，压缩无效供给，增加有效供给，提高中高等收入阶层的消费需求。尽管经济自由主义的主张在20世纪80年代一度影响有所扩大，但纵观二战后世界各国的发展情况，国家干预经济的主张明显占据上风，在各国的经济实践中居于统治地位。要求实际的经济增长率尽可能地提高，实际经济增长率与潜在经济增长率差距尽可能缩小的经济主张是否很正确呢？笔者认为，上述主张具有一定的合理之处，但也具有一定的局限性，其局限性主要表现在以下几个方面：其一，未充分考虑需求的科学性。就人类的需要而言，可以说其需求具有无限性，然而，可供人类利用的自然资源却是有限的，它决定了人类的需求不可能无限扩张，而只能是有限扩张。就人类的生产能力而言，其能力呈现出由低向高转化的趋势，但受资源有限性的约束，人类的生产能力也不可能无限性的扩张，而只能是有限性的发展。从人口、资源、环境的关系而言，人口的扩张受资源和环境的约束，人类的需要受资源、环境的制约，只有将人口数量控制在合理的水平，将人类的需要尽可能地定位于科学化的目标，才会实现人口、资源、环境的和谐发展。因此，分析经济增长，不能仅看社会的生产潜力，不能仅看社会的生产能力，也要看人类的需要是否科学。当人们的社会需要普遍处于科学合理的范围，而人类也有大量闲置的生产能力，而且从可持续发展视角看，资源也能支撑经济更快地发展，环境对更高经济增长速度的承载能力也较高，在这种情况下，政府可运用宏观经济杠杆，促进经济增长速度较快增长。其二，未充分考虑资源的可持续利用。自然资源可分为可再生资源和不可再生资源。对不可再生资源，当代人宜充分考虑后代人的利益。如果当代人不充分考虑后代人的利益，对自己的需要不进行科学化定位，满足自己的需求耗用了大量的不可再生资源，这种发展模式属于非理性发展模式，建立在这种发展模式基础上的发展速度就不是越快越好。在实际的经济增长速度与潜在的经济增长速度存在较大缺口的情况下，如果可再生资源闲置率较高，这时，政府应采取刺激经济增长的宏观经济措施，促进实际的经济增长率尽可能接近潜在的经济增长率；在可再生资源已被充分利用，而不可再生的资源已耗用较多，社会生产设施、能力又大量剩余的情况下，我认为此时政府尽可能不运用宏观经济政策刺激实际经济的增长，而应从可持续发展视角理性看待潜在经济增长率与实际经济增长率缺口，使实际的经济 增长率建立在社会需求科学化和社会资源利用科学化的水平之上。其三、未充分考虑环境的承载能力。评价人类的生活质量不能仅看人类拥有多少物质产品和服务，还必须考察环境的质量和生态环境发展的可持续性。如果社会的实际经济增长率与潜在经济增长率存在较大缺口，社会的生产设施、能力存在一定数量的闲置，而空气、水的质量严重降低，况且耕地沙化严重，沙漠不断扩张，在这种情况下，笔者认为政府就不宜再大量运用宏观经济杠杆缩小实际经济增长率与潜在经济增长率的缺口，此时就不是实际的经济增长速度越快越好，而应着眼于经济的可持续发展，着眼于全面、合理地评价生活质量，使实际的经济增长速度与生态环境的承载能力相适应。综上所述，笔者认为，在潜在的经济增长率与实际的经济增长率出现较大缺口的情况下，不宜简单强调启动宏观调节措施提高实际经济增长率，而应在社会需求科学化、资源利用科学化、生态环境与人类生存和谐化的基础上启动宏观调节杠杆，使实际的经济增长率建立在理性化、科学化和可持续化的基础之上。 二、出口增长偏好 理论界和决策者普遍认为，商品和服务的出口增长速度快，本国贸易顺差多，对本国的经济发展有利，否则，对本国的经济发展不利。为促进本国商品和服务的出口，很多国家采取了多项措施。笔者认为，出口增长和贸易顺差对一国的经济发展有一系列正效应，但并非全是正效应，评价出口增长与贸易顺差增多的效果应视国际金融环境和各国的国内环境决定，笼统地讲出口增长快、贸易顺差多有利于一国经济发展有一定的偏颇之处。 从国际贸易看，国与国之间的贸易之所以会发生，一是互通有无，二是各国发挥本国的生产和资源优势。人们常坚持的看法是，出口增长有利于增加本国的产出，有利于促进本国的就业，等等。笔者认为，在出口问题上，也应充分考虑本国的资源特点和生态环境的承载能力。如果一国的出口增长建立在充分利用本国的可再生资源的基础之上，并且出口的增长并未危及本国的生态环境，那么，在用于贸易结算的国际货币币值坚挺的情况下，我们可以得出该国出口增长越快，贸易顺差越多越好的看法。但当一国的出口增长更多地是建立在大量耗用本国的不可再生资源、本国的生态环境越来越糟的基础之上时，我们却很难得出该国出口增长越快、贸易顺差越多对该国经济发展越有利的看法。不可再生资源愈用愈少，在替代性能源的开发技术尚未取得重大进展的情况下，随着不可再生资源稀缺程度的上升，其价格在总体上呈逐步上升趋势。在不可再生性资源价格偏低时大量出口，而在其以后价格高涨时可供出口的数量却不断减少，这种出口战略从长远看很不经济，对这个国家的后代人来说，也很不公平。 出口的根本目的是为了改善国内人民的生活境况，但当随着出口的增长速度加快而国内的生态环境质量越来越糟时，我们认为出口导向就没有建立在可持续性发展战略之上，这种出口导向必然难以持久，建立在这种出口导向基础之上的出口增长并非越快越好。笔者认为，发展对外贸易的根本目的并不仅仅是多向别人出售自己的产品和服务，最关键的是为了改善国内人的福利水平。当一国的出口增长越来越快，该国所获得的外汇储备越来越多，该国人民的物质条件明显改善，城乡的空气 越来越混浊，饮用水质量越来越差，沙漠不断扩张，沙尘暴肆虐的范围不断扩大，肆虐的次数不断增多时，我们认为这种情况下的出口增长速度就不是越快越好，因为空气、水、土地等是人类赖以生存的最根本的基础，当一个国家的人们赖以生存的最根本的基础面临的危胁不断增多时，这个国家的人民从出口中获得的福利价值就会不断贬值。因此，笔者认为，不能笼统地讲出口越多越好，不应笼统地讲贸易顺差越多越好，只有将出口和贸易顺差建立在充分兼顾生产环境的承载能力，兼顾合理利用资源的基础之上，这样的出口和顺差导向才具有可持续性，这样的出口和顺差增长才越快越好。 论文 范文