经济增长的指标范文

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第1篇

[关键词]税收分权指标；经济增长；影响效应；分析

doi：10.3969/j.issn.1673 - 0194.2017.06.078

[中图分类号]F812.42 [文献标识码]A [文章编号]1673-0194（2017）06-0-02

一直以来，税收分权同经济增长间的关系都是我国财政分权这一领域重点研究的一个问题。从理论上看，以地方资源流动和自治水平为基础进行考量，分权会促进公共物品产出和配置效率的提升，对经济增长带来正面影响。但从经济研究的层面看，其研究成果同理论研究结果具有一定的差性，同财政分权和经济增长关系不同。当前研究税收分权和经济增长间管理的文献相对较少，因此，本文对二者关系以及分权对经济增长可能会带来的影响效应展开研究，对改进税收分权指标的构建，促进经济稳步增长具有重要作用。

1 构建分权指标和经济增长间影响效应的研究现状

在我国现有的对税收分权和经济增长关系研究的文献中，其形成的最终结论缺乏一定的统一性。其中，沈伟是在2008年对二者关系进行研究的，他以各省同全国人均税收的比值为分权指标，建立了一个包含税收和财政支出两种分权模式的多元性回归模型，通过论证的方式，得出税收分权同中国经济增长具有负相关的关系。在他得出这一结论后，同龚六堂和张晏在2005年、章泉和周业安在2008年得出的相关研究结论进行对比。对比发现，即使利用的同是我国的省级地区、相类似的线性回归模型、在时间跨度上也没有太大的差异、对财政支出和税收二者的分权变量也进行了全面考虑，但其研究结果同他们相比仍旧具有较大的差异性。而高玉在2012年对中国1998年-2010年审计面板数据展开固定效益回归分析后，也得出了与沈伟相似的结论，即税收分权会对中国经济增长带来消极影响。

2 构建税收分权指标的具体方法

相关人员在对税收分权和经济增长间具体关系展开研究的同时，应当先解决选取税收分权指标这项问题。在我国财政分权这一研究领域，认为分权指标选择的不同，是导致研究结论出现差异和特殊性的一项关键原因。因此，结合中国国情，构建出一个适合的分权指标十分必要。现阶段，我国相关研究的进行都是以地区性人均税收收入同全国人均税收收入间的比值对税收分权衡量，但这种衡量方式却存在这两点疑问。

一是地区性的人均税收是否能够代表其所在地区的税权。从我国现行的收益权概念界定看，地方税权指的是可以被地方政府所掌握的地方税收。而我国地方政府当前的财政收入主要来源于非税收、地方本级税收、中央返还税收、中央转移支付等四种税收形式。其中，返还税收是以我国在20世纪90年代中期开展的分税制改革所确定的税收比例和基数为依据所计算的，所以，中央政府对地方此部分的财政收入实际上是没有控制权的，必须要将其返还给地方政府部门的。因此，地方财政税收是无法代表地方政府全部的税收收益权的，还应加入中央对地方返还的税收收入。

二是即使研究人员考虑到了中央返还税收这一因素，但其对在考察该数据占据全国人均税收比值时，是否适合对税收分权程度的衡量这一因素却没有得到细致考虑。萨卡塔和阿凯曾提出：类似地方的财政支出占据全国财政的支出份额，常用财政分权指标无法准确反映出地方财力水平，因此，政府还是要研究自己的税收收入达到何种“高度”，才能满足地方政府经济发展对财政的需要。这两人主张使用一个独立性的财政指标，即利用地方政府的自由收入占据总收入比例对财政分权进行描述。笔者认为，阿凯与萨卡塔提出的这一思想有可以借鉴的部分，因此，在构建我国税收分权指标时，可以用分母代替地方的财政支出，这主要是因为地方财政支出对地方政府公共性财政支出的责任更有代表性。

基于此，笔者构建出一个以地方税收自给率指标对税收分权程度进行衡量的标准。这一指标主要反映了在地方政府对财政支出的需求中，可被地方政府掌握的税收收入有多少，即地方政府实际税收收入和地方实际财政支出的比例是地方政府税收自给率。

3 税收分权同中国经济增长间影响效应的分析

中国的中央政府转移支付和税收返还的施行是从我国在1994年展开的分税制改革开始的，直到2008年，我国政府部门公布了年度财政决算数据后，才对二者的具体概念和界定进行了明确区分。此外，在2006-2007年这2个年度，中央政府对地方政府的返还数据，虽然没有明确显示到当前财政决算表中，但笔者通过对中国财政年鉴报告和一些文字性资料的查找，依旧可以计算出相应的数据资料。因此，笔者以自己获得的数据资料和自身知识水平，对税收分权同经济增长间的影响效应展开了分析。

3.1 描述性的统计分析

笔者通过相关数据调查计算后发现，在21世纪初至今，中国中央政府对地方实行的税收返还金额呈现出一种逐年增长的状态，年增长率已经达到了5%以上。与此同时，中国GDP总量也从2006年的216 314.4亿元，上升到了2012年的519 322.1亿元，其年增长率更是达到了约25%的高度。由此可以看出，税收分权和经济增长呈现出稳定的正增长状态。尽管地方政府财政税收呈现出迅猛增长的状态，但即使加上中央政府的税收返还，其财政税收总收入已无法满足地方政府在公共财政方面的支出需求。与此同时，全国地方政府财政支出的增加，直接导致地方政府税收自给率急剧下降，6年内下降了大约15%，平均年下率为3%左右。这种趋势的出现，也在一定程度上表明：我国地方政府税收的分权程度在不断降低。如果自给率提升，则表示中央政府税收集权趋势在不断加强。

3.2 相关性分析

笔者首先借助SPSS 17.0软件，对地方实际税收和GDP总量指标间存在的相关系数进行计算。计算结果显示：二者相关关系的系数为0.997，这一系数同GDP总量、同地方政府本级税收收入相关系数相比较高。这也说明二者呈现出高度正相关性。而后，笔者继续借助该软件对地方税收自给率和经济增长率间存在的相关性进行测算，其结果显示，二者相关关系系数为0.882，也是高度正相关的关系。且从散点图中各点的分布情况来看，如图1所示，相关数据基本都散落在同一l朝右上方倾斜的直线周围，具有线性关系。

图1 地方税收自给率同GDP增长率变化关系散点图

3.3 多元线性回归分析

用地方税收的自给率对中国税收分权同经济增长间存在的正相关关系进行衡量发现，地方政府税收的自给率越高，其对中国经济增长可以起到的正向作用越大。因此，我国地方政府的财政部门可以通过提升税收自给率的方式，在一定程度上促进经济增长。与此同时，二者比率的提升对地方政府的自主财政税收和中央税收返还总量的增长具有一定的依赖性。此外，以文中的描述性统计分析为基础发现，地方政府实际税收绝对额的提升和税收自主率的下降，主要是由地方政府税收的实际上升速度低于地方财政支出提升速度所导致的。

3.4 不同指标间的对比分析

由于当前我国在这方面的研究中，不同专家学者的研究重点不同，如经常会以各地区人均税收和全国人均税收比值，与地区财政税收和全国税收比重对二者的影响效应进行衡量，而本文提出的是地方税收自给率这一不同指标。笔者通过使用不同税收分权指标展开对比的方式，对税收分权同经济增长的关系进行说明。但三大对比指标通过计算所得出的同经济增长间存在的相关系数全都是负值同，与前文利用自给率进行计算得出的结果具有较大的差异。由此可以推断出，利用不同税收分权指标，可能会得出完全相反的研究结果。因此，如果相关人员选择的分权指标不同，就会导致其研究结论产生较大的偏差。

4 结 语

税收分权指标的选择和构建，对研究税收分权同我国经济增长间存在的关系具有十分重要的意义。因此，笔者以构建地方性有关税收收入的自给率这项分权指标为基础，借助多元线性回归分析，获得了税收分权指标与经济增长间存在着正相关关系这一结论。但就本文的研究结果看，还需要明确的是，因为当前我国中央政府对地方税收施行返还政策，所以文中提出的这一研究成果不可以作为分析税收指标与经济增长关系的唯一标准，相关人员还应通过不断的实证分析，对这一结果进行验证，并找出二者间存在的更多关系，从而为确保我国税收分权同经济增长和谐发展奠定基础。

主要参考文献

[1]彭艳芳.税收分权指标构建及经济增长的影响效应[J].首都经济贸易大学学报，2014（1）.

第2篇

一、构建税收分权的指标体系

从本质上讲，各地经济增长都很可能受到税收分权导致的影响，针对税收分权涉及到的各项指标也应当予以谨慎的选择。在现阶段的财政体系中，如果设计了各不相同的分权指标，那么与之有关的调研结论也会各不相同。由此可见，税收分权指标本身应当符合现阶段的整体经济形势，在此基础上才能因地制宜选择适当的分权指标并且构建指标体系[2]。

地方如果拥有了自身的税收权，那么代表着地方政府因此拥有了针对地方税收的整体掌控权力。从现阶段来看，地方政府主要拥有如下的收入来源：本级的地方税收、地方的转移支付、中央对于各个地方返还的税收额、非税收的收入等。相比于转移支付，具体在计算返还的地方税收时应当密切结合分税制的比例与基数。因此可以得知，针对返还后的地方税收而言，中央政府实质上并不具备操控权力，地方政府因此就能获得相应的税收分权。由此可见，具体在构建指标体系时有必要考虑到返还部分的地方税收。

在全面分析的基础上，针对地方税收就可以构建完整度较高的分权指标体系，在这其中应当包含自给率及其他相关指标。从地方支出财政的角度来讲，可以自主掌控的地方税收也应当纳入其中。因此可得如下结论：地方税收中的自给率应当等于实际的地方税收除以整体财政支出，二者相除就能?@得精确的分权指标。

二、探析影响效应

经过分析可知，在2009至2015年的时间段里，中央返还各个地方的税收总额表现为5%的年均增长状况，这种增长伴随着GDP的持续上升。由此可见，在这个时间段里GDP与地方税收都表现为正增长的稳定状态。然而与此同时，中央即便返还了特定比例的地方税收，但是并没有彻底满足各个阶段的公共支出，因此仍然有待加以完善[3]。近些年来，地方政府持续降低了自身的税收分权度，与之相应的中央税收却表现为更强的集权趋势。

经济增长率以及税收自给率二者应当具有内在的关联性，对此可以归纳为线性关系。在税收分权的整体背景下，经济增长以及税收自给率通常表现为显著的正向相关关系，这种现状也在本质上推动了整体经济的迅猛发展。税收自给率之所以表现为显著上升的趋势，究其根源就在于返还地方的税收比例以及自主税收的逐步提高。从实务角度来讲，某些地方真正获得的税收额度并没有赶上当年的公共性支出增长速度，因此实际上的影响效应与研究结论相比还会产生特定的偏差。

此外，如果在研究时运用了各不相同的分权指标，那么归纳得到的数值与结论也会表现出显著的差异性特征。某些情况下，研究人员对此选择了不适当的分权指标，因此通过归纳计算获得的经济影响结论也可能带有偏差。从整体角度来讲，推行税收分权的宏观改革具有显著的必要性，这是由于税收机制与宏观经济具有密切的联系，经济增长也不能缺少税收机制作为保障。如果能致力于改进现行的税收分权指标，重构相应的分权指标，那么针对整个的经济增长就能起到显著的推进作用与带动作用[4]。

第3篇

[关键词] 经济增长方式 指标体系 集约与粗放 政府主导与市场主导 投资推动与消费拉动

一、经济增长方式的内涵、分类及指标设计的总体思想

经济增长被列为宏观调控的四大目标之一，保持一定的经济增长速度在世界各国经济政策中都占有非常重要的地位。对处于赶超阶段的发展中国家而言，经济增长的意义尤为明显。

对于经济增长概念的理解，各种说法略有差异，但主旨相同。经济增长是指一个国家或地区所生产的产品和劳务在一定时期内的持续增加。对于经济增长的衡量，可以分为两个方面：经济增长的绝对量和经济增长的相对率。

从绝对量来讲,主要有国内生产总值(GDP)和国民收入（NNP）;国内生产总值是一国范围内一定时期内所生产的全部最终产品和服务的价值的总和,计算方法主要有三种：支出法、生产法和收入法。与GDP相类似的还有一个指标是国民生产总值(GNP),它们之间的换算关系为:国民生产总值=国内生产总值+国内要素在国外的资本和服务的收入-国外要素在本国的资本和服务收入。国民收入是指国民生产总值减去折旧和间接税，它是衡量一国经济增长和发展的重要指标。2005年,我国国内生产总值达到182321亿元,跃居世界第四,充分显示了我国的大国经济地位。

从相对率来讲，主要是国内生产总值(GDP)的增长率。GDP的增长率是指在一个时间段内（一般为一年）国民生产的产品和服务的增加率。从1978年改革开放以来，我国经济持续高速增长，国内生产总值年平均增长率为9.6%左右。

从根本上来讲，经济增长是通过资本、人力、技术与制度的组合和作用来实现的。本文援引以下公式来说明：Y=A・F（K，L）（其中，Y代表服务或者产品的产出，F代表生产函数，K代表资本，L代表人力，A代表技术与管理）。这就是说，资本、人力和技术与管理是经济增长的源泉。但是，同样的经济增长，会有不同的资本、人力和技术与管理组合，怎样来分析和判断各种组合的特性、合理性等，这就涉及到经济增长方式的问题了。

经济增长方式是一个方法论的概念，主要探讨不同经济增长的特征及其与经济增长质量的关系，即经济增长过程的实现路径。如何科学、有效地实现经济增长，一直是学界和社会上讨论的热点。通过对目前经济增长方式的研究可以发现，目前的经济增长方式至少应包括如下四种分类：按照经济增长的成本或要素，可以分为集约型与粗放型经济增长；按照经济增长的结构，可以分为投资推动型与消费拉动型经济增长；按照经济增长的体制，可以分为政府主导与市场主导型经济增长；按照经济增长的本质，可以分为发展型经济增长与欠发展型经济增长。这四种含义的经济增长方式分类虽有交叉，但其差异是明显的。当选用一定的指标体系来对各种经济增长方式进行判定时，将会更加清楚。

目前国内对不同经济增长方式的研究，除了集约型与粗放型经济增长外，基本是是比较宽泛的定性研究，缺少深入的可操作的定量分析。而定量分析的基础是需要设计不同的指标体系来测定不同的经济增长方式，这就如同检测一个人的健康，首先需要有一套物理与化学的体检指标。因此，设计科学的指标体系来测定经济增长方式的转变程度是至关重要的。

为了研究的统一与规范，本文中的所有指标都必须遵循如下的原则与计算方法以及程度判断的标准：

指标设计的总体原则：

――关键原则。指标要关键。一个项目的影响因素是很多的，而决定其趋势和发展动向的往往就是一小部分关键指标，因此，在指标选择时候要选择最关键的、最具有代表性的。

――简洁原则。指标不宜过多，因为过多的指标会影响对整体的判断，使得人们很难把握全局。

――多维度原则。对整个指标体系的把握要从多个维度着手，不能仅从单个方面进行分析，保证指标的全面性。

――可操作原则。指标体系中的数据需要可操作，即要使得数据能容易从统计部门得到，否则就失去了实际意义。

所以，在指标的选取上，尽可能选取易得、关键的指标，并且主要将指标分为正指标和逆指标（政府主导型和市场主导型经济增长方式转变的指标体系设计方法除外）。所谓正指标，其数值越大，代表经济增长越趋向好的方向发展；所谓逆指标，其数值越大，代表经济增长的质量越趋不利。对于正指标和逆指标的值的确定我们主要采用以下的公式：

正指标计算公式：

公式中各指标的经济含义如下：

S:正指标综合值；X:报告期指标的当前数值；XL:指标实际数值所在区间最低值；XM:指标实际数值所在区间最高值；Wi:每个指标的权重。

逆指标计算公式:

公式中各指标的经济含义如下:

S:逆指标综合值；X:报告期指标的当前数值；XL:指标实际数值所在区间最低值；XM:指标实际数值所在区间最高数值;Wi:每个指标的权重。

在权重的确定上，主要是运用自身的经验和对相关文献的解读，必要的时候运用专家调查法来进行修正。

转变程度判断是基于对指标的分析和综合值的计算。将经济增长方式转变的四种程度判断综合起来考虑，就得到了表1：

二、不同类型经济增长方式的指标体系设计

1.集约型与粗放型经济增长方式的指标体系设计

集约和粗放型经济增长可以从总量与结构两个方面来加以反应，具体为：

2.投资推动型与消费拉动型经济增长方式的指标体系设计

从总量上、结构上衡量其在经济增长中的推动程度。而基本建设投资占总体投资的比重测定投资推动型经济增长的程度。

3.政府主导型与市场主导型经济增长方式的指标体系设计

对于政府主导型和市场主导型经济增长的判断，可以用如下指标来衡量:

需要说明的是，本研究中的市场化程度判断是针对地区或中心城市，而不是针对国家，所以并没有考虑关税税率等国际因素的影响。

4.发展型与欠发展型经济增长方式指标体系设计

发展型经济增长就是消除贫困、经济增长、群体和谐、政府廉洁高效、生态环境宜人、国家经济安全、创新能力强 。它是经济增长的和谐、理性和安全状态。

据此，可从实证的角度来分析研究经济增长方式演变概况、问题和原因，经济增长方式转变的程度，进而提出发展的政策建议，促进经济增长的和谐、理性和安全。

参考文献：

[1](美)阿瑟・刘易斯著 周师铭等译:《经济增长理论》.商务印书馆，1996年

[2]赵月华 李志英:《模式I－美国、日本、韩国经济发展模式》.山东人民出版社，2006年

[3]田春生 李 涛:《经济增长方式研究》.江苏人民出版社，2002年

[4]刘国光 李京文主编:《中国经济大转变－经济增长方式转变的综合研究》.广东人民出版社，2001年

第4篇

一、国内外关于经济增长质量的研究综述

对于经济增长的理解，萨缪尔森认为，经济增长代表一国潜在GDP或者国民产出的增加，是一国生产可能性曲线(PPF)的向外推移。库兹涅茨为经济增长做了更为全面的阐述，“一个国家的经济增长，可以定义为向它的人民提供品种日益增加的经济商品的能力的长期提高，这个增长的能力，基于改进技术，以及它要求的制度和意识形态的调整。”根据这种理解，经济增长不仅仅在于生产能力的增长，更强调在技术改进、制度和意识形态的调整，后者正是经济增长质量的反映。马克思在论述扩大再生产的实现途径时也指出，“生产的逐年扩大是由于两个原因，第一个是投入资本的逐年增长；第二个是资本使用效率的提高。”

虽然不少经济学家注意到经济增长的质量，但是关于经济增长质量的专著很少，比较有代表性的是苏联经济学家卡马耶夫于1977年出版的《经济增长的速度和质量》。他对经济增长的理解是：“物质生产资源变化过程的总和，以及由此而增加了产品的数量和提高了产品的质量，通常被称为这一社会经济结构的经济增长”，并强调“在经济增长这个概念中，不仅应该包括生产资源的增加，生产量的增长，而且也应该包括产品质量的提高，生产资料效率的提高，消费品的消费效果的增长。”另一本关于经济增长质量的著作是由世界银行的托马斯等著的《增长的质量》，他对增长质量的理解是，“作为发展速度的补充，它是指构成增长进程的关键性内容，比如：机会的分配、环境的可持续性、全球性风险的管理以及治理结构。”

在国内的相关研究方面，以王积业、李京文、汪同三、胡少维等学者为代表的关于中国经济增长质量的研究较有影响。王积业从多恩布什与费希尔对经济增长的理解，即经济增长过程“是生产要素积累和资源利用的改进或要素生产率增加的结果”出发，认为“所谓生产要素积累，指的是资本和劳动力在数量上的不断增加，是经济增长实现数量扩张的主要源泉。所谓资源利用的改进或要素生产率增加，指的是资本和劳动力的更加有效使用和科学技术在生产中的应用，它们构成经济增长质量的主要源泉。决定经济增长的这两组因素既紧密交织，又相互区别，共生于经济增长过程当中。在一定时期，由于这两组因素作用的力度不同，引致经济增长或者以数量扩张为主，或者以提高质量为主，形成粗放型和集约型两种形态。李京文等研究了中国经济增长过程中(1953～1990年)生产率的变化，并与美国、日本等国的生产率变化进行了对比。汪同三等分析了中国经济增长的情况，提出了“增长成本”的概念，即用一些描述经济运行质量的重要指标对GDP增长速度的平均弹性来描述中国经济增长质量；胡少维对研究经济增长质量的方法进行了综述，对我国经济增长的质量做了一些评价，并指出贯彻和谐社会理念是提高经济增长质量的根本。其余大部分则集中于操作层面，即集中于经济增长质量评价指标体系的构建和测算研究，方法上有一定的创新，但是缺乏对于经济增长质量的理论问题的整体性和系统性研究。钟学义等在《增长方式转变与增长质量提高》一书中把衡量经济增长质量的指标概括为三个方面：反映经济增长效率的指标(全要素生产率对经济增长的贡献率、投入产出率、劳动生产率及其增长率、资本生产率、物耗指标、能耗指标等)，反映经济增长是否稳定、健康的指标(经济波动情况、通货膨胀率、就业状况、环境污染指标等)，反映经济结构及其变动的指标(产业结构、贸易结构、劳动力结构、地区经济结构等)；戴武堂认为影响经济增长质量的因素包括：劳动生产率、经济效益、就业率、居民消费水平和消费质量、收入差距的合理程度。其他比较有影响的研究成果包括梁亚民从经济增长方式转变、过程效率、产出结果、增长潜能四个方面设计的由21个评价指标构成的指标体系；李周为、钟文余通过六个反映经济增长集约化水平的指标以及反映经济增长方式转变的源泉与机制的一系列指标体系来评价经济增长的质量；李变花认为衡量经济发展质量的指标体系应该包括经济增长水平、经济效益、经济结构、科技进步、环境保护、竞争能力、人民生活、经济稳定八个方面；单薇从经济增长的稳定性、协调性、持续性、潜力四个方面，确立经济增长质量的评价指标体系，采用熵的评价理论，对1995～2000年我国经济增长质量进行了探讨；赵英才等对1978～2002年中国经济增长的质量进行了综合评价，得出了中国经济增长质量提高与数量扩张并不同步的结论；而徐辉、杨志辉则用密切值模型对1995～2003年经济增长的质量进行了评价。

在前人研究成果的基础上，根据前文有关的理论研究，笔者认为经济增长质量的内涵可以界定为：经济增长质量是指一个经济体在经济效益、经济潜力、经济增长方式、社会效益、环境等诸多品质方面表现出的与经济数量扩张路径的一致性、协调性。经济增长质量的内涵体现了经济系统的发展水平、经济效益、增长潜能、稳定性、环境质量成本、竞争能力、人民生活等多个方面。

二、指标体系的构建及方法选择

1.模型指标变量设定

前文对经济增长的质量已经做了大量的定性分析，但如何进行量化评估，还没有统一的标准。笔者认为，经济增长质量的内涵体现了经济系统的发展水平、经济效益、增长潜能、稳定性、环境质量成本、竞争能力、人民生活等多个方面。经济增长质量综合评价是基于经济增长质量的内涵及其评价理论，运用反映经济增长质量状况的指标进行综合分析得出的。在参考国内外众多专家学者研究成果的基础上，结合笔者对经济增长质量的理解，本文设定了反映中国经济增长质量的15个指标变量，构造了中国经济增长质量的评价指标体系。各个指标及含义具体如下：xl——人均GDP指数(1978年价格)；x2——财政收入增长指数；x3——全社会劳动生产率(1978年价格)；x4——第二、三产业产值占GDP比例；x5——投资效益系数；x6——出口总值占GDP的比重；x7——外商投资额占GDP比重；x8——城乡居民家庭人均收入比(倒数)；

x9——R&D占GDP的比重；

x10——单位产值工业固体废物排放(倒数，1978年价格)；

x11——单位产值工业固体废物排放(倒数，1978年价格)；

x12——万元产值能耗率(1978年价格，倒数)；

x13——经济稳定性系数(取倒数)；

x14——城镇化水平；

x15——养老保险覆盖率。

在运用因子分析前，将影响经济增长质量的各负向指标调整为其倒数形式，使其成为与经济增长质量正相关的指标变量。

2.因子分析方法

在定义经济增长质量的研究中，需要对反映其客观情况的多个指标进行大量的观察，而在很多情况下，许多变量之间存在一定的相关关系，从而有可能用较少能用较少的综合指标分析存在于各变量中的各类信息，而各综合指标之间是彼此不相关的，这些代表性的综合指标称为“公共因子”，而因子分析就是用较少的几个因子来反映原资料的大部分信息的统计学模型。

在建立因子分析模型时，用尽可能少的不可测公共因子的线性函数与特殊因子之和来描述原来观测的每一个变量或指标。因子分析模型可以表示为：

其中，x1、x2…xp。为p个指标，apm。为影响因子载荷，F1、F2…Fm为m个公共因子，m小于p，ε为特殊因子。

因子分析法通过研究指标体系的内在结构关系，从而将多个指标体系转为少数几个相互独立且包含以上指标大部分信息(80%以上)的综合指标。其优点在于它确定的权数，不受主观因素的影响，有较好的客观性，而且得出的综合指标(公共因子)之间相互独立，减少信息的交叉，这对分析极为有利。

三、中国经济增长质量的实证分析

反映中国经济增长质量的各指标代码以及描述性统计分析结果如表l所示。

在进行因子分析前，应首先检验模型及相关指标的设计是否可以应用因子分析。KMO检验和Bartlett''''s球形检验是两个测度因子分析模型是否可行有效的

检验方法。

KM0(Kaiser—Meyer—Olkin)测度采样充足度。检验指标变量的偏相关是否足够小。KMO的统计量值一般界于0和1之间，若该统计指标在0.5和1之间则表明可以进行因子分析，若小于0.5则表明因子分析的结果可能难以接受。

根据相关数据，SPSS给出的相关计算结果表明，KMO检验的结果为0.588(大于0.5)。Bartlett检验统计指标检验相关矩阵是不是单位矩阵(原假设为相关矩阵为单位阵)。卡方检验结果表明，Bartlett’s球形检验的卡方统计值为401.362，p值近似为O，拒绝原假设，即相关矩阵不是单位阵。因此。以上两项统计指标的检验表明适合采用因子分析进行研究。

在此基础上，SPSSl3.0的输出结果如表2、表3、表4所示。表3是因子分析后因子提取和因子旋转后的结果。

从表3的因子载荷矩阵可以看出，旋转后第一公因子F1在指标变量x1、x3、x4、x13、x14和x15上有较大的载荷，而这些指标综合反映了中国经济增长质量中的宏观环境因素，可以作为经济增长质量的宏观环境影响因子。旋转后第一公因子F+在指标变量x2、x5、x6、x8上有较大的载荷，而这些指标综合反映了中国经济增长质量中的要素收入的变化，可以作为要素生产率因子。旋转后第三公因子F3在指标变量x7、x9、X10、x11和x12上有较大的载荷，反映了经济增长的环境和资源变化以及竞争力，这些可代表经济增长的可持续性与潜力，可以作为经济增长质量的可持续性与潜力因子。

因此，反映中国经济增长质量的15个指标变量，可以用F1，F2和F3这3个完全不相关的公共因子来表征，即中国经济增长质量包含了宏观经济环境因素、要素生产率因素和经济增长潜力及可持续性因素。

通过对表3的观察可以得出，宏观环境影响因子F1、要素生产率因子F2和经济增长潜力及可持续性因子F，反映了中国经济增长质量全部变量信息的90.97%，由此可见，这3个因子包含了反映中国经济增长质量的绝大部分信息。

为了计算各公共因子的综合得分，以便求出反映经济增长质量的综合评价指标的数值，需要对这3个因子进行量化。本文采用回归法(regression)来计算因子F1、F2、F3得分，计算结果如表4所示。

历年经济增长质量因子分析的综合得分Qt，表示为公式：

其中，λi是X的相关矩阵R所对应的特征值。

四、结论

通过对全国1990～2005年经济增长质量的实证分析，可以得到结论。

1.中国经济增长质量水平不断提高

根据综合评价指数的相关数据，自1990～2005年16年间，中国经济增长综合质量指数年平均提高约6.4个百分点，经济增长质量呈现出不断改善的趋势。

2.在经济发展的同时，中国也呈现出较为明显的质量提高与数量扩张不同步的现象

巾国16年来经济增长质量提高(QI)与数量扩张(SI)存在不一致的现象。虽然中国在16年间经历了QI的持续上升，但是由于中国保持了更高的数量扩张速度，QI的提高并未与SI呈现出较高的同步l生，经济规模总量迅速扩张的同时并没能带来同比的质量提高。这一定程度表明中国经济的高速增长仍然没有摆脱以数量扩张为主的粗放型低质量增长的窠臼。

3.最近几年扩张不同步系数不断扩大的趋势应引起重视

根据扩张不同步系数的计算结果，自1995年以来扩张不同步系数变为负值，而其仍呈现出逐年扩大的趋势。这就为当前经济运行提出了一个警示，即在关注经济数量扩张的同时要更加关注经济增长质量的改善。这也从实证的角度反映出当前遵循科学发展观、实现可持续发展的迫切性和重要性。

4.影响经济增长质量的相关因素的不同变化趋势应引起重视

经济增长质量的高低主要由于公因子F1、F2和F3的影响。F1得分上升意味着经济增长过程中宏观环境的改善；F2得分上升意味着经济增长中要素生产率的提高，F3得分上升意味着经济增长潜力及可持续性的上升；反之相反。

自1991年以来，反映经济增长质量的宏观经济环境因子F1，随着经济的增长，宏观经济环境状况呈现出持续上升的趋势；反映中国经济增长质量的要素生产率因子F2则呈现出波动性，经历一个先提高到逐步降低再稳步上升的过程，这表明自1990年要素生产率呈现出较大的波动性，但是最近几年F2稳步上升，表明要素生产率的上升。反映中国经济增长潜力及可持续性的因子F3呈现出“倒u型”趋势，在1997年以前逐步上升，而在1997年以后呈现出较为明显的下降趋势。这说明中国经济增长的潜力没有得到明显的改善，反而有下降的趋势。这点尤其要引起重视。

第5篇

    一、国内外关于经济增长质量的研究综述

    对于经济增长的理解,萨缪尔森认为,经济增长代表一国潜在GDP或者国民产出的增加,是一国生产可能性曲线(PPF)的向外推移。库兹涅茨为经济增长做了更为全面的阐述,“一个国家的经济增长,可以定义为向它的人民提供品种日益增加的经济商品的能力的长期提高,这个增长的能力,基于改进技术,以及它要求的制度和意识形态的调整。”根据这种理解,经济增长不仅仅在于生产能力的增长,更强调在技术改进、制度和意识形态的调整,后者正是经济增长质量的反映。马克思在论述扩大再生产的实现途径时也指出,“生产的逐年扩大是由于两个原因,第一个是投入资本的逐年增长;第二个是资本使用效率的提高。”

    虽然不少经济学家注意到经济增长的质量,但是关于经济增长质量的专着很少,比较有代表性的是苏联经济学家卡马耶夫于1977年出版的《经济增长的速度和质量》。他对经济增长的理解是:“物质生产资源变化过程的总和,以及由此而增加了产品的数量和提高了产品的质量,通常被称为这一社会经济结构的经济增长”,并强调“在经济增长这个概念中,不仅应该包括生产资源的增加,生产量的增长,而且也应该包括产品质量的提高,生产资料效率的提高,消费品的消费效果的增长。”另一本关于经济增长质量的着作是由世界银行的托马斯等着的《增长的质量》,他对增长质量的理解是,“作为发展速度的补充,它是指构成增长进程的关键性内容,比如:机会的分配、环境的可持续性、全球性风险的管理以及治理结构。”

    在国内的相关研究方面,以王积业、李京文、汪同三、胡少维等学者为代表的关于中国经济增长质量的研究较有影响。王积业从多恩布什与费希尔对经济增长的理解,即经济增长过程“是生产要素积累和资源利用的改进或要素生产率增加的结果”出发,认为“所谓生产要素积累,指的是资本和劳动力在数量上的不断增加,是经济增长实现数量扩张的主要源泉。所谓资源利用的改进或要素生产率增加,指的是资本和劳动力的更加有效使用和科学技术在生产中的应用,它们构成经济增长质量的主要源泉。决定经济增长的这两组因素既紧密交织,又相互区别,共生于经济增长过程当中。在一定时期,由于这两组因素作用的力度不同,引致经济增长或者以数量扩张为主,或者以提高质量为主,形成粗放型和集约型两种形态。李京文等研究了中国经济增长过程中(1953~1990年)生产率的变化,并与美国、日本等国的生产率变化进行了对比。汪同三等分析了中国经济增长的情况,提出了“增长成本”的概念,即用一些描述经济运行质量的重要指标对GDP增长速度的平均弹性来描述中国经济增长质量;胡少维对研究经济增长质量的方法进行了综述,对我国经济增长的质量做了一些评价,并指出贯彻和谐社会理念是提高经济增长质量的根本。其余大部分则集中于操作层面,即集中于经济增长质量评价指标体系的构建和测算研究,方法上有一定的创新,但是缺乏对于经济增长质量的理论问题的整体性和系统性研究。钟学义等在《增长方式转变与增长质量提高》一书中把衡量经济增长质量的指标概括为三个方面:反映经济增长效率的指标(全要素生产率对经济增长的贡献率、投入产出率、劳动生产率及其增长率、资本生产率、物耗指标、能耗指标等),反映经济增长是否稳定、健康的指标(经济波动情况、通货膨胀率、就业状况、环境污染指标等),反映经济结构及其变动的指标(产业结构、贸易结构、劳动力结构、地区经济结构等);戴武堂认为影响经济增长质量的因素包括:劳动生产率、经济效益、就业率、居民消费水平和消费质量、收入差距的合理程度。其他比较有影响的研究成果包括梁亚民从经济增长方式转变、过程效率、产出结果、增长潜能四个方面设计的由21个评价指标构成的指标体系;李周为、钟文余通过六个反映经济增长集约化水平的指标以及反映经济增长方式转变的源泉与机制的一系列指标体系来评价经济增长的质量;李变花认为衡量经济发展质量的指标体系应该包括经济增长水平、经济效益、经济结构、科技进步、环境保护、竞争能力、人民生活、经济稳定八个方面;单薇从经济增长的稳定性、协调性、持续性、潜力四个方面,确立经济增长质量的评价指标体系,采用熵的评价理论,对1995~2000年我国经济增长质量进行了探讨;赵英才等对1978~2002年中国经济增长的质量进行了综合评价,得出了中国经济增长质量提高与数量扩张并不同步的结论;而徐辉、杨志辉则用密切值模型对1995~2003年经济增长的质量进行了评价。

    在前人研究成果的基础上,根据前文有关的理论研究,笔者认为经济增长质量的内涵可以界定为:经济增长质量是指一个经济体在经济效益、经济潜力、经济增长方式、社会效益、环境等诸多品质方面表现出的与经济数量扩张路径的一致性、协调性。经济增长质量的内涵体现了经济系统的发展水平、经济效益、增长潜能、稳定性、环境质量成本、竞争能力、人民生活等多个方面。

    二、指标体系的构建及方法选择

    1.模型指标变量设定

    前文对经济增长的质量已经做了大量的定性分析,但如何进行量化评估,还没有统一的标准。笔者认为,经济增长质量的内涵体现了经济系统的发展水平、经济效益、增长潜能、稳定性、环境质量成本、竞争能力、人民生活等多个方面。经济增长质量综合评价是基于经济增长质量的内涵及其评价理论,运用反映经济增长质量状况的指标进行综合分析得出的。在参考国内外众多专家学者研究成果的基础上,结合笔者对经济增长质量的理解,本文设定了反映中国经济增长质量的15个指标变量,构造了中国经济增长质量的评价指标体系。各个指标及含义具体如下:xl——人均GDP指数(1978年价格);x2——财政收入增长指数;x3——全社会劳动生产率(1978年价格);x4——第二、三产业产值占GDP比例;x5——投资效益系数;x6——出口总值占GDP的比重;x7——外商投资额占GDP比重;x8——城乡居民家庭人均收入比(倒数);

    x9——R&D占GDP的比重;

    x10——单位产值工业固体废物排放(倒数,1978年价格);

    x11——单位产值工业固体废物排放(倒数,1978年价格);

    x12——万元产值能耗率(1978年价格,倒数);

    x13——经济稳定性系数(取倒数);

    x14——城镇化水平;

    x15——养老保险覆盖率。

    在运用因子分析前,将影响经济增长质量的各负向指标调整为其倒数形式,使其成为与经济增长质量正相关的指标变量。

    2.因子分析方法

    在定义经济增长质量的研究中,需要对反映其客观情况的多个指标进行大量的观察,而在很多情况下,许多变量之间存在一定的相关关系,从而有可能用较少能用较少的综合指标分析存在于各变量中的各类信息,而各综合指标之间是彼此不相关的,这些代表性的综合指标称为“公共因子”,而因子分析就是用较少的几个因子来反映原资料的大部分信息的统计学模型。

    在建立因子分析模型时,用尽可能少的不可测公共因子的线性函数与特殊因子之和来描述原来观测的每一个变量或指标。因子分析模型可以表示为:

    其中,x1、x2…xp。为p个指标,apm。为影响因子载荷,F1、F2…Fm为m个公共因子,m小于p,ε为特殊因子。

    因子分析法通过研究指标体系的内在结构关系,从而将多个指标体系转为少数几个相互独立且包含以上指标大部分信息(80%以上)的综合指标。其优点在于它确定的权数,不受主观因素的影响,有较好的客观性,而且得出的综合指标(公共因子)之间相互独立,减少信息的交叉,这对分析极为有利。

    三、中国经济增长质量的实证分析

    反映中国经济增长质量的各指标代码以及描述性统计分析结果如表l所示。

    在进行因子分析前,应首先检验模型及相关指标的设计是否可以应用因子分析。KMO检验和Bartlett's球形检验是两个测度因子分析模型是否可行有效的

    检验方法。

    KM0(Kaiser—Meyer—Olkin)测度采样充足度。检验指标变量的偏相关是否足够小。KMO的统计量值一般界于0和1之间,若该统计指标在0.5和1之间则表明可以进行因子分析,若小于0.5则表明因子分析的结果可能难以接受。

    根据相关数据,SPSS给出的相关计算结果表明,KMO检验的结果为0.588(大于0.5)。Bartlett检验统计指标检验相关矩阵是不是单位矩阵(原假设为相关矩阵为单位阵)。卡方检验结果表明,Bartlett’s球形检验的卡方统计值为401.362,p值近似为O,拒绝原假设,即相关矩阵不是单位阵。因此。以上两项统计指标的检验表明适合采用因子分析进行研究。

第6篇

摘 要：经济发展包括数量增长和质量提高两个方面。今后我国经济发展的主要问题不是数量增长的快慢，而是经济增长质量的高低。本文运用因子分析方法，对1990年以来中国经济增长的质量进行了实证研究，认为最近几年中国经济增长的质量提高与数量扩张存在较为明显的不同步现象。最后对这种现象的原因做出了初步解释并提出了相应的政策建议。

关键词：经济增长质量；因子分析；不同步系数

中图分类号：F061.3 文献标识码：A

文章编号：1000-176X(2007)03-0018-06

经济增长作为各个国家和地区重要的经济和政治目标，受到极大的重视。我国也将经济增长作为一项长期的目标。随着经济的不断增长，与经济增长相伴产生的社会和环境问题日益受到各国政府和人民的关注，这些问题就是经济增长质量的问题。20世纪80年代可持续发展概念以及党的十六届三中全会科学发展观的提出，都表明人们满意并且致力寻求的经济增长应该是数量扩张和质量提高的统一。

一、 国内外关于经济增长质量的研究综述

对于经济增长的理解，萨缪尔森认为，经济增长代表一国潜在GDP或者国民产出的增加，是一国生产可能性曲线（PPF）的向外推移。[1]库兹涅茨为经济增长做了更为全面的阐述，“一个国家的经济增长，可以定义为向它的人民提供品种日益增加的经济商品的能力的长期提高，这个增长的能力，基于改进技术，以及它要求的制度和意识形态的调整。”[2]根据这种理解，经济增长不仅仅在于生产能力的增长，更强调在技术改进、制度和意识形态的调整，后者正是经济增长质量的反映。马克思在论述扩大再生产的实现途径时也指出，“生产的逐年扩大是由于两个原因，第一个是投入资本的逐年增长;第二个是资本使用效率的提高。”[3]

虽然不少经济学家注意到经济增长的质量，但是关于经济增长质量的专著很少，比较有代表性的是苏联经济学家卡马耶夫于1977年出版的《经济增长的速度和质量》。他对经济增长的理解是:“物质生产资源变化过程的总和，以及由此而增加了产品的数量和提高了产品的质量，通常被称为这一社会经济结构的经济增长”，并强调“在经济增长这个概念中，不仅应该包括生产资源的增加，生产量的增长，而且也应该包括产品质量的提高，生产资料效率的提高，消费品的消费效果的增长。”[4]另一本关于经济增长质量的著作是由世界银行的托马斯等著的《增长的质量》，他对增长质量的理解是，“作为发展速度的补充，它是指构成增长进程的关键性内容，比如：机会的分配、环境的可持续性、全球性风险的管理以及治理结构。” [5]

在国内的相关研究方面，以王积业、李京文、汪同三、胡少维等学者为代表的关于中国经济增长质量的研究较有影响。王积业从多恩布什与费希尔对经济增长的理解，即经济增长过程“是生产要素积累和资源利用的改进或要素生产率增加的结果”出发，认为“所谓生产要素积累，指的是资本和劳动力在数量上的不断增加，是经济增长实现数量扩张的主要源泉。所谓资源利用的改进或要素生产率增加，指的是资本和劳动力的更加有效使用和科学技术在生产中的应用，它们构成经济增长质量的主要源泉。决定经济增长的这两组因素既紧密交织，又相互区别，共生于经济增长过程当中。在一定时期，由于这两组因素作用的力度不同，引致经济增长或者以数量扩张为主，或者以提高质量为主，形成粗放型和集约型两种形态。”[7]李京文等研究了中国经济增长过程中(1953―1990年)生产率的变化，并与美国、日本等国的生产率变化进行了对比。[8]汪同三等分析了中国经济增长的情况，提出了“增长成本”的概念，即用一些描述经济运行质量的重要指标对GDP增长速度的平均弹性来描述中国经济增长质量；[9]胡少维对研究经济增长质量的方法进行了综述，对我国经济增长的质量做了一些评价，并指出贯彻和谐社会理念是提高经济增长质量的根本。[10]其余大部分则集中于操作层面，即集中于经济增长质量评价指标体系的构建和测算研究，方法上有一定的创新，但是缺乏对于经济增长质量的理论问题的整体性和系统性研究。钟学义等在《增长方式转变与增长质量提高》一书中把衡量经济增长质量的指标概括为三个方面：反映经济增长效率的指标（全要素生产率对经济增长的贡献率、投入产出率、劳动生产率及其增长率、资本生产率、物耗指标、能耗指标等），反映经济增长是否稳定、健康的指标（经济波动情况、通货膨胀率、就业状况、环境污染指标等），反映经济结构及其变动的指标（产业结构、贸易结构、劳动力结构、地区经济结构等）[11]；戴武堂认为影响经济增长质量的因素包括：劳动生产率、经济效益、就业率、居民消费水平和消费质量、收入差距的合理程度。[12]其他比较有影响的研究成果包括梁亚民从经济增长方式转变、过程效率、产出结果、增长潜能四个方面设计的由21个评价指标构成的指标体系；[13]李周为、钟文余通过六个反映经济增长集约化水平的指标以及反映经济增长方式转变的源泉与机制的一系列指标体系来评价经济增长的质量；[14]李变花认为衡量经济发展质量的指标体系应该包括经济增长水平、经济效益、经济结构、科技进步、环境保护、竞争能力、人民生活、经济稳定八个方面；[15]单薇从经济增长的稳定性、协调性、持续性、潜力四个方面，确立经济增长质量的评价指标体系，采用熵的评价理论，对1995―2000年我国经济增长质量进行了探讨；[16]赵英才等对1978―2002年中国经济增长的质量进行了综合评价，得出了中国经济增长质量提高与数量扩张并不同步的结论[17]；而徐辉、杨志辉则用密切值模型对1995―2003年经济增长的质量进行了评价。[18]

在前人研究成果的基础上，根据前文有关的理论研究，笔者认为经济增长质量的内涵可以界定为：经济增长质量是指一个经济体在经济效益、经济潜力、经济增长方式、社会效益、环境等诸多品质方面表现出的与经济数量扩张路径的一致性、协调性。经济增长质量的内涵体现了经济系统的发展水平、经济效益、增长潜能、稳定性、环境质量成本、竞争能力、人民生活等多个方面。

二、指标体系的构建及方法选择

1.模型指标变量设定

前文对经济增长的质量已经做了大量的定性分析，但如何进行量化评估，还没有统一的标准。笔者认为，经济增长质量的内涵体现了经济系统的发展水平、经济效益、增长潜能、稳定性、环境质量成本、竞争能力、人民生活等多个方面。经济增长质量综合评价是基于经济增长质量的内涵及其评价理论，运用反映经济增长质量状况的指标进行综合分析得出的。在参考国内外众多专家学者研究成果的基础上，结合笔者对经济增长质量的理解，本文设定了反映中国经济增长质量的15个指标变量，构造了中国经济增长质量的评价指标体系。各个指标及含义具体如下：

X1――人均GDP指数（1978年价格）；

X2――财政收入增长指数；

X3――全社会劳动生产率（1978年价格）；

X4――第二、三产业产值占GDP比例；

X5――投资效益系数用一定时期国内生产总值与上年固定资产投资总额对比的方法来计算，即单位固定资产投资产生GDP，用公式表示为：CIE=GDPtIFAt，其中IFA为t时期的固定资产投资额。；

X6――出口总值占GDP的比重；

X7――外商投资额占GDP比重；

X8――城乡居民家庭人均收入比（倒数）；

X9――R&D占GDP的比重；

X10――单位产值工业固体废物排放（倒数，1978年价格）；

X11――单位产值工业固体废物排放（倒数，1978年价格）；

X12――万元产值能耗率（1978年价格，倒数）；

X13――经济稳定性系数经济稳定性系数=VEG・INF=（|gt-gt-1|/gt-1）・INF。其中，VEG表示经济波动率系数，INF表示通货膨胀率。（取倒数）；

X14――城镇化水平；

X15――养老保险覆盖率。

在运用因子分析前，将影响经济增长质量的各负向指标调整为其倒数形式，使其成为与经济增长质量正相关的指标变量。

2.因子分析方法

在定义经济增长质量的研究中，需要对反映其客观情况的多个指标进行大量的观察，而在很多情况下，许多变量之间存在一定的相关关系，从而有可能用较少的综合指标分析存在于各变量中的各类信息，而各综合指标之间是彼此不相关的，这些代表性的综合指标称为“公共因子”，而因子分析就是用较少的几个因子来反映原资料的大部分信息的统计学模型。

在建立因子分析模型时，用尽可能少的不可测公共因子的线性函数与特殊因子之和来描述原来观测的每一个变量或指标。因子分析模型可以表示为：

其中，x1、x2…xp为p个指标，apm为影响因子载荷，F1、F2…Fm为m个公共因子，m小于p，ε为特殊因子。

因子分析法通过研究指标体系的内在结构关系，从而将多个指标体系转为少数几个相互独立且包含以上指标大部分信息(80%以上)的综合指标。其优点在于它确定的权数，不受主观因素的影响，有较好的客观性，而且得出的综合指标(公共因子)之间相互独立，减少信息的交叉，这对分析极为有利。

三、中国经济增长质量的实证分析

反映中国经济增长质量的各指标代码以及描述性统计分析结果如表1所示。

在进行因子分析前，应首先检验模型及相关指标的设计是否可以应用因子分析。KMO检验和Bartlett's 球形检验是两个测度因子分析模型是否可行有效的检验方法。

KM0(Kaiser-Meyer-Olkin)测度采样充足度。检验指标变量的偏相关是否足够小。KMO的统计量值一般界于0和1之间，若该统计指标在0.5和1之间则表明可以进行因子分析，若小于0.5则表明因子分析的结果可能难以接受。

根据相关数据，SPSS给出的相关计算结果表明，KMO检验的结果为0.588(大于0.5)。Bartlett检验统计指标检验相关矩阵是不是单位矩阵(原假设为相关矩阵为单位阵)。卡方检验结果表明，Bartlett's球形检验的卡方统计值为401.362, p值近似为0，拒绝原假设，即相关矩阵不是单位阵。因此。以上两项统计指标的检验表明适合采用因子分析进行研究。

在此基础上，SPSS13.0的输出结果如表2、表3、表4所示。表3是因子分析后因子提取和因子旋转后的结果。

从表3的因子载荷矩阵可以看出，旋转后第一公因子F1在指标变量x1、x3、x4、x13、x14和x15上有较大的载荷，而这些指标综合反映了中国经济增长质量中的宏观环境因素，可以作为经济增长质量的宏观环境影响因子。旋转后第一公因子F2在指标变量x2、x5、x6、x8上有较大的载荷，而这些指标综合反映了中国经济增长质量中的要素收入的变化，可以作为要素生产率因子。旋转后第三公因子F3在指标变量x7、x9、x10、x11和x12上有较大的载荷，反映了经济增长的环境和资源变化以及竞争力，这些可代表经济增长的可持续性与潜力，可以作为经济增长质量的可持续性与潜力因子。

因此，反映中国经济增长质量的15个指标变量，可以用F1,F2和F3这3个完全不相关的公共因子来表征，即中国经济增长质量包含了宏观经济环境因素、要素生产率因素和经济增长潜力及可持续性因素。

通过对表3的观察可以得出，宏观环境影响因子F1、要素生产率因子F2和经济增长潜力及可持续性因子F3反映了中国经济增长质量全部变量信息的90.97%，由此可见，这3个因子包含了反映中国经济增长质量的绝大部分信息。

为了计算各公共因子的综合得分，以便求出反映经济增长质量的综合评价指标的数值，需要对这3个因子进行量化。本文采用回归法(regression)来计算因子F1、F2、F3得分，计算结果如表4所示。

历年经济增长质量因子分析的综合得分Qt，表示为公式：

其中，λi是X的相关矩阵R所对应的特征值。

四、结 论

通过对全国1990―2005年经济增长质量的实证分析，可以得到结论。

1.中国经济增长质量水平不断提高

根据综合评价指数的相关数据，自1990―2005年16年间，中国经济增长综合质量指数年平均提高约6.4个百分点，经济增长质量呈现出不断改善的趋势。

2.在经济发展的同时，中国也呈现出较为明显的质量提高与数量扩张不同步的现象

中国16年来经济增长质量提高（QI）与数量扩张（SI）存在不一致的现象。虽然中国在16年间经历了QI的持续上升，但是由于中国保持了更高的数量扩张速度，QI的提高并未与SI呈现出较高的同步性，经济规模总量迅速扩张的同时并没能带来同比的质量提高。这一定程度表明中国经济的高速增长仍然没有摆脱以数量扩张为主的粗放型低质量增长的窠臼。

3.最近几年扩张不同步系数不断扩大的趋势应引起重视

根据扩张不同步系数的计算结果，自1995年以来扩张不同步系数变为负值，而其仍呈现出逐年扩大的趋势。这就为当前经济运行提出了一个警示，即在关注经济数量扩张的同时要更加关注经济增长质量的改善。这也从实证的角度反映出当前遵循科学发展观、实现可持续发展的迫切性和重要性。

4.影响经济增长质量的相关因素的不同变化趋势应引起重视

经济增长质量的高低主要由于公因子F1、F2和F3的影响。F1得分上升意味着经济增长过程中宏观环境的改善；F2得分上升意味着经济增长中要素生产率的提高，F3得分上升意味着经济增长潜力及可持续性的上升；反之相反。

自1991年以来，反映经济增长质量的宏观经济环境因子F1，随着经济的增长，宏观经济环境状况呈现出持续上升的趋势；反映中国经济增长质量的要素生产率因子F2则呈现出波动性，经历一个先提高到逐步降低再稳步上升的过程，这表明自1990年要素生产率呈现出较大的波动性，但是最近几年F2稳步上升，表明要素生产率的上升。反映中国经济增长潜力及可持续性的因子F3呈现出“倒U型”趋势，在1997年以前逐步上升，而在1997年以后呈现出较为明显的下降趋势。这说明中国经济增长的潜力没有得到明显的改善，反而有下降的趋势。这点尤其要引起重视。

5.影响经济增长质量提高的最关键的因素――环境成本

由于自1996年以来F1、F2都呈现出上升趋势，而1996年以后中国经济增长质量提高速度降低的原因就只能来自F3的下降，正是F3的下降使得最近几年中国经济增长质量提高的步伐减缓。而F3其实代表了TFP的变化和经济增长的环境成本。正如以克鲁格曼为代表的一些学者的研究所表明，中国经济增长的全要素生产率(TFP)相对较低，中国经济增长的质量不高，基本上属于投入型的数量增长。同时，中国经济增长的环境成本也很高，根据国家环保总局和国家统计局2006年9月7日共同的《中国绿色国民经济核算研究报告2004》，2004年，全国因环境污染造成的经济损失为5 118亿元，占当年GDP的3.05％；虚拟治理成本为2 874亿元，占当年GDP的1.8％。环境损耗惊人，环境因素成为制约中国经济增长的一个障碍。

参考文献：

［1］ 保罗・萨缪尔森，诺德豪斯.经济学［M］.北京：华夏出版社，1999.

［2］ 西蒙・库茨涅茨.现代经济增长：事实与思考［M］.北京：中国社会科学出版社，1986.

［3］ 马克思恩格斯全集（第26卷）［M］.北京：人民出版社，1975.

［4］ B・D・卡马耶夫.经济增长的速度和质量［M］.武汉：湖北人民出版社，1983.

［5］ 托马斯，等.增长的质量［M］.北京：中国财政经济出版社，1999.

［6］ 多恩布什，费希尔.宏观经济学［M］.北京：中国人民大学出版社，1997.

［7］ 王积业.关于提高经济增长质量的宏观思考［J］.宏观经济研究，2001，（1）.

［8］ 李京文，等.生产率与中美日经济增长研究［M］.北京：中国社会科学出版社，1993.

［9］ 李京文，汪同三.中国经济增长的理论和政策［M］.北京：社会科学文献出版社，1998.

［10］ 胡少维.贯彻和谐社会理念是提高经济增长质量的根本［J］.金融与经济，2006，（6）.

［11］ 钟学义，等.增长方式转变与增长质量提高［M］.北京：经济管理出版社，2001.

［12］ 戴武堂.论经济增长质量及其改善［J］.中南财经政法大学学报，2003，（1）.

［13］ 梁亚民.经济增长质量评价指标体系研究［J］.西北师范大学学报，2002，（2）.

［14］ 李周为，钟文余.经济增长方式与增长质量测度评价指标体系研究［J］.中国软科学，1999，（6）.

［15］ 李变花.经济增长质量指标体系的设置［J］.统计与决策，2004，（1）.

［16］ 单薇.基于熵的经济增长质量综合评价［J］.数学的实践与认识，2003，（10）.

［17］ 赵英才，等.转轨以来中国经济增长质量的综合评价研究［J］.吉林大学社会科学学报，2006，（3）.

第7篇

1.1经济增长质量的理论推论上节已经说明，本文将经济增长质量的考察范围界定在经济增长的结构、稳定性、福利变化与资源利用这四方面。因此，笔者在对这四方面因素进行了复杂的数学相关函数运算后得出了四点与经济增长质量理论相关的推论，具体推论结果如下:①经济增长的结构越平衡时，经济增长的质量会越高；②当经济增长环境波动较小时，经济稳定性越强，经济增长的质量将越高；③当经济增长能够有效提高居民福利水平时，经济增长的质量将越高；④当经济生产的资源利用率得到提高，对能源的消耗与环境的污染越少时，经济增长的质量将会越高。1.2经济增长质量的测度方法经济增长质量除了涉及到经济范畴以外，还涉及到一系列综合因素的影响及制约，因此，通过利用数量指标来分析与研究经济增长质量问题，将会是一项十分复杂且综合的难题。并且由于经济增长质量涉及到了经济发展中的各个方面，因此要想建立一个对经济增长质量问题进行分析的指标体系，应该对多种方面、多种指标进行掌握与汇总及梳理。而由于传统的指数分析法、因子分析法、以及层次分析法等对经济增长质量进行测度的方法都存在着一定的局限于缺点，不能较为全面的反映经济增长质量各指标之间的关系。而主成分分析法不仅可以弥补上述测度方法中的缺陷，而且对于经济增长指标各种维度之间的关系与其对经济增长总指数的大小能够进行清晰的反映。因此，本文将主要采用主成分分析法来对中国经济增长质量的时序变化与地区性差异进行分析。

2中国经济增长质量的时序变化

上一节已经说到，影响我国经济增长质量的因素是多方面的，因此在对经济增长质量的时序变化进行分析时，本文将努力对影响经济增长质量的各种指标都计算在内。并根据经济增长质量的四个维度对经济增长质量的时序变化进行分析与考量。2.1经济增长的结构指标对经济增长结构指标的选取，本文主要从国民经济的产业结构、投资与消费结构、金融结构，国际收支结构这四个方面来选取。而这四个结构中分别又着各种经济测度指标，本文将从这四大方面中择重选取28个指标来对经济增长质量的时序变化体系进行构建。2.2经济增长的稳定性、福利分配、资源利用指标对经济增长稳定性指标的选取，本文将主要从经济增长过程中的三大周期波动方面来进行考量。即产出波动、价格波动与就业波动。并在这三大周期波动阶段中选取最为重要的指标参与到经济增长质量时序体系构建中。而在福利分配与资源利用这两方面也会采取同样的原则。2.3我国经济增长质量的时序变化在对所有的经济增长质量指标选取及确定后，我们对与经济增长质量相关的各种数据与信息进行了全面的分析与研究，并计算出了各种数据与经济增长质量之间的关系，最后将这些影响我国经济质量增长的各种指标的计算结果进行了汇总。汇总结果如表1。对表1进行分析我们可以看出，自改革开放以来，我国的经济增长质量主要是处于波动上升趋势的，在1978到1986这九年间我国的经济增长质量主要是成稳步提高趋势的；在1986到1994年这九年间，我国的经济增长质量则出现了缓慢的下降态势；而到了1994到2005年这十一年间，我国的经济增长质量出现了快步增长的态势。而我国在这三十年间的经济增长质量得以稳步提升的最主要原因是我国对资源利用率与生态环境不断改善。而我国福利水平的变化也是致使经济增长质量提高的原因。2.4我国经济增长质量的地区性差异为了能够从更加全面的角度对我国经济增长质量的具体状况进行更加全面、立体的分析，从而得出更加准确的判断，因此在对我国经济增长质量的时序变化进行分析后，还要对我国经济增长质量的地区性差异进行分析。下面是对我国从1978到2005年中选取代表性年份，对我国各地区经济增长质量的变化情况的统计（。表2）总体来看，我国各地区从1978年以来，经济增长质量的水平也都取得了缓慢的上升趋势，但是从各地区经济增长质量的发展上来看，却存在者非常大的差异。在经济发展的初期，经济增长质量较高的地区主要集中在我国的中西部城市，而随着经济的不断发展，近年来由于我国较为支持对东部沿海地区的发展，使得东部城市的经济发展质量已经超越了中西部的发展水平，取得了更为强进的发展态势。

3结束语

第8篇

关键词：金融发展；金融信用膨胀；非线性；经济增长

中图分类号：F830；F061.2 文献标识码：A

一、引言

经典理论表明，良好运行的金融体系在一国经济增长过程中具有重要作用（Sehumpeter，1911；Goldsmith，1969；Shaw，1973）。以Kingand Levine（1993）为代表的文献基于大量国家样本考察金融发展与经济增长的关系，得出了金融发展对经济增长具有显著正向效应的一般性结论。然而，金融危机在全球范围内频繁发生，已成为违背金融发展与经济增长之间线性范式的典型事实。基于此，近年来大量文献对金融发展与经济增长的关系进行了再度反思与检验，发现了金融发展对经济增长的促进效应在不同的时期或不同的国家会出现不同程度的弱化、消失甚至逆转的现象（Gregorio and Guidotti，1995；Fink等，2005；Rioja and Valev，2004；Rousseau and Wachtel，2011）。事实上，金融发展与经济增长之间可能存在某种形式的非线性关系（Deidda and Fattouh，2002；Rioja and Valev，2004）。

究竟是何种因素系统性地影响了金融发展与经济增长之间的传统关联关系，目前仍缺乏清晰可靠的解释。与此同时，金融危机理论验证了金融体系过度的信用扩张与金融危机发生之间存在着必然联系，金融体系信用繁荣的迷失以及政策制定者对信用在宏观经济中作用的忽视是导致金融危机不可避免的系统性因素（Schularick and Taylor，2012）。由于金融活动的基础与核心是信用关系的运动（李宏明，2007），金融交易是通过不同的信用关系对现有财富重新进行跨时空配置的过程（易完容，2009），因此从信用角度来考察金融发展与经济增长之间的理论关系变化符合金融研究的本质内涵。随着金融体系的发展以及金融创新技术的广泛应用，金融信用活动也在不断发展并体现为一个金融信用膨胀的过程，因而金融信用膨胀衡量了金融发展进程中金融信用创造与扩张机制不断演化的过程，反映了不同金融信用关系通过金融安排在不同时空的拓展、延伸与重组。更为重要的是，由银行体系引发的信用膨胀不仅存在着上界，而且存在促进或阻碍经济增长的内生机制（何其春和邹恒甫，2015）。因此，本文从金融体系信用活动角度，基于长时期的跨国面板数据，对金融信用膨胀与经济增长之间的非线性关系进行实证研究，不仅能够对目前相互隔离的两类研究（即发展金融学研究和金融危机研究）提供一个整合的逻辑框架，而且能够为影响金融发展与经济增长间关系的系统性因素（即金融信用活动）进行实证检验。

二、文献回顾

关于金融发展与经济增长关系的研究已汗牛充栋。毋庸置疑，自货币和银行产生以来，金融体系在一国经济运行中的重要作用被充分肯定，大量研究较为一致地认为金融发展对一国的经济增长具有正向的促进作用。例如，Schumpeter（1911）首次论证了银行体系在经济增长中的决定作用：Goldsmith（1969）、Mckinnon（1973）和Shaw（1973）通过对发展中国家金融抑制现象的研究，提出了金融深化对经济增长的促进效应。一个良好运转的金融体系能够实现有效的资本积累（Mckinnon，1973；King and Levine，1993）与效率提升（Shaw，1973；King and Eevine，1993；Thiel，2001），从而促进投资和技术进步并推动经济的增长。

然而，近年来的实证研究通过对大量国家面板数据的观察，发现了金融发展与经济增长之间存在非线性关系的重要证据。Gregorio and Guidotti（1995）发现在高收入国家的不同时期，金融发展对经济增长的效应会出现差异，在其所考察的1960-1985年的时间样本里，金融发展与产出增长具有正相关的关系，而1970-1985年的时间样本数据则显示了金融发展与产出增长之间的负相关关系。Fink等（2005）依据不同收入水平或经济发展水平对国家样本进行分类的基础上，应用一个增长核算框架就1990-2001年22个市场经济体和11个转型国家的静态和动态面板数据估计了金融发展与经济增长之间的关系，结果表明市场经济体的金融发展对经济增长的效应是脆弱的，而转型国家的金融发展对经济增长的效应则表现出短期的正向效应。Masten and Coricelli（2008）同时应用宏观和产业层面数据研究了欧盟国家金融发展和国际金融一体化对经济增长的非线性效应，结果表明，相比发达国家，欠发达国家国内金融市场发展对经济增长的积极效应更强。持有类似结论的还有Bangak6and Eggoh（2010），其运用面板协整技术对1960-2004年包括发达国家和发展中国家等71个国家的动态混合面板数据进行分析，检验了金融发展对经济增长的效应，结果表明低收入国家的金融发展对经济增长的效应要强于高收入国家。为了更好地识别金融发展的经济增长效应如何随金融发展程度的不同而出现差异，Rioia and Valev（2004）应用广义矩（GMM）动态面板技术，将74个样本国家按照金融发展水平的高低划分为三个不同的区域，研究了不同区域中的金融发展对经济增长的效应。Rioja等人认为，金融发展对经济增长的效应随着金融发展程度而变化，具体表现为：在金融发展程度较低的区域，对金融市场额外的改进具有一个不确定的经济增长效应；在金融发展程度中等的区域，金融发展对经济增长的正向效应很强；而在金融发展程度较高的区域，金融发展对经济增长的效应尽管为正但却较弱。Rousseau and Wachtel（2011）通过对广泛国家样本的考察，发现20世纪80-90年代金融发展对经济增长的作用较强，但这种效应随时间在逐渐减弱，尤其是近10年以来，这种作用似乎消失了。

从现有文献来看，目前尚缺乏从金融信用活动角度来检验金融发展的经济增长效应研究，同时，对影响金融发展与经济增长之间关系变化的系统性重要因素（即信用因素）也缺乏深入探究。本文主要从金融体系信用活动角度，深入考察金融信用膨胀与经济增长之间的关系，采用长时期（1967-2011年）74个国家的面板数据，实证检验金融信用膨胀对经济增长的非线性影响，对金融发展与经济增长关系的研究提供一个不同的视角。

三、指标说明与样本划分

本文的主要目的是基于跨国面板数据，实证检验金融信用膨胀是否在长期内对经济增长产生非线性影响，即是否存在金融信用膨胀的非线性经济增长效应。在指标选取上，经济增长变量采用对数形式的真实人均GDP表示，记为RGDPP。为了较准确地刻画金融信用活动的内涵与范畴，本文采用私人信用和银行信用两个指标来反映金融信用变量。其中：私人信用反映了金融部门通过提供贷款、购买非股权证券、贸易信用以及其他应收账款等方式提供给私人部门并确立了偿还要求的金融资源，借鉴Beck等（2000）的做法，用金融部门向私人部门提供的信用价值总量占GDP的比重衡量，记为变量PCRED；银行信用用以专门反映银行部门（包括货币当局、存款银行以及其他银行业金融机构）所提供的国内信用，用银行部门提供的国内信用总量占GDP的比重衡量，记为变量BCRED。为了反映其他因素对经济增长的影响，本文控制变量组的具体指标包括：（1）初始人均GDP水平，以每五年期间初始年份的人均GDP衡量，记为变量IGDPP；（2）国家开放程度，采用贸易进出口总额占GDP的比重衡量，记为变量TRADE；（3）通货膨胀因素，采用消费者价格指数表示，记为变量INFLA，（4）人力资本形成，采用教育投资公共支出占GDP比重衡量，记为变量EDU。指标体系及相关的计算方法说明见表1。

本文选取了74个国家1967-2011年共计45年的指标数据构建面板数据库，并依据Beck等（2000）的方法，将45年的时间跨度按照每5年为单位进行划分，从而得出15个观测点，每个观测点的指标数值为5年平均值。

由于需要考察金融信用膨胀对经济增长的非线性影响，本文参照Pdoja and Valev（2004）依据金融发展程度进行国家样本划分的思路，将所选取的国家样本按照金融信用膨胀程度进行划分，以观测金融信用膨胀程度不同的国家样本组其金融信用膨胀的经济增长效应是否存在显著差异，即金融信用膨胀的经济增长效应是否在金融信用膨胀程度不同的国家样本组之间呈现出非线性变化特征。基于这一思路，本文以私人信用指标作为基准指标，按照该指标45年的算数平均值水平将国家样本划分为三个类别：金融信用膨胀程度较低的国家样本组、金融信用膨胀程度适中的国家样本组、金融信用膨胀程度较高的国家样本组。金融信用膨胀程度的划分依据是：依据私人信用指标在1967-2011年共计45年的平均值情况，将平均值小于20%的国家划为低水平样本组，平均值大于20%但小于50%的国家划为适中水平样本组，平均值大于50%的国家划为高水平样本组。样本划分结果如表2所示。

四、实证分析与结果

（一）面板单位根检验

本文采用静态面板方法进行实证分析。在进行面板回归之前，需要检验面板数据是否存在单位根，以考察数据的平稳性，避免伪回归或虚假回归。由于面板单位根检验方法有别于时间序列数据的单位根检验，本文使用三种单位根检验方法（w-stat方法、ADF-fisher方法和PP-fisher方法）对各个变量水平数列及其差分数列进行检验，检验结果见表3一表5。从面板数据单位根检验情况来看，三类国家样本组的指标序列均为不平稳序列，对非平稳指标序列进行一阶差分后，均能在5%的误差范围内拒绝存在单位根的原假设，即均能转化为平稳序列。因此，三个国家样本组的指标变量均为I（1）单整序列，可以进行面板协整检验。

（二）面板协整检验

首先对三个国家样本组中不平稳的指标序列进行一阶差分将其转化为平稳序列，然后对平稳序列分别进行面板协整检验。为了观测金融信用指标与经济增长指标在三类样本组中是否均存在稳健的协整关系，将其他变量视为控制变量，进行Kao KDF检验，结果显示三个国家样本组的金融信用指标均分别与经济增长指标存在长期均衡的协整关系（见表6）。

由于三类国家样本组的金融信用指标均与经济增长指标存在长期稳定的面板协整关系，因而需要针对不同的样本特征运用固定效应模型或随机效应模型进行进一步考察。Hausman（1978）等认为固定效应模型将个体影响设定为跨截面变化的常数使得分析过于简单。从实践角度看，在运用固定效用模型估计时将损失较多的自由度，特别是对“宽而短”的面板数据，因而从这个角度看，随机效应模型优于固定效应模型，应该把个体影响处理为随机的。但相对于固定效应模型，随机效应模型也存在明显的不足：随机效应模型假设随机变化的个体影响与模型中的解释变量不相关，而在实际建模过程中这一假设很可能由于模型中省略了一些变量而不满足，导致估计结果出现不一致性（高铁梅，2008）。为了使计量分析结果更为准确，本文首先采用Hausman检验法逐一对研究样本进行检验，以确定使用合适的样本检验模型。

依据表7的Hausman检验结论，对面板数据采用固定效应模型进行分析，回归变量选择截面加权（Cross-section weights）的方式，以消除不同横截面存在的异方差性。估计方法采用Beck andKatz（1995）的PCSE（Panel Corrected Standard ErtOYS，面板校正标准误）方法，以有效解决面板样本存在误差结构的情况，如同步相关、异方差或者序列相关等。根据检验结果的F统计值以及Rsquared数值（见表8），检验结果稳健可靠。

在控制了初始人均GDP变量、国家开放程度变量、通货膨胀率变量和人力资本形成变量之后，表8的分组检验结果显示金融信用膨胀的经济增长效应存在非线性结构，主要体现为：其一，在金融信用膨胀程度较低的国家样本组，金融信用膨胀对经济增长具有较小的正向效应，其中私人信用对经济增长的正相关系数为0.002727，而银行信用对经济增长的正相关系数为0.002073，两个相关系数均在5%的水平上显著；其二，在金融信用膨胀程度适中的国家样本组，金融信用膨胀对经济增长的正向效应在三类样本组中最强，其中私人信用对经济增长的正相关系数为0.006045，银行信用对经济增长的正相关系数为0.005406，两个相关系数均在1%的水平上显著；其三，在金融信用膨胀程度较高的国家样本组，金融信用膨胀对经济增长的效应虽然为正但均较小，表明金融信用膨胀对经济增长的正向效应相比第二类样本组弱化了，其中私人信用指标对经济增长的正相关系数为0.002396，银行信用指标对经济增长的正相关系数为0.001521，两个相关系数均在1%的水平上显著。

五、结论与启示

第9篇

关键词：贫困；包容性增长；评价指标体系；层次分析法

中图分类号：F061.3 文献标志码：A 文章编号：1001-862X(2012)02-0050-007

一、引言

自20世纪70年代末以来，中国取得了举世瞩目的成就。1979-2009年年均国内生产总值增长率为9.9%，增长速度居世界首位。近十年保持了更高的增长率，从2001-2009年年均增长率为10.5%。中国GDP总量位居世界第二，仅次于美国。同时，经济增长促使贫困人口数量大幅度下降。按照中国国家贫困线标准，中国农村绝对贫困人口从1978年的2.5亿下降到2007年的1479万，占农村居民总人口的比重从30.7%下降到1.6%[1]。但是，随着经济的增长，中国的贫富差距加剧，收入差距持续扩大。从20世纪70年代末到2005年，全国基尼系数从0.3上升到0.45[2][3]，近年来，又有上升趋势。除了收入差距外，非收入差距也在扩大，如居民在教育、就业、医疗、养老等方面面临的不平等越来越受到人们的关注。

包容性增长（Inclusive Growth）最早是由亚洲开发银行2007年提出的。亚行的长期战略过去以支持益贫性增长为主，其宗旨是帮助发展中成员国消除贫困，提高人民生活水平。面对许多国家日益突出的收入差距扩大和贫富差异加剧的问题，亚行在2007年修订长期战略框架，提出了包容性增长的概念，并对它的政策含义加以界定。

包容性增长作为一个新概念，尽管在国际上受到高度关注和认可，但目前还没有统一、公认的定义。大多数研究认为，包容性增长就是机会平等的增长[4][5][6]，核心是“机会平等基础上的经济增长”，即包容性增长需要保证人人都能公平地参与增长过程并从中受惠；既强调通过高速和可持续的经济增长创造就业和其他发展机会，又强调通过减少与消除机会不平等来促进社会公平和增长的共享性。Ali 和 Hyun（2007）认为，包容性增长就是要达到以下结果：可持续与平等的增长，社会包容、赋予权利、社会安全，可持续的增长应该带动各个部门，使大部分劳动力、穷人和脆弱群体受益[7]。

二、包容性增长的测量方法

1.包容性增长的评价维度选择

评价和监测包容性增长需要从包容性增长的基本内涵出发，选择合适的评价指标和变量。根据包容性增长的基本内涵，包容性增长包括两个关键方面：（1)能够实现经济增长的可持续性；（2）保证经济机会有更加广泛的可获得性，从而使社会成员可以参与经济活动，并从中受益。第一方面强调整体经济可持续增长，第二方面强调经济机会的可获得性，关注中低收入阶层机会的可得性，以及社会公共服务的覆盖，强调社会安全网的作用，保护脆弱和贫困人群。本研究拟从包容性增长的基本内涵出发，首先选择评价包容性增长的评价维度。由于包容性增长是一种增长模式，其基本前提是经济增长，其最大特点是包容性，即机会公平，机会公平主要包括三个方面：保证获得经济机会的过程公平、结果公平和保障公平，再加上经济增长的可持续性这个前提，那么评价包容性增长就有四个维度。以下对这四个维度具体分析。

第一，经济增长的可持续性。经济增长的可持续性是包容性增长的前提，只有保持高速和可持续的经济增长,才能增加整个社会的财富、创造就业和其他发展机会，即创造就业机会的可持续增长。所以，本文采用可持续的经济增长、创造就业机会指标评价可持续的经济增长。

第二，获得经济机会的公平。参与经济机会公平是经济增长过程包容性的条件，能否参与经济活动不仅取决于客观经济增长速度和就业机会，还取决于个体参与经济机会的能力，如道路、饮水、健康、教育的可获得性。森（2005）主张，政府的公共行为应该更多关注个人能力或自由的提高，比如基本教育、社会医疗保障制度等。因此，本文用健康和营养指标评价获得经济机会过程的公平。

第三，降低贫困与收入不平等。降低贫困与收入不平等是经济增长结果包容性的主要体现，能否参与经济活动的机会公平主要体现在收入分配结果以及贫困人口数量的减少，因此，用贫困人口减少以及收入公平两个指标评价参与经济机会结果的公平。

第四，社会保障的公平。基础社会保障能够促进社会公平，消除社会发展过程中因意外灾害、失业、疾病等因素导致的机会不均等，使社会成员在没有后顾之忧的情况下参与市场的公平竞争；实现国民收入的再分配，缩小贫富差距。基础社会保障不仅承担着“救贫”和“防贫”的责任，而且承担着为全体社会成员提供更广泛的津贴和公共服务的责任，从而使人们尽可能充分地享受经济和社会发展成果。

综上分析，包容性增长的评价维度有四个：经济增长的可持续性；降低贫困与收入不平等；获得经济机会的公平；获取基础社会保障（见表1）。确立包容性增长评价维度后，下面将进一步选择目标层指标的指标。

在选择指标时，借鉴层次分析法对指标的划分方法，对指标体系的划分范围从大到小，从模糊到具体的方法。递阶层次结构模型由目标层、维度层、领域层和指标层组成，以上初步预选指标组成了第一轮评价指标集合，下面将进一步选择领域层指标和具体指标。

2.评价内容和评价指标

第10篇

[关键词] 农村消费 经济增长 影响效应 区域差异 面板协整检验

消费是拉动经济增长的三驾马车之一,但我国很长一段时间一直将高投资率、投资驱动作为经济增长的主旋律,与之相伴的是消费率较低。在需求主导型经济状态下,消费需求理应成为经济增长的主要拉动力量。据H.钱纳里等的一项实证研究表明:在人均GDP为1000美元左右时,世界各国居民消费占GDP份额一般为61%左右。但是,我国消费需求仍处在较低水平,最终消费率、居民消费率仍然较低。过低的消费率会削弱消费需求对经济增长的拉动作用,导致经济增长过度依赖于投资的拉动,有可能导致一国经济结构失衡、增速放缓,甚至引发经济危机。因此,如何扩大居民消费内需,更好的发挥居民消费对经济增长的影响效应,是值得我们探讨的问题。本文选取科学的面板数据的模型研究了我国农村居民消费对经济增长影响的省际差异和区际差异。

一、研究方法的确定及指标的选取

1.研究方法的确定

本文选取了面板数据模型检验我国农村居民消费对经济增长的影响以及其各个地区间存在的差异性。具体运用到面板数据的单位根检验、协整检验、因果关系及误差修正模型检验来分析居民消费对经济增长的长短期影响。

2. 测定指标的选取及数据处理

关于居民消费和经济增长的测定指标的选取,本文依据系统性、科学性、可比性、可获得性以及动态性的原则,消费指标选取居民消费支出(单位:亿元)来反映居民的消费水平,是个正向指标,恩格尔系数(单位:%)反映居民的消费结构,是个负向指标;经济指标选取国民生产总值(单位:亿元)反映一地区的经济增长水平。

数据选取了我国29个省市,1992-2008年间的消费和经济方面的数据,数据均来自中国统计年鉴(1993年-2009年)和我国各省市的统计年鉴(1993年-2009年)。

二、实证检验的结果与分析

1.面板数据的单位根检验

为了避免为回归现象,使检验更加可信,需要对各变量数据的稳定性进行检验。本文利用Eviews6.0软件对居民消费水平()、居民消费结构()和经济水平()指标,同时采用LLC、IPS、FADF、FPP方法进行面板数据的单位根检验。检验结果表明我国省际数据指标 的原始数据的各种检验方法(除了的LLC检验外)的结果在5%的显著水平下都通过原假设检验,是非平稳的序列。但他们的1阶差分均未通过了单位根检验,都是平稳序列,即三项指标均是1阶单整序列,可以进行协整检验分析。

2.面板数据的协整检验

在进行协整方程的估计之前要对变量之间的协整关系进行检验,由协整关系检验的结果可知:居民消费水平、消费结构与经济增长三变量之间的协整关系分别通过了Pedroni的面板检验和组检验、Kao检验。并且Johansen Fisher的迹检验和最大特征值检验结果显示在5%显著水平下拒绝原假设,这三个变量之间最少存在一个协整向量。

三变量之间的协整关系已得到验证,由于协整模型度量的是长期均衡关系,为了检验居民消费对经济增长的具体影响,进一步构造协整检验方程:

(式1)

按照协整方程(式1)进行面板数据模型的估计。通过对面板数据模型的选取进行检验,结果显示H检验统计量在10%的显著水平下,是显著的,拒绝原假设,适合选取固定效应模型,估计结果(见表1)。

(1)我国农村消费对经济增长影响的整体效应分析

表1 基于省际数据农村居民消费对经济增长的协整方程的估计结果

由表1协整方程估计的结果可知,模型通过了各种检验,并且拟合优度也较高,说明模型设置较合理。另外可以看出我国农村居民消费对经济增长的影响效应的大小。模型估计的结果显示居民消费水平、居民消费结构对经济增长都存在正面的影响。按固定效应结果分析,我国农村居民消费支出每提高1个百分点,经济增长水平将提高1.21828个百分点;居民消费的恩格尔系数每降低一个百分点,经济增长水平将提高1.42265个百分点。居民消费结构的优化和改善比居民消费水平的提高对经济增长的影响效应大。因此我国消费政策的实施在强调居民消费水平提高的同时更要注意居民消费结构的优化升级。

(2)我国农村消费对经济增长影响效应的省际差异分析

通过对我国各个省份的农村居民消费对经济增长的影响效应的估计,可以看出各省影响效应的区域差异。从消费水平对经济增长的影响来看,在全国范围内,各省的居民消费水平对其经济增长均有正面的效应,各省居民消费水平的提高都能不同程度的拉动其经济水平的提高。其中居民消费水平对经济增长的效应最大,达到1.7801,即居民消费水平每提高1个百分点,经济水平将提高1.7801个百分点。其次是上海、青海、贵州,居民消费水平增长1个百分点对经济水平的拉动作用均在1.4个百分点以上。居民消费水平对经济增长效应较弱的地区是福建、安徽、山东。居民消费水平对经济水平的影响效应分别为0.5879、0.6206、0.7875。从消费结构对经济增长的影响来看,全国范围内只有的居民消费结构发展方向与经济增长的发展方向是背道而驰的,两者没有同步发展。其他省份的居民消费结构对经济增长都有正面的影响。其中广东的居民消费结构对经济增长的影响最大,达到-7.4953,即广东的农村居民的恩格尔系数每下降1个百分点,经济增长水平将提高7.4953 个百分点。其次是湖北、湖南和安徽,居民消费结构的改善对经济增长的影响也较大。

(3)我国农村消费对经济增长影响效应的区际差异分析

整理各个省份居民消费对经济增长的影响系数,利用变异系数法,分别计算我国东中西部地区农村居民消费对经济增长影响效应的区域差异。

区际间的差异分析:在居民消费水平对经济增长的影响效应方面,西部地区影响系数最大,高于全国平均水平。其次是东部地区和中部地区,这两地区的影响系数均低于全国平均水平。在居民消费结构对经济增长的影响效应方面,东部地区的影响系数最大,其次是中部地区,东部和中部地区均高于全国平均水平,西部地区影响效应最小,低于全国平均水平。

区际内的差异分析:我国各个地区农村消费对经济增长的影响效应区际差异的大小,从绝对差异来看,全国的农村消费水平对经济增长的影响系数的标准差为0.2617,而东中西部地区的分别为0.2586、0.1952、0.1969,可知全国省际间的绝对差异最大,其次是东部地区、西部地区,中部地区影响效应的绝对差异相对最小。另外,居民消费结构方面,全国农村居民消费结构对经济增长的影响系数的标准差为1.4075,东中西部的分别为:1.7849、0.9961、0.9350,可知我国东部地区消费结构对经济增长的影响效应的内部差异最大,其次是国内省际间的,中部地区,差距最小为的西部地区。从相对差异来看,变异系数不受原来变量之水平高低的影响,能够对比不同时空的的差异程度,是一个度量相对差异的指标 。农村居民消费水平对经济增长的影响效应,东部地区变异系数为0.2362,相对差异最大,其次是全国省际间的、中部地区,西部地区相对差异最小。居民消费结构对经济增长的影响效应,也是东部地区变异系数的绝对值最大,其次是全国地区的、西部地区,中部地区的相对差异最小。综合来看我国三大地区内部,农村居民消费对经济增长的影响差异,东部内部相对较大,中西部地区相对较小。

三、结论

通过以上多我国省际的数据的分析可知,我国的农村消费对经济增长具有积极的效应,居民消费水平和居民消费结构的对经济增长的贡献效应都较明显,但消费结构对经济增长的影响更大。

各省之间农村居民消费对经济增长的影响差异较大,其中消费水平对经济增长影响的区域差异相对较小,说明消费水平对经济增长的影响效应比较稳定。而消费结构对经济增长的影响区域差异相对较大,说明消费结构对经济增长的影响波动相对较大。地区之间居民消费对经济增长的影响差异,其中区际间,居民消费水平对经济增长的影响方面西部地区影响效应最大,在居民消费结构方面,东部地区的影响效应最大;区际内部,整体看居民消费对经济增长的影响,东部地区内部影响效应差异相对较大,中西部地区内部影响效应差异相对较小。

参考文献:

[1] 白仲林.面板数据的计量经济分析[M].南开大学出版社,2008:1-2

[2] 刘轩宇,鲁靖文.西部恩格尔系数区域差异与经济增长的实证[J].统计与决策,2008(20):128-130

第11篇

【关键词】经济增长；时空差异

一、我国经济增长质量的评价方法和指标体系

在构建我国经济增长评价指标时我们需要遵循可完善性、地区可比性、科学性实用性的原则。可完善性原则指的是我国在建立、完善指标体系前都会需要很长的时间来对数据进行整理分析，而在我国的经济数据统计时也会有许多不在统计范围之内的指标需要测度，而这些指标则需要未来进行完善与研究，在目前的时间点上还无法进行恰当的核算；地区可比性原则是指在我国各个区域之间的经济增长指标相互比较，并且进行分析整理，因此我们在进行增长质量指标体系的构建中一定要选择具有相同性质的指标保证在统计结束之后可以利用这些指标对个区域之间的经济增长进行比较；科学性原则是指在进行经济增长指标测度前要利用科学的原则进行各个指标之间的相互协调、相互融合，以此来全面的对我国经济增长质量进行测评；实用性原则是指在挑选指标时要选用能够反应现实的指标，可以对我国生态环境以及居民之间的关系进行恰当的反应，同时也要考虑数据来源的方便性与可得性，来对经济增长的各个方面进行测度。

二、我国经济增长质量的总和测评

从总体的角度来分析我国经济增长的质量则需要构建一个能够反映我国经济增长的指数。我国经济增长主要反映在社会福利变化、增长的稳定性和增长的结构性以及经济社会所带来的生态环境问题和资源利用问题这几个方面。我国经济结构的可以分国际收支结构、金融结构和产业结构以及投资消费这四个结构。在产业结构中我们通常采用比较劳动生产率、三次产业产值比以及工业化率来反映产业结构的特征；投资消费结构测度时则主要采用增量资本产出率、投资率、固定资产增长率等测度方法，我们需要在消费和投资之间选择一个恰当的占比。而不是消费率，越高或者投资率越高越好。因此在投资消费结构中我们通常也会采用消费与投资之间的比率来考虑具体的度量范围；对于我国福利变化以及收入成果分配来说主要是考察我国经济快速增长所为居民带来的福利问题。在调查时，我们主要从住房、教育、健康以及收入这四个层次着手，以人均住房面积、教育年龄、死亡率以及人均GDP为基本的测度指标来调查我国经济增长为我国居民带来各种福利问题以及成果分配问题；而对于生态环境代价和经济增长过程中的资源利用来说，我们则通常采用劳动生产率、资本生产率等方法作为测度指标。考察由于我国经济快速增长所带来的污水排放、大气污染等对生态环境所带来的破坏程度。

三、我国经济增长质量的区域特征

（一）构建地区间的经济增长指标

从区域的视角来分析中国的经济增长，可以对中国经济进行准确的判断。首先我们需要构建在地方区域的经济增长质量指数，由于地区与总量分析的差异性和各地区统计数据之间的可得性，我们需要对现有的地区指数进行调整：首先我们采用麦金农的货币化程度和歌德史密斯的金融相关比例来反映金融结构。在中国金融结构中我们则采用M2/GDP的计算方式，但是由于中国银行有着独特的性质，这也造成了M2数据在进行数据统计时会出现一定的困难，使得规划程度和金融比率来观测区域间经济增长质量是不可行的。因此我们对各地区间的经济增长选择贷款余额和存款余额占GDP的比例作为区域间的经济衡量指标；第二，由于我国教育层次的不同，在部分地区有许多数据没有统计结果，因此这些数据我们无法得到。故而本文只是以在校学生的人数在我国总人口中的比率来衡量我国各地区人民受教育的程度。而在校学生则由小学生人数、中等学校学生人数和高等学校学生人数组成；第三，收入分配是我国在经济增长的分配过程中涉及到的主要问题，在世界各国通常采用基尼系数来衡量一个国家各层次间的收入分配差距，但是在我国基尼系数在各地区的并没有被广泛应用，故而我们仅仅采用泰尔指数和城乡收入比率作为衡量经济增长成果分配的指标。

（二）区域之间的测度数据说明

其实在对各个地区的经济增长进行数据调查时我们通常采用资本生产率和全要素生产率这两个公式来对我国资本存量进行核算。而且在我国通常采用永续盘存法计算各个区域之间的物质存量，在对各个区域之间的投资进行度量时则采用固定资产形成总额来进行核算。对于全要素生产率的计算我国目前采用潜在产出法、代数指数法、隐性变量法和索洛残差法这四种方法，这四种方法分别应用在区域之间不同的核算体系，并且在进行不同区域的经济增长测量时要选择不同的方法来进行核算。

四、结语

综上所述，经济增长测度在我国进行经济测评时有着重要的地位，而我国目前在经济测度时存在着众多的局限性，并没有一个明确的标准可以在我国各个区域之间进行统一的经济质量的测评。因此我们需要明确统一的测度方法，以此来对样本容量进行扩大，对不同区域的地区进行分析，从而加快我国经济增长的研究。

参考文献

[1]狄乾斌,刘欣欣,王萌.我国海洋产业结构变动对海洋经济增长贡献的时空差异研究[J].经济地理,2014.

第12篇

关键词：产业结构 经济增长 混合横截面数据

一、文献综述

当前，以加快转变经济发展方式为主线的发展方向已成为我国“十二五”时期发展的重要内容，其中，加快转变经济发展方式的基本要求是坚持把经济结构战略性调整作为加快转变经济发展方式的主攻方向，因此，探究产业结构调整与经济增长的互动关系，以及二者相互影响的程度和方式就极其必要。

目前，许多学者对产业结构与经济增长关系进行了研究，不论从定性还是定量的角度，都做出了一定的分析。张艺影（2008）认为产业结构的合理性和产业结构的升级都是影响经济增长的要素，而经济的增长通过对供给结构、需求结构以及进出口结构的作用以影响产业结构的调整，产业结构与经济增长有着相互依赖、相互影响的关系。刘伟等（2002）从产业结构对中国经济增长的贡献以及产业结构对经济规模和要素效率的影响两个方面进行了实证研究，发现中国经济的增长的动力主要是第三产业，然而第三产业的结构扩张会降低第一产业和第二产业对经济规模的正效应，单纯依靠第三产业的结构扩张， 最终会影响经济的持续发展。

朱慧明与韩玉启（2003）利用各地区1978年—2000年的国内生产总值及一、二、三产业产出的横截面数据和时间序列数据检验了产业结构调整与经济增长的因果关系并测算了各产业增长对经济增长的贡献。

根据1996—2000年各地区的国内生产总值和第一、二、三产业产值的统计数据和计量模型，文章还得出了测算产业结构对经济增长贡献的模型，并指出扩大第三产业在国内总产出中的比重会导致经济的良性增长。

此外，陈华（2005）采用我国1978年至2003年的年度统计数据，应用处理平稳数据的方法即协整检验，证明了我国经济增长与产业结构存在着长期均衡的协同发展关系，认为在我国产业结构的次序逐步发展为二、三、一的结构将最有利于我国经济持续增长。徐东林（2004）则采用Chenery模型分析人均GDP变化对产业结构的影响，认为需求结构变化带动了产业结构变化。刘建平等（2006）运用时间序列和计量分析方法以广东1978年以来的数据为例，深入研究认为产业结构调整与经济增长是互为因果的关系。

可以看到，不同学者对产业结构和经济增长的关系还存在一定的争论：产业结构的合理调整有助于经济增长，产业结构的优化会促进经济增长的观点基本为大家所接受，而经济增长是否也会带来产业结构相应的变动则意见不一。另外，时间序列变量和数据较普遍的应用于产业结构与经济增长的实证检验，学者们在实证检验过程中很少运用横截面数据进行分析。

本文将在以往研究经验的基础上，运用横截面数据和多元线性回归的方法，通过对不同年份结果的对比，分析不同时期的经济增长对产业结构的不同需求，指出产业结构调整需要以经济增长现状为依据的观点。

二、指标选取和数据来源

经济增长的衡量指标：

本地区本年度GDP相对于上一年度GDP的增长率

GDP增长率=（本年度GDP—上一年度GDP）/上一年度GDP

数据摘自《中国统计年鉴》

2009年、2008年、2004年、2003年按三次产业分地区生产总值

衡量第二、三产业普遍使用的指标有两种：一是产业产值比重指标，即第二、三产业产值占GDP总值的比重；二是就业结构比重指标，即第二、三产业就业人员数占总就业人数的比重。鉴于本文采用了横截面数据，以及对经济增长的衡量指标采用的是不同地区同一年度的GDP增长率水平，如果继续采用同一年度二、三产业占总产值的比重或者就业比重的指标将导致指标中掺杂了以往年度的指标对该指标的影响，使得该指标不能很好的解释本年度第二、三产业的发展水平，而范剑勇等（2001）曾运用产业结构份额的增长率来讨论产业结构调整的问题，因此，本文将采用本年度二、三产业相对于上一年度的增长率水平的指标衡量第二、三产业。

产业结构中第二、三产业发展水平的衡量指标：

本年度该产业相对于上一年度的增长率

第二产业增长率X1=（本年第二产业产值—上年度第二产业产值）/上年度第二产业产值

第三产业增长率X2=（本年第三产业产值—上年度第三产业产值）/上年度第三产业产值

数据摘自《中国统计年鉴》

2009年、2008年、2004年、2003年按三次产业分地区生产总值

三、理论模型及分析

（一）变量描述及模型

Y： 2009年和2004年各地区GDP增长率

X1： 2009年和2004年各地区第二产业增长率

X2： 2009年和2004年各地区第三产业增长率

year2004： 区分2004年和2009年的虚拟变量

year2004X1： 2004年年份与X1交互项

year2004X2： 2004年年份与X2交互项

模型： Y=A+b1X1+b2X2+δyear2004+θ1year2004X1+θ2year2004X2+u ……（1）

第13篇

通过这种方式，能够使后续Johansen因果关系的检验结果更为可靠与精确。对于误差修正模型来说，其所具有vecm系数的大小可以说是对偏离均衡发展方向以及不同变量指标情况下所具有差异性调整力度进行调整的重要因素。通常来说，该系数同长期均衡误差间所具有的经济增长调整速度成正比关系，据此可知财政税收、投资总额与经济增长所具有的经济增长速度以及时间协调性，而其中所具有的增长规模却不存在非常密切的联系。同时，在同一发展背景形势下，财政税收指标同当地经济增长指标之间还具有一种负相关的关系，当投资总额出现滞后情况时其所能够对经济增长产生的影响将对之后财政税收对于当地经济增长所能够产生的影响要更大、更广。

二、Granger因果关系分析

在Granger因果关系检验方式中，把不同经济变量因素排除之后，则以更为针对性的方式对投资总额、经济增长以及财政税收之间的关系进行分析，这能够对这几大指标所具有的影响机制进行更为精确、全面的判定。而分析之前研究所获数据后可知，经济增长指标同财政税收指标之间存在Granger因果关系的几率较小。在我国目前经济发展的情况下，要想单纯通过当地财政税收调节来对当地经济增长指标进行控制很难实施，而通过投资总额才能够更好地帮助推动地方经济发展。

三、VAR模型脉冲响应函数与方差分解分析

在VAR模型中，本文对经济增长同投资总额、经济增长同财政税收之间的脉冲函数曲线进行描绘，并对相关的规律进行细致的寻找：第一，当当地的财政税收标准差为一个正值时，当地的经济情况则可能在一到三年内具有一种稳定上升的趋势，且在三年之后出现下滑，并在五年之后又会再次出现这种较为明显的推动作用。并使得整个范围的财政税收都会将对于当地经济增长所具有的推动型保持在0.00至0.02的范围；第二，在投资总额产生作用的情况下，经济增长所具有的指标也会从上升逐渐呈现出下滑的规律，且这个变化的过程会具有较为平稳的特征。而正是这种情况的存在，说明了在标准差取值为正的情况下，经济增长同投资总额之间所具有的关系要远远大于经济增长同税收指标之间的关系。需要说明的是，这种情况假设的是在其它条件同等的情况下，因财政税收冲击引起经济增长的响应曲线，如图1所示：在此基础上，本文通过方差分解的方式对三大指标所产生的影响进行更为详细的分析：首先，对于财政税收指标来说，在一到三年内，当地的经济增长指标就会在财政税收的影响下以非常迅速的方式得到提升，并且在上升到一定程度之后趋于平稳，而在滞后期出现之后，财政税收则会对当地的经济增长情况产生更大的影响，最高可以达到40%左右；其次，对于投资总额指标来说，当其滞后期为3时，投资总额则对于经济增长具有最大的贡献率，并在之后的七年内以较为平缓的方式下滑，且在此过程中其所具有的贡献率也始终会保持在80%之上，而正是这种经济规律的存在说明了在当地其它经济环境因素同等的情况下，投资总额指标对经济增长指标所具有的贡献度要远远大于财政税收对经济增长指标所具有的贡献程度。

四、三者关系的判断

通过上述对于三大指标关系的协整关系研究，本文将三者间所具有的协调关系归结如下：（一）财政税收同经济增长之间通常成负相关关系从经济增长滞后期对当地产生影响的方面来看，财政税收将会在较短的时期内对经济增长产生一个非常明显的推动作用。如果滞后期以10年为一个周期，那么通过调整财政税收指标，在最理想的情况下能够对整体经济产生40%的贡献率。（二）投资总额对经济增长通常能够产生较为明显的推动作用在经济滞后周期中，投资总额的调整对经济增长的影响明显大于财政税收对经济增长的影响。这说明，要想对经济增长指标进行适当的调整、控制或者推动，可以尝试从投资总额方面入手，相对于调整财政税收来说，这种方式具有着更为有效、迅速的作用。

五、结语

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摘 要 文章选取山西省1978年―2008年的财政收入和GDP指标数据，基于VAR模型，运用脉冲响应对系统进行了动态分析。结果表明：山西省的财政收入与经济增长之间存在着明显的正向相关性，财政收入对经济增长的促进作用远大于经济增长对财政收入的促进作用。

关键词 财政收入 经济增长 VAR

一、引言

财政收入与经济增长关系密切，二者相互促进，相互制约，财政需要通过经济增长来取得收入，同时财政收入对于保证经济的增长又起到重大作用。有关财政收入与经济增长两者之间的关系，国内学者做了大量研究，研究主要针对于国家财政收入与经济增长之间的关系以及地方财政收入与经济增长之间的关系，曾五一、刘小二（2009）利用经济计量模型证实了分税制改革前后中国财政收入弹性有显著变化，详细计算了各个分项财政收入对财政总收入增长的贡献率及其对财政总收入超GDP增长的影响；张龙、贾明德（2007）利用修正后的汉森模型对我国80年代中期以来财政支出与财政收入政策的总效果及其主动效果和自动效果进行了计量分析。本文将在以往研究的基础上，基于VAR模型来刻画山西省财政收入与经济增长关系的相互影响。

二、实证分析

本文选取财政总收入指标来衡量山西省的财政收入水平，选取国内生产总值（GDP）作为衡量经济增长的指标，两个指标的时间序列长度为1978年至2008年，并将其价格因素予以剔除，全部转化为以2000年为基期的不变价格。经济增长LnGDP与财政总收入LnFINA分别是原始指标GDP和FINA的对数化。

（一）序列单位根检验

运用Eview 6.0软件，对LnGDP、LnFINA的单位根进行检验，检验方程的选取根据相应的数据图形来确定，并采用AIC、SC最小准则确定最佳滞后阶数，检验结果如表1。

可以看出，LnGDP、LnFINA一阶差分的ADF检验统计量均小于在1%的显著性水平下的临界值，序列LnGDP、LnFINA一阶差分不存在单位根，即经济增长序列LnGDP与财政收入序列LnFINA都是一阶单整序列。

（二）基于VAR系统的脉冲响应分析

脉冲响应函数刻画的是在扰动项上加一个标准大小的冲击对于内生变量当前值和未来值所带来的影响。对一个变量的冲击直接影响这个变量，并且通过VAR模型的动态结构传导给其他所有的内生变量。用经济增长的标准大小冲击响应看其对财政总收入的影响，进一步分析它们之间的关系。这里，经济增长和财政总收入是以对数形式出现在模型中，代表了经济增长和财政总收入的弹性变化。

图1、图2分别是经济增长对财政总收入和财政总收入对经济增长的脉冲引起的响应图。图中横轴表示滞后期，图1的纵轴表示经济增长的反应程度，图2的纵轴表示财政总收入的变化，实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准差偏离带。

从图1经济增长对财政总收入的脉冲冲击的响应可以看出，给予财政总收入一个正的冲击，从第一期开始就会对经济增长有一个正的影响，并且这种影响扩展很快，在第三期的时候达到最大，之后经济增长的冲击响应有所减弱，小幅度波动到第五期后将一直持续着正的稳定拉动效应，由此可以看出，财政总收入的变化对于经济增长的变化有着显著的影响，对经济增长有着持续的推动作用。图2反映的是财政总收入的脉冲响应图，当经济增长变化时，能够引起财政总收入的变动，这种正的冲击大小在第一期时逐渐增大，到第二期时达到冲击的一个最高点，随后出现小范围的减弱，第三期产生负效应，不过从第五期开始经济增长的冲击又对财政总收入有着显著的正促进作用，并且具有上升势态，整体来看经济增长的变动能够促进财政总收入的增长，这种推动效应随着时间的变化逐渐呈现稳定趋势。

三、主要结论

从脉冲效应可以看到，财政收入对于经济增长有着显著的促进作用，这种促进作用在短期内效果较为明显，长期会有所减弱，趋于平缓；而经济增长对财政收入的推动效应短期内由正转变为负，但长期来看这种力度不大的正向冲击将一直伴随。总体来说，对山西省而言，财政收入的冲击对经济增长的变动影响远远大于经济增长的冲击对财政收入的变动影响。

参考文献：

[1]曾五一,刘小二.中国财政收入与经济增长关系的实证分析.统计与信息论坛.2009.

[2]张龙,贾明德.财政支出与财政收入对经济增长影响的实证分析.预测.2009.

第15篇

有关金融市场的发展与经济增长的研究一直是金融研究的热点问题，国内外许多学者从不同角度对这一问题进行了研究。德米尔居斯孔特和莱文提出了一组用以反映股票市场发展状况的指标，在计算出有关国家的总体指标值之后，德米尔居斯孔特和莱文发现，在人均实际GDP和股票市场发展之间有某种程度的对应关系。阿切和约万诺维奇实证结果表明，股票市场发展对人均实际GDP增长率的影响显著。莱文和泽尔沃斯结果显示，在股票市场总体发展和长期经济增长之间有很强的相关关系；另外，在预定的股票市场发展和长期经济增长之间也有很强的相关关系。斯蒂格利茨进一步从流动性和上市公司融资成本角度分析股票市场的作用。他指出，股票市场分散风险的能力并没有理论上所论证的那么强。谈儒勇对股票市场与经济增长之间的关系进行实证分析，结论是：我国股票市场发展对经济增长的作用是相当有限的。韩廷春得到的结论是：技术进步与制度创新是中国经济增长的最关键因素。

二﹑中国股票市场发展和经济增长

股票市场可以通过分散风险、提高资源分配效率、监督经理层和运用公司治理、影响储蓄率等功能来减少信息和交易带来的成本,从而促进经济增长。目前，我国股票市场的发展速度很快，与国民经济的联系日益紧密，但是相对美国等发达国家而言，我国股票市场发展时间很短，因此发展程度很不完善。我国股票市场与经济增长的关系究竟是否促进了经济增长？为此，我们建立模型，利用我国经济增长过程中的相关数据，对其进行实证分析。

1、变量与数据的选择

在此，我们运用莱文和泽尔沃斯提出的方法利用1998-2006年期间季度数据进行实证分析，以检验我国股票市场的发展与经济增长之间的关系。需要确定以下几个方面的指标。

（1）反映我国股票市场发展情况的指标。第一个指标是每季的平均市价总值与季度GDP的比率,它用来反映股票市场的规模,我们用CAPITALIZATION来表示这一指标。第二个指标是每季的总成交金额与季度GDP的比率,用VALUE表示。每季的总成交金额等于该季度三个月上交所和深交所股票(包括A股和B股)成交金额之和。第三个指标是季度周转率,用TURNOVER表示。某季度的周转率等于该季度的股票总成交金额除以该季度的股票平均市价总值。

（2）反映我国经济增长的指标。实际GDP季度环比增长率,用GY表示。使用季节调整后的GDP环比增长率(GY)作为季度经济增长指标。

2、回归结果及其分析

结果1：中国股票市场发展和经济增长(1998年第1季度-2006年第4季度)。

我国股票市场的发展与经济增长的关系与我国股票市场的发展状况有深刻的关系。第一与股票市场的发展时间与发达国家相比，相关制度很不完善，股票市场不能起到优化资源配置等功能作用。第二是股票市场的信息披露机制不健全,甚至有歪曲信息以达到牟取暴利的目的。这就扭曲了二级市场上的价格，影响了资源配置的效率。第三我国股票市场的换手率不仅高,而且与实质经济发展状况相脱离,可以看出,我国股票市场的投机性非常强。。第四是上市审核制效率低下,我国股市的审核制基本上是行政性的安排,由于资源的稀缺,造成了种种寻租行为,上市公司质量无法保证,破坏了市场对企业的评价机制,造成了资源配置效率的低下。目前我国宏观经济形势运行良好，随着国家相关政策的实施，股票市场也取得了很快的发展，因此应该进一步规范股票市场秩序，使之与经济增长的关系进一步密切，达到相互促进的良性发展轨道上来。

【参考文献】

[1]Atje,Raymond,andBoyanJovanovic,1993,“StockMarketsandDevelopment”,EuropeanEconomicReview,April。

[2]Demirguc－Kunt,Ash,andVojislavMaksimovic,1996,“StockMarketDevelopmentandFinancingchoicesofFirms”,TheWorldBankEconomicReview,May。

[3]谈儒勇：中国金融发展和经济增长关系的实证研究[J]，经济研究，1999，第10期。

[4]韩廷春：金融发展与经济增长:基于中国的实证分析，经济科学，2001，第3期。