經濟增長論文匯總十篇

序論：好文章的創作是一個不斷探索和完善的過程，我們為您推薦十篇經濟增長論文范例，希望它們能助您一臂之力，提升您的閱讀品質，帶來更深刻的閱讀感受。

篇（1）

Balassoneetal.（2011）等也認為，在高債務水平下，主要是通過減少投資來降低經濟增長。還有一些文獻強調利率在政府債務影響經濟增長傳導機制中的作用。Cohen（1993）認為，政府債務影響經濟增長的一條主要途徑是長期利率。政府預算赤字的持續上升，會導致更高水平的長期利率，并且會對私人投資產生擠出效應，因此會降低潛在產出的水平。ElmendorfandMankiw（1999）認為，如果政府債務融資水平持續上升，會推高國債利率，對居民和企業而言，會導致私人部門凈現金流出增加流入到公用部門。這有可能使得非公共部門投資利率上升，并且消費下降。BallandMankiw（1995）和Orszagetal.（2004）等認為，不斷上升的債務水平可能令投資者懷疑政府的到期償付能力，最終會導致必須要向投資人支付更高的利率才能彌補赤字。利率水平的提升會引發金融市場的無序，影響經濟增長率。

部分文獻認為全要素生產率和人力資本在政府債務影響經濟增長的傳導機制中有重要作用。Pattilloetal.（2002）以61個發展中國家1969～1998年的數據對該問題進行研究，結果表明，債務水平翻倍會降低每資本GDP增速和TFP增速1%，并且政策環境也會影響政府債務與經濟增長之間的關系。Pattilloetal.（2004）認為，在債務水平對經濟增長的影響方面，高債務水平對人力資本積累和TFP有顯著的負面效應，從而對經濟增長產生負面影響，其中2/3是通過TFP，1/3是通過人力資本積累。ElmeskovandSutherland（2012）認為，政府債務會以非線性的方式推高長期利率，增大違約風險，擠出私人投資，進而降低研發支出，損害經濟增長。對政府部門而言，一方面，政府更傾向于投資期限短，見效快的項目；而不是投資期限長，投資金額大，產出具有高度不確定性的高新技術項目。而且，也降低了政府提供教育的資金投入，進而降低了人力資本積累的增長速度。

還有一部分文獻認為，政府債務會造成資本流出，進而影響經濟增長。AlesinaandTabellini（1989）和TornellandVelasco（1992）認為，一國通常會過度借貸，為償還貸款會提高稅率，引發資本流出，從而降低經濟增長率。MossandChiang（2003）認為，具有高債務歷史的國家通常具有更高的違約率，而債務違約將會對一國的國際信用及信用記錄帶來不良的影響，國際聲望下降。投資者會懷疑一國的經濟實力，引發資本流出。總結現有文獻，雖然也有文獻提及利率在政府債務影響經濟增長傳導機制中的重要作用，但是大都僅作為一種理論觀點提出，而且經驗研究結果也相對較少。本文將運用面板VAR方法對利率在政府債務影響經濟增長的傳導機制進行深入的分析，以期對理解政府債務與經濟增長的關系有所幫助。

二、研究設計

從利率—投資視角來分析，政府債務影響經濟增長的具體機制是，首先，政府的發債行為會引發利率的上升。因為發行政府債務，會對貨幣市場資金造成占用，形成政府部門和私人部門之間對資金產生競爭，企業整體的融資成本和長期利率均會提高。其次，利率上升會對私人部門的投資有擠出效應，導致投資下降。最后，由于投資構成總需求，投資的下降必然引起經濟增長率的下降。基于以上分析，為了得到政府債務沖擊下利率、投資和產出的具體反應，本文使用當前宏觀經濟領域較為新穎的面板向量自回歸模型（PanelVectorAutoregression，簡稱“面板VAR”或“PVAR”）來分析該傳導機制的宏觀經濟效應。

（一）模型的設定選用經濟增長率、政府債務、利率和投資組成一個PVAR系統。具體的模型設定形式如下。

（二）數據的選擇數據選擇方面，鑒于1980年以前個別國家數據缺失較多，考慮到數據的可獲得性及數據的完整性，本文以69個國家1980～2012年間33年的數據為樣本，分析政府債務與經濟增長率之間的關系（見表1）。這69個國家分別為：澳大利亞、布隆迪、比利時、孟加拉國、巴哈馬、玻利維亞、巴巴多斯、不丹、博茨瓦納、加拿大、瑞士、智利、喀麥隆、哥斯達黎加、塞浦路斯、德國、多米尼加、丹麥、厄瓜多爾、西班牙、埃塞俄比亞、芬蘭、法國、加蓬、赤道幾內亞、希臘、格林納達、危地馬拉、洪都拉斯、印度、愛爾蘭、冰島、以色列、意大利、牙買加、日本、肯尼亞、圣基茨和尼維斯、科威特、圣盧西亞、斯里蘭卡、萊索托、摩洛哥、馬里、馬耳他、毛里塔尼亞、毛里求斯、馬拉維、尼日利亞、荷蘭、挪威、尼泊爾、阿曼、葡萄牙、盧旺達、新加坡、塞拉利昂、瑞典、斯威士蘭、敘利亞、乍得、多哥、泰國、烏干達、烏拉圭、美國、南非、贊比亞、津巴布韋。

（三）單位根檢驗及滯后階數的選擇面板VAR格蘭杰因果檢驗要求時間序列變量必須平穩或者協整。如果一個時間序列是非平穩的，那么每一個時間序列的數據集都只是一個期間的行為，其結果無法推廣到其他區間，并且該統計量的漸進分布將不再是F分布。因此在進行格蘭杰因果檢驗之前，必須要對變量進行平穩性檢驗。本文采用Levin-Lin-Chu方法對相關變量進行平穩性檢驗。經檢驗，政府債務的數據為非平穩序列，但經一階差分后平穩；利率和經濟增長率的數據本身即為平穩序列，無需調整。變量的平穩性檢驗結果如表2所示。在對各變量的平穩性進行檢驗之后，對模型的滯后階數進行估計。根據滯后長度信息標準顯示，PVAR的最佳滯后階數見表3。

（四）PVAR估計結果本文利用stata12.0軟件對4個變量的面板數據進行了PVAR分析，估計結果如表4所示，其中L1、L2、L3分別代表滯后1期、滯后2期和滯后3期。首先來看政府債務對利率的影響過程。估計結果顯示，政府債務的滯后1期在5%的顯著性水平上對利率會產生影響。其次來看利率對投資的影響過程，利率在10%的顯著性水平上會對投資產生影響。再來看投資對于經濟增長率的影響過程。投資的滯后1期對于經濟增長率有顯著的正向影響。PVAR綜合估計結果顯示，政府債務—利率—投資—經濟增長率的傳導機制顯著且有效。

（五）脈沖響應分析圖1即為使用Bootstrap方法進行200次蒙特卡洛模擬反復抽樣得到的95%的置信區間，首先來看利率對于政府債務沖擊的動態響應過程。在政府債務1%正的增長率沖擊下，利率的增加第1期期末達到正的最大值，隨后在第1期后會向下穿越橫軸，并在第2期達到負的最大值。之后經歷震蕩衰減過程，并在第10期左右回歸到初始穩態水平。由此可見，債務水平的提高在短期內會提升利率水平，但也存在利率超調的震蕩調整過程，帶來一定程度上的利率波動。其次來看投資對利率沖擊的動態響應過程。在利率1%正的增長率沖擊下，投資成正“U”型調整，并在第5期達到最大，最后在經歷約10期后逐漸收斂至穩態水平。由此可見，利率的提升在短期內對投資具有明顯的抑制效應。再次，來看經濟增長率對投資的脈沖響應過程。在投資1%正的增長率沖擊下，實際產出呈“駝峰”形態調整，并在第1期期末達到峰值。然后，實際產出經歷約10期的回調后，逐漸收斂至初始穩態水平。最后，來看經濟增長率對于利率的脈沖響應過程。在利率1%正的增長率沖擊下，實際產出會立刻出現下降，并在第2期期末達到峰值，然后逐漸回歸到初始穩態水平。綜上所述，脈沖響應圖結果也顯示，政府債務的提升會造成利率水平的提高，而利率水平的提高將直接引發投資的下降，最終導致經濟增長率的下降。脈沖響應函數圖直觀地反映和證明了政府債務影響經濟增長利率傳導機制的有效性。

篇（2）

西方主流經濟學中的宏觀經濟調控措施，往往在原理上說不通。例如，把政府開支當作經濟系統外部的所謂外生變量，這怎么行呢。政府開支受制于稅收，而稅收多了，利潤、工資就會減少，否則錢從那里來？又說中央銀行的貨幣發行量是個外生變量，對國民經濟能夠起到調控作用。我不否認中央銀行的貨幣發行量對國民經濟能夠起到調控作用，但這是一種什么樣的調控作用呢？或者說貨幣發行的依據究竟是什么呢？舉個簡單的例子，貨幣發行量增加一倍，國民經濟將會怎么樣？我認為數據一定令人興奮：收入翻一番，GDP翻一番，當然，物價也都翻一番。有人根據1998年由國家統計局編寫的《中國統計年鑒》計算過，從1952年－1997年，我國名義國民生產總值年均增長率為18.5%（張金水，1999，第92－95頁）。2003年我國GDP增長率才9.1%，真是小數見大數。貨幣調控國民經濟的“威力”可見一斑。本文不打算多談旁人的調控方法，本文依據馬克思的經濟理論，簡單介紹一種國民經濟的調控方案。

二．國民經濟調控原理

筆者曾經在網文［3］中，根據馬克思的剩余價值原理，將一年的國民生產總值Y一步步分解為固定資產折舊，消費C，追加投資I和政府開支G（不考慮進出口）：

再假定固定資產折舊占國民生產總值的比率為f，消費占國民生產總值的比率為b，0＜f＜1，0＜b＜1，即有下列式子：

這樣，由式（1）可以得到關于投資的方程式：

I=(1－f－b)Y－G(3)

國民生產總值Y中有一部分是稅收和規費，占國民生產總值的比率為τ，稅費額就是τY；國家對式（3）中的投資額可能也要征收投資調節稅，設這項稅率為q，0≤q＜1，稅費額就是qI。這樣，總的稅收T由下式表示：

T=τY+qI(4)

假定政府開支G跟蹤總稅收T，按照總稅收T與政府開支G的差額進行調控，調節關系式為：

假定政府開支G跟蹤總稅收T，按照總稅收T與政府開支G的差額進行調控，調節關系式為：

式中β>0，稅收多于政府開支時可以增加政府開支。另外，投資額I扣掉調節稅以后的實際追加投資額為(1－q)I。所以，設資本存量為K，則實際資本存量的增長率由下式表示：表示：

設資本量為K時，產出的國民生產總值為Y，資本產出率為u，則有下式：

Y=uK(7)

資本產出率u的意義是：投資1億元，每年的產出為u億元。現在歸納一下經濟系統的運動方程：

給定初始條件，就可以求解上列方程。經濟系統的結構圖，見圖1所示。

由圖1可以看出，經濟系統在不考慮進出口的情況下，是個封閉系統，不存在什么外生變量。這是一個自我成長系統。我們地球就是個封閉的經濟系統，它并沒有得到外星人的資助，經濟成果不是也發展到今天的水平嗎！

三．經濟系統的求解

對上述經濟系統的運動方程進行整理可得：

初始條件是：t=0，資本存量為K(0)，政府開支為G(0)。對上式稍加運算，改寫成矩陣形式如下：

下面為了有個具體的結果，代入數值：f=0.25，b=0.25，τ＝0.25，u=0.25，q=0.1，β＝0.1。系數矩陣A如下：

對上式采用拉普拉斯變換求解，s為變換變量，則有：

對上式求反變換可以得到K(t)、G(t)。如果再假定：

G(0)=0.25Y(0)=0.25uK(0)=0.25×0.25K(0)=0.0625K(0)

則可以得到（下面直接給出結果）：

K(t)=K(0)｛0.8666exp(0.07626t)+0.1334exp(－0.07376t)｝

Y(t)=Y(0)｛0.8666exp(0.07626t)+0.1334exp(－0.07376t)｝

由以上數據可知，年經濟增長率為7.6%。

四．經濟增長率的討論

在通常情況下，由矩陣A的特征值，可以近似得到關于年經濟增長率r的公式：

將前面的數據代入得：r≈0.075=7.5%，與上面的結果差不多。由式（16）可知，提高資本產出率、降低稅率、減少浪費、提高調控效率都能夠加速經濟增長。

由圖1可以看出，這里對投資采取了適當課稅的調控策略，既可以抑止過度投資，又起到扶持投資不足的平衡效果。調控過程中，要始終保持政府開支對稅收收入的跟蹤狀態。

五．結束語

有些學者，按照西方主流經濟學的建模思想，所建立的宏觀經濟調控模型，與“真實經濟過程”相比較，“方程中所有的常系數幾乎是不存在的，甚至這些系數很難找出可觀測量，因為有可能這些關系本身在統計上是不成立的。”（鄭輝，2001，第89頁）而本文所列經濟模型中采用的經濟量、經濟參數，都是真實經濟活動中的變量、參數，如墊付資本、周轉率、折舊、工資、利潤、投資、稅收、GNP、稅率，等等，由過去和現在的經濟變量和參數的數值，調控將來的經濟變量的數值，完全具有可操作性。如果建立某種目標函數，也可以探討最佳路徑。西方主流經濟學中動不動就是“均衡值”，“均衡值”等于多少？說得再頭頭是道，就是缺乏可操作性。經濟系統不是什么穩定平衡系統；如果經濟系統是個穩定平衡系統的話，我們只能一直呆在原始社會。

有文獻借托外賓的話說：托賓（JamesTobin）寫道：“可以毫不夸張地說，任何論文如果沒有運用‘微觀基礎’的方法，就根本不能在任何主要經濟學雜志上發表；任何研究報告如果被懷疑違背了‘微觀基礎’的戒律，就逃脫不了同行的批評；一個新獲得博士學位的學者，如果不能表明博士論文中假設的關系式是用‘微觀基礎’方法推導出來的，他就很難在學術圈子里找到理想的工作。”（鄭輝，2001，第70頁）我的這篇文章，既沒有運用西方主流經濟學中的‘微觀基礎’，又不講“均衡”，也不是“非均衡”，完全依據西方民間經濟學家馬克思的剩余價值理論，卻也討論了經濟增長和宏觀調控，這當然難逃“根本不能在任何主要經濟學雜志上發表”的可悲下場。

參考文獻

篇（3）

二、潛在經濟增長、出口貿易、碳排放三者的關系

作為起到潛在拉動經濟增長作用的出口貿易，為推動我國的經濟發展起到了重要的作用。但是出口貿易規模的擴大也帶來相應的負面影響，比如，能源消費日益增加，環境污染日趨嚴重，由此引起的碳排放量大幅升高更是需要引起社會的關注。作為聯合國常任理事國，一個發展中的國家，對節能減排的責任和義務更應首當其先。但是治理過程中，不僅要對減少出口貿易的碳排放采取措施，更要對一些隱性的“碳泄漏”和“轉移排放”等問題加以重視。根據有關資料可以將出口貿易與碳排放之間的關系引申出集中的兩個領域：“出口貿易與能源消費之間的關系”和“出口貿易與碳排放之間的關系”根據以上關系可以得出如下結論：1.出口貿易是我國能源消耗的主要因素之一，從而對能耗有推波助瀾的作用；2.在出口貿易與碳排放之間的關系中，有兩層含義：首先是出口貿易與碳排放之間存在同向變化的關系，作好之間的利弊權衡；另外，出口貿易引起的“轉移碳排放”，解決這種隱含碳問題需要各國間緊密合作、共同協調。比如，中美貿易之間存在的“轉移排放”問題，即，中國碳排總量沒有得到減少，而是通過出口的形式將我國碳排放總量的7%-14%轉移到美國。由此可見，我國一些學者結合我國實際情況分析了出口貿易、能源消費和碳排放的關系，三者間存在長期調整關系且互為因果關系。

三、改進我國潛在經濟增長的具體措施

1.轉變經濟發展方式,實現“發展減排”出口貿易問題，不僅僅表現為單純的經濟問題，其是終體現的是一個國家的發展問題。因此要充分利用發展的契機來解決碳排放問題，即“發展碳排”。因此，要想使資源環境得到進一步改善、出口貿易實現持續科學的發展，必須轉變經濟發展方式。近年，雖然我國在提升能源利用效率和減少碳排放的工作中有了喜人的進步，但是與一些發達國家還是存在很大差距，需要進一步提升和借鑒。可見，我國只有堅持走低碳發展的路線，才有可能真正實現經濟的發展，才能真正的優化產業結構和能源消費結構，才能實現良好的持續循環。2.建立綠色貿易體系,轉變貿易增長方式當前，我國貿易增長模式呈現粗放型增長模式。這種模式使出口產品缺乏一種“控制”，致使資源密集型和污染密集型產品的出口占到出口產品總量的大部分，與此同時在貿易順差的影響下，促使初級產品和廉價產品的出口不斷加劇，而生產加工此類產品的碳排放卻留在國內，我們稱之為“碳泄漏”，日積月累，使我國成為名副其實的“碳污染天堂”。可見，尋求一種綠色貿易增長模式，對貿易體系進行改革迫在眉睫。根據以上分析歸納出以下幾方面：（1）調整出口貿易結構，主要體現在減少資源密集型和污染密集型產品的出口，在堅持良性經濟發展的基礎上轉換貿易出口結構，建立資源節約型和環境友好型的貿易出口結構。（2）構建完善的綠色貿易政策體系。以我國國情為出發點，借鑒國際經驗，以產品為支點、以企業為重點、以行業為主線，構建完善的綠色貿易政策體系,包括綠色投資政策、環境關稅政策、市場準入制度等等；（3）基于我國國情，走內需拉動經濟的穩步增長模式，,創建低碳導向的內向型經濟增長模式，最終實現“貿易減排”。

篇（4）

為了支持各自的理論，經濟學家也對對外貿易于經濟增長的關系進行了大量的實證研究。由于我國的對外貿易發展迅速,特別是改革開放以來,對外貿易對我國經濟的增長起到很大的作用，所以國內外大批學者運用我國的數據對我國對外貿易與經濟增長的關系進行了實證分析，研究結果大都支持外貿，特別是出口貿易對我國經濟的拉動作用。因為進口貿易也是對外貿易的一方面,所以也有很多學者把目光轉向進口貿易,考察進口對經濟增長的影響。

對外貿易究竟是促進還是阻礙了經濟增長，不同國家或者同一個國家的不同時期，情況都不同，不能一概而論。但是，我們可以得到的啟發是:要對出口貿易拉動經濟增長的作用重新進行審視，不能一味崇拜出口，也要重視進口貿易的作用。

長期以來，人們普遍重視出口而排斥進口，認為進口會減少GDP的增長，從中世紀的歐洲重商主義學派就開始,一直到現在都有這樣的看法，包括重商主義的“獎出限入”,貿易乘數論也認為出口會帶動經濟的增長,而進口會抵消這種作用，而凱恩斯的國民收入恒等式Y=C+I+G+(X-M),明顯的告訴人們凈出口增加國民收入。直到近幾年,才有學者看到進口也可以促進經濟增長。

根據我國的經濟發展情況來看，出口貿易確實對我國的經濟增長起到很大的作用，改革開放三十年來，我們的經濟建設取得了巨大的成就，然而，我們也要看到，近年來的一些新情況值得我們深思、重視。人民幣的持續升值，國際原油價格、糧食價格上漲導致的輸入型通貨膨脹，特別是美國次貸危機引起的全球經濟危機給我國加工制造業帶來的沖擊，使得國內的許多制造業企業生存環境急劇惡化，對出口加工類的企業打擊更大，出口產品的競爭力減退，出口增幅下降。由于我國的出口產品多為低端產品，高新技術含量有限，我國的制造業產業處于全球價值鏈的低端，所以出口貿易是否對我國經濟增長繼續有重大的作用還值得我們去探討，而一直為人們所忽視的進口貿易對經濟增長的作用正在被重視。

二、進口貿易促進經濟增長的理論分析

進口對經濟的促進作用最早要追溯到亞當·斯密，他認為出口帶來的收益以及換回本國需求的產品沒有機會成本的付出，因此必然促進本國的經濟增長。后來的大衛·李嘉圖也指出，通過對外貿易從國外獲得較便宜的食品等生活必需品以及原材料，就能穩定物價，阻止利潤下降的趨勢，保證資本積累，促進經濟增長。正因為如此，才有人提出美國能保持如此久的高增長低通脹發展，中國廉價的商品輸入是原因之一。20世紀80年代初，新貿易理論將進口貿易作為主要因素來解釋技術進步，認為進口貿易是促進技術進步的一個重要因素，因為通過進口技術先進國家的產品，可以使其包含在產品中的先進技術擴散到本國，工業后發國家也可以通過進口貿易，進口所需的機器設備、技術，引進國外先進的管理理念，提高國內的勞動生產力。對進口貿易促進經濟增長的理論分析具體如下：

1．進口貿易促進了勞動生產力的提高。進口國外的先進的機器設備等中間產品，可以提高國內相關產業的生產效率，“干中學”表明我們可以通過引進、消化、吸收來掌握世界上先進的技術，利用技術的溢出效應縮小與發達國家的差距。而且通過進口國外的產品，會給國內企業造成壓力，促使他們在競爭的環境中不斷學習創新。

2．進口貿易有利于穩定物價。通過對外貿易從國外獲得較便宜的生活必需品以及原料，資源，可以抑制物價的上升，保證利潤。這一點在歐美等發達國家表現的較為明顯。

3.進口貿易與FDI相互促進。隨著進口國進口額的加大，出口國企業為節約成本，繞開關稅和非關稅壁壘，會直接到其國內投資；而FDI的進入又會派生出間接的進口貿易，而且會帶來技術和管理上的新理念。

無論對外貿易是促進還是阻礙經濟的增長，我們都已經進入了全球化的時代，盡管在現在的國際分工下，廣大發展中國家包括中國在內會處在不利的位置，受到發達國家的控制，但我們仍然不可否認，對外貿易是不可避免的，是對我國經濟發展有拉動作用的，我們一定要堅持開放，融入全球的經濟發展當中去。

當然，現在我們也遇到了一些問題，需要我們重新審視。改革開放三十年的出口貿易大大促進了我國經濟的增長，然而我們也忽略了進口貿易的作用，這也是筆者為什么單獨介紹了進口貿易促進經濟增長的理論分析。

參考文獻:

篇（5）

西方主流經濟學中的宏觀經濟調控措施，往往在原理上說不通。例如，把政府開支當作經濟系統外部的所謂外生變量，這怎么行呢。政府開支受制于稅收，而稅收多了，利潤、工資就會減少，否則錢從那里來？又說中央銀行的貨幣發行量是個外生變量，對國民經濟能夠起到調控作用。我不否認中央銀行的貨幣發行量對國民經濟能夠起到調控作用，但這是一種什么樣的調控作用呢？或者說貨幣發行的依據究竟是什么呢？舉個簡單的例子，貨幣發行量增加一倍，國民經濟將會怎么樣？我認為數據一定令人興奮：收入翻一番，GDP翻一番，當然，物價也都翻一番。有人根據1998年由國家統計局編寫的《中國統計年鑒》計算過，從1952年－1997年，我國名義國民生產總值年均增長率為18.5%（張金水，1999，第92－95頁）。2003年我國GDP增長率才9.1%，真是小數見大數。貨幣調控國民經濟的“威力”可見一斑。本文不打算多談旁人的調控方法，本文依據馬克思的經濟理論，簡單介紹一種國民經濟的調控方案。

二．國民經濟調控原理

筆者曾經在網文［3］中，根據馬克思的剩余價值原理，將一年的國民生產總值Y一步步分解為固定資產折舊，消費C，追加投資I和政府開支G（不考慮進出口）：

再假定固定資產折舊占國民生產總值的比率為f，消費占國民生產總值的比率為b，0＜f＜1，0＜b＜1，即有下列式子：

這樣，由式（1）可以得到關于投資的方程式：

I=(1－f－b)Y－G(3)

國民生產總值Y中有一部分是稅收和規費，占國民生產總值的比率為τ，稅費額就是τY；國家對式（3）中的投資額可能也要征收投資調節稅，設這項稅率為q，0≤q＜1，稅費額就是qI。這樣，總的稅收T由下式表示：

T=τY+qI(4)

假定政府開支G跟蹤總稅收T，按照總稅收T與政府開支G的差額進行調控，調節關系式為：

假定政府開支G跟蹤總稅收T，按照總稅收T與政府開支G的差額進行調控，調節關系式為：

式中β>0，稅收多于政府開支時可以增加政府開支。另外，投資額I扣掉調節稅以后的實際追加投資額為(1－q)I。所以，設資本存量為K，則實際資本存量的增長率由下式表示：表示：

設資本量為K時，產出的國民生產總值為Y，資本產出率為u，則有下式：

Y=uK(7)

資本產出率u的意義是：投資1億元，每年的產出為u億元。現在歸納一下經濟系統的運動方程：

給定初始條件，就可以求解上列方程。經濟系統的結構圖，見圖1所示。

由圖1可以看出，經濟系統在不考慮進出口的情況下，是個封閉系統，不存在什么外生變量。這是一個自我成長系統。我們地球就是個封閉的經濟系統，它并沒有得到外星人的資助，經濟成果不是也發展到今天的水平嗎！

三．經濟系統的求解

對上述經濟系統的運動方程進行整理可得：

初始條件是：t=0，資本存量為K(0)，政府開支為G(0)。對上式稍加運算，改寫成矩陣形式如下：

下面為了有個具體的結果，代入數值：f=0.25，b=0.25，τ＝0.25，u=0.25，q=0.1，β＝0.1。系數矩陣A如下：

對上式采用拉普拉斯變換求解，s為變換變量，則有：

對上式求反變換可以得到K(t)、G(t)。如果再假定：

G(0)=0.25Y(0)=0.25uK(0)=0.25×0.25K(0)=0.0625K(0)

則可以得到（下面直接給出結果）：

K(t)=K(0)｛0.8666exp(0.07626t)+0.1334exp(－0.07376t)｝

Y(t)=Y(0)｛0.8666exp(0.07626t)+0.1334exp(－0.07376t)｝

由以上數據可知，年經濟增長率為7.6%。

四．經濟增長率的討論

在通常情況下，由矩陣A的特征值，可以近似得到關于年經濟增長率r的公式：

將前面的數據代入得：r≈0.075=7.5%，與上面的結果差不多。由式（16）可知，提高資本產出率、降低稅率、減少浪費、提高調控效率都能夠加速經濟增長。

由圖1可以看出，這里對投資采取了適當課稅的調控策略，既可以抑止過度投資，又起到扶持投資不足的平衡效果。調控過程中，要始終保持政府開支對稅收收入的跟蹤狀態。

五．結束語

有些學者，按照西方主流經濟學的建模思想，所建立的宏觀經濟調控模型，與“真實經濟過程”相比較，“方程中所有的常系數幾乎是不存在的，甚至這些系數很難找出可觀測量，因為有可能這些關系本身在統計上是不成立的。”（鄭輝，2001，第89頁）而本文所列經濟模型中采用的經濟量、經濟參數，都是真實經濟活動中的變量、參數，如墊付資本、周轉率、折舊、工資、利潤、投資、稅收、GNP、稅率，等等，由過去和現在的經濟變量和參數的數值，調控將來的經濟變量的數值，完全具有可操作性。如果建立某種目標函數，也可以探討最佳路徑。西方主流經濟學中動不動就是“均衡值”，“均衡值”等于多少？說得再頭頭是道，就是缺乏可操作性。經濟系統不是什么穩定平衡系統；如果經濟系統是個穩定平衡系統的話，我們只能一直呆在原始社會。

有文獻借托外賓的話說：托賓（JamesTobin）寫道：“可以毫不夸張地說，任何論文如果沒有運用‘微觀基礎’的方法，就根本不能在任何主要經濟學雜志上發表；任何研究報告如果被懷疑違背了‘微觀基礎’的戒律，就逃脫不了同行的批評；一個新獲得博士學位的學者，如果不能表明博士論文中假設的關系式是用‘微觀基礎’方法推導出來的，他就很難在學術圈子里找到理想的工作。”（鄭輝，2001，第70頁）我的這篇文章，既沒有運用西方主流經濟學中的‘微觀基礎’，又不講“均衡”，也不是“非均衡”，完全依據西方民間經濟學家馬克思的剩余價值理論，卻也討論了經濟增長和宏觀調控，這當然難逃“根本不能在任何主要經濟學雜志上發表”的可悲下場。

參考文獻

篇（6）

財政政策按其構成體系可以分為國家預算政策、財政支出政策、稅收政策、國債政策、投資政策、補貼政策和出口政策等七大政策。由于研究數據和技術方法的限制,本文主要是研究前三種財政政策對經濟增長的促進效應。

二三種主要財政政策工具對經濟增長促進效應的分析(一)國家預算政策對經濟增長效應的分析國家預算政策包括財政赤字政策、財政盈余政策和預算收支平衡政策三種形式,筆者主要討論財政赤字政策對經濟增長的促進效應。它對經濟的影響主要表現在三個方面。

1、財政赤字影響貨幣供給財政赤字對經濟的影響和赤字規模大小有關,但更主要的還是取決于赤字的彌補方式,即向銀行透支或借款來彌補財政赤字。出現財政赤字意味著財政收進的貨幣滿足不了必需的開支,其中有一種彌補辦法就是向銀行借款。可見,財政向銀行借款會增加中央銀行的準備金,從而增加基礎貨幣,全國公務員共同的天地－盡在（）

但財政借款是否會引起貨幣供給過度,則不能肯定。很多人用“財政有赤字,銀行發票子”這句話來形容財政赤字與貨幣供給的關系,而事實上,赤字與貨幣發行并不一定存在這樣的因果關系,財政赤字對貨幣供給的影響雖可能與赤字規模的大小有關,但更主要的還取決于赤字的彌補形式。

2、財政赤字擴大總需求的效應凱恩斯主義所奉行的財政政策是運用政府支出和稅收來調節經濟。在經濟蕭條期,總需求小于總供給,經濟中存在失業,政府通過擴張性的財政政策刺激總需求,以實現充分就業。增加政府支出、減少政府稅收的擴張性財政政策必然出現財政赤字,因此,赤字就成為財政政策中擴大需求的一項手段。財政有赤字,必然擴大總需求,但其擴大總需求的效應有兩種,如前分析,一是財政赤字可以作為新的需求疊加在原總需求水平之上,使總需求擴張;二是通過不同的彌補方式,財政赤字只是替代其他部門需求而構成總需求的一部分。它僅僅改變總需求結構,并不直接增加總需求規模。完全以國債收入彌補的“軟赤字”,只要不超出適度債務規模,其擴張效應一般可被控制為良性的,即可以有意用作反經濟周期的安排,在經濟蕭條階段刺激需求,“熨平”周期波動,一般不致引起嚴重的通貨膨脹,這對我國的經濟是有現實意義的;第三,財政赤字與發行國債。發行國債是世界各國彌補財政赤字的普遍做法而且被認為是一種最可靠的彌補途徑。但是,債務作為彌補財政赤字的來源,會隨著財政赤字的增長而增長。另一方面,債務是要還本付息的,債務的增加也會反過來加大財政赤字。

3、財政赤字的排擠效應財政赤字的排擠效應一般是指財政赤字對私人消費和投資所產生的排擠影響。當政府因支出龐大產生預算赤字時,一般需發行公債向公眾借款。發行公債是國家信用的一種形式。在貨幣市場上,如果私人儲蓄量不變,則政府債券與企業債券等有價證券將共同競爭市場上有限的資金。當公眾出于對國家債券的高度信任而爭購公債,政府在總儲蓄的占有上便處于優勢。政府發債占總儲蓄的比重越大,就會有越多的非政府借款者因籌不到資金被擠出貨幣市場,加上赤字支出促使利率上升,全國公務員共同的天地－盡在（）

必然會排擠出一部分非政府投資,從而抵消政府赤字支出的部分擴張性作用。但這種結果并不是絕對的,一方面政府赤字的排擠效應會被政府擴大投資支出所產生的“乘數作用”所抵消;另一方面,“排擠效應”如果與政府有意進行的經濟結構合理化調整結合起來,則可以改善資源配置,對國民經濟產生有益的影響。

(二)財政支出政策對經濟增長效應的分析為解決有效需求的不足,我國主要采取擴大政府財政支出的財政政策,政府支出的結構和支出規模是經濟增長的核心變量。筆者也將主要從政府支出結構來看其對經濟增長的影響。我們采用以財政支出項目為自變量的柯其分別表示財政支出結構中某一項目支出增加1%時所引起的產出增加百分數,這樣我們就用產出彈性來描述財政支出的結構效應以及其對經濟增長質量提高的調節作用。我們以《中國統計年鑒》(2006)我國1989—2005年財政支出職能結構分類統計數據為樣本區間。相比較高,而在1996年非稅因素對經濟增長的影響是最為不利的,稅收負擔相應較輕,實際該年稅收負擔為10.3479%,與其他年份相比較低。經過去除非稅因素對經濟增長的影響,修正后的稅收負擔與經濟增長率之間呈現出更加緊密的關系,并且高經濟增長年份修正后的稅收負擔較低,低經濟增長年份修正后的稅收負擔較高,有一定的負相關關系。現在我們轉入,采用排除非稅因素影響后修正的稅收負擔和稅制結構所得到的回歸效果比較好,調整的R2為0.317,F檢驗值為6.115,各回歸變量的T檢驗值均能通過95%的檢驗,從系數項來看,修正后的稅收負擔與經濟增長率的彈性系數為-3.866,即表明稅收負擔上漲1%,經濟增長率下降3.866%,稅制結構與經濟增長率的彈性系數為0.6,即稅制結構變化1%,經濟增長率變化0.6%,影響系數較小。這樣的結果與理論上稅收負擔和稅制結構與經濟增長的關系基本相符,我國現行稅制是符合經濟發展規律的。

篇（7）

一般認為，建設投資是國民經濟增長的強大拉動因素。幾乎所有國家的政府都會在經濟不景氣的時期，將建設投資作為刺激經濟增長的工具。加大建設投資的規模，既可增加就業機會和國民可支配收入、擴大內需，又可以直接帶動當前的經濟增長，為新一輪的經濟增長奠定物質基礎。西方學者的研究表明：建設投資在經濟發展中扮演著非常重要的角色，尤其是在發展中國家，建設投資在這些國家的整體投資中的比率甚至達到了20%(Kessedes,1995)。

我國大量的文獻也討論了建設投資對國民經濟的重要作用，但是，真正能夠揭示建設投資與經濟增長之間的數量關系的研究成果卻極少。中國發展研究院曾經做過一項研究，發現在中國經濟中固定資產投資是決定社會需求的最積極的因素。因此，增加固定資產投資可以作為刺激經濟活動的主要手段（中國發展研究院，1997）。雖然還有其他一些關于建設投資對中國經濟增長重要性的研究，但是，這些研究大部分還處在定性階段，很少能夠指出建設投資對中國經濟發展的貢獻水平。本研究就致力于找到其對中國經濟發展拉動水平的具體數量關系。

二、數據和模型

在本研究中，建設投資對國民經濟的拉動作用是指以一定速度增長的建設投資所拉動GDP的增長量或增長率。GDP是衡量一個國家或地區經濟水平的重要指標和方法。它是指一個國家或地區在一年內所有常住單位生產活動的最終成果的價值形態。另外本研究涉及的指標還有固定資產投資和建筑安裝工程投資。

固定資產投資(FAI)是衡量一個國家或地區在一年內在固定資產方面投資總量的指標，它同樣也能夠以價值形態反映固定資產建造和購買活動的總量，是反映固定資產投資規模、速度、比例關系和使用方向的綜合性指標。固定資產投資可以根據國家的投資計劃分為基本建設投資、更新改造投資、房地產開發投資和其他固定資產投資四部分。本文采用這個指標來代表宏觀意義上的建設投資水平，既包括建水壩、修公路這些大型的土木工程項目，也包括住宅和商業房地產項目的開發，同時，還涉及各類建筑物、構筑物和大型設備的修繕和改造。

固定資產投資活動按其工作內容和實現方式可以分為建筑安裝工程，設備、工具、器具購置，其他費用三個部分。在本文中也將建筑安裝工程投資(CI)作為衡量建設投資活動對國民經濟增長拉動作用的一個變量，它是指各種房屋、建筑物的建造和各種設備裝置的安裝工程投資。建筑安裝工程投資比固定資產投資的范圍小一些，可以代表一年內國民經濟中的建筑工作量，是一個衡量建設活動水平更為合適的指標。

本研究擬采用動態計量經濟學所倡導的誤差修正模型來描述建設投資和國民經濟的相互作用。建立經濟學模型的傳統方法主要是以理論為導向，依據某種已經存在的經濟理論或者已經提出的對經濟行為規律的某種解釋設定模型的總體結構，這種建模途徑對先驗的經濟理論有很強的依賴性。這種建模方法在20世紀70年代的經濟動蕩前屢次預測失靈，促使人們尋求另外的建模方法。20世紀70年代末80年代初，以英國經濟學家D·F·Hendry為代表，提出了動態建模的方法，交替利用經濟理論和經濟數據提供的信息，在協整理論的基礎上建立反映變量短期波動和長期均衡的誤差修正模型(D·Hendry,1998)。

一般經濟變量都可以用時間序列來表示，如果它的均值和方差都不隨時間變化，就稱這個序列是穩定序列。如果一個序列在成為穩定序列之前必須經過d次差分，則稱該序列是d階單整。按照協整理論，幾個同階單整的時間序列之間可能存在著一種長期的穩定關系，其線性組合可以降低單整階數，即所謂的協整關系。誤差修正模型就是建立在這種理論之上的。以GDP和建筑安裝投資(CI)為例，若GDP和CI具有協整關系，則它們之間的關系可以寫作一般的自回歸分布滯后的表達式：

附圖

和CI之間存在的長期均衡關系。于是GDP的短期波動被分為兩部分：一部分是長期均衡，一部分是短期波動。一般（β[,2]-1）都會小于0，因此，若(t-1)時刻GDP大于其長期均衡解，γecm[,t-1]為負值，使GDP[,t]減少；若(t-1)時刻GDP小于其長期均衡解，γecm[,t-1]為正值，使GDP[,t]增加。體現了長期均衡誤差對GDP的控制。

以不變價格表示的流量指標一般是一階單整。固定資產投資、建筑安裝投資和國內生產總值都是流量指標，一般情況下屬于一階單整，它們之間可以存在這種長期穩定的關系，同時，固定資產投資、建筑安裝投資的短期的變動又會對國內生產總值產生短期的影響。因此，國內生產總值的變動既受固定資產投資、建筑安裝投資短期變動的直接影響，又受兩者之間長期穩定關系的調整，可以建立誤差修正模型來討論這種關系：

附圖

表明如果FAI變化了1%，GDP將變化β[,1]%。α[,1]同理。可見各個系數具有很強的經濟意義。

本研究中的數據都來源于《中國統計年鑒》。數據自1981年始，且已經折算為1981年不變價，這樣可以去除通貨膨脹的影響，更好地反映數據內在的規律性。在本研究中，采用SPSS軟件包進行統計分析。各年的數據如下；

表1固定資產投資、建筑安裝投資與國內生產總值

（1981-1999年，單位：億元）

附圖

注：1.所有數據均為1981年不變價；2.數據來源：《中國統計年鑒2000》。

三、建立誤差修正模型

（一）方程的初步設定和簡化

一般來講，在經濟數據中，以不變價格表示流量的序列往往表現為一階單整。因此，從理論上判斷，LnGDP、LnFAI和LnCI序列都應該是一階單整。采用Dickey和Fuller于1979年、1980年提出的ADF方法進行單整檢驗結果也表明，的確如此。

然后，可以將方程設定為一般的自回歸分布滯后模型。模型的右邊包括被解釋變量的滯后、解釋變量及其時間滯后項。對于固定資產投資方程，首先設定為：

附圖

用最小二乘法估計這兩個自回歸分布滯后方程，采用逐步回歸(Stepwise)方法，剔除不顯著的變量。

在固定資產投資方程中，LnGDP[,t-1]、LnFAI[,t]和LnFAI[,t-1]被引入方程。估計得到的方程為：

附圖

可見方程的顯著性很高，完全可以通過檢驗。常數項的t值很小，并不顯著。（由于此方程對后面的過程只有理論上的意義，因此不必剔除常數項。）其他各項系數在99%的置信水平下顯著不為0。該方程的殘差類似白噪聲。

在建筑安裝投資方程中，也是LnGDP[,t-1]、LnCI[,t]和LnCI[,t-1]被引入方程。估計得到的方程為：

附圖

方程的顯著性很高，完全可以通過檢驗。常數項的t值很小，也不顯著。其他各項都在99%的顯著性水平下顯著不為0。該方程的殘差類似白噪聲。

可以看到，以上兩個方程中LnFAI[,t-1]和LnCI[,t-1]前的系數為負值。出現這種現象的原因是由于它們分別與LnFAI[,t]和LnCI[,t]之間存在著共線性的關系，導致兩者的系數在一定程度上能夠互相任意分配。但這對后面的研究影響不大。

（二）求長期均衡方程

下面可以用簡單的回歸分析求得長期均衡方程。對于固定資產投資方程，長期均衡方程為：

附圖

可見，整體顯著性明顯滿足。各項系數的顯著性檢驗均順利通過。從此均衡方程可以計算ecm序列（即殘差序列）：

附圖

AdjustedR[2]=0.982F=980.657

整體顯著性明顯滿足。各項系數的顯著性檢驗均順利通過。

ecm[,t-1]=LnGDP[,t-1]-3.228-9.793LnCI[,t-1]。

（三）建立誤差修正模型

1.固定資產投資方程

考慮到在初步設定的方程中LnFAI[,t]、LnFAI[,t-1]和LnGDP[,t-1]都比較顯著，在建立誤差修正模型時引入LnGDP[,t]，LnFAI[,t]，ecm[,t-1]，以保證方程的包容性。

設定誤差修正模型為：

附圖

p=0.0002，可見整體顯著性明顯滿足。

從變量顯著性檢驗來看，兩個方程的ecm[,t-1]的顯著性較低，但是，考慮到它們重要的經濟意義，仍不將其剔除。

四、經濟意義分析

（一）彈性分析

在以上兩個誤差修正方程中，LnFAI[,t]和LnCI[,t]前面的系數可以看作是GDP對FAI和CI的彈性系數，因此，可以根據方程的系數對它們進行彈性分析。

LnCI[,t]前的系數為0.324，這說明國內生產總值對建筑安裝投資的彈性系數為0.324。當建筑安裝投資增長1%時，將帶動國內生產總值增長0.324%。而LnFAI[,t]前的系數為0.317，這說明國內生產總值對固定資產投資的彈性系數為0.317。當基本建設投資增長1%時，將帶動國內生產總值增長0.317%。

這是非常重要的結論，定量地給出了建設投資對國民經濟拉動作用的大小。可以看出，建設投資對國民經濟的拉動效應大致是這樣一個概念，即當建設投資增長1%時，能帶動國內生產總值增長大約0.32%。以往的分析往往僅限于定性，沒有反映出真正的定量關系。從兩個彈性系數可以看出，建設投資對國民經濟的增長有很大的促進作用，彈性系數都較大。

（二）拉動效率分析

為了進一步分析建筑安裝投資和固定資產投資對國民經濟拉動作用的大小，引入一個新的系數，將其稱之為“拉動效率”，它是GDP對該變量彈性系數與該變量在GDP中所占份額的比值，即附圖，D[,i]表示在此區間內GDP對某一變量i的彈性系數，S[,i]表示某一變量i在此區間內占據GDP的平均百分比。這樣可以排除彈性系數大小中不同變量份額因素的影響。如果q＞1，這表明某一變量在這一階段對GDP的拉動作用是積極的，超過了自身在GDP中所占據的份額，是高效率的。相反，如果q＜1，則表示這種拉動作用是消極的，少于變量自身占據GDP的份額，是低效率的。

結果如下（1981年—1999年間）：

變量D[,i]S[,i]q[,i]

CI（建筑安裝投資）0.3240.1961.652

FAI（固定資產投資）0.3170.3001.057

由此可見，兩者對國民經濟的拉動作用都是很積極的，q[,i]均超過了1，建筑安裝投資更為顯著。它在國民經濟中的份額為19.6%，而彈性系數達到了0.324%。這進一步驗證了在本文開始時所提到的定性研究的結論，建設投資在經濟發展中扮演著非常重要的角色，是刺激經濟活動的主要手段，能夠高效率地拉動國民經濟的增長。

（三）誤差修正項(ECM)的分析

Ecm項系數的大小反映了對偏離長期均衡的調整力度，系數的估計值一般是負值。對于固定資產投資方程，Ecm前面的系數是-0.049，由此看來，調整的力度不是很大。調整的過程大致如下：

附圖

對于建筑安裝投資方程，Ecm前面的系數是-0.018，調整的力度也較小。因此，可以看出，建設投資主要以短期波動的形式來影響GDP的變化，長期均衡起的控制作用不大。這符合我國現階段的具體情況，我國目前正處在大規模建設的發展階段，還遠遠沒有達到建設量的穩定和平衡，因此，目前主要是增量在起作用。

五、總結

本研究將固定資產投資(FAI)和建筑安裝投資投資(CI)作為對GDP產生拉動作用的變量，通過建立誤差修正模型得到了反映它們之間長期均衡和短期波動的表達式。從彈性系數可以看出，無論是建筑安裝投資，還是固定資產投資，二者對國民經濟的拉動作用都是很明顯的，國內生產總值對建筑安裝投資的彈性系數為0.324。當建筑安裝投資增長1%時，將帶動國內生產總值增長0.324%。國內生產總值對基本建設投資的彈性系數為0.317。當基本建設投資增長1%時，將帶動國內生產總值增長0.317%。綜合起來，當建設投資增長1%時，能帶動國內生產總值增長大約0.32%。從拉動效率來看，兩者對國民經濟的拉動作用都是積極的，q[,i]均超過了1，建筑安裝投資更為顯著。

建設投資主要以短期波動的形式來影響GDP的變化，長期均衡起的控制作用不大。這主要是由于我國目前正處在大規模建設的發展階段，還遠遠沒有達到建設量的穩定和平衡，因此，目前主要是增量在起作用。

因此，本研究的定量結果不僅驗證了很多研究者的定性結論，即建設投資在經濟發展中扮演著非常重要的角色，是刺激經濟活動的主要手段，能夠高效率地拉動國民經濟的增長；而且給出了具體的拉動效應值，分析了短期波動和長期均衡各自的作用，有助于更加準確地分析建設投資對國民經濟增長的貢獻。

收稿日期：2001-03-23

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篇（8）

中國現實經濟增長率之所以下降，主要背景是：經濟發展由資源、供給約束型轉向市場、需求約束型，由粗放的數量擴張型轉向同時追求效率與質量的集約增長型；中國經濟面臨著產業結構調整升級的要求以及提高國際競爭力的壓力。同時依靠制度變革帶來的生產要素重新配置（主要是農村勞動力和資源向非農產業的轉移）的勢頭減弱也是增長下降的一個原因。但是，由于目前中國在人均收入、工業化、城市化、現代化和國際化水平等方面與世界平均水平相比，特別是與發達國家相比，存在著明顯的差距，而國內城市與農村之間、東部與西部之間的發展水平也存在巨大差距，所以中國經濟蘊含著較大的經濟增長潛力。無論從需求的角度還是從供給的角度看，支持經濟增長的力量依然很雄厚。因此，中國經濟的減速是有一定限度的，它仍能保持相對快速的增長勢頭。中國經濟在本世紀初可以實現7％－8％左右的平均增長率，考慮到國內外發展條件的變化，個別年份升至上限9％，降至下限6％，也是有可能的。在此范圍內起伏，均可視為正常的發展。

如前所述，1998－2001年，中國經濟一直在7％－8％的增長速度區間運行。但這幾年中國經濟的現實增長率，低于潛在的經濟增長率，這也是一個不爭的事實。有人估計，我國現時潛在增長率在9％上下，有的估計，在8％－10％之間。由于就業狀況不佳，社保措施不健全，收入差距拉大，尤其是農民收入增長緩慢，使居民消費需求受到遏制；由于最終消費需求不振，及在準入、融資等方面的限制，社會民間投資的增長也受到遏制。這幾年實行的積極財政政策和穩健貨幣政策，通過支持政府投資對拉動國內需求起了一定的作用，但內需不足的問題一直縈繞著我們。外需增長也受到國際局勢和市場形勢不確定因素的影響。需求不足的市場約束，使我國潛在的增長能力難以發揮出來。

現實經濟增長率明顯低于潛在經濟增長率的證據，是我國社會資源沒有得到充分的利用，無論是人力資源、財力資源、物力資源都有較大的余力沒有發揮。人力方面，大量勞動力資源未充分利用，使就業壓力增大。物力方面，產品嚴重過剩，生產能力閑置，社會庫存增加。資金方面更是供大于求，目前我國城鄉居民儲蓄超過8萬億元，金融機構的存貸差由1998年的9174億元，上升到2001年的31302億元，平均增長率高達50．5％，大大高于同期存款增長的速度，導致存貸差占存款總額的比重升到2001年的21．8％，今年6月底存貸差已達到34007億元，即目前有1／5的銀行信貸資金沒有得到有效的利用，大量的儲蓄無法轉化為投資。由于供大于求的局面持續難解，通貨緊縮的陰影揮之不去，物價呈現出長期性回落的趨勢。

今年我國經濟形勢好于預期，現實的經濟增長速度將比去年加快。我們希望經濟增速加快的勢頭能夠持續下去。當然我們不能指望現實的增長速度回復到上世紀八、九十年代兩位數的高峰。然而經過努力，現階段的潛在增長速度是可以達到的。只要我們努力增加內需，把未充分利用的財力物力人力資源動員起來，這個目標是能夠實現的。

就業優先的增長模式和效率與就業并重

目前，我國未能充分利用的社會資源潛力中，最為醒目的是勞動力資源。與資金資源、物質生產力資源相比，后兩者受短期和周期性因素影響較大。而我國勞動力資源豐富，則是我國的重大資源優勢，它不僅對短期增長起作用，而且是長期發展的一個不可忽視的重要因素。

中國勞動力資源的充分利用是今后一、二十年世界上無與倫比的一件大事。但中國勞動力的豐富目前卻形成了巨大的就業壓力。由于人口基數大，且勞動人口占總人口比重較大，勞動參與率較高，今后10年至20年又處于勞動力資源增加的高峰期，每年新增勞動力逾千萬。加上失業下崗人員，農村待轉業的剩余勞動力，今后每年需要增加千萬以上個工作崗位。而目前能提供的就業崗位只有約800萬個。并且，隨著科技進步，資本有機構成提高，產業結構升級，經濟增長所能吸納勞動力的彈性系數逐漸降低。目前我國勞動力人數約7．5億，相當于西方發達國家勞動人口4．35億的1．73倍，世界上沒有一個國家像中國那樣要安排這么多就業崗位。中國就業問題的出現又是經濟轉型過程中，為提高經濟效率而付出的代價，是計劃經濟向市場經濟轉型的成本。中國大量人口的就業壓力，源于極大的勞動力供給與有限的資源（自然資源、資本資源）之間的矛盾。這一基本國情決定了中國在經濟發展戰略上應采取就業優先的增長模式，而不能采取其他資源優先的增長模式。

《中國勞動和社會保障白皮書》中說，中國政府始終將促進就業作為國民經濟和社會發展的戰略性任務，通過經濟增長帶動就業增長，實行積極的就業政策。這項積極的勞動就業政策在實際執行中遇到許多復雜的情況。一方面，改革開放以來，“效率優先、兼顧公平”的觀念成為思想理論界多數人的共識，政府推出的一系列經濟政策，其主要著眼點在于促進提高效率。其結果是在提高中國經濟效率的同時，不可避免地帶來居民收入差距的擴大和基尼系數的急劇上升；同時效率優先要求資本有機構成提高，加速資本替代勞動的過程。另一方面，雖然政府將控制失業列入宏觀調控的主要目標，但眾所周知，宏觀政策有四大目標（經濟增長、充分就業、物價穩定、國際收支平衡）理論上應同時兼顧，實際上不同時期往往各有偏重。如在“軟著陸”時期，宏觀政策的取向事實上是以穩定物價為優先。1997、1998年以來，政府雖然努力以經濟增長帶動就業增長，但事實上并不是以就業作為中國經濟運行與發展的優先目標，而是以就業增長作為經濟增長政策的配套措施和副產品。但是應當注意，經濟增長不一定帶來相應的就業增長，有些部門（農業、礦業、某些制造業等）的經濟增長還伴隨著就業的下降。問題在于，就業增長并不單純取決于經濟增長一個因素，而是取決于經濟增長和就業彈性的變化兩個因素。因此，為解決就業增長，就必須一要經濟增長，二要提高經濟增長的就業彈性。有人估算，如果能保持“七五”規劃每年7％的經濟增長速度，將就業彈性由目前的0．1提高到0．15，那么“十五”期間就能解決4000萬個以上的就業崗位。我國當前就業彈性呈現下降趨勢，有必要采取一系列綜合措施減緩、阻滯這一趨勢，乃至進一步促進提升就業彈性。這需要在技術進步與結構調整的政策上作出大量復雜的

研究與動作，正確解決效率與就業的關系。

效率與就業這一尖銳的矛盾，決定著中國未來的政策選擇和經濟發展。用犧牲效率與效益來擴大就業機會，將使中國喪失國家競爭力，永遠淪于落后境地。而片面追求經濟增長的效率效益，將使更多的人進入失業行列。那么解決效益與就業的唯一出路，是采取效率與就業兼顧并重的政策。中國發展經濟的空間和容量是這么大，完全能夠一方面有選擇地發展高新技術產業，提高關鍵產業、骨干企業的資本和技術的密集度，以增強它們的國際競爭能力；另一方面同時發展以制造業為骨干的傳統產業，大力發展勞動密集型中小企業，大力發展資本技術型產業中的勞動密集型的加工環節，大力發展服務行業，大力發揮民營中小企業吸納更多就業崗位的作用。這當然需要制定和實施一整套協調配套的政策措施。我以為只要政策措施對頭，以上兩個方面的發展是應該可以并行不悖的，既可以達到效率提高的目標，又可以達到充分就業的目標，是解決中國就業問題的唯一妥善途徑。

把促進就業作為經濟發展的基本優先目標，不僅是基于我國勞動力資源豐裕不得不作出的決定，也是國際上達成的共識。前不久國際勞工組織的《全球就業議程》強調，創造就業機會不再是經濟政策的副產品，而是宏觀經濟戰略和國家政策的總目標。就業不僅是生存手段，還是融入社會、給后代帶來希望的手段。就業問題的重要性怎么強調也不過分，何況我們是一個社會主義國家，在發展生產力的基礎上保障充分就業與社會公平，是政府不可推卸的責任。

積極財政政策與穩健貨幣政策要繼續實施并要正名

1998年以來，我國連續幾年實施積極的財政政策，利用國債資金進行重點建設，有力地拉動了經濟增長，抑制了通貨緊縮趨勢，而且加快了經濟結構的調整，增強經濟發展的后勁。同時又實施了穩健的貨幣政策，在貨幣供應量方面多數時候進行擴張性操作，有力地支持了積極財政政策的實施，促進了經濟的發展。

1998年從過去“適度從緊”的政策開始實現宏觀政策的轉變時，所謂“積極的財政政策”和“穩健的貨幣政策”，都是中國條件下“擴張性”政策或“松動性”政策的一種變換的提法。“積極財政政策”的擴張性實質是無疑問的。貨幣政策只是因為考慮防范金融風險和穩定幣值，才賦予“穩健的貨幣政策”以復雜的內涵。它既包含反對通貨緊縮的內容，又包含反對通貨膨脹的內容（戴根有）。這樣可以操作自如，但是人們的印象是缺乏方向感。

這兩項政策已經實行了四年。其成效有目共睹，其問題眾說紛紜。宏觀調控政策一般是短期政策，這兩項政策是要繼續堅持下去，還是改弦更張？

拿積極財政政策來說，國債投資對促進國內需求、拉動經濟增長的效應，是無疑的。但長期使用這一手段，一方面會增強政府對經濟的直接干預作用，與市場化改革目標相悖；政府投資一般效率也比較差，國債投資逐步傾于低收益或無收益項目，出現國債投資效用遞差現象；政府工程質量難以保證，而且容易發生腐敗。隨著時間推移，積極財政政策的消極方面日益顯露。但積極財政政策的退出，據我看有三個條件。一是國際形勢明顯好轉，外需增長強勁。二是民間投資出現機制性復蘇繁榮，國內投資和消費需求形成自主成長機制。三是財政赤字和國債余額占GDP的比重達到或超過警戒線。目前看來，國際經濟形勢緩慢回復，但不確定因素仍在。國內投資和消費需求自主成長機制緩慢形成，但不能替代政府投資的拉動。國債余額占GDP比重尚未達警戒線，財政赤字占GDP比重雖逼近警戒線，但赤字警戒線還有伸縮余地。綜合上述情況，積極財政政策仍不能完全淡出，其內容應加以調整。國債規模應當控制，但仍應發揮效力，以保證經濟運行的基本穩定。

再拿貨幣政策來說，現在貨幣供應量并不低。M2占GDP的比重，在世界上也是名列前茅，有力地支持了國債投資和大行業、大企業的發展。然而近幾年由于中央銀行貨幣供給中用于海外增殖的外匯儲備持續增長，而國內信用中用于支付政府部分又迅速增大，同時銀行貸款總量中一部分已被不良資產所抵銷等原因，投入實體經濟的資金受限（夏斌），企業部門特別是中小企業感到資金偏緊，也是不爭的事實。今年近幾月來，各種口徑的貨幣供應量增長幅度比上年末和今年初計劃均有提高，特別M0、M1增速上升，金融運行趨于活躍，加大了對中小企業的支持力度。目前，穩健貨幣政策朝松動方向的這種調整，仍需繼續，以支持實體經濟發展好轉的勢頭。貨幣政策不能僅僅被動適應經濟增長的需要，而要積極促進現實的經濟增長，使之向潛在的經濟增長率靠攏（劉國光）。

篇（9）

農村經濟發展離不開金融的強力支撐。近年來，中國農村經濟發展迅速，產業支撐作用增強，但農村金融卻面臨邊緣化，難以分享經濟高速增長所帶來的“紅利”。農村金融改革滯后與農村經濟缺乏良性互動，成為制約農村經濟增長后勁的關鍵因素。

本文從南陽市農村經濟、金融結構層面存在的問題入手，緊緊圍繞市場化這條主線，以實證分析為手段，提出建立農村經濟和金融良性互動、協同發展的政策建議。

二、農村經濟與金融發展的現狀和存在的主要矛盾

(一)南陽市農村經濟發展的現狀

1.農村經濟總量份額較大，但農民收入貨幣化程度較低。南陽市作為典型的農業大市、人口大市，農村經濟份額很大。2005年，農業增加值為275.76億元，鄉鎮企業增加值為263.88億元，合計占南陽市國內生產總值的51.39％以上。主要農副產品的產量居河南省首位，糧食、棉花、油料年產量分別占全國的0.96％、2.08％和2.94％。但人均經濟指標卻相對較低，2005年農民人均純收入2893.87元，低于全國平均水平361.13元。“大而不強”即是對南陽市農村經濟特征的精要概括。

2.農民純收入增長加快，但是城鄉差距、區域差距仍較大。一是南陽市城鄉居民收入差距過大。城鄉居民收入比為2.71，遠高于國際上公認的1-1.5的合理區間。二是農民人均純收入的地區差距仍然存在。至2005年末，農民人均純收入2893.87元，低于全國平均水平361.13元。

3.“以城帶鄉”、“以工哺農”的基礎并不牢固。與全國相比，南陽市的工農差距、城鄉差距相對較小，但僅處于低水平的相對均衡狀態，達到差距合理區間的任務仍很艱巨。同時，農業人口占比過大，而工業化、城市化水平比較相對滯后，“以城帶鄉”、“以工哺農”的基礎并不牢固。

(二)農村金融基本格局和運行狀況

1.農村金融機構網點縮減，功能弱化。國有商業銀行淡出農村金融市場，涉農營業網點逐年縮減。至2005年末，金融機構網點總數降幅達45％，削減的金融機構網點主要分布在縣及縣以下農村，其中90％的鄉鎮撤銷了農行營業所，農村信貸業務基本靠農村信用社一家支撐。農業貸款一直呈下降走勢，農業銀行農業貸款余額的比例已降至全市農業貸款余額的7.7％。

2.貸款結構不合理，農村金融資源配置效率較低。信貸結構失衡的問題較為突出，總體呈現向農戶“一邊倒”的現象。至2005年末，農業貸款余額148.93億元，較上年增加23.08億元，增長18.3％。其中，農戶貸款余額114.37億元，占比77％；農業經濟組織貸款余額14.83萬元，占比10％；農業產業化龍頭企業貸款9.36億元，占比6.3％；農村交通3.16億元，占比2.1％；農田水利基本建設的貸款4.04億元，占比2.7％。

3.農村信貸市場缺乏競爭，供給剛性趨于增強。農村金融市場引力不強，缺乏競爭，市場化進程嚴重滯后。金融統計資料顯示：農信社貸款占農村貸款的比重自1993年以后呈逐年上升的態勢，表明農信社的壟斷地位不斷鞏固。而從農村貸款①的來源結構看，農發行的收購貸款和農信社使用的支農再貸款兩項合計占比一直過高，占農村貸款總額的三成以上。農發行貸款來自人民銀行再貸款，而農信社使用的支農再貸款更是由當地人民銀行直接管理的，供給制度的剛性特征十分顯著。

4.農村民間借貸暗流涌動，日趨凸顯。近年來，由于農村金融功能缺位，“非農”傾向日益加重，為民間借貸迅速發展讓出了空間。據人行南陽市中支民間借貸監測表明：民間借貸自2003年以來日趨活躍，借貸的高發地在農村，筆數和額度占比都呈上升趨勢。有52％的農戶急需使用資金時首選融資途徑為向親朋好友借款；87.4％的中小企業選擇內部集資和民間籌集的方式；僅有71.8％來自于儲蓄存款。初步測算表明：南陽市轄區目前民間借貸總額高達180億元以上。

(三)農村經濟、金融協同發展中存在的主要矛盾

1.農村金融服務功能弱化和農民金融需求日益多元化的矛盾。近年來，隨著農村經濟規模的擴大和農民市場經濟意識的增強，跨地區交易、非現金交易的現象日益普遍，農民在要求金融機構提供傳統貸款業務支持的同時，要求金融機構提供具有針對性、多樣性、時效性的金融服務，如銀行卡、票據承兌、通存通兌、理財等。而目前國有商業銀行在鄉(鎮)一級沒有營業機構，銀行卡業務、票據承兌業務在廣大農村仍然是個空白。在信貸供給方面，農發行囿于職能定位，支農作用發揮不充分。農業銀行也加速從農村金融市場中退出，對縣以下的農村存多貸少，甚至只存不貸，業務急劇萎縮。農村金融服務呈現“一長(農村信用社)兩短(農發行、農行)”的格局。

2.農村資金大量外流與農業投入嚴重不足的矛盾。從金融投入的角度看，目前農業投資主要來源只有農村信用社、農戶和民間借貸三個渠道。而從組織資金的角度看，農村經濟“失血”嚴重，銀行類金融機構成為縣域資金流出的主渠道。至2006年，縣域金融機構上存資金136億元，上借資金46.79億元，兩者相抵后凈流出資金89.21億元，較上年同期增加19.52億元。

3.金融機構風險防范與農戶、鄉鎮企業擴大再生產的矛盾。由于社會信用的缺失，農村金融業普遍傾向于通過抵押或擔保方式來發放貸款，各金融機構發放信用貸款的額度較小就是佐證。目前農信社發放貸款的主要方式，仍然是農戶小額信用貸款和農戶聯保貸款，而一旦農戶要擴大再生產就面臨著無物可押的困境，這是因為農戶除了住房外，沒有其他的不動產可進行抵押；而企業的建筑土地歸集體所有，不能流轉，也不能抵押。這就導致農戶和企業很難通過抵押的辦法獲得資金以擴大再生產。

4.農村保險滯后與農村日益增長的保險需求的矛盾。農業生產和農村經濟始終伴隨著自然風險和經營風險雙重風險壓力，特別是我國加入WTO后，國內農產品受國際的沖擊更大，風險被進一步放大。農業保險停滯不前，使農業投資項目缺乏有效的風險轉移機制和風險分散渠道，一旦遇到自然災害或市場波動，農戶歸還貸款的能力減弱，風險就很容易轉嫁給農村金融機構。

5.農村貸款利率總體水平偏高與中央支農惠農政策的矛盾。國有商業銀行不愿涉足農村金融市場，目前為農業、農戶提供信貸服務的金融機構基本上只有農信社一家。據測算，2006年，南陽市農信社加權平均利率為8.37％，高于地方性商業銀行平均利率水平1.92個百分點。期限在6個月至1年(含)貸款加權平均利率12.83％，高于地方性商業銀行平均利率水平6.994個百分點。較高的利率水平，使得農業這一國民經濟最弱質的產業和農民這一社會階層中最弱勢的群體，事實上承受著最重的利息負擔。

三、農村經濟、金融發展的量變特征和互動關系研究

農村經濟、金融協同發展，不僅要求在兩者間建立總量上的匹配關系，更要求在兩者間建立結構上的制衡、調適關系，在此基礎上實現良性、互動發展。

(一)產業結構和就業結構分析

表1南陽市主要年份三次產業結構和就業結構單位：％

資料來源：根據1978年-2005年《南陽統計年鑒》整理。按1990年不變價計算。

1.三次產業結構構成分析。南陽市三次產業構成仍是“二一三”結構，表明處在工業化初期階段，整體發展水平相對滯后。從三次產業結構的轉換趨勢分析，第一產業比重逐年下降，第二、三產業比重逐年上升，基本符合國際上產業結構變化的規律，表明產業結構在向均衡發展的狀態轉化。

2.就業結構構成分析。第一產業從業人員占比過高，達57.12％，表明目前該市就業結構仍不合理。2000—2005年，第一產業從業人員占比下降了13.56個百分點，第二、三產業從業人員占比分別上升了6.42和7.15個百分點，表明該市就業結構轉換逐步趨向合理。其中，第三產業自2000年以后就業容量明顯擴大，比重提高較快，已經超過第二產業，成為吸納農村剩余勞動力的主要場所。

(二)產業結構偏離度②和比較勞動生產力③分析

表2南陽市主要年份的產業結構偏離度和比較勞動生產力

單位：％

資料來源：根據1978年-2005年《南陽統計年鑒》整理。按1990年不變價計算。

1.產業結構偏離度分析。南陽市第一、二產業偏離度的絕對值較大，表明第一、二產業發展不均衡，產業結構效益不高。但其總偏離度明顯下降，說明其結構轉換在整體上趨于均衡、和諧。第一產業的偏離度呈波段下降的趨勢，說明農業產值結構與勞動力結構之間的差距正在逐步縮小；第二產業的偏差在1985—2000年起間逐年拉大，表明第二產業與資本結合帶來的勞動力釋放效應，導致其吸納農村剩余勞動力的速度滯后于產值增長的速度；第三產業的偏差則逐年下降，目前為0.76，表明第三產業的結構相對比較均衡，但與資本結合的能力較差。

2.比較勞動生產率分析。第一產業的比較勞動生產率一直逐年下降，雖然在近年來有所回升，但仍然處在較低的水平，而且在三次產業中的水平一直最低，意味著同一個單位的勞動在農業中獲得的凈收入，要比二、三產業少得多。

(三)三次產業對國內生產總值增長的貢獻率和拉動率分析

從表3中看出：三次產業穩定增長的動力基礎尚不牢固，波動幅度較大。總的趨勢是：第一產業對國內生產總值增長的貢獻率和拉動力趨于下降，第二、三產業對國內生產總值增長的貢獻率和拉動力趨于上升，基本符合國際上三次產業結構演進的規律，說明其演進的動力基礎正趨于均衡。但金融保險業發展明顯滯后于實體經濟的增長，表明金融抑制比較嚴重，產融結合存在障礙。

表32001—2005年三次產業對國內生產總值增長的貢獻率④和拉動率⑤比較

單位：％

資料來源：根據2001年-2005年《南陽統計年鑒》整理。按1990年不變價計算。

(四)城鎮化約束和農村勞動力轉移情況的分析

圖1的兩組數據表明：城市化水平較低、城鎮帶動能力不強，是制約農村經濟協調發展的重要因素。城市化水平與農村轉移勞動力占鄉村勞動力的比重存在高度相關關系，南陽市的城市化水平較低，為30.02％，遠低于全國平均水平。

圖1南陽市主要年份的城鎮化水平和農村勞動力轉移情況

(五)農村金融作用力的分析

為分析農村金融對農村經濟增長的影響，我們對農村金融相關比率⑥與農村經濟效率進行了比較分析。

圖2顯示：農村金融發展與農村經濟增長在1999-2005年這一時期呈反向變動趨勢。計算農村金融相關比率與農村經濟效率之間的相關系數為-0.87，可以認為兩者高度負相關，總體表現為“逆周期”運動。

圖2南陽市農村FIR與農村經濟效率折線圖

(六)農村金融中介效率的分析

圖3南陽市農村金融機構中介效率水平的折線圖(農村居民=1)

在金融效率分析中，通常采用存差與各項存款的比值來反映金融中介的資金運用狀況。1999年以來農村金融相關指標的計算結果顯示，農村金融中介效率一直處于較高水平，與農村金融的現實狀況不盡相符。究其原因，主要是受個體差異影響較大，如：農發行南陽市分行1999—2005年間平均每年凈投放57.97億元。對其計算結果進行必要的修正，剔除農發行貸款凈投放對比值的影響，分析狀況表明：農村儲蓄轉化投資尚存有一定的機制障礙，農村金融機構貸款投放不積極，資金運用的效率沒有明顯提高，流動性過剩的跡象較為明顯。

(七)城鄉信貸投放與縮小城鄉收入差距的關系的分析

圖4的三組數據顯示，城鄉居民人均貸款比與城鄉居民人均投資比顯著正相關(相關系數為0.91)，與城鄉居民收入比中度負相關(相關系數為-0.72)。表明南陽市農村信貸的相對增長能顯著增強農村經濟發展的后勁，但對提高農民收入水平、縮小城鄉居民收入比的作用不顯著。

圖4南陽市居民貸款城鄉結構的三組數據比較折線圖(農村居民=1)

四、農村經濟與金融協同發展的金融政策建議

農村經濟與金融缺乏互動效應，關鍵在于農村經濟和金融缺乏經濟利益聯結的基礎，不能以市場為導向實現金融資產和實體經濟的有效融合和優化配置，是農村金融的商業化取向與農村經濟“弱質”性矛盾的外在體現。這是市場化改革不到位造成的，唯有通過不斷推進市場化改革才能逐步得到妥善解決。當務之急是從體制層面、機制層面重新設計農村金融市場體系。

(一)制度層面：從放松管制和促進競爭入手，建立一個有效的、安全的、結構合理的、穩步發展的農村金融市場。

1.充分發揮商業性金融的導向作用和政策性金融的積極作用，以適度競爭促效率提高。一是對現有農村信用社進行有條件整合，按照“發展一批、保留一批、淘汰一批”的思路，將具有比較競爭優勢的農村信用社發展成社區性商業銀行。二是對現有金融機構的政策性貸款業務進行整合，集中到農業發展銀行一家。

2.建立金融穩定協調機制，維護支付體系安全。一是加快農村支付結算體系的建設，解決農村信用社系統資金結算電子化的問題。二是盡快建立存款保險及投資者補償機制，設立全國性存款保險基金，對農村金融機構存款保險基金給予再保險。三是建立和完善金融穩定協調機制，防止農村金融市場發生系統性風險。

3.推動“非正規金融”發展，完善農村金融市場結構。通過實行公平的市場準入、退出制度，將現有的農村非正規金融機構改造成為農村金融活動的主體，使之嵌入農村經濟的各個層面與過程當中，做到存量機構退出與新增機構進入銜接有序、協調一致，力爭使改革期間不出現大的起伏，社會成本降到最低。

4.營造環境、政策扶持，確保農村金融市場的可持續發展。一是加強農村金融立法，依靠法律調節各方利益關系，保障農村金融體制改革順利推進；二是盡快出臺對農村金融扶持的相關政策，包括稅收優惠、費用貼補和風險補償等。

(二)機制層面：以機制創新疏通金融資本配置渠道，實現農村信貸投入總量的穩態增長。

1.延伸小額農貸的對象、額度和期限。將覆蓋人群擴大到個體工商戶，適當提高授信額度，合理確定貸款期限，并允許農戶跨年度使用授信額度。

2.鼓勵和推出大額農業信貸。重點支持訂單農業、涉農龍頭企業、農副產品物流企業和優勢農產品產業帶的建設，借助農業產業化增效創利。

3.創新貸款擔保方式，探索發放項目貸款。

(三)輔助層面：以普惠金融為核心原則，縮小城鄉金融服務差距，構筑城鄉一體化的農村金融大市場。

1.為抑制農村信貸資金外流提供制度性保證。國家要加大對欠發達地區農村的信貸投入，在信貸規模、信貸投向、貸款品種、貸款期限及利率政策等方面給予必要傾斜。

2.鼓勵在縣域建立多種所有制的社區金融機構和商業性小額貸款組織。一是收編民間金融，鼓勵其橫向聯合、規范運作，成為最貼近農民的金融組織。二是大力發展商業性的小額信貸組織，逐步取消其融入資金的限制。三是成立郵政儲蓄銀行，使之成為面向社區金融機構和小額信貸組織進行資金批發業務的金融機構。

3.利用優惠政策，引導城市資金從生產力高端注入現代農業。優先發展以農產品為原料的城市工業；優先發展畜牧業、特色種植業、農副產品加工業、農產品運輸服務業、農村金融和保險業，以及農業信息和技術服務等；在有條件的農村地區，還應當重點發展旅游農業、休閑農業，通過這類農業形態實現城鄉互動，城市反哺農村。

注釋：

①在本文中，農村貸款余額為鄉鎮企業貸款余額與農業貸款余額之和。

②產業結構偏離度定義是某產業勞動力比重與該產業的比重之差，說明勞動力結構與產值結構之間是一種不對稱狀態。

③比較勞動生產率定義為某產業產值比重與該產業就業比重之比，比重越高，表示這一產業的比較勞動生產率越高。

篇（10）

在過去的二十幾年中，中國的收入分配差距不斷擴大。根據世界銀行的研究，中國的基尼系數在20世紀80年代初期為0．20左右，到1993年上升為0．42，這在世界所有國家中增加，而我國居民消費占GDP的比重卻經歷了一個先上升后下降的情況。居民消費占GDP的比重在1988年以前，基本呈上升趨勢。在達到51．9％的高點以后，呈下降趨勢，在2003年達到最低點43．4％，不僅遠沒有回到1988年的高點，而且比1978年48．8％水平低了5．4個百分點。這表明改革開放以來我國居民收入的增長滯后于國民收入的增長，我國居民消費在宏觀層面上是不斷趨于萎縮的。根據消費函數理論，居民消費應該隨著國民收入Y的增加而增加，但是我國居民消費的增長與國民收入的增長不成比例。居民消費占GDP的比重在1989年以后逐年下降，這其中除了投資在是最大的。1999年中國的基尼系數為0．437，成為世界上收入不平等程度比較嚴重的社會，盡管還不是世界上收入不平等最嚴重的社會，但是貧富兩極分化的趨勢已經十分明顯。聽任這一趨勢的發展，會從以下幾個方面對中國經濟增長產生不利影響：

1．收入分配差距過大主要是通過影響消費需求來影響有效需求，進而影響到GDP的增長

根據凱恩斯的消費函數，消費由收入決定，即C=a+bY，其中C為消費，a表示不隨收入變化而變化的那一部分消費，即基本消費，b表示邊際消費傾向，Y表示國民總收入。根據消費函數理論，消費是收入的函數，收入增長的快慢決定了消費增長的快慢，而我國卻出現了一種相反的情形。

由表可以看出，1978年以來，用支出法計算的GDP逐年GDP中所占的比重有所上升以外，還有一個很重要的原因，那就是居民收入差距過大。收入分配差距擴大，必然會導致經濟增長的成果不斷向少數人手里集中，而社會多數成員的收入水平無法隨著經濟發展而相應提高，甚至可能下降，這樣就會導致邊際消費傾向下降，從而導致居民的消費占GDP比重不是增加而是連年下降。

在我國，農民占人口的絕大多數。自上個世紀80年代末以來，農民從經濟增長中獲得的收益愈來愈少，經濟增長的成果不斷流向城鎮居民。城鎮居民中，下崗職工大量存在，造成財富更加集中在少數人手中。由此，必然會使全體居民的邊際消費傾向c下降，在a保持不變的情況下，即使Y增長很快，其增長的效果也會被c的下降所抵消，從而使居民消費占GDP的比重出現不升反降的現象。所以說，收入差距過大通過影響邊際消費傾向來影響全體居民的消費需求，進而影響到經濟增長。

2．收入分配差距過大通過影響人力資本投資影響經濟增長

在知識經濟社會，教育投資是人力資本形成的最重要的途徑，因此，教育投資與經濟的增長正相關。而收入分配差距過大對教育投資具有重大的影響。

城鄉居民收入差距以及地區收入差距必然導致教育的不平等。人們收入的不同以及地區經濟發展水平的差異，各個家庭及地區的教育投資也不同，人們受教育的機會和質量也會存在很大的差別，這必然會影響到整個國家教育水平的提高，從而影響經濟的增長。由以下傳導機制：

收入差距過大教育投資不平等人力資本受到影響經濟增長受影響

我們可以看出：收入差距過大通過影響教育投資影響經濟的增長。

同時，由于中國傳統體制的原因以及知識經濟對人才要求的提高，通過接受教育跳出“農門”一直是廣大農民后代擺脫貧困的主要方式，而收入差距過大導致的教育不平等，會使得廣大農村子弟以及城鎮低收入家庭的孩子被高等學校拒之門外，從而使他們陷入這樣一種“貧困無錢讀書繼續貧困”的怪圈。

另外，發展經濟學家也從人力資本積累角度出發，對分配不均等問題進行了研究。1993年，Galor·O和Zeira·J在信貸市場不完全和人力資本投資不可分的假設下，建立了一個世代交疊模型來研究人力資本投資與收入分配不平等的關系。該模型假定個人的壽命分為兩期，人們在前期是否進行人力資本投資，將決定人們在后期的勞動熟練程度以及人們的薪金水平。在利率由不完全信貸市場所決定的假設下。存在一個初始財富的臨界點g。如果一個國家的分配不平等程度嚴重，即多數人的初始財富低于的水平，那么在均衡狀態，該國的人力資本投資總量會較少，從而使該國的均衡狀態是一個較低收入水平的均衡狀態。

3．收入分配差距過大還會通過影響社會穩定影響經濟增長

改革開放以來，中國經濟取得了舉世矚目的成就，這很大程度上有賴于中國社會的穩定。穩定是中國改革和發展的前提條件，而收入差距過大會威脅到中國社會的穩定。

在收入分配差距積累的過程當中，會形成一個特殊的貧困階層。在長期的貧困生活以及與高收入階層的生活境遇對比中，他們的心理可能會發生變化，主觀地認為是改革導致收入分配兩極化，是改革使他們生活在貧困之中。他們在心底里會產生一種對改革的憎惡。長期下去，這些人的社會承受力會逐漸下降，成為改革繼續深化的一大阻力。這樣，我們的改革就會失去一部分群眾基礎，難以順利進行下去。

另外，中國自古以來就有“不患寡而患不均”的思想，收入分配差距長期過大，必然使聚集社會財富的極少數富人成為眾矢之的。一般認為，不平等會導致窮人從事犯罪、暴亂等破壞性活動，過度的不平等會使這些暴力活動增加。由此，一方面，富人們為了保護自己的財產，需要花費額外的社會成本(如增加安全費用等)，這不但造成了資源的浪費，而且加劇了社會不安定，從而導致國家法規不穩定和整個社會的不確定性，人們無法對未來形成穩定的預期；另一方面，富人們

為了保護投資產權，可能減少在國內的投資，把資金轉向其他較為穩定的國家或地區，影響本國經濟增長。

二、創造條件，實現公平經濟增長

發展經濟學最早反映收入分配與經濟增長關系的最著名的論點就是所謂Kuznets猜想。這個猜想形成了著名的Kuznets倒U型曲線：當一種經濟從前工業文明向工業文明轉變時，其收入不平等程度將隨著早期的經濟增長而擴大，隨后平穩，最后縮小。但是，對于不平等程度是否會隨著經濟增長而自行減少，還存在許多爭議。我們應從中國的實際情況出發，采取措施，改變這種僅有少數人享有成果的經濟增長方式，以使全體人民分享經濟增長帶來的利益，即實現一種公平的經濟增長。

1．實現參與機會平等

所謂機會均等，即每個人參與社會經濟生活，追求收入，獲取財富的權利和機會是一樣的。但是，在我國由計劃經濟向社會主義市場經濟轉軌的過程中，雙軌制的存在，使國民收入要素分配缺乏監控，形成一定數量通過尋租致富的權貴階層，從而造成人們參與市場競爭和收入分配的機會不平等。要實現公平的經濟增長，必須首先解決機會不均問題：

第一，加強法制建設，市場經濟是法制經濟，必須加快立法，規范經濟行為，嚴厲打擊非法收入和黑市經濟，使一切經濟發展納入法治軌道；

第二，深化行政管理體制改革，轉變政府職能，政府要在國家法律法規的指導下，加強對要素分配的監控，做好市場經濟的“守夜人”，維持良好的經濟秩序；

第三，盡快完善基本經濟制度，鼓勵民營經濟發展，鼓勵競爭，取消各種市場準人的限制，取締一切特權活動，以消除壟斷經濟和地下經濟，同時，打破地方保護壁壘，推進國內市場統一的進程。

2．實現生產要素自由流動

當期收入之間的差距表示這一時點上的不平等狀況，如果生產要素特別是勞動力可自由流動的話，那么，這一時點上的不平等狀況必定會被社會的流動性所緩和。當前，現代工業的發展為農村剩余勞動力的轉移提供了前提與條件。工業化帶來的城鎮化以及城市化，將縮小城鄉之間的差別，緩解城鄉二元經濟結構。具體來說，實現農村剩余勞動力的轉移，應從以下幾個方面入手：

第一，消除對勞動力流動的管制，取消各種人口流動的障礙，如打破行政區劃的限制，減少對外來務工人員的歧視，保證外來人口享受和當地居民同樣的待遇；

第二，建設統一靈活的勞動力市場，強化市場功能，利用價值規律調節勞動力的供給和需求，讓市場在勞動力資源配置中起基礎性作用；

第三，完善勞動力市場服務體系，如建立跨地區的勞動力市場協調機制，為勞動者提供信息服務，推動勞動力在更廣闊范圍內流動。

3．推進落后地區的人力資本投資

在上文提到的Calor·O和Zeira·J的模型中，人們可以在不減少富人人力資本投資的同時，增加窮人的人力資本投資，使經濟收斂于較高收入水平的均衡。當今社會，一國經濟增長越來越依賴于人力資本的作用。因此，教育投資即人力資本投資同經濟增長形成了密不可分的聯系。從某種意義上說，我國的人口數量優勢之所以不能轉化為人力資源質量的優勢，其根本原因在于教育不發達以及人力資本投入不均。另外，即使農民可以完全自由進城務工，其在就業競爭中也必然處于劣勢，因為他們的素質決定了他們再就業崗位選擇上不可能有太多機會。所以，要實現我國的人口優勢，實現公平的經濟增長，必須消除人力資本投資上的差異，推進落后地區的人力資本投資：

第一，重視農村和其他地區的基礎教育，加大對這些地區基礎教育的投資；

第二，加快職業教育在農村和其他落后地區的發展，增加就業培訓機會，使其獲得相應的技能和資格認證，擴大他們就業行業和職業的范圍；

第三，完善助學貸款機制，加強對來自貧困家庭學生的資助，以使他們完成學業。

4．健全社會保障制度

政府除了通過稅收對初次分配的結果進行調控之外，更重要的是通過福利政策和社會保障機制提高低收入者和弱勢人群的收入水平。因為這不僅可以改善他們市場競爭的處境，促使新一輪競爭在相對公平的起點進行，而且可以增強人們的社會承受能力，有利于社會穩定。社會保障體系的健全，應當加強以下幾方面的工作：