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篇（1）

中圖分類號：F151．2　文獻標志碼：A　文章編號：1008－0961(2007)02－0021－04

俄聯邦經濟歷經十余年的衰退、大幅波動和金融危機的沖擊后，從1999年起進入了新一輪增長階段。新一輪經濟增長速度較快，波動較小，持續時間較長，各方面經濟指標均有所改善，在這個背景下，俄政府提出了2010年GDP比2000年翻一番的目標。

一、俄聯邦新一輪經濟增長

俄經濟新一輪增長不但擺脫了轉軌以來經濟持續下滑的局面，而且實現了持續穩定的增長。從1999年的恢復性增長開始，七年來俄GDP增長速度保持在5％－10％之間，波動幅度遠小于上世紀90年代，2000－2004年五年平均增速7％，2005年國內生產總值增幅為6.4％(見圖1)。

俄新一輪經濟增長除了表現在GDP穩定持續增長外，還體現為可支配收入的增加和消費領域爆炸式增長。2005年俄進口車銷售量達到60萬輛，比2004年增加了57％，比2001年增加了6倍；手機用戶也從2000年的300萬增加到2006年6月的8000萬；至少20％的家庭擁有電腦，是2001年的4倍。消費能力的迅速提升與俄羅斯人均收入的迅速提高是密不可分的。過去五年，俄羅斯人均年收入的平均增幅接近29％。高盛公司預測，俄羅斯人均年收入在2025年之前將高達4.5萬美元。美林公司和凱捷集團最近公布的調查結果顯示，目前俄羅斯約有8.8萬名百萬富翁。俄羅斯最大的外國汽車進口銷售商羅爾夫連鎖公司的總裁馬特?唐納利表示，在他們那里買車的不只是百萬富翁。他估計有800萬俄羅斯人月收入至少有2000美元，350萬俄羅斯人月收入至少4000美元。

經濟狀況持續轉好的另外一個標志是外債大幅減少，黃金外匯儲備躍居全球第四。1999年，俄外債曾高達1545億美元，占當年GDP的84％。而到2006年6月，俄黃金外匯儲備達2460億美元。為使國家節省77億美元的利息，俄政府決定在8月底之前全部償清所欠巴黎俱樂部的213億美元債務，并同意支付10億美元作為補償金。俄MDM銀行首席經濟學家認為，那些在八年前曾經嘲笑過俄羅斯的人現在不得不承認，俄羅斯是世界上最具潛力的市場之一，是一個有信譽的大國。

二、新一輪經濟增長的特征

(一)出口拉動下的經濟增長

分析一國經濟增長原因的方法很多，可以從政治經濟角度分析，也可以從經濟增長理論角度出發分析。GDP是衡量一國經濟總量的重要指標，而且經濟結構不合理、增長方式粗放一直是困擾俄經濟的問題，因此從GDP研究的角度人手，分析GDP各種構成部分對經濟增長的作用具有較強的現實意義。從支出的角度看，構成GDP的主要內容包括消費、投資、政府開支、出口、進口，采用多元線性回歸方法對上述變量進行分析以便比較各變量對俄GDP增長的影響(見表1)。

由于構成GDP的變量之間關系密切，為避免變量自相關導致的信息失真，分析過程中不采用變量全部進入分析的方法，而采取逐步篩選法對各變量進行篩選。本分析所用工具為SPSS13，分析結果為公式1。

回歸曲線：

GDP=0.783＋1.322×出口＋0.629×投資(公式1)

(t=9.85 18.59　5.19)

(R2=0.989，DW=2.427，)

從分析結果看，出口和投資是俄GDP的主要決定因素，相關系數0.989，DW檢驗值2.427，說明各變量之間的自相關關系不是很強烈，因此得到的結論是可信的。分析結果說明俄羅斯出口、投資是支撐俄羅斯GDP增長的主要因素，在回歸方程中出口乘數為1.155，出口值占GDP的1／3左右，因此可以認為俄經濟明顯受到出口因素的影響。消費、進口因素對GDP增長的重要性在模型中沒有得到體現。在俄羅斯出口產品中自然資源是最重要的產品，其中石油的作用尤為突出。從圖1可以看出，石油價格的波動幅度與俄GDP增長趨勢關系非常密切，石油價格大幅波動與俄經濟大幅波動幾乎同時發生。因此，無論從回歸分析還是觀察曲線走勢，都可以認為俄羅斯的經濟增長與石油出口價格有密切關系。

(二)俄經濟已經初步具備持續增長的基礎

國內消費能力不斷增強，國內消費對GDP增長的貢獻顯著提高。石油出口一方面拉動俄經濟增長，另一方面也掩蓋了其他因素對經濟增長的貢獻。為分析消費、投資、政府支出等因素對經濟增長的貢獻，需要剔除石油出口對經濟增長的影響。在GDP中直接剔除石油份額的做法很難實現，為解決此問題，世界銀行專家組在2005年3月公布的《從轉軌到發展――俄聯邦經濟發展備忘錄》中提出了通過石油價格對GDP增長的彈性來剔除石油出口對經濟增長影響的方法。該方法認為，根據對俄羅斯經濟增長和石油價格的關系的分析，近年來俄羅斯GDP增長對石油價格變動的彈性系數在0.05－0.10之間，即石油價格每變動1個百分點，將影響俄GDP同向變化0.05－0.10個百分點。同時該備忘錄認為選取0.07這個彈性系數是較好的。本文采用世界銀行推薦的標準對俄GDP進行調整，結果見表1最右一列。以調整后的GDP為因變量，重新進行多元線形回歸，結果如公式2所示。

調整后的GDP=0.744＋1.39×消費(公式2)

(t=5.63　13.82)

(R2=0.955，DW=2.090)

分析結果表明，剔除石油價格波動的影響后，消費成為影響GDP的主要因素。由于構成GDP的五大因素都是密切相關的，簡單應用線性回歸分析很難消除變量之間復相關的影響，消費變量不僅解釋了消費對GDP的貢獻也可能解釋了其他因素的貢獻，盡管如此，剔除石油因素后消費對GDP的貢獻顯著提高卻是毋庸置疑的。

為彌補線性回歸分析的不足，有必要從其他角度分析消費對GDP的貢獻。從表2數據可以看出，七年來俄羅斯的消費能力不斷增強，消費占GDP總量的份額不斷提高，從1999年的47.5％穩步提高至2004年的52.6％；進口占GDP的比例也顯著上升，七年間增長了14個百分點；而同時期貿易順差占GDP的比例卻不斷下降，從1998年的24.6％逐漸下降至2004年的11.9％。這說明

內需對俄經濟增長的貢獻越來越大，而且這種趨勢呈現穩步發展的勢態，這對于嚴重依賴資源出口的俄聯邦來說是非常好的勢頭。盡管俄GDP增長受石油價格的明顯影響，但隨著國內消費等國內經濟活動的影響逐步加強，俄經濟正逐步擺脫對外經濟依賴。與石油出口價格的大幅波動相比，消費等國內經濟活動的穩定性要強得多。

投資效率不斷提高。投資效率反映了投資每變動百分之一所引起的GDP變化率，可用于衡量資本形成對一國經濟增長的貢獻。俄經濟的投資效率除了在1998年金融危機沖擊下出現大幅波動外，總體呈現逐漸增長的趨勢。1999年以前，俄經濟的平均投資效率低于5％，此后不斷提高，2001年以后從11％逐步提高到18％，并且呈現穩定增長的趨勢(見圖2)。投資效率穩定持續提高也是俄經濟實現比較穩定、持續增長趨勢的重要因素之一。綜合以上各項分析可以認為俄經濟已經初步具備了穩定增長的基礎。

三、俄新一輪經濟增長的問題

(一)過度依賴資源出口，俄經濟中尚存在不穩定因素

俄羅斯以石油和天然氣以及原材料的生產和出口為主的這樣一種經濟結構，不僅會耗竭自然資源，而且會時常受國際市場行情波動的影響，從而使本國經濟發展不可避免地受外部因素的左右。不僅如此，這種不合理的經濟結構還造成高科技部門和高新技術產業發展緩慢。在未來一段時間內，俄經濟增長還將存在一定程度上的不穩定因素。因此逐步改變對資源出口的依賴，逐步優化出口結構是俄經濟發展所面臨的一個突出問題。此外，俄GDP中消費所占份額略高于50％，盡管高于中國，但仍低于日本、美國等發達國家。提高俄經濟增長的持續性和穩定性還有賴于不斷提高居民收入水平，提高消費在國內生產總值中的份額。

(二)經濟增長的動力單一

從回歸分析的結果看，如果考慮石油因素影響，俄經濟增長的主要動力是出口和投資，而且許多是與石油產業有關；如果不考慮石油因素影響，俄經濟增長的主要動力是國內消費。因此無論是否剔除石油因素影響，俄經濟增長都面臨動力單一的問題。為說明問題，本文對中國GDP的構成同樣作多元回歸分析，所采用方法與分析俄經濟時所采用的方法相同。為突出重點，避免羅列過多數字，這里僅提供分析結果。分析中所用原始數據均摘自國家統計總局網站公布的《2005年中華人民共和國統計年鑒》。

GDP=0.174＋1.474×消費＋0.481×投資＋0.741×出口－0.381×進口(公式3)

(t=1.681 t=39.562 t=4.992t=4.661 t=-2.901)

R2=1.000．DW＝2.507GDP＝-3357.437＋1.444×消費＋0.705×投資＋0.602×凈出口

公式3的分析結果表明，消費、投資、進口、出口是影響中國經濟增長最主要的變量，與俄羅斯的情形相比，影響中國增長的各項因素關系更加均衡。進口和出日同時成為影響GDP增長的重要變量，說明中國經濟已經處于較高的開放水平。對比各變量不難發現，無論從總量(占GDP的百分比)還是回歸曲線的系數(1.474)來看，消費都是影響GDP增長的最重要變量。國內消費具有穩定增長的特性，這些年來中國經濟實現較穩定的持續增長與這種消費占主要地位、其他變量均有顯著影響的模式是有關系的。因此，從GDP構成的角度看，俄羅斯經濟要實現更加穩定的持續增長，應該進一步提高消費在GDP中的份額，同時均衡消費、投資、進口、出口等因素的關系。俄羅斯是一個擁有近1.5億人口和豐富自然資源的大國，不可能依靠某些產業的畸形發展而獲得持續發展，俄羅斯經濟增長最終還是要依靠自身的消費、投資等力量的推動。

對比中俄兩國的出口乘數發現，兩國對出口的依賴性都比較強。與俄經濟不同的是，中國出口中有近2／3是外商在華投資企業實現的。外資企業在華投資是利用中國較為完善的基礎設施和廉價的勞動力，不僅為中國創造了就業機會、增加了稅收，而且提高了國內市場競爭力，帶動中國技術、管理水平不斷提高，推動中國的市場化改革不斷走向深入。俄羅斯嚴重依賴石油和天然氣出口，雖然能換來大量外匯，但對國內經濟發展的貢獻卻很有限，更不用說推動技術、管理水平的提高了。因此，中國外向型經濟與單純依賴自然資源出口的俄羅斯經濟相比，無論在穩定性還是在經濟效果上都要優越許多。這能夠在一定程度上解釋中俄兩國雖然對出口都有較強的依賴性，但是中國經濟在外部沖擊面前表現出很強的穩定性，即使1998年的金融危機也沒有讓中國經濟大幅衰退，而俄羅斯受到了那次危機的重創。

篇（2）

中圖分類號：F061.2；F061.3 文獻標志碼：A 文章編號：1674-8131（2014）06-0096-04

經濟增長是各國（地區）普遍追求的目標，也是經濟學著力解決的問題。縱觀主流經濟學的發展，從重農主義強調土地的作用到重商主義強調市場的作用，到古曲主義和新古典主義綜合強調各類生產要素（當然包括土地）和發揮市場效率等的作用，都展示出這樣一幅圖景：人們在分析經濟增長時，越來越多地把各類相關要素納入分析框架，從而越來越客觀、準確地描述現實經濟增長過程以及各因素所起的作用和其存在的原因，推動了經濟學的發展，進而提高了人們調控經濟發展的能力。但是，一個比較明顯的問題卻還沒有引起人們的足夠重視：人之所成為經濟活動的主體并在一定程度上掌控經濟活動的均衡發展的根本原因，在于人區別于其他物種而具有智能生命的特質，換句話說，就是人類可以通過知識積累提高其“掌控經濟活動”的能力，而這正是我們推進經濟增長的根本，但是這點卻在很大程度上被主流經濟學所忽視。本文擬通過對經典經濟增長理論的反思，探討人類知識，尤其是制度知識在經濟增長中的作用。

一、經濟增長理論的反思及問題的提出

人類的知識不論怎樣區分，基本上可以概括為關于自然的知識和關于人類自身的知識兩類，前者是人類探知和改造自然的技術性知識，而后者是關于人類自我組織的知識，可分別稱之為“技術知識”和“制度知識”。如果說各種經濟增長理論中涉及知識的作用，大體都是指技術知識對經濟增長的作用。不論是李嘉圖強調資本有機構成提高的傳統經濟增長，還是馬歇爾的新古典主義增長，最終都只是把知識對經濟增長的作用局限于技術知識的作用。直至當前，人們在研究知識對經濟增長的作用時，大都是指技術知識在推動經濟增長中的作用，如往往將信息技術作為知識的典型代表。這種認識的主要原因，不僅在于經濟增長分析中的新古典主義傾向，而且在于人們注重于從定量上確定知識在經濟增長中的作用，而技術知識更容易量化。

但是，從現實經濟增長來看，人類的制度知識直接影響到社會經濟制度的形成和有效性（張尚毅，1998a），進而影響甚至決定經濟增長的方式和成果。新古典主義的一個最基本特征是在經濟分析中不考慮制度對經濟的影響，將經濟制度視為經濟分析的外生因素；而李嘉圖的傳統增長理論雖然涉及制度因素，但是并沒從知識的角度進行這方面的分析。事實上，我們從經濟增長理論的基本發展脈絡可以看到這點。

張尚毅：制度知識對經濟增長的作用及人力資本第二特征隨著經濟的發展以及人們對經濟發展的要求，經濟增長理論也不斷發展演變，從重農主義到重商主義等無不如此。現代經濟增長理論源于哈羅德和多馬的經濟增長模型，他們假定技術等經濟變量不發生改變，從資本和儲蓄的相互關系引出經濟增長模型，從而推出一個最優經濟增長路徑，并以此提出經濟增長的制約因素。作為新古典主義的繼承者，哈羅德等人在其模型中沿襲了新古典主義傳統，將經濟增長直接與儲蓄轉化為資本聯系起來，指出經濟發展主要取決于資本的投入量，但這只是從一個方面論證了經濟增長的因素。隨著新古典主義增長模型的發展，產生了以索洛模型為代表的新的經濟增長模型。索洛模型以定量分析的方法，引入勞動、技術等變量，從而使經濟增長不僅和資本，而且和勞動、技術的變化聯系起來（索洛，1988）。經濟學的發展使人們可以用定量方法分析出技術對經濟的具體貢獻和大多數經濟理論一樣，通過將實際經濟數據引入經濟增長模型，進而推導出各個變量的具體效應，是在數理上有說服力的方法，正如馬克思所指出的那樣：“一門科學只有在它成功運用數學時，才算達到了真正完美的地步”（拉法格，1957）。經濟學也正因為充分運用了數學成果，從而使其成為真正的科學，經濟增長才得以在一定程度上為人類所掌控。 ，索洛在這方面作出了杰出貢獻，他通過設立和技術有關的規模變量，分析出技術進步對經濟增長的貢獻度索洛采用美國1909―1940年經濟發展的有關數據，估算出美國平均經濟增長率中技術進步的貢獻約占51%左右；而對1909―1949年美國非農部門的估算，這個比例提高至87.5%，并且在這40年中后半部分技術進步的貢獻約為前半部分的5.83倍（索洛 等，1991）11。這些實證數據不僅驗證了技術對經濟增長的貢獻，而且也說明了隨著經濟發展，技術對經濟增長的作用越來越大。 。新古典主義經濟增長模型強調資本、勞動、技術等經濟變量對經濟增長的貢獻，但制度等經濟變量依然被排除在經濟增長分析之外。

引入技術變量，實質上是在一定程度上將知識引入經濟分析中，新古典主義經濟增長理論可以從定量的角度論述知識、技術等經濟變量對經濟的貢獻度。如丹尼森曾估算出美國在1948―1973年的經濟增長有28%左右歸因于知識的進展（索洛 等，1991）256。這些關于知識對經濟增長作用的論述，引起了人們對知識對經濟增長作用的重視，一些學者也逐漸將知識納入經濟增長分析之中，從而使知識在經濟增長分析中由外生變量內生化。然而，真正將知識明確引入經濟增長分析的是保羅?羅默。羅默所提出的新經濟增長理論，進一步從技術分解出知識對經濟增長的重要性。與索洛不同的是，羅默的經濟增長理論不僅使經濟分析能預測經濟的長期趨勢，而且可以將經濟的短期變化預測出來，從而能更準確地測量知識對經濟發展的貢獻。新經濟增長理論明確指出經濟增長并不依賴于勞動力的增長，進而提高了人們對知識在經濟增長中作用的認識（Romer，1986）。

知識在經濟增長中的重要性被人們發現并重視，得益于現實的經濟發展，也得益于于經濟學的發展。經濟學中經濟增長理論的發展，向我們展示了這樣一幅圖景：經濟實踐和經濟理論相一致，而經濟理論又往往超越經濟實踐，給經濟實踐以指導，而這在很大程度上要歸功于人類關于經濟增長的知識的進展。目前，主流經濟增長理論雖然將各種生產要素納入經濟增長分析中，但是對于知識在經濟增長中的作用，主要強調了技術知識的作用，忽略了制度知識的作用，也沒有較為普遍地指明各類知識（特別是制度知識）分別在經濟增長中所起的作用。因此，其無法說明為什么知識（實際上是技術知識）在一些經濟態中的作用較強，而在另一些經濟態中的作用相對較弱；更無法回答為什么技術主導的經濟增長發生在一些國家或地區，而不發生在其他國家或地區。因此，要將知識真正引入經濟增長分析中，不能僅從技術知識方面著手，還要將人類關于自身的知識納入其中。由于新古典義傳統理論在技術知識方面作了比較系統的論述，下文著重分析制度知識對經濟增長的作用。

二、經濟增長的知識基礎

當我們依賴于自然資源推進經濟增長時，自然會得出增長存在極限的結論（米都斯，1997）；而新經濟增長理論對增長極限進行了否定，提出由知識所決定的增長遞增效益。今天，在現實經濟中出現的更多地依靠技術知識而相對較少地依靠其他資源推進經濟增長的現象，正如羅默所說的那樣，從本質上來說只不過是人類對于自然界認識的深化以及運用這些技術性知識推進經濟增長。但是，由于主流的經濟增長理論繼承了新古典主義傳統，雖然指出了知識對經濟增長起著十分巨大的作用，卻不能用人類全部知識的進展來解釋經濟增長，也正因為如此，無法解答我們前述的一些基本問題。

奧地利學派學者哈耶克在他的有關論著中將人類知識作為經濟分析的基礎，指出“均衡僅僅以人們在試圖執行可能達到均衡的初始計劃的過程中確實獲得的知識為基礎”（哈耶克，1989），從而將知識完全融入整個經濟分析中，這種無區別地將人類關于自然的知識和人類自身的知識融入經濟分析，與國際經合組織關于知識經濟中知識的基本認識是一致的。用人類全部知識解釋經濟增長所要說明的問題是，社會經濟均衡并非如新古典主義經濟學假設的是具有同質性經濟主體的均衡，而是具有異質性經濟主體（擁有不同量和質的關于自然和自身的知識）的均衡，這就必須解決異質性經濟主體相互耦合的問題，必須明確具有不同知識的經濟主體之間為什么存在相互沖突，怎樣才能相互耦合，進而達到均衡，保持一個經濟態的穩定與發展（張尚毅，1998b）。從制度知識的角度，我們可以比較容易解決這個問題，因為不同的經濟主體不但具有不同的個性知識，而且具有作為耦合基礎的共性知識，這些知識就是我們所稱的知識傳統；知識傳統決定了一個經濟態可能具有的經濟制度優化水平，從而也就決定了該經濟態可能接受或者擁有的技術知識水平，進而呈現出與之相適應的經濟增長水平這點我們可以從中國以及許多國家經濟發展的歷史事實看到。中國近代的落后并非在于不知道當時西方世界技術知識的發達程度，也引進過在當時較為先進的技術，但是，仍然無法改變中國落后的經濟社會狀況；反之，一些國家（如日本）在近代的崛起也不是因為比我們更多地了解當時先進的技術知識。決定經濟發展差異的關鍵在于我們關于制度知識的缺乏，或者說擁有先進制度知識的人很少，不足以自我產生或接受新的經濟制度。 。正如諾思所指出的那樣，“制度框架為經濟增長提供了一個適宜的環境”（諾思，1989）。總之，具有不同知識水平（包括制度知識和技術知識）的經濟主體決定了經濟均衡狀態的不同，從而使經濟發展呈現出不同的階段性特征。

我們認為當一個經濟態的人群中關于制度知識的分布程度相對較低時，是不可能產生出更有效率的經濟制度的。因此，具有足夠多的不斷優化的制度知識的人群就成為一個經濟態不斷進化的基礎。這僅僅是從經濟態自組織內部看問題，如果考慮到經濟增長不僅是自組織內部進化的結果，而且還可以通過獲得外部性知識來實現，那么，具有先進的制度知識，或者更通俗地講具有前沿性制度知識的人群分布狀況，將決定一個經濟態進化的可能性，從而決定經濟增長狀況。因此，人類經濟發展與進步的歷史，從實質上看就是人類各種經濟制度進步的歷史，各類不同的經濟制度決定了經濟可能達到的增長程度。因此，經濟增長（包括我們今天所說的知識經濟）事實上都是人類技術知識和制度知識共同進步的結果。

經濟發展是人類知識普遍發展的結果，人類關于自然和自身的知識逐步深化過程也就是經濟增長隨之加快的過程。不同階段的知識構成了經濟發展的相應階段的基礎，也就是說，人類對自然和自身不同的認知階段實現了不同程度的經濟增長。每一個時代都有著自身前沿的知識，這是一個經濟態乃至一個社會發展與進步的充要條件。社會經濟發展雖然在傳統知識的基礎上進行，但是，如果沒有社會前沿性知識的普遍發展，那么，這個經濟態將停留在原有的基礎上。這就是為什么有些國家和地區在經歷了一定發展以后，停留在不發達陷阱的原因。然而，這仍然無法回答這些國家和地區為什么沒有將他們的前沿性知識運用于經濟發展和社會進步的這個問題。關于這點羅默也沒有給出答案，他雖然指出了技術知識的增長遞增效益，但是沒有指出一個經濟態為什么要運用前沿性技術推進經濟增長。諾思對此作出了解答，他認為一些國家和地區之所以停留在不發達陷阱的關鍵原因，在于沒有制訂或實施誘致這些前沿性知識運用于經濟的經濟制度，“正是人類組織的成功或失敗決定著社會是進步還是倒退”（諾思，19992）。對此，汪丁丁（2001）作出了更進一步的分析，他認為人類社會經濟制度不斷完善的原因在于人類關于制度的知識不斷豐富，在探索過程中，人類代代相傳、不斷積累的關于制度的知識構成知識傳統，而在知識傳統基礎上的制度創新引發了技術知識的不斷進步。因此，人類在推進經濟增長過程中必須全面地運用關于自然的知識和關于自身的知識，從而實現經濟增長以技術進步為主導，進而使知識成為經濟增長的基礎。這個基礎既得益于人類關于自身知識的進展――實現經濟制度的演進，同時也得益于人類關于自然知識的進展――實現生產技術的進步，進而在兩方面的共同作用下實現以知識為基礎的經濟增長。

三、制度知識：人力資本第二特征

知識對經濟增長的遞增作用，我們可以視為知識的經濟化。知識依托于人類自身，知識所表明的經濟特征和人力資本有著十分密切的關系。經濟學家在研究知識對經濟的作用時，幾乎無一例外地要論及人力資本。從相互關系上來說，人力資本和知識是相互依存的，這點我們可以從經濟以及經濟學發展史中看到。費雪在1906年發表的《資本的性質與收入》一文中首次提出人力資本的概念，并將其納入經濟分析的理論框架中；1935年美國經濟學家沃爾什發表了《人力資本觀》，明確地指出了人力資本和個人知識的相互性，也進一步強調了受教育的經濟意義；其后，舒爾茨系統闡述了人力資本在經濟中的作用，指出通過對成人和兒童進行教育、提高他們健康狀況等本身就是資本積累。從舒爾茨等人的基本觀點中我們可以發現，和物質資本相對應的人力資本應用于經濟活動的過程從本質上來說就是知識的經濟化。知識在經濟增長中的運用實際上就是人力資本優化的結果，這和我們在現實經濟發展中所看到的現象是一致的。

人力資本的積累和經濟發展是一致的，人力資本在全部資本中比例越高，知識經濟化程度也越高。有關研究表明，一國人力資源占世界的比重與其國民生產總值占世界的比重基本是一致的，如美國人力資源占世界比重居前，其國民生產總值比重也居世界前列（李仲生，2006）。值得注意的是，教育是決定與現代經濟增長相適應的人力資本的主要因素，也是現代人類獲得知識的主要途徑。從一定意義上來說，教育發達程度決定了一個國家或地區的知識分布狀況，從而也就決定了其經濟增長狀態中國改革開放以來的發展證明了這點：經濟發展比較快的地區，往往也也是教育水平相對較高的地區。相關研究表明，1982年，東部地區人均受教育年限是中西部地區的1.32倍，而到2004年擴大到1.53倍（張邦輝 等，2007）。 。

技術知識可以通過實驗的方法獲得，我們可以視其為人力資本的第一特征；制度知識是不能通過實驗的方法獲得的經驗性知識，我們可以視其為人力資本的第二特征。可以說，人類經過長期積累的制度知識是制度創新的基礎，具有相應制度知識的人群數量和分布狀況與制度創新之間服從概率分布。而從概率的角度看，人群制度知識的分布將依大數定律收斂于某一期望值，這個期望值代表制度的優化程度。比如，中國改革開放以來，之所以受教育程度相對較高的地區經濟增長較快，是由于這些地區有較多具有相應制度知識的人群。另外，從技術水平相對較低的不同地區利用后發優勢發展的不同成效來看，一個地區能夠吸收和消化的技術水平取決于其制度優化程度，也就是說其現實技術知識的先進程度決定于制度知識。正如諾思所指出的那樣：“盡管可以利用其他社會的成就，發達國家和欠發達國家之間的差距卻在繼續擴大”（諾思，2013），分析其中的原因就在于欠發達國家人群的制度知識分布狀況不能支持先進技術的高效應用，更不能促成新的技術創新。因此，不論是從內部產生技術知識，還是從外部引入技術知識，技術知識對經濟增長作用的發揮都將取決于制度知識的分布狀況，具有較先進制度知識的地區最終將成為發達地區。這給我們的啟示是：著力培養人力資本，特別是提高制度知識水平是一個國家或地區經濟發展的根本途徑。

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我國經濟增長是否達到或逼近由充分就業水平決定的潛在水平呢？按照傳統經濟學理論，市場機制的自發作用能實現勞動市場、資本市場、產品市場各自均衡以及它們之間的均衡，國民經濟達到充分就業水平的均衡狀態，經濟資源實現有效配置。這一經濟學命題暗含著其它要素資源無限供給，從而勞動資源的有效利用成為決定經濟潛在水平的關鍵因素。現實中，我國現階段生產要素供給的所謂“短邊”并不是勞動供給，富裕的勞動資源始終是我國經濟發展需要安置的一個長期任務。人口基數大、增長快，農村大量剩余勞動力和隱性失業人員大量存在；同時，城市就業問題壓力也很大。雖然公布的失業率較低，甚至低于西方發達國家，并不反映真實情況，因為我國現行城鎮人口失業率統計口徑以登記注冊失業人口為準，而且地方各級政府追求政績的偏好容易導致虛報、瞞報等虛假數字。一個可行的方法是用城鎮人口從業率來進行推斷。2003年城鎮人口從業率為48.95%，城鎮就業人數為25693萬，如果按照正常的城鎮人口從業率55%計算，即使不考慮農村到城鎮中沒有找到工作的和長年下崗在家沒有解除勞動合同的人員，城鎮失業人口估計應為2655萬左右，據此推算，2003年底城鎮失業率估計約為11%。并且，我國城鎮失業人口的絕對規模越來越大，1999年時為1650萬人，迄今業已翻番。而農業剩余勞動力供給量過分龐大，是不爭的事實。因此，全國城鄉勞動總供給在當前階段幾乎是無窮大彈性，由充分就業水平決定的經濟潛在或自然增長率，是我國長期追求的一個目標。維持較高的增長率不僅是實現經濟發展的必然選擇，也是就業問題使然。

新一輪增長雖然尚遠離由勞動供給決定的潛在水平，但并不是說增長不存在來自要素供給方面的約束。事實上，中國經濟增長已經嚴重受制于能源、重要原材料的供給限制以及運輸能力和土地供給的約束。中國經濟快速增長的能源支撐已經顯得十分脆弱，一年多來，在全國各地頻頻發生的“電荒”、“煤荒”就是典型例證。目前，我國正處于重化工工業化快速推進的重要時期，不僅對能源供給和運輸帶來很大沖擊，而且其它一些重要資源也面臨儲量不足、供給短缺的矛盾。我國已成為煤炭、鋼鐵、銅等資源消耗的世界頭號大國。雖然從資源總量看，我國在世界上屬于資源大國，但與龐大的人口規模相對照，又是一個人均資源量稀少的資源貧國，一些對經濟發展有深遠影響的戰略性資源，我國的人均擁有量遠遠不及世界平均水平。因此，經濟快速增長給國內資源保障造成很大壓力，一些重要資源的短缺將成為制約經濟快速發展的瓶頸，對經濟增長的約束性日益增強。

上述分析支持這樣一個基本判斷：無論是中國經濟的新一輪增長還是在較長時期內，難以達到由充分就業決定的潛在增長水平，而資源約束會對增長潛力的決定性變得越來越重要。宏觀調控政策應該以擴大就業和提高資源利用效率為出發點。（1）提高就業率必須以維持較高的經濟增長為基礎，我國經濟發展的事實表明，大凡經濟增長較快的年份，就業形勢就趨好，反之，經濟增長放慢的年份，就業問題就顯得比較嚴重。為此，在國家財政逐步向公共財政轉變的過程中，財政支出結構調整方向應趨向于更加重視為擴大就業創造條件，大力發展教育事業和技能培訓，規范勞動市場，提供信息服務。稅收政策一方面要充分發揮其“穩定器”作用，另一方面要有利于創業和中小企業發展，為廣開門路、擴大就業創造機會。中央銀行的貨幣政策同樣要立足于以促進經濟增長和促進就業為首要的長期目標。要進一步加快國有銀行商業化改革和利率市場化進程，使其行為能夠符合市場經濟的“游戲”規則，按照風險與收益對稱原則，支持中小企業發展和民間投融資需要，這是解決中國就業問題的長久之計。（2）提高資源利用率。鑒于我國長期面臨以擴大就業為政策目標的快速經濟增長趨向，以及自然資源耗損及其開采與利用的邊際成本遞增，把促進資源有效利用與促進經濟長期可持續增長有機統一起來的宏觀經濟政策就顯得意義重大而必要。提高資源利用率要以促進科技進步為支撐，經濟政策應能較好地激發企業科技活動，實現增長集約化，并形成資源開采、利用與保護并重的有效激勵與約束的市場機制。財政支出要大力提高研發補貼，稅收政策要有利于孵化科技型企業發育成長，進一步支持技術創新體系建設，鼓勵技術創新和技術改造，尤其鼓勵對涉及約束我國經濟增長的重要資源領域實施技術創新與產品替代研發活動。貨幣政策在利率逐步市場化過程中，要擴大風險投資放貸能力，支持高技術產業發展，從整體上帶動產業結構升級和國民經濟素質提升。資源利用效率提高終歸要依據市場機制來實現，這與我國經濟體制改革和經濟增長方式轉變密切相關。

二、我國經濟自主增長程度的判斷

篇（4）

20世紀70年代，麥金農和肖的金融抑制（Financial Repression）與金融深化（Financial Deepening）理論的提出，標志著金融發展理論的全面成型。隨后眾多發展中國家貨幣金融改革的實踐都深受這一理論的影響。從金融深化理論看，金融體制與經濟發展之間存在相互推動和相互制約的關系：一方面，健全的金融體制能夠有效地動員儲蓄資金，并將其引導至生產性投資上，從而促進經濟發展；另一方面，發展良好的經濟同樣也可通過國民收入的提高和經濟活動主體對金融服務需求的增加來刺激金融業的發展，由此形成金融與經濟發展相互促進的良性循環。而在此過程中，有三個關鍵的動態因素產生了重要的作用：一是金融體系規模的擴大，二是金融機構的不斷優化，三是金融市場的秩序逐步健全。通過這三個因素的不斷優化，并不斷加深其與經濟增長的交互作用關系，就會產生金融體系本身的不斷正向演進，同時增強經濟發展動力。按照這一邏輯，后續出現了大量關于金融發展與經濟增長關系的研究文獻，主要觀點有如下三個方面：一是“供給導向”型（Levine. etc[1]，Shan. etc[2]，Antal. etc[3]），即金融發展引領經濟增長；二是“需求跟隨”型（Lucas[4]，Horváthová[5]，Greenwood. etc[6]），即實體經濟的增長帶動金融的發展；三是“雙向”因果型（King. etc[7]，Levine[8]，Johnson N. etc[9]），即金融發展與經濟增長之間的關系是互促的。

近年來，國內有關我國金融發展與經濟增長關系的研究亦相當活躍，研究大都遵循了上述范式。談儒勇發現我國金融中介體發展和經濟增長之間具有顯著的、很強的正相關關系， 這意味著金融中介的發展有可能促進經濟增長[10]；趙振全等認為我國信貸市場對經濟增長的作用比較顯著，而股票市場的作用并不明顯[11]；冉光和等基于我國東西部的省級面板數據，運用單位根檢驗、協整檢驗與誤差糾正模型，對東西部金融發展與經濟增長的長短期關系進行研究，發現東西部金融發展與經濟增長關系差異明顯，因此認為在不同的條件下，金融發展與經濟增長之間關系可能并不穩定[12]；楊誼主張完善相關法律體系和金融監管制度，通過金融體制改革促進金融功能在經濟發展中的積極作用[13]；徐景峰，華桂宏等強調要注重金融結構的優化和平衡，這樣有助于經濟發展的穩定[14-15]。

從已有研究看，雖然多視角、多方法討論二者關系的實證分析已較為普遍，但大都集中于金融主體與經濟增長抑或是金融環境與經濟增長之間關系的單獨討論。而如能將這兩類分析置于一個統一的體系中加以綜合研究，從而能夠以一個更為全面的視角審視金融發展與經濟增長關系的演化規律，將有可能得出一些更為全面而新穎的結論。

基于此，本文引入“系統耦合”概念，考慮到數據的可得性，以具有代表意義的山東省的金融主體、金融環境與經濟增長三系統為例展開分析。首先，基于山東省地市級數據，對其金融主體―經濟增長、金融環境―經濟增長兩類二元系統協調發展程度以及金融主體―金融環境―經濟增長三系統協調發展程度做出解析，借此對其金融發展與經濟增長之間的協調發展關系做出初步的判斷，并進一步解析山東省金融發展作用下的區域經濟發展差異特征；其次，基于半參數可加模型，從線性和非線性兩個方面揭示山東省金融主體―經濟增長協調發展和金融環境―經濟增長協調發展對金融主體―金融環境―經濟增長三系統協調發展影響的時序變動規律。

二、研究方法

（一）耦合模型

耦合（Coupling）是物理學術語，是對兩個及以上系統相互依賴于對方的一個量度，可以從“協調”和“發展”兩個層面定義。協調是一個截面概念，考察在特定時點上，兩系統間的相互配合程度；發展是一個時序概念，考察隨著時間的延續，兩系統共同變化的過程，具體表現為系統從低級到高級，從簡單到復雜的演進[16]。耦合則是上述兩方面的綜合，全面考察兩系統在保證自身發展的同時兼顧彼此、協調一致的程度。耦合度的大小標志著系統之間相互協調程度的強弱，具體判斷標準如表1所示[17]。

有關兩系統耦合值的計算方法較為統一，一般的求解過程見公式（1）―（3）[18]。

假設存在兩個交互關聯的系統，各自的發展水平由綜合指數 X、Z 分別標識，則有

式中，為兩系統協調度；為兩個系統的綜合評價指數，也稱為發展度，、分別代表兩系統對綜合發展水平的重要性（權重），以金融主體、經濟增長兩系統為例，筆者認為兩個系統同等重要，因此，可設定==1/2；D為兩系統耦合度。

以二元系統耦合解析為基礎，并對其加以改造，可以對三元系統耦合的機理做出新穎的解析。設定系統離差系數為

（二）可加模型

自1990年以來，可加模型（Additive Model）作為一種全新的實證方法在國外被逐步應用于各個領域。其相對于一般非參數模型適用面更廣，即使在因變量的分布不易判定或者不符合正態分布假設的情況下，該模型依然適用[20]。相對于一般的參數線性回歸模型，可加模型可以依據研究問題的具體情況分別設定為參數、半參數以及非參數三類模型。這一模型除可以得出各變量間的線性關系，更為重要的是，還可以描繪出各變量之間在一般情況下難以被捕獲的非線性關系。此外，可加模型還具有一般非參數模型由數據驅動而非模型驅動的優點，從而可以避免一般非參數回歸中當維數過高時容易出現的“維數災難”問題[21]。因此，本文選擇可以描述變量間非線性關系的可加模型?ο喙乇淞恐?間的關系進行擬合。

可加模型最早由Stone[22]提出，在Stone設定的模型中，因變量是由個自變量，，…，的任意函數相加而構成的，數學表達式為

其中，為截距項，為非參數函數，誤差項不僅服從均值為0，方差為2的獨立同分布，且與因變量獨立。為了估計的可行性，一般要求。因此，標準可加模型也可表示為

為了有效解析自變量和因變量間的內在關系，并且與傳統線性模型的結果進行比較，可以在保留非線性信息的基礎上，加入線性部分，構成半參數可加模型

其中，為模型中因變量可由自變量表示的線性部分的回歸參數。其余部分的含義與式（10）相同。

三、指標與數據說明

（一）指標體系

借鑒已有研究成果[23]，以數據可得性為指針，本文設定了指標體系，主要包括約束層與指標層兩類，而指標層又具體涵蓋3級指標（見表2）。

（二）數據說明

本文將研究時序限定為2001―2012年，依據前述指標體系構建了山東省17個地級市12年的面板數據。文中所用數據來源于歷年中國統計年鑒和山東省統計年鑒。這一時期恰為我國及山東省金融體制改革與金融主體、金融環境優化的有效期，因此具有較強的研究意義。對于部分缺失數據，本文統一采用線性擬合法估算得到。

（三）數據標準化處理

由于三系統各指標數據的量級和量綱差異較大，因此實證分析之前需要對數據進行標準化處理。本文采用組間極值法展開標準化處理。依據指標的正負特征，首先找出各指標數據中的最大值和最小值，爾后依據下式進行核算。

（四）指標權重的確定

對數據進行標準化處理后，就可確定各三級因子的權重值。為避免主觀因素帶來的偏差，本文采用熵權法確定各因子的權重。限于篇幅，權重值不再列出。

（五）綜合指數的核算

綜合指數可測算單個系統的整體發展情況，其計算公式為

式（13）中，Xn、Yn、Zn分別為金融主體、金融環境與經濟增長三系統的綜合指數；Wi、Wj、Wk分別為各因子的指標權重；Iin、Ijn、Ikn分別表示各因子的標準化數值。以此為基礎，可進一步計算二元和三元系統的耦合度。

四、實證分析

（一）耦合分析

運用式（1）（2）和（7）（8）分別計算兩系統和三系統的協調度和發展度，然后進一步運用式（3）（9）計算兩系統和三系統的耦合度D，部分年度山東省及省內兩大區域三類系統耦合值見表3①。三類耦合度的變動趨勢見圖1。限于篇幅，協調度和發展度不再列出。

根據表3及圖1可知：

首先，從全省整體看（表3最后一行），金融主體―經濟增長以及金融環境―經濟增長兩類二元系統耦合度由0.23、0.27變動到0.52、0.51，均由中度失調衰退型提升為勉強協調發展型；金融主體―金融環境―經濟增長三系統耦合度的變動亦出現了完全類似的情況，由中度失調衰退的0.24變動到勉強協調發展的0.52。由此可知各類系統均保持著耦合水平的不斷優化，且各系統耦合度發展水平相近。這說明兩類二元系統與三系統整體上保持了耦合變動的一致性。

其次，從兩大區域看，分別計算兩大區域三類系統耦合度的年度均值（見表3各區域橫向均值），可以發現，半島藍色經濟區金融主體―經濟增長二元系統耦合度從中度失調衰退的0.23提高為勉強協調發展的0.53，非半島藍色經濟區則從中度失調衰退的0.23提高為勉強協調發展的0.50；半島藍色經濟區金融環境―經濟增長二元系統耦合度從中度失調衰退的0.27提高為勉強協調發展的0.53，非半島藍色經濟區則從中度失調衰退的0.26提高為瀕臨失調衰退的0.49；半島藍色經濟區金融主體―金融環境―經濟增長三系統耦合度從中度失調衰退的0.24提高為勉強協調發展的0.53，非半島藍色經濟區則從中度失調衰退的0.25提高為勉強協調發展的0.50。因此，兩大區域三系統與兩類二元系統耦合度具有相似的變動趨勢與變動層次，且均呈現出穩步上升的態勢，而這一點與全省的整體變動趨勢是完全類似的。

綜上可知，整體上三系統與兩類二系統耦合度水平均呈現為平穩發展態勢，但耦合水平均存在一定的區域差異性，呈現出半島藍色經濟區高于非半島藍色經濟區。此外還可以初步推斷，三系統的耦合度與兩類二系統的協調發展程度密切相關。因此要提高三系統的整體耦合水平，實現金融發展與經濟增長的高效協調互促，可以從兩類二元系統出發，先促進兩類二元系統的耦合發展，進而借此推動三系統的協調發展水平。

上述結果雖然可以有效揭示金融主體、金融環境以及經濟增長三者之間形成的三類耦合協同共進的過程與演化特征，但無法知曉二元系統耦合對三系統耦合的作用強度，下文將對此做進一步分析。

（二）可加模型分析

1.實證模型假定

借?b有關研究[24-25]，為解析金融主體―經濟增長耦合度（BE）、金融環境―經濟增長耦合度（FE）對金融主體―金融環境―經濟增長三系統耦合度（AE）的影響，本文建立半參數可加模型

其中，是常數項，是自變量的回歸系數，是殘差項。式（14）的右側前兩部分即為常規的線性回歸項，后兩部分是非參數可加項。非參數可加項并沒有明確而先驗的模型形式，但可以擬合二者對因變量的非線性影響。該模型可以通過分析線性部分兩自變量的參數估計值以及非線性部分中兩自變量的函數形狀，全面考察金融主體―經濟增長協調發展、金融環境―經濟增長協調發展對金融主體―金融環境―經濟增長三系統協調發展的影響，進而對金融發展與經濟增長之間協調關系的非線性特征做出分析。同時，為消除變量間存在的時間趨勢，本文在進行回歸時皆采用的是各變量的增長率，但仍分別用BE、FE、AE表示。為實證結果的分析方便，BE和FE分別定義為自變量1和自變量2。

2.共曲線性檢驗

在運用半參數可加模型進行回歸之前，需要對自變量之間的共曲線性（Concurvity）進行檢驗。常用的檢驗方法是，檢驗模型中所關心的某項與懷疑和它有共曲線關系的非參數項擬合值的相關系數R（即決定系數R2）。依據經驗，當R的絕對值大于0.5，即判定系數R2大于0.25時，需關注模型的共曲線性；反之，如果R的絕對值小于0.5，則可近似忽略它們可能存在的共曲線性。對式（14）中兩自變量之間的共曲線性進行檢驗，結果表明兩變量之間的擬合相關系數小于0.5，因此可知式（14）滿足可加模型的各自變量之間不存在共曲線性的要求，即模型的構建較為合理。

3.模型擬合

（1）線性特征分析

依據式（14），以各地級市數據為基礎，分別對半島藍色經濟區和非半島藍色經濟區兩大區域進行線性特征估計，結果見表4。

模型中線性部分的參數是不隨自變量的變化而變化的，本文認為該參數即為自變量對因變量的長期穩定性影響部分。由表4可知，模型的擬合效果較好，兩大區域線性結果基本都在較高水平上通過了顯著性檢驗。分區域來看，半島藍色經濟區自變量2系數為0.25628，而自變量1的系數為-0.19965。這表明，半島藍色經濟區金融環境―經濟增長的協調發展對金融主體―金融環境―經濟增長的協調發展具有正向的線性作用，而金融主體―經濟增長協調發展對三系統的協調發展存在負向線性作用；非半島藍色經濟區自變量2系數為0.36457，而自變量1的系數為-0.11037。亦表明，非半島藍色經濟區金融環境―經濟增長的協調發展對金融主體―金融環境―經濟增長的協調發展也具有正向的線性作用，而金融主體―經濟增長協調發展對三系統的協調發展同樣表現為負向線性作用。

分析其原因，筆者認為，從當前形勢看，我國金融體系中依舊存在諸多問題，對實體經濟有效支撐遠未達到預想的程度，而這些問題在山東省同樣存在。首先，金融資源的配置能力不高，銀行信貸、財政資金以及資本市場三方面資金的轉化效率不高，銀行信貸仍然是企業籌措資金的主要途徑；同時仍有大量的資金沉淀在國有商業銀行等金融機構，并未有效轉化為生產性資金。而國內儲蓄過剩與外資大量涌入并存，也意味著國內金融資源的浪費。其次，金融機構的融資結構明顯扭曲，金融體系風險向銀行集中。我國當前的直接融資與間接融資比例嚴重失衡，間接融資比例過高，增加了銀行貸款風險，制約了經濟持續協調健康發展，并蘊藏著潛在的金融風險。再次，我國整體金融體系所具有的國有銀行業一方獨大、銀行傳統業務占據主導的金融發展模式，無法有效地對市場產生足夠的激勵機制，并導致了金融業產出的低效。此外，以互聯網金融為代表的現代新興金融模式，提供了遠超傳統金融業生產效率的金融服務，但目前傳統金融業并沒有完全跟進與有效利用這一新興模式，這可能導致未來以銀行為主的中國金融業遭受強烈的沖擊。這些問題無不表現出金融主體運行的低效。總括來看，山東省經濟增長在一定程度上受制于金融主體的滯后發展，從而拉低了二者協調發展程度，進而影響了金融主體―金融環境―經濟增長三系統的協調發展。

（2）非線性特征分析

模型中各解釋變量的非線性部分是隨自變量的變化而變化的，因此這恰好表明了由于外部影響、政策因素等對其造成的短期波動和不能用線性部分來說明的長期影響[24]。由表5可知，兩大區域非線性結果均未通過顯著性檢驗。如此，結合上述可知，兩區域自變量1、2對因變量的影響在長期內主要以線性作用為主，短期的非線性波動作用并不明顯。

五、結論

篇（5）

一、引言

截至2013年3月末，我國M2余額首次突破100萬億元大關，高達103.61萬億元。M2突破百萬億元關口，再次引起對央行存在貨幣超發問題的討論。而截至去年底，我國M2余額為97.42萬億元，居世界第一，約占全球貨幣供應總量的1/4，是美國的1.5倍，英國的4.9倍，日本的1.7倍，比整個歐元區的貨幣供應量還多出20多萬億元，就此許多學者和民眾開始將巨額M2與物價、房價對應起來，認為貨幣超發是物價上揚和房價高企的根源，并以M2/GDP指標過大來佐證中國存在嚴重的貨幣超發。針對這一問題我們進行探討和分析。

二、概念分析

貨幣供應量，是指一國在某一時期內為社會經濟運轉服務的貨幣存量，它由包括中央銀行在內的金融機構供應的存款貨幣和現金貨幣兩部分構成，一般用M2表示。根據國際貨幣基金組織要求，現階段我國貨幣供應量分為三個層次：M0=流通中的現金；M1（狹義貨幣量）=M0+活期存款；M2（廣義貨幣量）=M1+定期存款+儲蓄存款+其他存款+證券公司客戶保證金。從M2涵蓋的范圍來看，廣義貨幣基本上指的是全社會的貨幣購買力，貨幣供應的變化很大程度上反映的是貨幣需求的變化。在M2的構成中，M0的規模近年來基本穩定在5-6萬億元左右，占M2的比例在6%左右且呈現下降趨勢，M2中規模最大也是影響其快速增長的根本因素是銀行存款。

M2/GDP，是常用的衡量金融深化的指標，實際衡量的是在全部經濟交易中，以貨幣為媒介進行交易所占的比重，也常被用來衡量貨幣超經濟發行。從學術角度講，這一指標反映一個經濟體的金融深度。隨著市場經濟的發展、分工的細化，經濟活動必然越來越依賴于貨幣和金融工具的使用，該過程既是市場化經濟不斷發展的過程中，也是金融業不斷市場化的過程，金融總資產占經濟總量的比重也必然不斷上升。事實上，不同經濟體間因M2和GDP的統計口徑差異，影響因素因時因地的變化，所處發展階段的不同等均會導致M2/GDP存在較大的差異，往往并不具有可比性。

三、M2/GDP不適宜作為衡量中國存在貨幣超發的指標

M2/GDP比率的變化，在很大程度上說明一國貨幣性財富對當年GDP的貢獻度，可以在一定程度上反映出各國經濟活動的活躍度或生產效率。實際上，沒有任何經濟學理論認為，M2必須與GDP存在一個固定的比例關系。M2作為一個存量指標，反映的是一個國家累積下來的貨幣供應量，GDP則是一個增量指標，反映一定時期內經濟活動中生產、投資、消費創造的附加價值部分，而這些經濟活動所需的中間交易并不納入統計。以一個存量指標去與一個增量指標比較，意義并不大。貨幣存量本身所反映的經濟活動包含的范圍更廣，特別是在土地、房產等交易領域，會產生大量的貨幣存量，卻并不一定創造出較多的附加價值。

中國改革開放三十多年來，隨著經濟總量的增長，經濟活動對貨幣和相關交易工具的依賴越來越重，貨幣化進程加速，導致金融資產規模在經濟總資產中的比重上升。2012年底，我國M2余額高出GDP45.49萬億元，M2與GDP之比達到188%。據世界銀行統計，2011年全球M2/GDP平均值超過125%，其中歐元區接近180%，日本達到240%，我國香港超過300%，而盧森堡高達489%。日本和盧森堡這一比率盡管非常高，但卻并沒有出現嚴重通貨膨脹，相反，日本還一直努力在擺脫通貨緊縮。M2與GDP比值的高低與通貨膨脹并不存在必然聯系。目前，國際貨幣基金組織常使用金融總資產/GDP這一指標來衡量一國金融資源稟賦。其中金融總資產為銀行總資產加上公開發行的債券總市值和股票總市值。根據IMF計算，2011年世界平均水平為366%，其中美國、歐元區、英國、日本分別為424%、449%、784%和540%，平均水平為476%；亞洲四小龍平均水平為544%多；我國僅為303%，低于世界平均水平。說明當前我國的金融資產或金融稟賦與GDP增長相比相對不足。

通過上述分析，簡單以M2/GDP指標較高來衡量中國存在貨幣超發是不夠科學合理，難以令人信服。與此同時，我國M2存量大并未引起通貨膨脹，近幾年我國物價指數始終保持在合理范圍之內，說明我國貨幣供應量增長是適應社會經濟發展需要并促進經濟增長的，進一步否定了貨幣超發的觀點，否定了貨幣超發引起通貨膨脹的觀點。與經濟發展情況相似度較高的金磚國家相比，2013年1月，中國、俄羅斯、巴西、印度四國的M2與GDP之比分別是188%、45%、37%和18%，但1月份CPI的漲幅卻分別是2%、7.1%、6.15%和6.62%。可見，若無其他條件配合，M2存量高并不一定會直接導致通脹。

目前，我國M2/GDP較高雖不致引起很大問題，但如果不高度重視，并采取相應調控措施，可能會繼續明顯走高，隨著總需求持續擴張、要素成本持續推升，長期內也可能會形成通脹壓力。

四、基于社會經濟發展需求的貨幣供應量增長分析

近年來，我國M2增長呈現出逐漸加速的態勢。2000年底M2余額約13萬億元，到2008年底M2余額為47.52萬億元，而至2013年3月底達到103.61萬億元。這主要源于我國經濟社會發展現實性貨幣需求。

（一）市場化改革深入推進引致貨幣供應量快速增長

在漸進改革的市場化過程中，我國政府通過宏觀調控政策措施，采取漸進方式不斷將自然資源、勞動力、資金、技術、管理等資源和要素推向市場，使得各類資源持續貨幣化。同時，在我國持續深入推進工業化、信息化、城鎮化和農業現代化建設中，各級地方政府和各類企業，均存在較強的融資動機和較大的融資需求。融資需求的增加為銀行貸款投放提供了廣闊的市場，引致更大幅度的信貸資源投入。因此，隨著改革開放的深入和市場化程度的提高，引起我國貨幣需求水平不斷上升。

（二）貨幣增長內生性特征催生貨幣供應量快速增長

我國貨幣增長存在一定的內生性特征，即貨幣需求推動貨幣供給。1978年至上世紀90年代初期，因為產品的商品化，通過市場交易發現了商品價格，才導致貨幣需求增加，最終推動貨幣供給增長。另在我國市場經濟發展前期，由于央行不具備完全獨立性，在貨幣供給方面略顯“被動”，呈現部分內生性的特征。如在上世紀八十年代，為了滿足政治主導模式下的經濟發展需求，不得不通過發放再貸款和對中央財政透支來“被動”投放基礎貨幣。同時，在現行外匯管理體制下，外匯占款規模不斷攀升，央行又承擔了穩定匯率的重要任務，在購匯過程中不得不“被動”投放人民幣。這均體現了貨幣供給的內生性特征。

（三）貨幣信貸需求高速增長引發貨幣供應量快速增長

M2快速增長的直接源頭是信貸高速增長，因我國直接融資渠道不發達，信貸需求始終非常旺盛，銀行只要有錢就可以迅速貸出去，從而使這個多倍創造貨幣的功能不斷發揮作用，令M2存量幾何式擴張。特別是為應對世界金融危機，在一攬子經濟刺激計劃的作用下，為配合國家4萬億經濟刺激措施，2009年以來，我國信貸規模出現了大幅增長，帶動了M2存量的持續走高和快速積累。

（四）金融資源配置效率較低推動貨幣供應量快速增長

金融配置效率的不足必然表現為同等的GDP增長需要更多的貨幣供給來推動，導致貨幣化比率的偏高。在我國，銀行主導型的融資結構決定了金融資源的配置主要是通過銀行進行的，而我國多數銀行融資服務對象仍主要面向大型企業，以致國有經濟一直是信貸資源的主要占有者。在直接融資領域，大型企業也是股票市場和企業債券市場的融資主體，中小微企業整體上仍然較難通過直接融資方式獲取大量金融資源。在我國經濟的高速增長以及倒閉機制的影響下，為保證經濟的持續增長，銀行體系只能被動增加貨幣供給、提供新的信貸以滿足社會對資金的需求。導致M2快速增長。另外，改革開放以來，我國居民的收入普遍大幅增加，但居民缺乏多樣性的投資渠道，加之國人的高儲蓄偏好和銀行存款的高安全性，使得居民儲蓄余額長期增長，導致廣義貨幣的沉淀和貨幣的體外循環。

（五）外匯占款是貨幣供應量快速增長的重要推動因素

外匯占款是指央行買入外匯形成儲備時投放的等值人民幣，多年國際收支雙順差條件下的央行購匯行為使央行每年被迫向銀行體系中注入大量貨幣。入世以來，中國出口高增長以及累計的外匯儲備已經嚴重改變了我國貨幣創造的機制和供給結構。截至2012年底，我國外匯儲備已高達3.31萬億美元，這意味著100多萬億元M2中有20萬億元左右是由國際收支不平衡所帶來的。外匯占款雖不具備直接多倍創造貨幣的功能，卻會導（下轉第167頁）（上接第164頁）致銀行存貸比下降，從而進一步增強銀行信貸投放的能力。

（六）積極財政政策實施對貨幣供應量快速增長產生重要影響

新一輪積極財政政策自2008年12月實施以來，我國貨幣供應量由2008年底的47.52萬億增加到2013年3月的103.61萬億，積極財政政策發揮了重要作用。擴張性財政政策是國家通過財政分配活動刺激和增加社會總需求的一種政策行為。這一政策的實施必然帶來政府支出和社會居民支出的持續增加，刺激貨幣需求快速增長，貨幣需求增加必然引致貨幣供應量增長。

五、政策建議

我國貨幣供應量快速增長是基于社會經濟發展的現實性需求，事實上，我們也應清醒的認識到我國經濟發展仍存在著結構性失衡問題，政府一定程度上主導著要素貨幣化分配，金融體系發展相對滯后，金融資源配置效率偏低。經濟發展過度依賴投資，而投資又過度依賴于直接融資。貨幣供應存在國際資本循環下的“被動創造”問題等。為保持合理的貨幣供應量規模以滿足社會經濟發展需求，將物價指數控制在合理區間內，以此促進我國經濟發展方式轉變和經濟結構調整，建議：一是優化融資模式，減少間接融資比例，擴大債券市場和資本市場的規模。未來一個時期應堅定不移地發展信貸以外的融資方式，擴大非信貸社會融資規模，持續改善社會融資結構，從而實質性地降低M2的增長動力。二是轉變政府主導的粗放型經濟發展方式，提高稀缺金融資源的配置效率，警惕地方政府高漲的投資熱情帶來的總需求迅速擴張的壓力，避免融資需求的快速增長。三是對于銀行業機構來說，應當努力推進戰略轉型，改變過度依賴規模擴張和存貸款利差的經營現狀，全方位拓展各項業務。同時，要進一步加強信貸結構調整，以國家重點項目、戰略性新興產業、中小企業和“三農”等領域作為投放的重點，進一步提高信貸資金的使用效率，最大程度地發揮信貸對經濟的支持作用。四是在匯率政策方面，我國應進一步增加匯率改革的靈活性和針對性，增強匯率彈性，努力促進國際收支平衡，減輕外匯占款增長對M2總量帶來的壓力。

參考文獻

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[6]劉滿平.內外貨幣超發逼壓“適度寬松”[J].望，2010（47）.

篇（6）

DisplaySearch調查并分析種種因果關系，例如在維持相同的迷你筆電市場銷售價格下，Mini-Note如何因應面板跌價使得屏幕從7英寸轉換到8.9英寸，以及從8.9英寸再進化到10英寸等等。 預計2009年Mini-Note將較去年增長66%，達到2700萬臺，而傳統筆記本電腦出貨將達1.33億臺，僅較去年微微上升3%。

篇（7）

一、電子商務復雜大系統的特征

（一）復雜大系統的特征

從現代經濟發展的大趨勢來看，復雜大系統具有開放性、層次性、動態性、復雜性特征。一般來說，復雜大系統都是有人、機、環境三大要素來構成的，要素之間的溝通需要借助環境所賦予的各項參數進行，因此社會經濟系統必須是一個開放性的系統，否則其會失去生命力。構成復雜大系統的要素通常是許多小系統，這些小系統在獨立發揮作用時是呈現層次性的，這也體現了復雜大系統的層次性。社會經濟是不斷發展變化的，這也使得復雜大系統的穩定狀態是動態的，社會經濟因素的變動帶動系統的變動。復雜性則可分為三個層次，即物理層的復雜性、生物層的復雜性、社會經濟層的復雜性。

（二）電子商務的大系統特征

電子商務的大系統是社會經濟復雜大系統的重要組成部分，可視作是其子系統，因此電子商務的大系統除具備復雜大系統的主要特征之外，還具有電子商務系統的特征。電子商務的大系統是開放狀態的，它面向的是所有企業與個人，在開放的環境中完成物質交換與信息交換。系統通常包含若干個子系統，這是由其商務活動的性質決定的，比如企業投入的資源、各職能部門等。系統的子系統種類繁多且復雜，由于電子商務大系統具有開放性特征，這使得構成或參與電子商務活動的要素很多，每個要素都可能成為一個子系統，這造成了子系統的種類繁多且具有復雜性特征。

二、電子商務與經濟增長協調發展控制理論與方式

（一）電子商務協調發展的大系統遞階結構

電子商務系統是社會經濟大系統的子系統，因此其可按照大系統的多層遞階結構思想來建立多層管理模式，即將電子商務系統按照構成要素分成相互獨立的多個子系統，每個子系統相互關聯，通過統計指標分析可建立三層結構的遞階結構系統：局部控制級（直接控制層，最低決策級）、遞階控制級（最優化層、中間決策級）、協調控制層（自適應層，最高決策級）。根據國民經濟控制原理，這種三層結構的電子商務遞階結構系統更有利于實現國民經濟的協調控制，促進產業組織結構的優化，改善企業經營管理。遞階結構的電子商務系統體現較強的雙向控制特征，即電子商務與經濟增長的雙向控制。

（二）電子商務與經濟增長間的協調發展指數模型

要研究電子商務對經濟增長的協調控制評價，需要建立電子商務與經濟增長的協調控制指數模型，該模型需要滿足兩個要素，即協調度與發展量。首先，根據電子商務與經濟發展的特征與相互關聯，建立電子商務與經濟增長的協調發展評價指數，并對該指數進行無量綱處理，使該模型能夠實現量化分析；其次，據大系統的協調原則，即關聯預估原理，計算每個指標的狀態變量指標的協調變量，并對無量綱指標進行標準化處理，并進行加權加法，最終得到協調發展指數模型：

（三）電子商務協調控制模型

在研究電子商務與經濟增長的協調控制時，可將電子商務視作一個大系統，將其構成要素視為其的子系統，那么從電子商務與經濟增長的實際出發，通過分析電子商務大系統的各個子系統模型，并在內在關聯的作用下生成整體的模型結構。即：

從模型的構建來看，其計算過程如下：①收集研究對象的資料，并根據構建模型的需求統計單個指標；②根據上述模型計算時變參數θij（k）；③在確定好各項參數后，結合實際情況采取最為合理的方法對參數進行估計與預測；④采用狀態方程的自適應預測與控制；⑤進行電子商務大系統的自適應協調控制。

三、電子商務與經濟增長協調發展及雙向控制

（一）電子商務―經濟增長協調發展控制

要想分析電子商務―經濟增長協調發展，必須設計出電子商務系統控制指標與經濟系統控制的指標，然后計算協調度指標。電子商務―經濟增長協調發展控制指標體系主要包括信息資源開發效率指標、信息資源投入效率指標、信息資源利用效率指標、協調度指標。協調度指標主要包括管理運行協調度、企業文化適宜度。將所有指標明確后，經過無量綱化處理，即可實現對電子商務―經濟增長協調發展控制的評價。

（二）企業電子商務協調發展評價

企業電子商務協調發展評價既是將電子商務大系統所有指標進行加權量化，一般采用多級模糊綜合評價方法進行。涉及評價的指標主要包括內生信息資源產出率、外生信息資源產出率、電子商務收益率、電子商務銷售收益率、信息基礎設備使用率、電子商務需求效率、電子商務應用效率、電子商務利用率、專利成果利用率、電子商務人員業績、電子商務系統運行調度、企業文化適宜度、管理運行協調度等。對所有指標因素進行量化加權后，通過綜合分析，可實現電子商務經濟協調發展評價。

（三）電子商務與經濟增長的協調控制思路

電子商務與經濟增長之間的關聯程度可直觀的反應企業經濟活動水平，電子商務系統質量則決定了電子商務系統的運行效率與經濟效益，因此在進行電子商務與經濟增長協調控制時，應考慮電子商務系統控制的目標，即提高區域經濟系統的電子商務資源配置效率，提高經濟增長層次。

參考文獻

篇（8）

對外貿易是否促進經濟增長一直是經濟學界爭論的焦點。關于對外貿易與經濟增長相互關系的研究大體上存在三種觀點:促進論、阻礙論、折衷論。國內外許多經濟學者對此做了大量的實證研究,由于采用的研究方法和研究范圍及采用的數據不同,實證研究得出的結論也各不相同。國外學者的實證研究中,Kaldor指出,經濟增長使生產成本降低,有利于對外貿易;Ghartey指出,經濟增長就能帶來出口的增加;Balassa采用橫截面數據分析10個國家的出口貿易與經濟增長的關系,得出出口引致經濟增長的結論。Michaely的研究發現出口對經濟增長的促進有一個臨界發達水平,在臨界發達水平的兩側,出口對經濟增長的作用大不相同,經濟發達國家的出口對經濟增長的作用較為明顯。同時,在對外貿易是否能促進經濟增長的問題上,國內學者也做了大量的實證研究。總的來說,對外貿易與經濟增長之間存在著高度相關關系,但對外貿易在不同國家的不同地區不同時期有著不同的重要性,它既不是增長的充分條件也不是必要條件。鑒于此,本文在分析前人研究成果的基礎上,利用協整檢驗、誤差修正模型、Granger因果檢驗等方法,從不同的角度分析對外貿易對經濟增長的影響。

二、實證分析

1.變量與樣本數據的選取。本文選取三個變量作為研究對象,即國內生產總值(GDP)、出口額(EX)、進口額(IM)。分析所采用的樣本取自于1988~2006年的年度數據,數據來源于有關各年的《寧波統計年鑒》,為了確保數據的可比性,用城市居民消費價格指數(1988年=100)對各個年度的GDP數據進行平減,平減后得到RGDP。進出口額分別用當年平均匯率換算為以人民幣為單位的進出口額,然后再用城市居民消費價格指數進行平減,得到REX和RIM。為了消除數據中可能存在的異方差,對平減過的各變量取自然對數,得到三個變量LNGDP、LNEX、LNIM。

2.單位根檢驗。根據計量經濟學理論,在利用OLS對計量經濟模型進行估計時,如果時間序列為非平穩序列,則容易產生偽回歸,從而使模型不能真實地反映解釋變量和被解釋變量的關系。因此,為了防止出現偽回歸,首先應對變量的時間序列進行平穩性檢驗。首先觀察LnG、LnEX、LnIM的時間序列圖(圖1),發現其表現出非平穩的特征,而且其變化特征比較相似,即有同趨勢性。再觀察LnG、LnEX、LnIM的一階差分序列LnG、L-nEX、LnIM(圖2),發現其表現出平穩的特征。下面用ADF(AugmentDikey-Fuller)方法對各變量進行單位根檢驗(本文所有的檢驗都用Eviews5.1軟件完成)。由表1可見,所有變量時間序列都是非平穩的,而所有的變量時間序列的一階差分都是平穩的,故它們均為一階單整序列,變量之間符合存在協整關系的條件。

3.協整檢驗。協整檢驗是用來檢驗非平穩變量之間是否存在長期均衡的關系。本文采用JJ方法進行協整檢驗,JJ方法適用于多個協整關系的估計和檢驗。在進行JOHANSEN協整檢驗時,首先應確定一個合理的滯后階數,以防出現偽協整。JO-HANSEN檢驗的最優滯后階數根據VAR模型的最優滯后階數p來確定。在選擇滯后階數p時,一方面要使滯后階數足夠大,以完整地反映模型的動態特征;另一方面,滯后階數又不能太大,以免降低模型的自由度。根據AIC原則和SC原則并結合LR檢驗,得到VAR模型的最優滯后階數為2,因此協整檢驗的最優滯后階數為1。檢驗結果如表2所示。的檢驗結果表明,在5%的顯著水平下,三個變量之間存在唯一的協整關系,說明在樣本區間內,寧波市的經濟增長與進出口之間存在長期穩定的均衡關系。取標準化的協整向量,得到以下協整關系表達式:（公式略）調整系數值較高表明模型擬合優度較好,F統計值表明方程總體通過顯著性檢驗。從(1)式可以看出,出口對經濟增長的彈性約為0.414,即出口每增加1%可以帶來41.3%GDP增長,進口對經濟增長的彈性約為0.015,即進口每增加1%可以帶來1.5%的GDP增長,說明進出口對寧波市經濟增長具有正向的拉動作用,并且出口對經濟增長的促進作用遠大于進口對經濟增長的促進作用,從而支持了出口促進經濟增長的假說,但也不能忽視進口對經濟的增長作用。

4.向量誤差修正模型。根據格蘭杰定理,一組具有協整關系的變量一定有誤差修正型的表達式存在。而如果變量存在協整關系,則我們可以建立包括誤差修正項在內的誤差修正模型,以此來研究模型的短期動態情況,誤差修正項的大小表明了從非均衡狀態向長期均衡狀態調整的速度。由協整關系式可得誤差修正項:EC=LnGDP-0.413794LnEX-0.015375LnIM-3.834458(2)以ΔLnGDP為被解釋變量,以誤差修正項ECt-1(作為非均衡誤差)、ΔLnEX、ΔLnIM及其各階滯后為解釋變量,用OLS嘗試剔除不顯著變量的影響,得到如下誤差修正模型:（公式略）(3)式中,第一組括號中的數字為標準差,第二組括號中的數字為t統計量的值。t統計值表明,回歸系數都通過了顯著性檢驗,且似然值較大,AIC、SC值較小,說明模型擬合效果較好。結果表明,滯后一期的進口短期變動對LNGDP存在反向影響,滯后一期的出口對LNGDP存在正向影響,兩者系數的絕對值相比較,出口比進口大,表明出口對經濟的拉動作用大于對進口的擠出作用。誤差修正系數約為-0.152,符合反向修正機制,即進出口以15.2%的調整比例幅度從反向向長期均衡狀態調整,對下年GDP增長產生影響。

5.Granger因果關系檢驗。由協整檢驗結果可知,寧波市進口、出口與經濟增長之間存在長期穩定的均衡關系,但是這種均衡關系是否構成因果關系,即是由于進口、出口的增加帶來了經濟的增長,還是由于經濟的增長帶來了進口、出口的增長,是由于進口的增長帶來了出口的增長,還是由于出口的增長帶來了進口的增長,則需要進一步驗證。本文采用Granger因果關系檢驗法對進口、出口及經濟增長之間是否存在因果關系進行檢驗。P概率值的含義是,拒絕原假設而出現第一類錯誤的概率。P概率值越小,拒絕原假設而出現第一類錯誤越小,故拒絕原假設概率越大。對外貿易進口不是經濟增長的Granger原因,但經濟增長卻是進口的Granger原因,說明隨著寧波市經濟的增長,加大了對外貿易進口。對外貿易出口與經濟增長之間互為因果關系,表明寧波市經濟具有典型的“出口驅動型經濟增長特征”,出口的增加導致經濟的增長,經濟增長反過來又促進更多的企業加大出口,產生了明顯的反饋作用,經濟增長是出口增加的原因。對外貿易出口是進口的Granger原因,而進口不是出口的Granger原因,即寧波市對外貿易出口的擴張加大了進口的力度,由于經濟增長與出口的雙向拉動作用,因此寧波市進口也顯示出強勁的增長趨勢。#p#分頁標題#e#

三、研究結論

篇（9）

消費、投資和出口是帶動經濟增長的三駕馬車，同時也是導致經濟波動的重要因素，需求結構轉變是發展中國家經濟發展的中心特征，也是影響經濟增長速度和發展模式的本質因素，然而，需求結構的不穩定性會影響經濟長期持續的發展，為了促進中國經濟的平穩較快發展，政府應該充分考慮需求結構合理化的必要性，在努力創造需求結構高級化的同時，盡量做到需求結構合理化。

一、需求結構演變的形式

（一）指標解析及建構

隨著一體化進程的不斷加快，外部需求對中國經濟發展的影響與日俱增，這就要求政府及相關財政部門在需求結構的分析過程中，充分考慮到外需，在封閉條件下投資與消費規模的比較其實是投資與產出的比較。而在開放的條件下，產出規模還包括國內提供給國外產品，也就是國內消費與出口之和，因而投資與產出規模的比較就是投資與消費和出口之和的比較，即總投資率=資本形成總額/支出法。資本形成總額具體是指常住單位在核算期內非金融生產資本的積累，是常住單位在核算期內新形成的國定資產和增加的庫存貨物的價值。新形成的固定資產是固定資本形成總額，增加的庫存貨物的價值是存貨增加。存貨投資的變化反應了生產與需求的變化，如果生產大于需求時，存貨投資增加，稱為補庫存，如果生產小于需求時，存貨投資相對減少，稱為去庫存。在需求結構中，投資與消費是不能分開的，研究需求結構演進需要將兩者結合。

（二）目標選擇及分析

國家的總投資率與國家發達程度無關，而與區域的相關性較強。一些新興國家的平均總投資率并不高于發達國家，與發達國家平均總投資率基本相同，這充分說明國家的平均總投資率與國家的發達程度無關。但如果按區域區分比較，會發現國家平均總投資率與區域相關性較強。

二、模型建構及分析

（一）計量模型的形式

需求結構演進影響經濟增長和經濟波動，為了更好的研究需求結構對經濟增長和經濟波動的影響，需要對其他因素進行控制。為了避免在控制變量選擇上的習慣性，本文直接采用經濟增長與需求結構指標的交互項進行控制。

（二）樣本數據及指標說明

為了擴大樣本量，增加自由度以緩解共線性的問題，同時，鑒于數據的可獲得性，可以選擇固定的數據作為研究樣本，在考察需求結構演進對經濟增長和經濟波動的影響的基礎上，通過對樣本區間的劃分進一步研究需求結構對經濟增長與經濟波動的動態變化特征。

（三）實證分析

采用LLC檢驗方法檢驗各變量的平穩性，檢驗結果表明在1%的顯著性水平下，所有變量均是平穩的。初步回歸結果顯示，無論是用何種估計方法，各變量的回歸系數僅存在較小差異而且符號一致，說明需求結構高級化與經濟增長的關系穩定。同時，中國需求結構合理化和需求結構高級化的演進對經濟增長產生穩定影響。然而，經濟結構的不合理并不會對經濟增長產生負面影響，在經濟趕超階段，為了經濟的快速增長，可以允許一定程度的需求結構不合理，但需求結構不合理程度較大時會對經濟增長產生負面影響，必須進行相應的戰略性調整。

三、需求結構對經濟增長及經濟波動的影響

需求結構演進與經濟體自身特點及發展階段密切相關，發展中經濟體一般會面臨需求結構合理化水平偏低和需求結構高級化水平不斷下降的演進特征，但這種需求結構演進特征往往與經濟快速增長及波動幅度有較大關聯，當經濟發展進入發達國家的水平之后，需求結構合理化水平相對較高，需求結構高級化水平也不斷提高，但經濟增長速度也會相對下降。

中國經濟發展過程中的需求結構演進與經濟增長和經濟波動之間存在穩定關系，需求結構合理化和需求結構高級化的適度降低能夠直接加快經濟增長的速度，需求結構合理化和需求結構高級化的適度提高也能在一定程度上有效的抑制經濟波動。

需求結構合理化對經濟波動的影響主要分為直接影響和間接影響，直接影響主要是指需求結構合理化的程度會直接導致經濟幅度的增大。間接效應則是需求結構合理化與其他因素之間相互作用從而影響經濟波動的幅度。

四、促進經濟增長的建議

在宏觀需求結構中，消費對于經濟增長的促進作用最大，凈出口與投資次之。消費沖擊在初期對經濟增長呈現負效應，但后期呈現正效應。因此，短期可以依靠大量投資刺激經濟增長，但是這種方法不具有可持續性，長期使用不利于經濟長期穩步增長。所以應該選擇消費主導經濟增長的方式。

應加大農村的消費。在微觀需求結構中，城鎮的消費相對于農村的消費對經濟的增長作用較大，但是城鎮消費對經濟增長的負效時間長，所以顯然農村消費更能促進經濟增長。

適當減稅。減稅是促進經濟增長的有效途徑之一，政府購買對經濟增長的作用最小，政府購買還具有擠出消費的作用，因此，可以通過適當的減稅政策減少政府開支，增加消費支出。

投資。適當的投資也可以有效的促進經濟增長，同時，投資對農村消費也有一定的促進作用，由于農村基礎設施、經濟水平、生活條件等相對落后，所以適當的投資對改善農村基礎設施，增加農民收入有較大的促進作用。因此要增加投資，改善農村居民的生活水平。

需求變動直接影響經濟增長，在經濟增長的過程中需求總量持續擴張，需求結構也隨之變動，同時，需求結構的失衡也會導致經濟增長受到相對的制約。因此，政府要采取適應需求變動規律的相關經濟政策，采取措施爭取擴大居民消費需求，在需求總量的擴張中實現需求機構均衡化發展。

篇（10）

改革開放三十年來，中國經濟持續高速增長，國內生產總值的增長率一直保持在8%左右，是世界上經濟增長最快的國家之一。然而，經濟增長過程中高投入低效率的問題卻不容忽視，經濟增長的可持續性受到了越來越多的學者的關注。如何在保持經濟快速增長的同時，進一步轉變經濟增長的方式，提高資源的配置和使用效率，已成為當前我國經濟發展中重要的戰略問題。另一方面，伴隨著我國對外開放的進一步展開，特別是2005年我國匯率制度的改革以及資本交易管制的逐步放松，“流動性過剩”“資產價格大漲大落”等金融因素對我國宏觀經濟的沖擊也更加明顯。當前席卷全球的金融危機，則更是凸顯了國際化背景下金融體系在國民經濟中的重要地位。

在此背景下，本文旨在就以下幾個問題進行回答：一是我國金融部門的發展是否影響了我國的經濟增長和增長方式的轉變？在我國的不同地區間，金融發展的增長效應是否存在著顯著差異；二是開放背景下，金融發展對我國經濟增長的影響是否有所不同，我國地區經濟開放水平的不同是否能夠解釋金融發展效應的地區差異？所帶來的啟示是什么？對此，我們首先基于數據包絡分析和永續存盤法對全要素生產率和資本深化對經濟增長的貢獻進行了測算，在此基礎上，我們繼而深入分析了金融發展對經濟增長以及增長方式的影響，并對我國不同地區間，金融發展經濟增長效應的差異進行了對比分析。最后，我們在開放的視角下，進一步分析了金融發展對我國經濟增長以及增長方式的影響。

一、文獻綜述

有關金融發展與經濟增長的研究可以追溯到Schumpeter（1912）。Schumpeter（1912）強調金融中介的資金動員職能，認為功能完善的銀行能夠通過發現和支持具有較大成功概率的創新項目而刺激創新，繼而推動經濟增長。此后經過Gurley和Shaw（1955）對Schumpeter思想的發展、Patrick（1966）對金融發展與經濟增長因果關系的研究以及McKinnon（1973）和Shaw（1973）金融抑制理論的提出，金融發展理論漸成雛形。而在實證研究方面，結構主義代表人物Goldsmith（1969）則首先應用跨國數據，對金融發展與經濟增長的關系進行了實證檢驗。

20世紀90年代以后，隨著交易成本理論、信息不對稱理論、內生增長理論的興起以及計量工具的迅速發展，對金融發展與經濟增長之間關系進行研究的文獻大量涌現。在理論研究方面，新古典理論中完全信息和完全市場的假定被逐漸放松，內生增長理論框架下，金融發展對經濟增長產生影響的渠道被加以細致分析。這其中包括Greenwood和Jovanovic（1990）對金融發展風險識別功能的研究，以及Bencivenga和Smith（1991）、Saint-Paul（1992）對金融發展配置資源，促進產品和服務交換職能的考察等等。而在實證研究方面，Levine（1997）在樣本選取、控制變量選擇、金融發展指標選擇、分析方法等幾個方面拓展了Goldsmith（1969）的研究，并為以后的實證研究奠定了一個基本的分析范式。伴隨著金融發展與經濟增長因果關系的進一步爭論（Bell和Rousseau，2001；Calderon和Liu，2003；Christopoulos和Tsionas，2004），采用產業及企業層面的微觀數據對于金融發展與經濟增長的研究也大量出現。（Rajan和Zingales，1998；Wurgler，2000；Demirguc-Kunt和Maksimovic，1998等）。

雖然總體層面上對金融發展與經濟增長關系進行研究的文獻層出不窮，但在一個統一的框架下，對金融發展促進經濟增長具體渠道的分析卻仍然較少。Beck等（2000）使用1960～1995年77個國家的面板數據，采用截面回歸和廣義矩估計兩種方法對金融發展對經濟增長、資本積累、生產率進步和私人儲蓄的關系進行了分析，得出了良好的銀行部門有利于動員儲蓄、提高資源配置效率，進而促進全要素生產率和經濟的長期增長的結論。而Rioja和Valev（2004）則在Beck（2000）研究的基礎上，區分發達國家和發展中國家，研究了不同發展階段的國家，金融發展對經濟增長影響效應的差異。Rioja和Valev（2004）認為，對于發達國家而言，金融發展對經濟增長的影響主要是通過促進生產率提高實現的。而對于發展中國家，金融發展在資本積聚方面的作用則更為明顯。

伴隨著我國經濟和金融中介的快速發展，對我國金融發展與經濟增長之間關系的研究也大量涌現。這其中包括曹爾階（1992）、尚明、吳曉靈和羅蘭波（1992）對信用擴張與中國經濟增長和穩定性的研究；盧峰和姚洋（2004）、張軍（2005）對金融發展與經濟增長相關性的研究等。從現有研究來看，雖然在整體層面上對金融發展與經濟增長的關系進行研究的文獻較為豐富，但在一個統一的框架下，進一步對金融發展促進經濟增長的渠道，以及我國金融發展地區效應差異進行比較研究的文獻仍然相對較少。同時，隨著我國對外開放的逐步展開和國際經濟一體化程度的提高，生產企業的融資渠道與融資方式必然會與封閉條件下的情形有所差異。因此，在開放背景下，重新審視金融發展與經濟增長之間的關系也有其必要性和現實意義。

二、方法和數據

（一）經濟增長源泉的分解

由表1可以看出，大部分控制變量的符號均能在經濟學意義上加以解釋，說明我們控制變量的選取是合適的。重點考察金融發展對各經濟增長變量的影響，我們發現：

我國各地區金融發展對經濟增長的促進作用在統計上均顯著為正，說明金融發展在總體上有利的推動了我國地區經濟的發展。比較不同地區間金融發展變量系數的大小，發現不同地區間金融發展對經濟增長的促進作用差異較大，中部地區最為明顯，其次是東部地區，金融發展對西部地區經濟發展的促進作用最小。

具體分析金融發展促進經濟增長的作用渠道，發現金融發展水平的提高不但促進了各地區間全要素生產率的進步，還對人均資本的形成起到了重要的推動作用。只不過，在不同地區間，金融發展對全要素生產率和資本形成的相對貢獻有所差異而已。在東部地區，金融發展主要是通過推動全要素生產率的提高來推動經濟增長，而在中西部地區，金融發展在推動經濟增長的過程中，資本深化的特征較為明顯。

從上面的分析可以看出，在不同經濟發展水平的不同地區間，金融發展影響地區經濟增長的渠道和方式都有所差異。這其中的原因很多。在此，我們不求面面俱到，而是從開放的視角下，對我國不同地區間，金融發展效應存在差異的原因加以解釋。使用的模型見式（5）。

從表2可以看出，當在回歸方程中加入開放變量的交叉項，將視角由封閉轉向開放時，金融發展對經濟增長以及增長方式的影響又有所差異。注意到在以人均產出和人均資本形成為被解釋變量的方程中，金融發展變量的符號顯著為正，而經濟開放變量與金融發展變量交叉項的符號顯著為負，這說明雖然金融發展水平的提高對經濟增長和資本形成都起到了一定的促進作用，但這種促進作用隨著經濟開放水平的提高卻有所降低。而在以全要素生產率為被解釋變量的方程中，金融發展變量及其交叉項的符號都顯著為正，則說明隨著對外經濟開放水平的提高，金融發展對全要素生產率提高的貢獻在逐漸增大。開放經濟條件下，金融發展影響經濟增長的這一特征是與當前我國的發展水平及制度安排相對應的。這一點，在金融開放時，更容易理解。隨著各個地區實際利用外資的增多，地區經濟發展中，生產活動面臨的融資約束有所降低，對地區金融發展水平的依賴也就相應減少，反映在金融發展對經濟增長的影響上，便是資本形成效應和經濟增長效應的減弱。而另一方面，由于外商直接投資往往蘊含著較為先進的技術和管理經驗，貿易部門相對于非貿易部門也往往具有較高的生產效率，因此在貿易開放水平較高的地區，銀行部門會有更大的機會將貸款投放給那些制度完善、生產率較高的生產企業，金融發展對生產率提高的促進作用也就更加明顯。

四、結論

綜上，對于我國金融發展與經濟增長之間的關系，我們可以得出以下結論。

第一，整體上看，金融發展水平的提高顯著推動了我國的經濟增長，但金融發展對我國地區經濟增長以及增長方式的影響差異較大。金融發展對中部地區經濟增長促進作用最為明顯，西部地區最小。從具體渠道來看，金融發展主要是通過推動全要素生產率的提高來推動東部地區經濟增長，而在中西部地區，金融發展在推動經濟增長的過程中，資本深化的特征較為明顯。

第二，開放條件下，金融發展對經濟增長以及增長方式的影響同封閉條件相比也有顯著不同。隨著我國對外開放水平的提高，金融資產和私人部門信貸數量的增多以及政府對信貸市場干預的減少對經濟增長特別是全要素生產率提高的貢獻，越來越為顯著。開放條件下，金融發展更為有利的促進了我國經濟增長方式的集約化轉變。

第三，為保證我國國民經濟的持續健康發展，必須盡快調整當前的粗放型發展模式，實現增長方式的集約化轉變。而這其中，金融部門的發展至關重要。一方面，應進一步推動我國的金融體制改革，提高我國金融系統的整體運行效率。另一方面，由于開放條件下，金融發展對要素生產率提高的促進作用更為明顯，所以在積極完善各地的制度環境和改善產業結構的同時，應繼續堅持我國的對外開放戰略，在繼續推動貿易開放逐步深化的同時，應謹慎有序的進一步開放資本賬戶，以及通過對外開放水平的提高，進一步促進金融發展對我國經濟方式轉變的積極作用。

參考文獻

篇（11）

近些年，中國宏觀經濟運行出現了一系列的新現象。這些現象集中表現在經濟增長、通貨膨

脹、貨幣供應量與就業等變量的關系上，它們之間的變動，西方傳統的經典理論已經難以對其進行解釋，因此研究中國經濟問題迫切需要新的方法和視角。如滯脹(Stagflation)是西方國家在20世紀70年代至80年代中期所發生的經濟綜合癥。它的主要特征是通貨膨脹與經濟停滯并存。而在2006年，中國經濟實現10．7％的增長速度，居民消費價格上漲1．5％，延續了自2002年以來高增長、低通脹的增長態勢。在任何稍有經濟學常識的人看來，滯脹是中國經濟最不可能發生的事情。因為在傳統經濟理論中，“滯脹”是指物價上漲較快，一般超過5％或者更高，但經濟增長緩慢，甚至出現負增長和經濟衰退，而這些現象與目前中國經濟運行的特點恰好相反。但是，經濟停滯與物價上漲是成熟的市場經濟國家出現“滯脹”問題的典型特征，在不同國家或者在同一國家經濟發展的不同階段，“滯脹”問題可能呈現不同的特征。①我國的經濟增長與通貨膨脹正體現出一種非典型的滯脹。這種非典型滯脹有以下兩個特征：經濟高速增長，但就業增長緩慢，也就是說，經濟增長并沒有帶來顯性就業；經濟高速增長中出現的資本存量和收入流量結構的嚴重失衡，這種經濟結構失衡表現為，高資產值行業的資產價格迅速上漲，部分行業出現通貨膨脹的同時，另一些行業出現緊縮，從而收入分配差距擴大，導致長期增長的有效需求不足，最終將導致經濟增長速度的減緩。

二、經濟增長與通貨膨脹：典型的滯脹研究

關于滯脹特征的研究，存在兩種思路。一種思路是，經濟增長與通貨膨脹的相互影響和作用。另一種思路則根源于貨幣數量論。而經濟增長與通貨膨脹的文獻，部分地主要研究，通貨膨脹對經濟增長到底是促進作用、還是促退作用、甚或是中性論。另一部分文獻則研究經濟增長對通貨膨脹的作用。以弗利吉斯、西爾斯(Seers)、貝爾、泰勒等人為代表的結構主義者從20世紀60年代初至80年代，先后提出了通貨膨脹有利于促進經濟增長的觀點；以坎普斯、哈伯格、沃格爾和蒙代爾等人為代表的反通貨膨脹主義者認為通貨膨脹對經濟增長起消極影響作用，他們將通貨膨脹必然會導致阻礙經濟增長的低效率現象，稱之為“通貨膨脹扭曲論”；以盧卡斯等人為代表的理性預期學派則認為，當政策效應被人們事先預期時，通貨膨脹政策對經濟的實際產量不會產生任何效果。

為了驗證通貨膨脹到底對經濟增長起什么樣的作用，W?瓊、P?J?馬歇爾(1986)運用56個國家或地區的數據對此進行了經驗檢驗。[1](10)經驗的結果，只有埃及和烏拉圭兩國通貨膨脹與經濟增長成正相關關系，其余國家和地區都表現為負相關或者不相關。從驗證的結果上看，似乎是“促退論”和“中性論”占據了上風，但事實并不如此簡單。②［2](145-161)其實，之所以得出了這樣的經驗結論源于這種驗證的理論模型上的假定前提。

在許多研究經濟增長對通貨膨脹率作用的文獻中，如Fuhrer(1995)、[3](41-46)Gordon(1997)、[4](11-32)Staiger、Stock and Watson(1997)，[5](33-49)均采用隨機游走表示通貨膨脹的預期，即假定廠商對價格的預期等于上一期實際價格水平。假定在一個封閉經濟中，則通貨膨脹率就等于國內產品價格變化率，即π=p,πe=pe，進一步假定人們對通貨膨脹的預期等于上一期實際通貨膨脹率，即πe=π-1。這樣通貨膨脹與經濟增長可以表示為：

π-π-1=F(g-g*),F′＞0,F(0)=0 (1)

其中g為實際經濟增長率，g為自然失業率下的經濟增長率。(1)式表明，通貨膨脹變化率是經濟增長缺口的增函數。

陳玉宇、譚松濤(2005)用我國1990年第1季度至2004年第2季度的季節時間序列，依據上述理論推出一個自回歸模型對該理論進行了經驗驗證，得出的結論是經濟增長與通貨膨脹率正相關關系，當自然失業率下的經濟增長率既定時，經濟增長率的波動幅度越大，通貨膨脹率的增幅越大。且測算出中國當時的穩定通貨膨脹的經濟增長率是9．8%。[6](23-33)另外，在10%的置信度范圍內，中國的穩定通貨膨脹的經濟增長率在6．6%―13%。按照這種研究方法判斷，如表1，中國經濟近年的實際增長率均在10%左右，正是處在穩定通貨膨脹率的經濟增長率范圍內。因此，可以說在目前的中國，是不可能存在滯脹的。

從這些研究看來，目前的中國經濟并不存在滯脹。同樣或者類似的方法與結論也可以在國外文獻中找到。但是，這類經驗研究忽略的一個事實是，在現在的理論框架下，實際GDP(RGDP)是根據名義GDP(NGDP)指標減去國民收入平減指數獲得的，而由于平減指數很難統計，各國一般以通貨膨脹率替代這一平減指數來計算實際GDP，即Ln(RGDP)=Ln(NGDP)-π。這樣一來，實際RGDP與通貨膨脹率之間存在正相關，還是負相關關系，甚或是不相關的。都應該視為正常現象。要說明這個問題，我們需要一個新的分析框架。鑒于本文著重分析中國宏觀經濟增長的非典型滯脹特征，這里不展開論述。③但是，我們結合M2和M1的增長率缺口，可以先得出一個直觀的判斷。

按照貨幣數量論，MV=PY，取對數我們有：

LnM+LnV=LnP+LnY (2)

如果假定在短期內，貨幣流通速度為既定常數，那么由(2)可以近似的得到這樣一個推論：貨幣供應量增長率缺口=通貨膨脹缺口+實際GDP增長率缺口

但很明顯，由表1我們可以看到，實際GDP增長率缺口與通貨膨脹率缺口之和與貨幣供應量增長率缺口并不存在這樣近似的數量關系。以2005至2006年為例，經濟增長率缺口與通貨膨脹率缺口之和，就要遠遠大于貨幣供應量增長率缺口。

三、非典型滯脹特征I：高增長與低就業

所謂非典型滯脹特征，首先是源自分析方法和視角的不同。典型的經濟增長與通貨膨脹的分析，通常關注的經濟增長率高低和通貨膨脹率高低之間的關系。而本文所使用的方法，是一種基于實物與貨幣的二元經濟背離的分析方法，或者稱純貨幣經濟分析方法(劉駿民、伍超明，2004；柳欣，2006)。[7](26-41)這種實物與貨幣的二元經濟背離的分析方法，是可以從馬克思的社會關系的分析方法中找到根源的。總的來說，非典型滯脹特征的研究，首要的就是要摒棄諸如實際GDP這樣的概念，從完全名義的、貨幣量值的變量間探索滯脹這一經濟現象的本質特征。[8](60-69)下面我們就用這種方法來分析中國宏觀經濟增長與通貨膨脹中的非典型滯脹特征。

經濟增長和就業的關系，一致的看法是經濟增長能夠帶動就業增加，提高經濟增長與發展速度就是解決失業問題的關鍵。但是，近年來，發生在中國的現實是，經濟的高速增長與失業問題的日益嚴重同時出現(龔玉泉、袁志剛，2002)。[9](35-39)國內很多學者為尋求這個問題的答案，從各個角度進行了研究。

李紅松(2003)從技術進步引起的不同的就業彈性分析了其對經濟增長與就業的影響。李紅松認為，技術越是進步，產業結構越是向資本密集型調整，而資本密集型產業的就業彈性很低，不利于解決失業問題，因此，在比較與發達國家的產業結構比重之后，提出要提高第三產業在中國經濟中的權重，這樣才能有效地實現就業彈性的提高；[10](23-27)蔡、都陽、高文書(2004)使用三角模型(Triangle Model)對通貨膨脹進行了經驗估計，針對“高增長、低就業”現象，他們認為，反周期的宏觀經濟政策對自然失業率作用不顯著，這類政策的作用主要體現在周期性失業方面。因此，宏觀經濟政策的方向應該是完善勞動力市場機制，推動高就業產業發展；[11](18-25)郭軍、劉瀑、王承宗(2006)將中國的就業結構、產業結構與不同收入水平的國家進行了比較，數據顯示中國第一產業占國內生產總值的比重大致與泰國相當，第二產業占國內生產總值的比重高過了美國，而第三產業不僅低于下中等收入國家，甚至低于低收入國家，如孟加拉國。因此，文章的最終的結論是，在調整總體產業結構的基礎上改善就業水平，其主要的目標也是發展勞動密集型產業。[12](24-31)

上述研究無疑深切了解了高速經濟增長下的低就業問題的原因和對策。但是，“高增長、低就業”之所以作為非典型滯脹的一個顯著特征，是因為其關系著中國宏觀經濟的總體運行。所以，對了增長與就業問題的研究僅僅從問題的本身出發是不夠的。因為，從國際比較看，中國目前的失業率在同等收入水平的國家中，并不是高的，見表2。就業問題之所以成為中國宏觀經濟總體運行的關鍵，是因為就業率直接關系到工資收入占GDP的比重，而后者決定了收入流量在工資與利潤之間的分配。

從貨幣經濟的視角來看，我國長期以來實行“低工資、高就業”政策，維持了較高的就業率，也積累了相當多的富余人員，但是更為深刻的影響還是造就了目前收入分配差距日益擴大的局面，收入流量向富人手中集中。另外，隨著勞動力市場的建立與完善，勞動力就業逐步市場化，企業擁有了用人自，近年來，向社會集中排放了大量富余人員。就業政策轉變導致就業彈性水平階梯式下降，而與此同時工資水平卻由于失業的壓力仍然持續在一個很低的水平，這就更進一步地惡化的收入流量失衡的格局。此外，改革開放以來,我國一直實施以增長速度為主要目標的發展思路，為了實現經濟的高速增長，固定資產投資保持了相當高的增速，生產領域中資本有機構成提高的速度越來越快，而資本有機構成越高，資本對勞動的替代作用越明顯，完成單位產出所需的勞動力數量就越少。在技術上的資本對勞動的替代，必然在貨幣流量上表現為，貨幣收入更多的成為利潤，更少地成為工資。關于這一點就涉及到了非典型滯脹的第二個特征―資本存量與收入流量的失衡。

四、非典型滯脹特征II：資本存量與收入流量的失衡

從1978―2006年以來，中國經濟近三十年以持續10%左右的速度增長。但是，這種增長速度一直是建立在政府的高投資率上。根據世界銀行資料，2000年，我國資本形成總額對GDP增長的拉動率為1．82%，2003年這一比率上升為8．1%，2000年最終消費對GDP增長的拉動率為5．19%，2003年這一比率下降為3．43%。而同期，與我國發展水平相當的國家（即人均收入在1000美元左右）：菲律賓、印度尼西亞的資本形成總額對GDP增長的拉動率分別從2．39%下降到1．07%、2．23%下降到－0．16%。而這兩個國家的最終消費支出的拉動率分別從3．28%上升到3．75%、1．60%上升到3．61%。由此可見，目前我國投資率大大高于世界平均水平，也明顯高于各主要發達國家和發展中國家水平。而我國目前消費率不僅大大低于世界平均水平，而且也明顯低于發展中國家的平均水平。

與此同時，為了緩解高速經濟增長與低就業的矛盾。政府大力推動勞動密集型的服務業的發展，這樣做雖然在一定程度上提高了就業率。但是，由于勞動密集型服務業的工資收入偏低，進一步惡化了資本存量與收入流量的矛盾，從而最終導致長期有效需求不足。

以國有企業及規模以上非國有企業為例，考察1998年以來，國有企業及規模以上非國有企業的資產原值，我們會發現，盡管1998年之后經濟經濟增長放緩，但企業的資產原值卻一路上升。從1998年的64832億元，增至2003年的105557億元，2005年末則達到143144億元，比1998年整整增長了一倍多。實際上，這一階段經濟投資增長率有所下降，而國家財政投資和相應的銀行配套資金主要被用于基本建設支出，才促成了企業資產值的增加。

企業的資產值增大，必然造成折舊和利息的支出成本，相反卻可能擠壓工資收入的比重。相反，從1998年以來，以國有企業為例，國有企業的職工工資總額的增長速度卻呈現下降的趨勢，而利潤增長率均遠遠高于工資增長率(見上圖)。1998年的增長率為8%，但之后連續下降，2003年，2004年，2005年的增長率分別為7．1%，6．7%,6．5%。這和名義GDP的增長和企業資產值的上漲對比明顯，充分暴露了宏觀經濟運行中資本存量和收入流量比例的失調。

資本存量與收入流量的失衡，導致資金流向高資產值的行業，從而收入差距進一步擴大。這樣一來，消費需求對經濟增長的貢獻率越來越低，也就是說經濟增長對固定資產投資的依賴程度越來越高，這種現象發展下去，必然導致長期有效需求不足，經濟結構失衡和經濟增長停滯。

五、小 結

目前，非典型滯脹特征已經成為制約中國宏觀經濟總體運行的關鍵。綜上所述，非典型滯脹特征，其實是對中國宏觀經濟增長中的結構發展不平衡的一個全新視角的高度概括。它包括或者表現為：

(1)高增長、低就業。經濟高速增長對投資的依賴，導致高資產值的行業迅速增長，但由于這些行業的就業彈性低，而這些行業又構成中國經濟增長的主要動力，從而直接導致在總的宏觀經濟高速增長的同時的低就業率。

(2)資本存量與收入流量的失衡。一方面，為提高就業率所采取的發展勞動服務業的產業政策，是以“低工資、高就業”為依據的，因此，這些政策在提高就業率的同時，工資收入占GDP的比重逐年降低，而利潤占GDP的比重相應的越來越高；另一方面，工資收入占GDP比重降低，消費需求對經濟增長的拉動率下降，所以經濟增長進一步依賴于投資需求。也正是因為，對于投資需求的畸形依賴，在長期，必然會導致有效需求不足，經濟增長停滯。

注 釋：

①“滯脹”在不同經濟發展階段，其宏觀經濟運行呈現不同的特征，在西方發達國家表現為典型的經濟停滯和通貨膨脹，在日本表現為經濟停滯和通貨緊縮，而在我國表現為經濟快速增長和溫和的通貨膨脹。

②巴羅就曾指出，通貨膨脹率和經濟增長率之間是否存在顯著的影響關系和影響方向，目前尚無定論(Barro,1996)。

③簡單的說，就是應從凱恩斯的貨幣經濟分析出發，用名義GDP指標替代根本不存在的實際GDP指標作為分析的基礎。貨幣供應量的增長率缺口 (在長期如果貨幣流通速度既定)，應近似于名義GDP的增長率。

主要參考文獻：

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China’s Economic Growth and Inflation:

Non-typical Stagflation Characters