经济增长的来源

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经济增长的来源范文第1篇

关键词：经济增长率；经济增长来源；索洛增长核算模型；收入函数；地区权重；总产出比重

中图分类号：F061.2 文献标志码：A 文章编号：1674-8131（2012）01-0067-07

An Improvement of Analysis Methods for

Economic Growth Rate and Its Sources

―Solow Growth Calculation Model with Regional Weight and Its Empirical Analysis of China

CHANG Jianxina,b, YAO Huiqinb, LI Dandana

（a.School of Economics and Management; b. Center for Studies on China Western

Economic Development, Northwest University, Xi’an 710127, China）

Abstract: When previous scholars analyzed regional or national economic growth rate and their sources, they usually used Solow Growth Calculation Model to obtain mean value by making brief sum of economic growth rate and its sources of all regions but overlooked its proportion of each region to all regions or the whole country. Based on the related income function theory, when regional or national economic growth rate and its sources are analyzed, economic growth rate and its sources of each region should be calculated by weight and Solow Growth Calculation Model should be improved on the level of decision unit, subset and sylloge to get the proportion of regional total output to the output of all regions or the whole country on theoretical basis and by method of weight. According to the improved Solow Growth Calculation Model, this paper makes empirical analysis of China’s economic growth rate and its sources since 2000, the results show that GDP growth rate is higher from the calculation by improved Model than by original Model and that labor contribution rate and TFP contribution rate are significantly underestimated for west regions of China but capital contribution rate is highly estimated by unimproved Model.

Key words: economic growth rate; economic growth source; Solow Growth Calculation Model; income function; regional weight; total output proportion

一、引 言

对经济增长率及其来源的分析一直是经济增长理论研究的重要内容，1957年美国经济学家罗伯特・索洛（Robert M. Solow）在其名著《技术变化与总量生产函数》中基于柯布-道格拉斯生产函数首次提出了经济增长因素分析的增长核算模型。索洛将技术进步纳入生产函数中，在把资本增长和劳动增长对经济增长的贡献剥离以后，剩余部分归结为广义的技术进步，定量分离出了技术进步在经济增长中的作用，这便是著名的“索洛余值”，从而使人们能分析出经济增长率及其来源。自从索洛增长核算模型诞生以来，由于其简单易于测算且合乎经济原理，被国内外众多学者应用到行业、地区以及国家的经济增长率及其来源的分析中。

常建新，姚慧琴，李丹丹:经济增长率及其来源分析方法的新改进

但是，在梳理以往学者对于行业、地区以及国家的经济增长率及其来源分析的研究文献时我们发现，国内外学者在测算出各个地区的经济增长率及其来源后，当分析层面上升到区域或国家时，仅仅是将各个地区的经济增长率及其来源简单加总取均值来表示区域或国家的经济增长率及其来源，或者是更加简单地将各个地区的GDP、资本和劳动力的数据加总到区域或国家层面后进行测算得到区域或国家的经济增长率及其来源。以我国学者为例，邓翔等（2004）和高帆（2010）等学者在测算得到各个省、直辖市和自治区的经济增长率及其来源后，进行简单加总取均值后得到东部、中部和西部地区的经济增长率及其来源，并进一步将东部、中部和西部地区的经济增长率及其来源再进行简单加总取均值得到我国总体的经济增长率及其来源。胡雪萍等（2011）将中部6省的GDP、资本和劳动力的数据进行加总测算得到中部地区的经济增长率及其来源。沈坤荣（1999）、陈琳（2008）和彭方志等（2010）则是将我国各个省、直辖市和自治区的GDP、资本和劳动力的数据加总后测算得到我国总体的经济增长率及其来源。

综上所述，这些常用的处理方法的优点就是简单，且在一般的假设条件下具有统计性的描述特征。但是我们知道每个地区的生产技术特征和资源禀赋是不同的，因此，每个地区的经济增长率及其来源在区域或国家层面都有不同的占比，而这种简单的处理方法却忽略了这一比重。为了弥补这个不足，国外学者Kumar等（2002）以及我国学者熊俊（2005）等提出使用地区的加权平均值来表示区域或国家的经济增长率及其来源，并且将权重选择为每个地区的总产出占整个区域或国家总产出的比重。但是，这种权重选择的问题在于其仅仅是一种直觉，在理论上不能解释为什么权重必须是产出比重而不能是别的什么。经济增长率分解为不同的部分――资本贡献度、劳动力贡献度等，因此，很自然就会想到一个问题，权重为什么必须是产出比例，而不是资本比例或是劳动力比例呢？

为了解答这个疑问，本文在Koopmans（1957）的收入函数理论以及Fare等（2003）和Simar等（2007）拓展后的收入函数理论基础上对索洛增长核算模型进行改进，以期能给出权重选择的理论依据和证明，并应用改进后的索洛增长核算模型对2000年以来我国总体以及各个区域的经济增长率及其来源进行分析。

二、索洛增长核算模型的改进

1.决策单元的经济增长率及其来源的表示方法

（15）式同样表明，总集C经济增长率的来源（即各投入要素和TFP对经济增长率的贡献度） 同样也是这个集合中所有子集L经济增长率来源的加权平均，而这种权重同样也是在t时期总集C中每一个子集L的总产出占总集C总产出的比重。

三、我国经济增长率及其来源分析

进入21世纪，尤其是2001年加入世界贸易组织以来，我国进入了快速发展的黄金10年，整体经济的增长表现为各个省、直辖市和自治区的增长，但这一增长奇迹的背后靠什么力量支撑和推动？各地区的增长差异是由要素投入的差异引致，还是由生产率变动造成？这些是我们必须认真探究和回答的问题。因此，正确地分析这10年来我国的经济增长率及其来源，对于我国经济政策的调整有着重要的意义。

在这一部分中，我们以我国内地30由于的数据不全，故将其舍去。 个省、直辖市和自治区来代表决策单元，以东、中、西三大区域本文按照我国传统三大经济带的划分方法进行划分，其中东部地区包括：北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南11个省、直辖市；中部地区包括：山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北和湖南8个省；西部地区包括：重庆、四川、贵州、云南、、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西和内蒙古12个省、直辖市和自治区。 来代表子集，以我国总体来代表总集，采用改进后的索洛增长核算模型来对我国的经济增长率及其来源进行分析。同时，为了对索洛增长核算模型改进前和改进后的结果做一对比，本文也采用了改进前的模型测算了我国的经济增长率及其来源。

1.指标选取和说明

根据研究的需要，本文选取了我国30个省、直辖市和自治区2000―2010年间国内生产总值（GDP）、资本存量和劳动力的样本数据。其中，用GDP的增长作为衡量经济增长的指标，并利用相关各年的国内生产总值指数将其折算成了以2000年为基期的可比数据。对于资本存量，我国学者张军等（2004）利用永续盘存法对我国1952―2000年的省际物质资本存量进行了测算，本文在其研究的基础上，以2000年为基期采用“趋势外推法”推算出2000―2010年我国30个省、直辖市和自治区的资本存量。对于劳动投入量，本文用2000―2010各年年末就业者人数来衡量。本文所用数据均来源于《中国统计年鉴》（2001―2011）。

2.实证结果和分析

根据第二部分所介绍的改进前和改进后的索洛增长核算模型，本文利用SPSS19.0软件测算了2000――2010年我国总体及三大区域的经济增长率以及劳动力、资本和TFP对经济增长率的贡献度和贡献率。具体分析结果见表1。

根据表1所示，改进前和改进后的索洛增长核算模型测算得到的我国总体和各个区域的经济增长率及其来源差异非常明显。从我国总体层面来说，改进前较改进后低估了我国总体的GDP增长率，并且低估了劳动贡献率和TFP贡献率，但却高估了资本的贡献率。从我国区域层面来说，改进前的模型均低估了我国三大区域的GDP增长率，其中，西部地区的差距最大。改进前对于东部地区和中部地区经济增长率来源的分析较改进后差距比较小；但是对于西部地区，改进前则显著低估了劳动贡献率和TFP贡献率，但却较大程度地高估了资本的贡献率。

与邓翔等（2004）采用改进前的索洛增长核算模型测得的1978―2003年我国总体和三大区域的经济增长率及其来源的结果相比较，本文采用改进前的模型测得的结果也有非常大的差异本文对于我国东、中、西三大区域的划分方法与邓翔等（2004）的划分方法完全一致。 。其中，本文测得的我国总体和东、中、西三大区域的TFP贡献率为5.51%、8.98%、5.55%和1.24%，较邓翔等（2004）所测得的TFP贡献率（39.67%、34.90%、43.21%和41.62%）有了非常大的下降趋势；但本文测得的资本贡献率为87.93%、83.42%、88.47%和92.92%，较邓翔等（2004）所测得的资本贡献率（42.50%、44.91%、41.54%和40.85%）有了大幅度的上升；而劳动贡献率的差距不大。这一对比说明，2000年以来（尤其是2004年以来）我国经济增长中资本的拉动作用有了非常大的提升，而反映技术进步和经济增长质量的TFP贡献率却有了非常大的下降趋势。

分析改进后测算得到的我国总体和各个区域的经济增长率及其来源结果，我们发现，进入21世纪以来我国经济保持了持续而高速的增长趋势，而这10年也正是国家实施西部大开发战略的10年，西部地区的GDP增长率明显高于东中部地区和全国水平。并且值得注意的是，西部地区经济增长中劳动贡献率和TFP贡献率较东中部地区和全国水平的大，资本的贡献率却小很多。这一结果说明，西部大开发战略实施十年以来，西部地区在后发优势作用的推动下生产技术有了大幅的提升，经济增长的质量有了明显的提高。

四、总 结

大多数学者在分析区域或国家的经济增长率及其来源时，仅仅是将采用索洛增长核算模型测算得到的各个地区的经济增长率及其来源简单加总取均值，但是由于每个地区的生产技术特征和资源禀赋的不同，这种简单的处理方法忽略了各个地区占整个区域或国家的比重。本文在收入函数相关理论的基础上，从决策单元、子集和总集的层面对索洛增长核算模型进行了改进，给出了地区权重存在的理论依据和证明。我们发现，在分析区域或国家的经济增长率及其来源时，需要对各个地区的经济增长率及其来源进行加权处理，而这种权重便是地区总产出占整个区域或国家总产出的比重。

根据改进后的索洛增长核算模型，我们测算了进入21世纪以来我国总体和三大区域的经济增长率及其来源，并且同时用改进前模型进行了测算。经过对比我们发现，改进后的测算结果较改进前GDP增长率有了一定的提高；而对于西部地区，改进前显著低估了劳动贡献率和TFP贡献率，但却较大程度地高估了资本的贡献率。同时，将改进前测算的结果与有关文献比较，我们发现，2000年以来（尤其是2004年以来）我国经济增长中资本的拉动作用有了非常大的提升，而反映技术进步和经济增长质量的TFP贡献率却明显下降；但西部地区在后发优势作用的推动下生产技术有了大幅的提升，经济增长的质量有了明显的提高。

参考文献：

陈琳. 2008.改革以来中国经济增长因素的分析及测算［J］.经济经纬（3）：2427.

邓翔，李建平.2004.中国地区经济增长的动力分析［J］.管理世界（11）：6876.

高帆.2010.中国各省份经济增长的因素分解与劳动结构效应:1978―2007年［J］.数量经济技术经济研究（7）：2137.

胡雪萍，李丹青. 2011.中部地区经济增长因素的实证分析――基于1978―2009年的时间序列数据［J］.山西财经大学学报（2）：1722.

彭方志，胡松明. 2010.基于新增长模型的90年代以来中国经济增长因素分析［J］.开发研究（1）：14.

沈坤荣.1999.1978―1997年中国经济增长因素的实证分析［J］.经济科学（4）：1525.

熊俊. 2005.经济增长因素分析模型:对索洛模型的一个扩展［J］.数量经济技术经济研究（8）：2635.

张军，吴桂英，张吉鹏.2004.中国省际物质资本存量估算:1952―2000［J］.经济研究（10）:35-44.

FARE R，ZELENYUK V. 2003. On Aggregate Farrell Efficiency Scores［J］. European Journal of Operational Research，146（3）：615-620.

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SHEPHARD R W. 1953. Cost and Production Functions ［M］. Princeton:Princeton University Press.

经济增长的来源范文第2篇

［关键词］政府投资；民间投资；脉冲响应函数；方差分解

［中图分类号］F224［文献标识码］A［文章编号］1005-6432（2013）1-0045-03

1引言

投资作为拉动经济发展的“三驾马车”之一，对经济增长具有至关重要的作用。国内投资包括政府投资和民间投资，二者对经济发展具有不同的作用。政府投资是指政府为了实现其职能，满足社会公共需要，促进经济稳定增长和经济结构合理化，对私人部门无力或不愿进入的行业或者关系国计民生的关键性行业进行的投资。民间投资是相对于政府投资和外商投资而言的，是微观经济活动中的个体根据市场的需求，利用自己的资金进行的各种投资行为。政府投资具有非营利性的特征，其目的是提供公共产品，追求社会效益最大化而非投资收益最大化，以其投资力度大、见效快等特点，对我国经济的快速发展发挥了至关重要的作用，而相对与政府投资，民间投资规模较小且产权清晰，具有高度的决策自和资产支配权，有利于快速高效达成决策、调动资金，投资效率高，资金来源广泛，是经济增长的重要动力源泉。明确政府投资和民间投资对经济增长的拉动效应，对于合理安排投资结构，实施宏观调控，促进国民经济持久健康增长具有十分重要的作用。

对于政府投资和民间投资的研究大多侧重分别研究二者对经济增长的拉动或者政府投资与民间投资的相互关系，对二者对经济增长拉动作用进行对比的研究较少。钞小静，任保平（2008）通过对政府投资民间投资与经济增长的一般理论分析，分别对其长期和短期效应进行实证研究，认为短期内政府投资对经济增长的作用较大，而长期来看其效率远低于民间投资。陈真玲（2010）通过建立协整模型，发现政府投资对经济增长的拉动作用小于民间投资，认为政府投资效率低下，公共物品不足与过剩共存，这些负面效应在一定程度上抵消了对经济增长的拉动。马宁，邹洁（2009）对我国西部12省时间序列数据进行了实证分析，认为政府投资和民间投资在经济发展中都有非常重要的作用，政府投资重在启动与引导投资而民间投资重在吸引与扩大投资，二者是相辅相成的。梁毅华，陈文静（2011）通过建立协整与误差修正模型对深证市的数据进行实证分析表明政府投资对经济增长的促进作用大于私人投资。本文在前人研究基础上，建立向量自回归模型，通过方差分解和脉冲响应函数对政府投资和民间投资对经济增长的作用进行了比较分析。

2实证分析过程

经济增长的来源范文第3篇

【关键词】内生技术进步，经济增长，人力资本，R&D经费支出

一、引言

新增长理论最先提出内生技术进步是经济实现持续增长的决定性因素。国内学者关于技术进步对经济增长的影响方面的研究主要从两个方面进行。一部分学者是从全国的角度来考察技术进步对经济增长的贡献，其中大部分学者都是对二者的关系进行实证研究，并采取了不同的计量方法。

王荣、杨晓明（2007）运用柯布-道格拉斯生产函数模型、苏方（2006）运用协整理论和VAR模型、姜庆华（2006）利用灰色关联度方法分析了科技投入与经济增长之间的相关关系。另一部分学者则是从地区的角度实证分析二者的关系，李靖、张贵（2008）基于内生增长理论模型，分析天津市技术进步与经济增长的相关性；王贵双（2006）采用CES生产函数和索洛余值法，对河北省技术进步对经济增长的作用进行实证分析；李武威、张志宏等（2007）运用灰色关联度方法分析了科技投入与河南省经济增长之间的关系。本文主要从全国的角度基于内生增长理论来实证分析内生技术进步对我国经济增长的影响。

二、变量的选取、模型的建立和数据来源

（一）变量的选取。对于经济增长，本文选取GDP这一指标对其进行衡量。对于内生技术进步，本文选取人力资本、三利申请授权量、R&D经费支出以及进口量来表示。这四个指标都在不同程度上反映着技术进步。其中人力资本将以平均教育年限来表示，本文的平均教育年限的计算方法：平均教育年限=∑（该组人数*该组的教育年限）/∑各组人数。其中赋予的年数：文盲半文盲0年；小学毕业6年；初中毕业9年；高中毕业12年；大专及以上学历16年。选取进口量来表示内生技术进步是因为进口贸易包含知识和技术的外溢效应，因而对我国技术进步有一定的推进作用。

（二）模型的建立。本文借鉴王德劲在《要素投入、技术进步与经济增长》中的内生技术进步经济增长模型，并在此基础上做一定改动，为了避免异方差现象，本文将对各变量取对数，因此本文所要建立的模型如下：

lnY=a0+a1lnX1+a2lnX2+a3lnX3+a4lnX4+u

其中，Y表示GDP；X1表示人力资本；X2表示三利申请授权量；X3表示R&D经费支出；X4表示进口量。

（三）数据来源。本文选取了1989-2012年的数据，其中经济增长率主要由GDP来衡量，该数据来源于《中国统计年鉴》；人力资本可由平均教育年限表示，该数据数据主要来源于《中国教育年鉴》；三利申请授权量、R&D经费支出和进口量也都来源于《中国统计年鉴》。

三、实证分析

本文主要采用OLS对1989-2012年的数据进行分析，对上述模型进行最小二乘分析，实证一开始出现了多重共线性的情况，这表明选取的变量之间存在较强的相关性，很可能是三利申请授权量和R&D经费支出之间存在着较强的相关性。为了消除多重共线性，本文采用剔除变量的方法，将三利申请授权量X2删除。然后再对剩下的变量进行分析，建立模型：

lnY=a0+a1lnX1+a3lnX3+a4lnX4+u。再利用OLS对该模型进行分析，

得到的估计方程为：

LnY=7.9543+0.5758*LnX1+0.4792*LnX3+0.3662*LnX4

实证结果中的R2=0.98933，说明该模型的拟合度非常好，F值非常大，t值较小说明已消除了多重共线性的情况。

四、实证结果

从上述模型估计方程来看，人力资本、R&D经费支出和进口量都和经济增长具有正相关性。这三个变量对我国经济增长都具有促进作用，但存在一定的差异。其中人力资本对我国经济增长的促进作用最大，人力资本即平均教育年限每增加1%，导致我国经济增长增加0.5758%；R&D经费支出次之，R&D经费支出每增加1%，导致我国经济增长增加0.4792%；进口量最小，进口量每增加1%，导致我国经济增长增加0.3662%。1989-2012期间我国经济增长稳步上升，随着科教兴国战略的实施，国家逐步加强对教育的重视，加大对教育的投入，我国的平均受教育年限不断增长，人们文化程度的提高才能不断进行创新，推进技术进步；当今世界各国间的竞争实质上是科技和人才的竞争，我国逐渐强化对科技的重视，加大研发经费支出，大力支持我国高技术产业的发展。近年来国内外学者研究表明进口贸易存在知识和技术溢出效应，对进口国的技术进步起到推动作用。进口国在进口后可以通过学习效应对进口的产品技术进行消化吸收再创新以推动我国技术取得更大的发展和突破。由此可见，技术进步与我国经济增长密切相关。

五、结论

本文通过实证分析发现，人力资本即平均教育年限、R&D经费支出以及进口量对我国经济增长的促进作用显著，但又存在一定差别，其中人力资本的促进作用最大，R&D经费支出次之，进口量的促进作用最小。国家要加大科技方面的投入以及鼓励进口来促进我国经济的又好又快发展。

参考文献：

[1]王德劲，向蓉美. 要素投入、技术进步与经济增长[J].云南财贸学院学报.2005（21）.

[2]李靖，张贵.技术进步对经济增长影响的实证分析[J].科学学与科学技术理.2008（1）.

经济增长的来源范文第4篇

[关键词] 技术创新 经济增长 索洛余值法

一、技术创新对我国经济增长贡献的测度

这里用柯布―道格拉斯生产函数来估计参数和,其形式为:其中,为初始技术水平,e为自然对数的底,是综合技术进步参数, t表示时间,为综合技术进步因素。对该式两边分别取自然对数,整理后得到:

这是柯布―道格拉斯生产函数的线性形式，可利用此方程估计参数和。然后，就可以利用索洛“余值法”测算技术创新对经济增长的贡献。

本文以1995年至2006年我国的统计年鉴资料为样本，以国内生产总值（GDP）表示产出量（Y），利用全社会从业人员总数来表示劳动投入(L),利用固定资产投资额来表示资本投入(K)。利用以1978年为基期的商品零售价格指数将地区生产总值以及固定资产投资额的名义值转换为实际值。根据样本资料，利用SPSS对进行估计，结果如下：

(-13.255） (13.344) (13.812)

调整

参数都通过了t检验,回归方程对样本数据拟合程度很高,回归效果好。资本产出弹性的估计值为0.323,从而劳动产出弹性的估计值0.677。因此有

根据样本数据以及参数估计值,可以分离出技术创新、资本增长以及劳动增长对于经济增长的献率(见下表)。

技术创新、资本增长以及劳动增长对于经济增长的献率计算表

计算结果表明，1996年～2006年间，我国经济平均年增长率为10.26%,其中固定资产投资每增长1%,可带动经济增长0.323%。固定资产投资总额增长速度的年平均值为15.18%,平均每年带动经济增长5.23%,固定资产投资对经济增长的贡献率达到45.72%。劳动投入每增长1%,可使经济增长0.677%。由于就业人员增长速度比较低,平均每年为7.45%,因此劳动增长所带动的经济增长也不多,仅有5.044%,劳动增长对经济增长的贡献率平均仅为7.45%。技术进步对经济增长的贡献率平均为46.82%。

二、技术创新对我国经济增长贡献的演变

由上表可以看出1996年～2006年间,技术创新对经济增长的贡献波动很大,最高为66.48%,最低为21%,极差为43.48%，但总体呈下降趋势。运用H-P滤波得到的变动趋势如下图。

图 1996年～2006年技术创新对经济增长贡献的变动趋势

对上述趋势线用SPSS进行估计得到如下趋势方程：

(58.154) (-57.673)

方程拟合优度较高，相关检验通过，可以用来分析。可以看出，1996年～2006年我国技术创新对经济增长贡献以直线形式减小，而经济增长的稳定性在增加。

三、结论

1996年～2006年间,我国经济的快速增长的来源中,技术创新对经济增长的贡献平均为46.82%,而资本投入和劳动投入对经济增长的贡献平均为53.18%，技术创新对经济增长的贡献低于50%,要素投入对经济增长的贡献则大于50%。说明我国经济增长主要靠要素投入推动。进一步研究表明：技术创新对经济增长贡献以直线形式减小，而经济增长的稳定性在增加。新一轮技术创新对经济增长的贡献是否符合该演变规律，有待于进一步研究。

参考文献：

[1]叶飞文:要素投入与经济增长[M].北京:北京大学出版社,2004

经济增长的来源范文第5篇

改革开放以来,伴随着中国经济的快速发展,金融深化程度不断加强,以银行为主体的金融中介得到了长足发展。与此同时,银行发展与经济增长之间关系的研究备受金融界青睐,取得了许多重要成果。然而遗憾的是,开发性金融作为现代金融体系的重要组成部分却很少受到关注,更少有人结合开发性金融实践活动对其进行深入研究。

目前有部分学者对开发性金融从理论上加以定性说明(白钦先、曲绍光1993;王伟2002,2005;陈元2000;程伟2005;罗学军2005)。也有部分学者从实证角度,试图检验开发性金融与中国经济增长的关系(温守义2005;苏纬、梁士涛2007;李志辉、张晓明2007),但是他们对开发性金融对经济增长的影响机制分析以及相关的度量指标,都是直接沿用一般金融的分析框架,并没有从本质上体现开发性金融与一般金融的差异,因此计量结果与开发性金融实践有一定偏差。

本文引用动态供给导向型金融经济模型,对开发性金融影响经济增长的机制进行分析;在此基础上,借鉴一般金融与经济增长关系的衡量指标,构建符合开发性金融本质特征的衡量指标;最后,基于相关数据对开发性金融与经济增长关系进行实证检验,进而结合开发性金融改革实践提出相关建议。

二、相关文献回顾及简单评价

经济学界对金融与经济增长关系的探讨由来已久。早在1912年,Schupeter就指出金融因素在经济发展中的重要性;随后,Gurley和Shaw(1950)阐述了金融与经济的关系以及各种金融中介机构在储蓄投资过程中的重要作用;Patrick(1966)从“需求跟近”和“供给引导”两个方面论述了金融与经济增长的重要关系;Hicks(1969)详细考察了金融革命对工业革命的刺激作用。

1919年,Goldsmith对金融与经济增长关系做了开创性研究,首次提出了金融相关比率,并用其来衡量金融与经济增长的关系,开启了量化的先河。通过对35个国家1860-1963年的数据归纳和分析,得出关于金融与经济增长的10个结论,其中包括金融与经济增长平行发展的事实,在一定程度上改变了人们原有的看法,为金融理论的发展奠定了基础。之后,Mckinnon和Shaw(1973)针对发展中国家,提出了“金融抑制理论”,主张金融自由化、市场化,并给出了用货币化率来衡量经济的金融深化程度。随后Kapur(1967),Mathieson(1980),Fry(1978,1980)等相继对金融抑制理论进行了延伸和推广。

1993年,King和Levine改进并弥补了Goldsmith研究中的不足,对金融与经济增长关系做了突破性研究。他们运用1960-1989年的数据,对80个国家进行了深入研究,在系统控制其他长期影响经济增长的基础之上,检验了资本积累和经济增长过程,并建立了一些新的衡量金融发展水平的指标———广为后续研究者使用。同时他们对金融发展水平是否可以预测长期经济增长、资本积累和劳动生产率增长等问题也进行了研究。随后Boot和Thakor(1997),Durra和Kapar(1998)以及Greeword和Smith(1997)等人对金融中介和金融市场的形成,以及金融中介和金融市场如何伴随人均收入和人均财富的增加而发展等问题给出了最为规范的解释。国内对金融与经济增长关系的研究始于20世纪90年代。谈儒勇(1999)首先借鉴国际惯用指标———金融深化指标和银行重要性指标等,对中国金融发展和经济增长之间的关系进行了实证研究,得出金融中介总体规模与经济增长负相关,存款货币银行重要性与经济增长正相关的结论。他认为金融中介和经济增长相互促进可能适合我国情况,并且指出金融的不发达在一定程度上会成为制约我国经济增长的瓶颈。随后,其他一些学者也展开了相关研究,李广众(2002)认为国内现有的对金融研究的衡量指标不能很好地反映中国金融现状,提出应该根据中国金融发展的实际情况构建指标体系。冉光和(2006)研究表明我国西部具有金融发展引导经济增长的单向长期因果关系,不存在明显的短期因果关系;而东部则有双向长期和短期因果关系等。

综上所述,一般金融与经济增长关系的研究虽然日渐成熟,但是仍然存在一定的分歧。对于一类独特性质和特殊职能的金融———开发性金融,它与经济增长之间的关系又将如何呢?本文借鉴一般金融与经济增长关系的分析框架以及衡量指标的构建和改进方法,对开发性金融与经济增长关系进行研究。

三、开发性金融对经济增长影响机制分析

纵观金融与经济增长关系的研究过程,金融发展类型大致分为两类:需求跟进型和供给导向型。需求跟进型金融经济发展模式本质是指实体经济的增长对金融机构和金融资产产生更多额外需求,金融部门为满足经济增长需要而迅速跟进的金融支持促进金融发展。该理论是一种传统且成熟的金融理论,强调经济发展对金融的决定作用,多适用于一般性金融理论,得到了广泛的实证检验(Kapur1967;Mathieson1980;Fry1980等),发展中国家检验结果更为显著。其基本路径可表现为:

经济增长金融需求金融供给金融发展

供给导向型金融经济发展模式更多地表现为金融发展的主导性、超前性。通过现代金融功能和作用的发挥以及对经济的渗透,为经济增长和其他金融发展提供条件和动力。其发展模式有两大功能:资源转移和企业孵化。该理论符合开发性金融本质特征,开发性金融本质上是一种供给导向型金融(谢家智、周振2006),基于此,我们可以用供给导向型金融经济发展模式来分析开发性金融对经济增长的影响机制和路径。

现在引入供给导向型金融经济模型,遵循Feder(1983)、Odedokum(1996)、Wang(2003),同时参照赖明勇、谢小晓、包群(2006)进一步拓展的动态供给导向型金融经济发展模型,来描述开发性金融与经济增长之间的关系。该模型假定整个经济活动只有金融部门和实体经济两部分组成。生产函数为:

Ft=Ft(lFt,KFt)

Rt=Rt(LRt,KRt,Ft)

Yt=Ft+Rt

其中Ft,Rt,Yt是指t时刻金融部门、实体经济和社会总产出;LFt,LRt,KRt,KFt是指t时刻金融部门和实体经济所雇佣的劳动力和使用资本。值得说明的是,由于金融部门外部性作用存在,实体经济不仅是资本和劳动的函数,也是金融服务的函数,改进Rt得:

Rt=Rt(LRt,KRt,Ft*)

F*t代表t时期金融服务的外溢因子,度量金融部门对实体经济的外溢效应。在此基础上同时引入适应性预期模型和金融部门与实体经济要素边际生产率差异性因素,并且假定某一部门劳动力边际生产率与全部经济范围人均产出存在线性关系①:

RL=β·(Y/LK),RK=α

假定金融部门通过不变弹性ω影响实体经济产出,现对期望外溢因子F*t进行动态迭代,并利用几何滞后变换,可得如下动态供给导向型金融经济发展模型:

dYt\Yt=θ·δ/（1+δ）·dFt/Ft·Ft/Yt+θ·ω/[1-(Ft/Yt)]·dFt/Ft+αθ·dKt\Yt+βθ·dLt\LKt+(1-θ)·dYt-1\Yt-1

其中θ代表金融部门外溢效应在当期预期外溢效果与前一期实际外溢效果之间的选择:0θ1;α,β代表某一部门资本,劳动力边际生产率与全部经济范围人均产出存在的线性系数;δ代表金融部门与实体经济要素边际生产率差异;不变弹性ω代表金融部门产出的增加带动实体经济部门产出的增加。该模型反映了供给导向型金融部门主要通过两个渠道影响经济增长:其一是金融资源生产率的提高,即模型θ·(δ/(1+δ))·(dFt/Ft)·(Ft/Yt)部分,主要包括金融机构的运营效率、资本利润

率、资产利润率、投资转换率、资本形成效率、规模效应等因素;其二是金融部门的巨大外部性作用,这也是开发性金融的本质体现,即模型θ·(ω/(1-(Ft/Yt)))·(dFt/Ft)部分,主要包括金融机构的金融资源配置效率、金融产品的创新外部性、金融市场建设、金融制度健全以及金融生态等因素。

四、开发性金融与经济增长关系实证检验

基于供给导向型金融经济模型路径分析,本文从开发性金融运行效率、开发性金融资本形成效率、开发性金融资源配置效率三个方面构建开发性金融衡量指标。

(一)开发性金融衡量指标选取及数据来源

国外研究者对金融与经济增长关系的金融衡量指标大多采用金融相关率(FIR)、金融深化程度(DEPTH)、存款货币银行重要性(BANK)、金融信用私有化程度(PREVATE)等几个指标。国内研究者主要借鉴国际惯用指标,同时根据我国金融发展的实际情况,对相关衡量指标进行了调整和改进。基于供给导向型金融经济模型路径分析,本文选择能够同时反映开发性金融资源生产率和金融资本形成效率的金融深化指标,以及反映开发性金融资源配置效率的银行重要性指标。鉴于数据的可获得性、比较的客观性以及开发性金融显著特征,本文对上述两个指标重新进行了精炼和改进。

第一个指标为调整后的开发性金融深化指标LOAD:本文不使用通用的金融深化指标DEPTH=(M2/GDP),该指标所衡量的我国金融发展水平偏高,甚至与发达国家相比也处于高位。贷款指标在国内外实证分析中经常使用,对于中国这样的发展中国家,更能体现金融中介的直接经济意义,并且(M2/GDP)指标不能直接衡量开发性金融深化水平。考虑以上原因,本文采用经过季节性调整的国家开发银行季度贷款余额与经过季节性调整的季度实际GDP之比来反映开发性金融资源生产率和金融资本形成效率。季度贷款余额CDB,选取2000年第1季度到2005年第4季度,共计24个数据。因为国家开发银行从1998年开始进行改革,其前后变化较大,统计口径难以同一,而2000年第1季度到2005年第4季度运营相对比较稳定,计量分析更加可信。贷款数据均来源于国家开发银行年报。季度国内生产总值GDP,选取2000年第1季度到2005年第4季度,共计24个数据。数据均来源于历年统计年鉴,国家统计局统计数据整理。

第二个指标为调整后的开发性金融重要性指标CDB:借鉴存款货币银行重要性指标的计算方法,本文尝试采用经过季节性调整的季度贷款余额与经过季节性调整的货币当局季度债权之和的比值来反映开发性金融资源配置效率。这里使用经过季节性调整的国家开发银行季度贷款余额近似代替经过季节性调整的国家开发银行季度债权之和,是因为国家开发银行债权的80%,甚至80%以上来源于国家开发银行基础性贷款②。货币当局季度债权数据来源于中国人民银行季度数据整理。

(二)经济增长衡量指标选取及数据来源

选择季度实际GDP环比增长率GY作为经济增长衡量指标。为了使得各季度的GDP具有可比性,模仿King和Levine(1993),本文首先计算各季度实际GDP,然后对实际GDP进行季节性调整,消除季节性因素影响,最后利用GDP环比增长率公式(GDPt-GDPt-1)/GDPt-1计算GDP环比增长率。季度GDP来源如前,零售商品价格来源于中国人民银行季度数据整理。经济增长有时可能会受到其他一些因素的影响,所以检验金融中介和经济增长之间的关系是否独立于其他变量具有现实意义,有必要控制一些变量,限于数据等原因,本文仅选用季度通货膨胀率作为控制变量。根据一些研究者的实证经验(谈儒勇1999)以及本文的实证检验发现,季度通货膨胀率始终不显著地进入回归方程,说明开发性金融对经济增长的影响相对独立。

(三)计量经济模型的选择及说明

鉴于本文检验的开发性金融衡量指标、经济增长衡量指标以及控制变量均为时间序列数据,具有非平稳性,本文选择了比单方程更加可靠的多变量VAR模型③,来检验开发性金融与经济增长之间的关系。

多变量VAR基本模型:Yt=A1Yt-1+…+ApYt-p+BXt+Et

经过一阶差分的内生变量中各序列均平稳,所以只有构成ΠYt-1的各变量的是I(0)时,才能保证新信息是平稳过程。

五、结论分析与相关建议

(一)结论分析

无论是供给导向型金融经济模型还是开发性金融与经济增长关系的实证检验都表明,开发性金融明显不同于一般金融,它具有更高的金融资源生产率和更大的经济外部性,能在市场框架下充分利用组织优势开拓市场、建设制度,主动引领经济增长,对国民经济健康、快速、可持续发展具有明显的长期支持效应。

第一,开发性金融具有更高的金融资源生产率。在制度设计方面,开发性金融无论是贷款期限、利率水平,还是其融资方式都有自己独特的优势,能够有效避免一般金融贷款期限不匹配、利率不匹配等缺陷;在金融发展类型方面,开发性金融属于供给导向型金融,可以相对超脱于即时经济运行,主动弥补市场失灵、信用缺失,从市场建设角度构建与客户之间的关系,大大提高了金融资源的运行效率和配置效率。

第二,开发性金融对经济实体具有更大的经济外部性。开发性金融资金投向隶属国家基础性战略性生产领域,具有强烈的乘数传导效应和巨大的经济溢出效应。与此同时,开发性金融作为重要的宏观金融工具,肩负着开拓市场、建设制度、贯彻国家经济政策的重要使命,经济外部性显著。

第三,开发性金融对经济发展具有长期的支持效应。开发性金融强调基础性建设和发展平台的搭建,注重“开发”、“拓展”、“创新”,着眼于经济未来的发展态势,尤其体现在它对技术进步的促进以及由技术进步所带来的一系列重大变革上,所以开发性金融资金投放规模巨大、运作周期较长,具有明显的长期支持效应。

(二)相关建议

基于开发性金融对经济增长的影响分析以及开发性金融和经济增长关系的实证检验,同时结合开发性金融改革实践现状,提出三点建议:

一是认清开发性金融与一般金融的差异。开发性金融是一种新的金融形式,既不同于传统政策性金融,也不同于商业性金融,从本质上讲它是一种供给导向型金融,而一般金融则隶属需求跟进型金融,两者之间的差异十分显著,具体表现在运作主体、信用依托、业务领域、运作方式、运营目标等方面。