经济增长的来源范文

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经济增长的来源

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本文分析所使用的样本取自1981—2013年的年度数据，数据来源于《国家统计局》。用从业人员（L／万人）、资本形成（K总额／亿元）来反映生产要素的投入；使用宏观经济总量指标国内生产总值（GDP／亿元）反映经济增长。我国GDP、从业人员、出口总额（EX）与资本形成如表1所示。从回归结果可知残差项是平稳的。因此，可得出lnGDP与lnK、lnL存在协整关系。基于上述协整分析我们可以认为中国的经济增长与对两生产要素之间存在着长期的因果关系，根据格兰杰表述定理：若两种变量（Xt和Yt）是协整的并且每个都是非平稳的时间序列，那么，要么Xt一定是Yt格兰杰原因，要么Yt一定是Xt的格兰杰原因。在本文中，至少能说明两种生产要素的投入是我国国民经济发展的内在动力所在。表2－表8回归结果也表明，本期从业人员每增长1％时，我国国内生产总值将平均增长0．543％；资本形成总额每增长1％时，国内生产总值将平均增长0．598％。（6）接下来分析短期两要素对经济增长的影响，利用EViews软件建立lnGDP关于lnK、lnL的误差修正模型ECM。以滞后一期残差项作为误差修正项，可建立如表10所示的误差修正模型。模拟拟合优度较高，方程通过F检验、DW检验，各回归系数符合经济意义，其中，d（lnK）、d（lnGDP（－1））在1％水平上显著，d（lnL）、RESID（－1）不显著，其中变量的符号与长期均衡关系的符号一致。结果表明，本期lnK、lnL和上一期lnGDP在短期内每增长1％，GDP将依次增长0．0493％、0．3716％和0．4986％。误差修正项系数为负，符合反向修正机制，它表明lnGDP与长期均衡值得偏差中的27．21％被修正。此ECM模型反映了lnGDP受lnK、lnL影响的短期波动规律。根据估计结果可知，资本投入与劳动投入对产出的长期弹性分别为0．598和0．543，短期弹性分别为0．372和0．050。

2结论

中国的资本形成总额、就业人数两生产要素的增长与经济增长之间是协整的，即两生产要素与国内生产总值是存在长期稳定的动态均衡关系，这种长期稳定的均衡关系下的资本要素弹性和劳动力要素弹性保持了一致的协调性，几乎相差无几，并且各自都以较近似的贡献率反馈到经济增长机制中，成为两种最重要的经济增长的要素，也就是说，这两种生产要素在长时间范围内是我国国民经济发展的内在动力所在，这就要求经济增长与资本要素、劳动力要素相协调发展，保持固定的投入－产出比率，避免资本生产过剩与劳动力供给过剩带来的经济危机的同时，充分发挥两种生产要素弹性的最大化。目前我国政府在宏观经济政策上应该实现从就业带动增长到就业与经济增长协调发展的转变；而从误差修正模型（ECM）来看，在短期，资本形成总额对经济增长的解释能力要大于从业人员对经济增长的解释能力，反映了经济增长受资本形成总额增长、从业人数增长影响的短期波动规律。

并且此模型上的从业人数增长对经济增长的解释在统计上是不显著的，相反，资本形成总额对经济增长解释能力在统计上是显著的，这使得两生产要素弹性差别很大，显然，资本要素对经济增长起最主要的作用。这对中国目前制定宏观经济增长政策具有指导性的意义，中国自改革开放以来都是处于资本非良性循环的状态，造成资本利用效率低下，此外，中国的短期结构性失业矛盾还是十分普遍的，这便使企业不能获得更多的剩余价值，生产游离的那部分资产也减少了，抑制了企业的下一轮资本最大化供给和消费者的最大化消费需求，社会福利不能得到健全，从而经济增长的效率就大打折扣了。鉴于此，我国企业应该保证资本在一、三阶段快速周转的同时，保证第二阶段的生产资本的技术创新，如固定资本的技术革新，存货资本的零库存管理，从整体上保持资本效率；政府也要充分了解劳动力供给缺口，做到人力资源效用最大化，充分刺激经济增长。

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内生动力是行为机制的原动力，专业技术人员内生动力是专业技术人员的一种心理状态；是认识世界、勇于实践、实现自我发展的精神追求；是不断获取知识、探求真理、创业创新的自觉意志和行为。

经济增长的内生动力指的是消费。通常我们叫消费为内需，内需即为经济增长的内生动力。经济增长的内生动力一般来源于扩大内需拉动为主导的发展模式。

宏观经济学上有个拉动经济增长的“三驾马车”之说：就是消费、投资、出口。

但是长期以来，人们一直以为中国经济增长的推动力在于政府的宏观经济政策或者说是政府主导下的投资与出口，对消费重视程度不够。但现在看来，即使是有效的宏观政策，最多也只是刺激经济增长的诱导因素，本身并不构成经济增长的内在动力。

（来源：文章屋网）

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关键词：经济增长；金融贡献；贡献率

一、引言

金融业对经济增长的贡献表现为动员储蓄、促进资本形成、增加就业以及提高生产技术和效率等方面。该贡献可以从两个角度进行衡量，即贡献度和贡献率。贡献度是指某一指标某一组成要素增加值在该指标基期总值中所占比重。贡献率是指某组成要素的贡献度在该指标总增长中所占比重。金融业的直接贡献，是将金融服务业作为一个独立的产业，核算其创造的增加值在国民生产总值中所占的比重和份额。金融业的间接贡献，是从金融服务功能的角度考察金融业与经济增长的关系及对经济增长的作用。

二、青岛市金融业对国民经济增长的直接贡献

从生产角度分析，GDP等于各产业部门增加值之和。产业部门贡献是指产业部门增加值的增长所引起的经济增长率的增加额；产业部门贡献度即在经济增长率中各产业部门的贡献所占的份额。用公式表示为：

金融业对经济增长的贡献率=金融业可比价新增加值/国内生产总值可比价新增加额*100%

金融业对经济增长的贡献度（拉动百分点）=金融业贡献率*国内生产总值可比价增长百分点

金融业的贡献率和贡献度两个指标从不同角度反映了金融业增加值对GDP产生的直接影响及贡献能力。本文以上一年为基年计算各年的金融可比价格产值和GDP可比价格产值，进而计算出青岛市金融业对经济增长的贡献率和贡献度。青岛市金融业对经济增长的贡献率和贡献度在2000-2003年期间，不存在十分明显的变动趋势，波动性较高，甚至大部分年份的贡献为负值。但自2003年以来，二者呈现逐年上升之势，2004年二者均转化为正值，2006年发生了飞跃，金融业对GDP的贡献率开始突破5.0%，至2008年已经达到了7.93%。通过青岛市金融业对GDP贡献率和贡献度的走势分析我们可以看出，金融业在国民经济发展中的地位和作用正在逐年增强（见表1）。

表1青岛市金融业对GDP的贡献

三、青岛市金融业对经济增长的间接贡献

资本形成、劳动投入、技术实现是经济增长的三个重要因素。各个要素对经济增长的贡献会随着经济发展阶段的不同而有相应的变化，金融业通过上述三个要素的传递对推动经济的快速发展起到了非常大的间接推动作用。

为了研究青岛市金融体系对经济增长的贡献，引入两个参数ρ1，ρ2，其中ρ1的经济含义为资本形成投资资金来源中金融性资金供应总量与资本形成投资价值总额之比，ρ2的经济含义为技术实现投资资金来源中金融性资金供应总量与技术实现投资价值总额之比，由于数据来源的限制，本文无法对其进行具体的衡量，而是根据相关的资料取其近似值来表示。

（一）青岛市金融发展对经济增长间接贡献的度量

1、青岛市金融-资本相对形成量。为计量在一个相当长的时间内金融业发展对资本形成的作用，引入金融-资本形成相对增量（d），同时引入储蓄率相对增量（s）、储蓄―投资转化率（β）、金融中介费用率（Φ）、投资-资本形成率（χ）和资本产出系数（К），资本形成投资资金来源中金融性资金供应总量与资本形成投资价值总额之比（ρ）。金融业与资本形成之间的公式可以表示为：d=ρ*

其中d表示金融-资本相对增量；储蓄率相对增量（s）=储蓄增加额/国内生产总值；储蓄-投资转化率（β）=投资增长额/储蓄增长额；投资-资本形成率（χ）=生产能力增长额/投资增长额；金融中介费用率用金融机构的法定存贷款利率差额如表2所示。

近10年来青岛市金融―资本形成相对量大体可以分为三个阶段，2000-2002年其值基本在1%左右，2003-2005年其值基本在3.5%左右，2005年达到最高值3.828%，但是2006年又下降到1.291%，随后连续两年上升，至2008年其值已经达到2.634%，资本对于促进经济增长有着举足轻重的作用，金融-资本形成相对量的变化体现了金融业通过资本形成途径而间接促进经济增长的作用，资本形成对于青岛市经济增长的作用逐步递增。

2、青岛市金融-就业相对增量。劳动力追随货币与实质资本，引入金融-就业相对增量（m）来表示在一个相当长的时间内金融业发展对劳动力就业的促进作用，将其定义为金融体系就业相对增量（e）与产业部门就业相对增量（n）之和。其中金融体系就业相对增量（e）等于金融体系就业相对增量除以总就业量（L），产业部门就业相对增量（n）等于产业基本就业相对增量（h）与由资本形成增长而引起的就业相对增量（j*g）之和。经验表明，金融体系就业相对增量与金融发展规模呈正向相关关系，产业部门就业相对增量在超过基本就业率以后与产业部门资本形成规模呈正向相关关系。在经济增长时期，产业部门资本形成与金融业发展呈正相关关系。从长期来看，金融-就业相对增量反映了金融与就业的基本联系。其公式表达式为：m=e+j*g

青岛市金融-就业相对增量，如表3所示。

青岛市金融-就业相对增量的波动性较强，2000-2008年的9年间大致可以分为三个阶段，第一阶段为2000-2001年，这两年青岛市金融-就业相对增量都是负值，表明在这两年中金融业对就业的影响并不明显；第二阶段为2002-2004年，青岛市金融―就业相对增量自2002年开始呈现正值，并且连续三年上升，2004年达到最大值8.657%；第三阶段为2005年以后，青岛市金融―就业相对增量开始逐年下降，到2008年仅为0.244%，这一过程体现了就业对经济增长的影响力正随着经济的增长逐步趋于稳定。

3、青岛市金融-技术实现相对量。由于数据来源的限制，本文无法对其进行比较准确的衡量，根据相关数据假设其历年值为0.12%。

（二）青岛市金融业发展对经济增长间接贡献的衡量

1、经济增长要素与经济增长之间关系的度量。金融业发展通过资本形成、就业与技术实现来实现对经济增长的间接贡献，主要是通过加速资本形成，并利用先进技术，吸收就业，将观念上的生产力变成现实的生产力来实现的。因此，要研究金融业发展对经济增长的间接贡献，首先需要衡量经济增长要素与经济增长之间的依存关系。根据青岛市科技信息研究所的研究可知，青岛市科技进步贡献率、资本贡献率和劳动贡献率分别为46.7%、42.4%和10.9%。

2、青岛市金融业发展对经济增长间接贡献。采集青岛市经济自2000到2008年的有关统计数据结合青岛市经济增长要素与经济增长之间的依存关系对其金融发展对经济增长的间接贡献进行计算，具体计算结果如表4所示。

四、青岛市金融业对经济增长贡献的综合评价

金融业对经济增长的贡献分为直接贡献和间接贡献两部分，将二者进行加总便可得到青岛市金融业对经济增长的贡献率。2000-2008年青岛市金融业对经济增长的贡献率，如表5所示。

青岛市金融业对经济发展的贡献率波动性比较大，在2003年以前，金融业贡献率较低，2000年和2002年甚至出现了负值，2004年以后青岛市金融贡献率比较理想，基本都在7%左右，只有2005年降到了3.35%，但2006年马上又开始上升，2006年和2008年青岛市金融业的贡献率都达到8%以上。青岛市金融业对经济增长的贡献率虽然波动性比较大，但在整体上青岛市的金融贡献率是在提高的。

参考文献：

1、王广谦.现代经济发展中的金融因素及金融贡献度[J].经济研究,1996(5).

2、闻岳春.金融对经济发展的贡献及贡献度测量研究[J].金融管理与研究,1999(4).

篇4

摘要：运用单位根、协整和VECM的检验方法，实证检验了中国分部门家庭债务与经济增长之间的关系。结果表明：家庭债务、公共债务和企业债务与经济增长之间存在长期均衡关系，家庭债务的积累会抑制经济增长，而公共债务和企业债务的增加会促进经济增长，企业债务对经济增长的影响大于公共债务对其影响。

关键词：家庭债务；公共债务；企业债务；经济增长

一、问题的提出及相关文献回顾与述评

1997年亚洲金融危机的爆发，引起了国内学术界对中国经济安全问题的关注，为克服金融危机的影响，刺激国内需求，保持经济快速增长，政府、企业都开始增加债务规模，实现财政扩张。20世纪90年代以来中国的总债务①规模明显扩大，总债务占国内生产总值（GDP）的比例不断提高。1997年中国总债务规模为7.99万亿元（其中家庭债务量为233.71亿元，公共债务量为9804.65亿元，企业债务约为6.99万亿元），总债务占GDP比值约为95.7%。随着政府在金融市场相关政策的放宽以及居民消费观念的改变，我国债务水平进入高速增长阶段，截止到2012年，中国债务总额高达62.99万亿元，总债务量与同期GDP的比值达到117.22%②，年均增长率约为14.92%。那么，在我国总债务大规模增长的背景下，总债务水平对经济增长产生了什么影响？其作用方向如何？各债务变量对经济增长的影响程度如何？这些问题是本文研究的中心内容。

近年来，国内外学者关于家庭债务、公共债务、企业债务与经济增长关系的问题已展开了一些经验研究。这些研究成果主要体现在以下三个方面：

1.家庭债务与经济增长。Campbell（2005）运用借贷者—储户模型，考查了在抵押物限制的影响下，储户和借贷者的劳动行为与货币政策的传导分析之间的关系，研究结果表明：家庭债务和工作时间之间关系的削弱促使宏观经济更加稳定。Matteo（2005）将名义贷款与房屋价值货币纳入其建立的商业周期模型。研究发现：名义债务的总需求能促进宏观经济的发展，且房价和债务的指数化影响货币政策的制定。

2.公共债务与经济增长Carlos Arteta （2006）构建了固定效应模型，采用微观数据，分析了当债务危机发生时，新兴市场的私有部门是如何进入国际债务市场的。李刚（2013）采用 panel data 模型，以2001～2010年OECD 中19个主要国家为研究对象，进行实证分析。结果发现：公共债务对经济增长没有显著的影响，也不存在滞后效应。邓晓兰（2013）以中国数据进行的实证检验表明：长期低水平的基本赤字对经济增长产生较强的促进作用，且其经济增长效应与公共债务水平息息相关，二者呈倒 U 型关系，并存在一个最优组合关系。

3.总债务与经济增长。Patrizio（2011）采用美国总债务和GDP数据，实证分析了总债务对经济增长的影响，结果表明：总债务规模的增长与GDP的上升有着很大关系，经济增长需要债务的积累，债务量的减少会抑制经济总量的扩大。虽然总债务对GDP的冲击是短暂的，但这种影响却是长久的。

通过对国内外相关文献的梳理，发现大多数文献都集中于单一债务对经济增长的影响，缺乏在一个统一的框架下，考察总债务与经济增长之间的关系。本文主要贡献在于以金融不稳定性理论和债务通缩理论为基础，建立VAR模型，利用中国1997-2012年季度数据，实证考察了我国总债务对经济增长的影响。

二、变量选择及来源

本文主要考察总债务对经济发展的影响，选取的因变量为经济发展水平，自变量包括：家庭债务、公共债务、企业债务。样本期间为1997-2012年。下面将具体说明本文选取的变量及其数据来源：

家庭债务（Household debt）：家庭债务是指家庭为了购买住房耐用消费品以及其他消费品和服务所产生的债务。由于家庭在民间金融市场借贷的数据难以获得，因此本文用正规金融市场上，银行和非银行机构向家庭发放的消费信贷数据近似代替家庭债务数据。本文利用Eview6.0软件将年度数据处理为季度数据，数据来源于中国人民银行官方网站，参见，http：//。

公共债务（Pulic debt）：公共债务即政府债务，指的是政府为筹措财政资金，凭其信誉按照一定程序向投资者出具的，承诺在一定时期支付利息和到期偿还本金的一种格式化的债权债务凭证。我国公共债务包含中央债务和地方债务。本文利用Eview6.0软件将年度数据处理为季度数据。1997-2004年中央债务数据以历年国债余额替代，数据来源于《中国证券期货统计年鉴》（2010），参见：http：//；2005-2010年数据来自中央财政债务余额，数据来源于《中国统计年鉴》（2006-2011），参见：http：//。地方债务年度数据根据中华人民共和国审计署审计结果公告2011年第35号（总第104）里计算所得；2012年中央债务和地方债务是根据往年平均增长率估算而得。

企业债务（Corporate debt）：企业债务是指企业在资金不足的情况下，需要通过筹资行为获得资金以进行生产活动。企业债务来源一般包括：非金融企业债务和金融企业债务，非金融企业债务有贷款、企业债、公司债、中期票据和短期票据等等；金融企业债务有金融债。由于企业债务的构成项目繁多，本文企业债务是总债务减去家庭债务与公共债务总和而得。总债务季度数据根据中国人民银行官方网站的月度数据整理而得，参见：http：//。

国内生产总值（GDP）：核算国民经济活动的核心指标是国内生产总值（GDP）。国内生产总值是指一个国家在一定时期内生产的所有最终商品和劳务的市场价值的总和。GDP数量的多少直接反应整个国家经济情况。季度数据来源于《中国统计年鉴》（1998～2013），参见：http：//。

三、模型构建

在不能确定变量是外生变量还是内生变量，且它们间又存在相关性时，我们通过建立向量自回归模型（VAR），可以把所有变量内生化处理。向量自回归模型通常用于相关时间序列系统的预测和随机扰动对变量系统的动态影响。VAR模型很重要的一个功能就是用来分析当模型受到随机变量的冲击之后，整个系统发生的动态影响，一般使用脉冲响应函数来进行分析。

四、实证过程及结果分析

1.实证过程

（1）单位根检验

由单位根检验可知，GDP和居民消费的水平值存在单位根，而一阶差分都拒绝存在单位根假设，所以判定所以变量的时间序列都是一阶单整序列，各变量之间可能存在协整关系。

（2）协整检验

结果表明，在5%临界值水平上各变量之间至少存在4个协整方程，因此Johansen协整检验表明GDP、家庭债务、公共债务和居民消费之间确实存在协整关系，各变量之间具有长期均衡关系。

（3）向量误差修正模型

式（5）是由VECM检验输出的协整方程式。通过此式可知，家庭债务对经济增长的影响是负相关，即家庭债务每增加一个单位，GDP减少0.09个单位；公共债务对经济增长的影响是正相关，即当公共债务每增加一个单位，GDP增加0.51个单位；企业债与经济增长呈正相关关系，即当企业债每增加一个单位，GDP相应增加0.57个单位。实证结果可知，GDP、家庭债务和公共债务的系数都为负，对修复均衡状态没多大影响；企业债的修正误差项系数为正，其数值为1.3189，表明它向均衡状态偏离，影响力度大。

（4）脉冲响应函数

根据脉冲响应函数分析得到家庭债务、公共债务和企业债务的变化对GDP的冲击。给家庭债务一个正冲击，它在0-5期内对GDP的影响为-0.001，从第6期开始影响程度逐渐增加，最后在25期内稳定在0.008这一均衡点；给公共债务一个正冲击，它在0-3期内对GDP的影响是负向的，影响程度逐渐变小，从第4时期开始影响程度开始为正并逐步增加，最后稳定在0.01均衡点；给企业债务一个正冲击，它在0-4期内对GDP的影响为负并逐步减小，从第4期开始影响程度为正并逐步增加，最终稳定在0.003均衡点。给GDP一个正冲击，它对家庭债务的冲击为负，最低点达到0.04，从25期开始影响程度为正；给GDP 一个正冲击，它对公共债务的冲击在0-5期内为负，从第5期开始为正并逐步上升，最终稳定在0.01均衡点；给GDP一个正冲击，在0-6期内对企业债务冲击为负，从第7期开始为正并逐步上升，上升幅度不大，在0.01均衡点波动。

（6）方差分解函数

为了更好地分析各冲击的重要性，需要进一步利用方差分解，分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度，判断各变量的冲击对于内生变量的重要性。

由实证分析可知，在短期内给家庭债务一个正冲击后，在0-15期内对GDP的贡献率呈倒U型，最高点为5%，最低点为1%并最终稳定在此位置；在短期内给公共债务一个正冲击后，它对GDP的贡献率呈上升趋势，上升幅度较大并最终稳定在60%；在短期内给企业债务一个正冲击后，它对GDP的贡献率较低，在1%点波动。在短期内给GDP一个正冲击后，对家庭债务的贡献率最大，贡献率达到18%，对公共债务的贡献率次之，贡献率在0-5期内呈下降趋势并在第5期达到最低点1%，从第6期开始贡献率逐步上升并最终稳定在11%；对业债务的贡献率最低，从1%逐渐上升到8%。

2.结果分析及讨论

（1）通过VECM检验可知，家庭债务、公共债务和企业债务与GDP的变化相关。在长期内，家庭债务对GDP的影响为负相关，即对经济增长有抑制作用，符合Minsky的金融不稳定性假说。公共债务和企业债务对GDP的影响为正相关，企业债务对GDP的影响略大于公共债务对GDP的影响。

（2）从脉冲响应函数分析结果来看：1）公共债务变化对GDP的冲击最大，家庭债务次之，企业债务最小。公共债务和家庭债务是政府和家庭为平滑消费而进行的借贷行为，而企业债务是为了进行投资扩大需求来影响经济增长，因此，由消费拉动经济增长的模式对GDP的影响大于投资拉动经济增长模式；GDP变化公共债务冲击最大，家庭债务次之、企业债务最小。GDP的变化影响需求和消费，进而影响债务的变化。

（3）从方差分解分析可知，公共债务对GDP的贡献率最大，最高点达到60%，家庭债务次之，企业债务最小。

五、结语

实证结果表明：（1）家庭债务、公共债务和企业债务与经济增长之间存在长期均衡关系，家庭债务的积累会抑制经济增长，而公共债务和企业债务的增加会促进经济增长，公共债务对经济增长的影响大于企业债务对其影响。（2）公共债务的变化对经济增长的冲击最大，家庭债务次之，企业债务最小。（3）公共债务是影响经济增长的主要因素。

基于上述研究结果：本文提出的政策建议为：（1）政府及相关机构应制定相关政策控制家庭债务规模。（2）政府和相关机构应制定相关政策扩大企业债务的规模。（作者单位：湘潭大学商学院）`

参考文献

[1]Alan G. Isaac， Yun K. Kim.2011. The Macrodynamics of Household Debt[J]. BIS Working Papers

[2]Mitchell Berlin ，Alexander W. Butler.1996. Public Versus Private Debt： confidentiality， control， and product markets[J]. Working Papers NO. 96-17

[3]李刚：《公共债务能促进经济增长吗？》，《世界经济研究》2013年。

[4]邓晓兰：《公共债务，财政可持续与经济增长》，《财贸研究》2013年。

注解

篇5

关键词:经济增长;贡献率;国民经济核算

中图分类号:F061.5 文献标志码:A 文章编号:1673-291X(2007)01-0126-03

据福建省2005年国民经济和社会发展统计公报初步核算,福建省全年实现生产总值6 560.07亿元,比上年增长11.3%｡居民收入､生活和社会保障水平显著提高｡城镇居民人均可支配收入和农民人均纯收入分别达12 321元和4 440元,分别比上年实际增长8.2%和5.8%｡全年进出口总额544.31亿美元,比上年增长14.5%｡进出口相抵,顺差152.59亿美元｡事实上,纵观福建省改革开放以来有关经济指标,可见福建省国民经济长期平稳较快增长｡那么促使福建国民经济稳步增长的因素何在,其影响又有多大呢?以下将从国民经济核算恒等式入手进行分析｡

一､经济增长贡献率测算方法

经济增长就区域而言是指一定时期中商品和劳务供应能力的增加,即产出量的增加｡国内生产总值(GDP)通常被作为对经济运行状态的最好衡量｡经济学界具有代表性的国民经济增长分析方法有索洛的“新古典增长模型”――把经济增长归因于资本积累､劳动力增加和技术进步｡较为成熟的国民经济增长分析方法还有丹尼森因素分析法和乔根森方法｡三者本质上都是基于经济增长中直接投入因素分析的,抑或说是从拉动经济增长的资本､劳动力和技术三方面入手分析的｡而本文从另一个角度――从GDP的各个组成部分入手分析经济增长｡宏观经济学里国民收入核算把GDP分为四个广义的支出项目:消费(C)､投资(I)､政府购买(G)和净出口(NX)｡国民收入核算恒等式,即Y=C+I+G+NX(用Y代表GDP)｡由于定义变量的方法使该等式恒成立｡

在该恒等式基础上,我们可以进行GDP各构成部分对经济增长贡献率的数学推导:

Yt-Yt-1=(Ct-Ct-1)+(It-It-1)+(Gt-Gt-1)+(NXt-NXt-1)•……①

rt=(Yt-Yt-1)/Yt-1•……②

rt=(Ct-Ct-1)/Yt-1+(It-It-1)/Yt-1+(Gt-Gt-1)/Yt-1+(NXt-NXt-1)/Yt-1……③(将①代入②得到)

1=(Ct-Ct-1)/(Yt-1*rt)+(It-It-1)/(Yt-1*rt)+(Gt-Gt-1)/(Yt-1*rt)+(NXt-NXt-1)/(Yt-1*rt)……④(③两边同时除以rt得到)

其中Yt表示t期国内生产总值,Yt-1表示t-1期国内生产总值,其他指标含义依此类推｡rt表示经济增长率｡则由推导过程及经济含义可见(Ct-Ct-1)/(Yt-1*rt)即为消费对经济增长的贡献率,用ξC表示;It-It-1)/(Yt-1*rt)为投资对经济增长的贡献率,用ξI表示;(Gt-Gt-1)/(Yt-1*rt)为政府购买对经济增长的贡献率,用ξG表示;(NXt-NXt-1)/(Yt-1*rt)为净出口对经济增长的贡献率,用ξNX表示｡

二､福建省GDP各构成部分对经济增长贡献率

依上述测算方法收集1995―2004年福建国内生产总值､消费､投资､净出口以及政府购买的数据,计算得到福建省1995―2004年经济增长率及GDP各构成要素的贡献率解析表｡从表中可知福建省近十年来国民经济平稳较快增长,除1999―2002年略有放慢之外,GDP年增长率均超过10.82%,其主要贡献来源于投资和消费｡由下表容易得到近十年福建省投资对GDP增长平均贡献率为47.70%,消费对GDP增长平均贡献率为27.08%,政府购买也对推动GDP增长发挥了重要作用,平均贡献率为19.70%｡可见,投资､消费和政府购买构成了促进GDP增长的最主要动力｡

但是令人惊讶的结果是,净出口对GDP增长的贡献极低,甚至1999年时出现负贡献｡福建省位于沪､宁与广东之间,与台湾隔海相望,被经济强势地区围绕,具有优良的港口和发达的路运系统,这些极佳的进行国际贸易的客观条件为何没能使净出口对福建省经济增长做出巨大的贡献呢?

首先,让我们来关注福建的出口“瓶颈”｡出口产品档次低､附加值不高,企业低价竞销造成出口秩序混乱｡出口产业结构是以劳动密集型的加工贸易和轻纺产业为主,出口增长主要靠数量扩张｡福建省最大宗的轻工产品鞋类出口生产大多靠贴牌来支撑,平均每双鞋单价仅为2.5美元;服装出口的档次也偏低,平均单价为3.96美元;出口日用陶瓷平均每件0.2美元,仅为英､日等国同类产品价的1/7,进口陶瓷则是出口瓷价格的14倍以上｡具有自主知识产权和自主品牌的高新技术出口产品占该产品总额不足10%｡

其次,出口市场过于集中,对美､日､欧盟等10个国家和地区出口占总量的70%｡而这些发达国家又恰恰是与我国发生贸易摩擦最多的国家,并通过种种技术壁垒,限制我国出口产品｡例如,欧盟对中国机电产品实施两个指令,涉及10类产品约310亿美元｡福建机电出口占全国7%,其中欧盟达13亿美元,约占全省出口机电产品的1/3｡另外,欧盟自2005年2月1日起对进口来源于中国的鞋类产品实行“预告进口许可监控”,于6月份决定对来自中国的劳保鞋实施反倾销调查;美国对我19种纺织品设限,涉及36个类别,下半年多类纺织品将无缘美国市场｡石狮市有千余家纺织类企业,仅有6家可获输欧纺织品配额,与企业实际出口量相差很大｡诸如此类,都成为闽货出口的壁垒｡

再次,进口产品多为中高档产品,附加值较高,严重影响实际贸易余额｡并且进口产品来源地过于集中,对日､美等10个国家和地区的进口占总量的77%｡进口高度依存于这些集中的市场,不仅直接影响福建省经济安全,且易产生负面影响,如易受到主要进口国外贸政策改变､金融波动及政治环境变动的冲击｡同时,从长远来看,我们的进口产品诸如石油､铁矿石等,具有较强的进口刚性｡这使得作为计算净出口的进口数额指标很难有大幅减少的余地｡

此外,净出口包括货物和服务的净出口｡在货物贸易(商品贸易)方面,尽管存在许多上面提及的问题,但是基本能实现顺差｡而服务贸易方面,不仅是福建省,据中国统计年鉴有关数据显示,我国大多数省份均存在服务贸易滞后于货物贸易的情况,诸如运输､金融服务､保险服务､电影音像及专有权力使用费和特许费等等｡这些服务贸易的滞后使得实际的净出口数额降低,从而影响净出口对GDP的贡献率｡

三､政策建议

(一)抓住机遇加大投资力度

西方发达国家工业化的经验及亚洲“四小龙”的经济腾飞的实践都验证了投资对经济增长的重要推动作用｡因此,对于还没有完成工业化的福建而言,要继续保持福建经济的快速增长,就需要在相当长的一段时间内保持较高水平的投资｡日前提出的“海峡西岸经济区”概念跳出了福建的省份范围,把福建的发展放在更高层次､更大范围的发展平台上进行战略考量,有利于福建全方位地融入到国内外区域经济一体化的趋势中｡同时,福建还具有另一有利的经济环境即中国―东盟自由贸易区的启动｡多年来东盟对福建进行了大量直接投资,东盟是福建第四大外资来源地｡截至2004年,福建省累计吸引东盟国家合同外资69.9亿元,实际到资35.7亿元｡更为有利的情况是,东盟各国分布着规模庞大的闽籍华人网络,这一网络在东盟和福建相互投资进程中起着重要的纽带作用｡东盟国家的华人华侨资本一直是福建省利用外资的一个重要组成部分｡闽籍华人企业家鉴于市场规模和社会安全等诸多因素,仍然把福建作为投资的优先考虑对象｡而且易带动东盟国家的非华人企业家积极来福建投资｡总之,福建不仅应积极发挥省内､国内企业及居民固定投资和存货投资对经济的巨大推动作用,而且更应抓住海峡西岸经济区建设以及中国―东盟自由贸易区建设的机遇,进一步加强闽台合作,密切闽港澳经贸关系,加大引资力度,从而继续保持并加强投资对经济增长的贡献｡

(二)继续发挥消费拉动内需的作用

福建近年来消费对促进经济增长发挥着平稳的重要的作用,并且我们有理由相信,该作用在未来仍将保持甚至凸现｡据福建统计局初步统计,2006年1―5月,全省累计实现社会消费品零售总额1 081.33亿元,扣除价格因素,实际增长15.2%,高于上年同期2.6个百分点｡在消费结构的构成中有几大不容忽视的力量:一是农村市场增速加快｡今年以来,在社会主义新农村建设的推动下,福建省农村消费市场呈现良好的发展态势,1―5月,全省农村市场累计实现社会消费品零售额388.91亿元,增长10.8%,月均零售规模扩大7.55亿元,占全省社会消费品零售总额比重达36%,拉动全省社会消费品零售总额增长4个百分点｡二是中心城市带动作用明显｡1―5月,福州､泉州､厦门等中心城市共实现零售额690.75亿元,零售额占全省零售总额的63.9%,拉动全省社会消费品零售总额增长9.9个百分点,增长贡献率高达67.5%,带动作用显著｡三是消费升级步伐加快｡其中,家居装潢商品销售增长迅速;受燃油需求不断扩大及价格上涨的影响,石油及制品类商品销售旺盛,汽车消费迅速增长｡可见消费对GDP增长的贡献从长远看还是较为乐观的｡

(三)改善出口结构及外贸增长方式

针对福建省主要依靠数量规模和价格优势增长､依靠低附加值产品扩张的外贸增长模式这一问题,最主要的是改变主导出口产业结构｡如前文所述,福建主要的出口产业是劳动密集型的加工贸易产业｡该产业有其自身的弊病,如产业关联度差,缺乏优势互补产业引资环境,产业集中度不高,产业链不发达等｡与其他沿海省市相比也不具有相对优势,缺乏吸引国际资本驻足的产业配套环境｡福建原有的工业基础相对薄弱,加工贸易仍处于以劳动密集型产业为主体的阶段,相当部分产业涉及国内的产业链短,对省内经济的前向和后向联系都很弱,对福建经济发展促进作用较小｡所以应该学习借鉴珠江三角洲那样的成功经验,即大量加工贸易企业互相配套,互相渗透,且不断升级换代,辐射和带动整个地区产业结构的调整,提升整个地区产业层次,并形成集加工制造､贸易､航运､金融､信息和高新技术开发为一体的､技术档次和国际化程度较高的产业群｡正如诺思所说:“有效率的经济组织是经济增长的关键｡”改善福建外贸出口结构､组织方式正是提升净出口对经济增长贡献率要做好的第一步｡

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篇6

关键词：政府消费居民消费经济增长非参数模型逐点回归

引言

最终消费分为居民消费和政府消费，消费需求的增长作为拉动经济增长的重要措施，在经济发展过程中有十分重要的作用。居民消费是指在一定时期内，全体居民通过市场对各种消费品与劳务的消费需求，是衡量人民生活水平是否提高的重要指标之一，居民消费的需求数量、结构组成以及意愿倾向都对经济增长情况起着重要的影响。政府消费在统计上指政府部门为全社会提供公共产品或服务的消费支出，以及免费或以较低价格向居民提供货物和服务的净支出，研究政府消费能全面了解政府财政支出对经济增长的影响，缓解财政效率和财政公平之间的矛盾，促进社会和谐发展。我国居民消费和政府消费与经济增长之间存在密切的关系，对经济增长起着重要的影响。研究政府消费、居民消费与经济增长的关系对于积极实施扩大内需战略、拓宽消费领域和改善消费环境，促进经济可持续发展具有重要的实践意义。

理论分析

（一）居民消费与经济增长

我们通常将消费、投资和净出口作为拉动经济增长的“三驾马车”。而居民消费作为最终消费的重要组成部分，对经济增长起着不可忽视的拉动作用，其对经济增长的拉动理论可以分为直接拉动论和间接拉动论。

1.居民消费直接拉动论。在开放性的经济环境中，居民消费、政府购买、投资和净进出口值是国内生产总值增长的四大直接来源。居民消费增长，则国内生产总值增长，反之，居民消费减少，则国内生产总值下降，因此，居民消费和经济增长二者之间存在直接相关的关系，所以可以通过增加居民消费来直接带动国民经济的增长，而不需要任何的中间环节和中间变量，即居民消费的增加可以直接刺激经济增长。当然，居民消费的无限增长一旦超出国内生产能力的界限，就会导致名义上的经济增长和通货膨胀。

2.居民消费间接拉动论。居民消费除了直接刺激经济增长外，还可以借助中间环节或中间变量来拉动经济增长。主要表现形式就是，增加居民消费可以使投资发生变动，然后二者一起带动经济的发展。从投资需求的角度看，投资需求是一种中间需求，此类投资并不能带动经济的长期增长，只有将此类投资与居民消费需求相配合，才能真正的拉动内需，从而促进经济的可持续性增长；从投资乘数来看，投资乘数与边际消费倾向是同向变动的，边际消费倾向增大，投资乘数也增大，所以投资的扩张就等同于居民消费的扩张。因此，投资需求间接拉动了经济增长。

总之，居民消费对经济增长具有促进作用。

（二）政府消费与经济增长

关于政府消费和经济增长的关系，目前还没有一致的结论，可以将两者之间的关系概括为政府消费推动论和政府消费抑制论。

1.政府消费推动论。政府作为市场经济殊的消费者，其消费行为带有明显的特征。首先，政府消费的数额非常巨大，在我国，政府消费占GDP比重较为稳定，自1980年至今始终保持在13%～15%之间，其巨大的消费数量直接促进社会总产出增加，拉动经济增长。其次，政府消费的对象广泛，从关系国计民生的钢材、石油、煤炭等产品，到政府日常消耗的纸张、笔墨等，都属于政府采购的范围，如此广泛的政府采购可以推动各行各业的互动发展，延长产业链，进而间接推动整个社会的同步发展。最后，政府消费的实质在于为全国居民提供公共服务，其消费行为的外部性，可以对市场和社会心理产生不同的影响。例如，政府消费在医疗卫生、教育文化、卫生保健等社会保障方面支出的增加，将间接提高居民收入水平，增加居民对未来收入的乐观预期，从而刺激居民的消费需求，促进经济增长。

2.政府消费抑制论。从经济增长理论来看，政府消费增加可能对居民消费和政府投资产生“挤出效应”。从政府消费数量来看，政府消费数量增加，导致商品市场上商品和服务的供给不足，物价随着上涨，在货币名义供给量不变的情况下，实际货币供给量会因价格上涨而减少，结果利率上升，进而导致投资减少，投资减少进一步导致经济增长放缓。从政府消费结构组成来看，过多的公共支出将增加政府运营成本，可能导致政府机构臃肿，官僚腐败等现象的产生。此外，过多的公共服务，将打消劳动者的生产积极性，可能出现社会“福利陷阱”。以上这些都不利于经济快速稳定的可持续增长。

总之，政府消费与经济增长之间的关系存在不确定性。

数据来源和构建模型

（一）数据来源

本文所采用的1990～2010年的省际面板数据来源于《中国统计年鉴》、中经网统计数据库以及各省（市、自治区）的统计年鉴，包括除港、澳、台地区以外的共30个省（市、自治区）的统计数据（考虑到重庆于1997年建立直辖市，因此将1997年之后的重庆数据并入四川省计算）。

（二）构建模型

通常来说，对面板数据进行计量建模分析，可采用参数、半参数和非参数三种分析方法。本文拟选取非参数面板数据模型对数据进行实证分析。当然，为了说明非参数方法的优点，我们同时也构建了参数面板数据模型加以对比。

在建立参数面板数据模型前，需要对数据进行两步检验，以此判断该选择何种形式的面板数据模型。第一步，进行拉格朗日乘数（LM）检验，即检验是选取面板数据模型还是混合回归模型。经检验结果表明P值小于0.01，因此选取面板数据模型；第二步，在选取面板数据模型的基础上进行Hausman检验，即判断是选取随机效应模型还是固定效应模型。经检验结果表明P值也小于0.01，因此我们选取固定效应模型。

本文将居民消费和政府消费变量引入国内生产总值函数中，建立面板数据的固定效应模型如下：

（1）

其中，被解释变量Y表示国内生产总值，是衡量国民经济发展状况的最佳指标；K表示资本存量，是度量资本投入的指标，其计算方法参考单豪杰（2008）；L表示就业人数，用年末在岗职工人数来度量；G表示政府消费；C表示居民消费；α是截距项；ε是残差项，它服从均值为0，方差为σ2的正态分布；下标i和t表示第t年的第i省份（市、自治区）。根据面板数据固定效应模型的LSDV估计法得到模型（1）中各因素的参数值（见表1）。但是，模型（1）的设定存在两个方面的局限：第一，由于模型（1）是线性参数模型，解释变量之间的多重共线性问题在参数估计中无法彻底解决；第二，由于参数估计方法的局限性，估计的参数值无法反映各独立变量的变化趋势以及变量之间的相关性。

为了克服以上参数模型设定中的两个缺点，本文尝试建立非参数模型。非参数模型的优越性在于：非参数模型可以根据面板数据的特征自由设定模型，模型中的多元函数f （·）除光滑性外，未对其形式做任何限制，从而避免了模型设定可能带来的误差。非参数模型的估计方法对回归函数没有太强的约束，其估计结果更加稳健和精确，且能够提供各个变量对经济增长影响的趋势分析，为我们提供了更好的分析问题和解决问题的方法和渠道。

因此，非参数面板数据模型建立如下：

（2）

其中αi为个体效应。模型（2）可用局部线性估计方法进行估计，具体方法为：

令yit=ln（Yit），xit=（ln（Kit），ln（Lit）ln（Git），ln（Cit）），并将函数 f （·）在点x=（x1，x2，x3，x4）处进行局部线性化，故模型（2）可写为：

（3）

其中ζit中包含局部线性化后的余项；为列向量，，i =1，2，3，4。由式（3）可得：

（4）

其中。将式（4）中的加权最小二乘解定义为φ（x）的估计，即求解令最小化的φ（x），结果为：

（5）

其中K（g）为核函数，h为窗宽。由的表达式，又有：

i =1，2，3，4 （6）

其中λi代表第i个元素为1，其他元素为0的1×4的行向量。非参数模型的估计式与参数估计不同，其非参数估计式为x的函数，它反映各解释变量对被解释变量的边际影响，则分别表示函数f （x）的四个偏导数在x=（x1，x2，x3，x4）处的估计值。

为进一步得到各影响因素在平均水平处的估计值，需要分别计算非参数估计φ（x）

在样本均值处的值，其中，

，η=1，2，3，4，xη，it表示第η个变量在（i，t）处的值。又因为估计量是的函数，可以计算x中某些分量为常数时的φ（x）=（θ1（x），θ2（x），θ3（x），θ4（x））′。

本文拟利用以上所述的非参数估计方法实证研究政府消费、居民消费对经济增长的影响，并可进一步刻画各个因素关于自变量的变化趋势。

实证结果和经验分析

因为高斯函数是正态分布的密度函数，因此，在非参数模型回归估计中，我们选取高斯函数作为核函数，并且根据Ullah和Roy（1998），选择最优窗宽h=an（-1/13），其中a为正的常数。因为窗宽对非参数估计结果具有敏感性，通过反复检验，我们选择a=5.3时的估计结果，其对应窗宽为h=2.5613，估计结果见表1。

通过观察表1，我们发现：两种方法对各自变量的估计结果在方向上是一致的，且居民消费对经济增长的贡献度最大，其次为资本存量和就业数量，最小的是政府消费；但是从系数绝对值来看，参数估计比非参数估计低估了资本存量、就业数量和政府消费为对经济增长的影响程度，高估了居民消费对经济增长的贡献度。此外，由非参数面板数据模型的估计结果可知：居民消费每增加1%，则促使经济增长0.5524%；政府消费每增加1%，也促使经济增长0.1501%。说明在中国目前的经济发展阶段，增加居民消费和政府消费都能促进经济增长，但是居民消费对经济的促进作用高于政府消费。

我们运用非参数逐点估计，对各影响因素对自变量系数的变化趋势做出分析。具体方法为：将区间[mini，t{xit}，maxi，t{xit}]等分成29个子区间，即30个端点，其中xit是任一解释变量。我们共设计了16种估计：如在考察四个变量的系数随政府消费变化的趋势时，在各点处，做非参数估计，其中j =1，2，3，4，因此可得到4种非参数估计结果，类似地，我们可以考察其他自变量系数对任一变量的变化趋势。图1和图2分别提供了四个变量关于政府消费系数和居民消费系数的逐点回归估计结果。

由图1和图2，可得到如下回归估计结果：

第一，政府消费系数与资本存量是先上升后下降，然后再上升的复杂关系，说明随着资本存量的增加，政府消费这一变量对经济增长的促进和抑制作用交替出现，造成这一现象的原因考虑到我国不同的发展时期，政府政策的倾向性不同，政府消费在不同的经济发展阶段对经济增长的作用也会不同。政府消费系数与就业数量呈现递减的关系，表明了随着年末在岗职工人数的增加，政府在公共支出领域，如文化教育、医疗保健、社会保险等方面的消耗性支出必然会加大，挤占政府的投资性支出，不利于经济的增长，政府消费对经济增长的促进作用必然会越来越小。

政府消费系数与政府消费数额存在逐渐递减的关系，说明随着政府消费数额的逐渐增加，政府消费对经济增长的促进作用越来越小。这是因为在经济的发展初期，适量的政府消费支出促进了经济增长，但是过多的公共产品投入，可能催生经济活动参与者的惰性，出现“养懒人”的现象，反而阻碍经济增长。政府消费系数与居民消费数额表现为先增加后减小的关系，说明随着居民消费的增加，政府消费这一变量对经济增长的影响是促进作用，但是当居民消费的数额增加到一定程度时，反而政府消费对经济增长的贡献作用变小，即存在一个“拐点”。表明政府的消费行为是理性的，政府根据经济发展状况决定政府支出数额的比例，当居民消费需求扩大后，政府必然会削减消费性支出，主要依靠居民消费来拉动经济增长。

第二，居民消费系数与资本存量是先下降再上升再下降的关系，说明随着资本存量的增加，居民消费这一变量对经济增长的促进作用是先下降后上升的，当资本存量增加到一定程度后，居民消费对经济增长的促进作用又会减弱。在经济发展初期，居民普遍收入水平不高，即使资本投入的增加也无法刺激居民消费，这时居民消费对经济增长的促进效应不强，随着居民收入水平的不断增加，居民消费也逐渐增加，因此对经济增长才有明显的促进作用。但是近些年居民消费又对经济增长的促进作用开始出现减弱的现象，暗示了我国资本投入的低效率或无效率，这对于整个社会的经济增长是极为不利的。居民消费系数与就业数量呈现逐渐递减关系，说明随着我国劳动人数的增加，居民消费对经济增长反而起了抑制作用。这是因为虽然我国就业人数增加了，但是劳动者工资普遍较低，较低的收入水平以及对未来收入的不确定性都会抑制居民的消费需求，从而间接的阻碍了经济增长。

居民消费系数与政府消费数额存在平滑的递增的关系，暗示随着政府消费支出数额的增加，居民消费对经济增长起了促进作用。这是因为政府消费支出对居民消费有着调解作用，即政府消费的增加，不仅可以部分替代居民在这方面的消费，间接增加居民收入，同时还会减少居民对未来不确定性的担心，进而增加其他消费，从而间接的促进了经济增长。居民消费系数与居民消费数额表现为递增关系，说明随着居民消费数额的增加，居民消费这一变量对经济增长有着非常显著的促进作用。居民消费作为经济增长的最主要的推动力，对增加社会需求总量起了至关重要的作用，因此提高居民收入水平，刺激居民消费，是保持经济持续稳定增长的关键之举。

结论和建议

综上所述，本文认为居民消费对经济增长有着积极的促进作用；而政府消费对经济增长的影响具有政策倾向性，在不同的经济发展阶段具有不同的促进作用。在经济发展初期，政府消费和居民消费都对经济增长起较大的促进作用，当经济发展到一定水平后，居民消费对经济增长的促进作用越来越大，而政府消费对经济增长的促进作用越来越小。

近几年，随着我国经济增长方式的转变，越来越重视扩大内需，最新的“十二五”规划纲要里，将扩大消费表述为“扩大内需的战略重点”，消费将发挥越来越大的作用。可采取以下措施：居民消费方面：健全市场法规，完善市场管理；健全市场体系，形成良性竞争以提高商品质量和服务质量；提高农民收入；加快收入分配制度改革；培养消费者正确的消费文化，转变人们的消费观念，培养消费意识；倡导新型的可持续的消费模式，提倡生态消费、循环消费。政府消费方面：提高政府在教育、医疗、住房和社会保障等“纯民生”公共支出的比重，完善社会保障体系，解决人们的后顾之忧；将政府公共支出更多的向中西部落后地区，尤其是贫困农村地区倾斜，从而缩小地区以及城乡差距，促进经济和谐稳定的发展。

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篇7

【关键词】金融发展经济增长协整检验 Granger因果检验

一、引言

关于金融发展与经济增长关系的研究，国外学者一直存在较大的分歧：一是以Goldsmith（1963），Mckinnon（1973），Shaw（1973）为代表的大多数西方学者认同的观点，即金融发展与经济增长间存在一定的相关关系。二是以Friedman为代表的货币学派和以Lucas为代表的新古典学派，认为金融发展与经济增长间并无明显的相关关系。国内方面，谈儒勇（1999）较早开始对我国的金融发展与经济增长间的关系进行实证研究，实证结果验证了Goldsmith（1963）等人的观点。周立和王子明（2002），武志（2010）通过运用时间序列数据对中国金融发展与经济增长之间的关系进行了实证分析，分析结果则与Friedman和Lucas的观点相一致。所以，目前对金融发展与经济增长之间的因果关系方向的研究国内外仍未达成一致。

近年来，国内掀起了一股“金融中心热”，各地纷纷建立起形式多样的金融中心。2011年扬州市出台的《扬州市服务业提速发展行动计划》中计划着力打造“三城三中心”，区域性金融服务中心就是其中之一。随着国内对金融中心建设实践的关注，对区域性金融服务中心的构建与战略选择研究日趋成为学术界关注的重点。一个金融中心能否发挥辐射作用，能否带动本地区和周边地区的经济增长，这是该地区是否适合被构建为金融中心的先决条件，因此本文研究扬州市金融发展与经济增长的关系，欲探究扬州市金融发展能否推动当地经济增长。

二、指标选取与数据来源

（一）指标选取和定义

1.经济增长指标。采用人均GDP来衡量经济增长抵消人力资本的影响，同时对其取对数，消除数据的异方差，记为LAGDP。

2.金融发展程度指标。

（1）金融发展规模（FD）。在研究欠发达国家的金融发展与经济增长关系的研究时，大多数学者都采用Arestis、Demetriades & Luintel（2001）设计的银行贷款占GDP的比重这一指标作为衡量金融发展规模的指标。本文亦采用这一做法，用金融机构贷款余额与GDP之比来衡量扬州市金融发展规模。

（2）金融中介效率（FAE）。本文采用金融机构贷款余额与金融机构存款余额之比来衡量金融中介效率。这一指标可以衡量出金融机构将存款转化为贷款的能力，间接反映出金融中介在参与金融活动时对资源的配置效率。

（二）数据来源

本文选取1978～2014年扬州市GDP增长率、人均GDP增长率、金融机构贷款余额和金融机构存款余额的年度数据，以上数据来源于《扬州市统计年鉴》及扬州市国名经济和社会发展统计公报。

三、实证研究

（一）单位根检验

由于上述数据是时间序列数据，我们首先要对数据的平稳性进行检验才能进行协整检验和Granger因果检验。本文采用最常用的ADF检验法，检验结果如表1所示：

表1 原序列的平稳性检验结果

■

检验结果表明：三组序列均不能拒绝原假设，即两组序列均存在单位根，是不平稳的时间序列。三组序列在经过一阶差分后，LAGDP、FD、FAE序列在95%的显著性水平下拒绝原假设，认为三组序列都是平稳的。

（二）协整检验

由于E-G两步法得到的协整参数估计量会在小容量样本的情况下产生较大的偏差，而本文数据样本容量较小，因此在这里选用Johansen检验法对LAGDP、FD、FAE序列进行协整检验，检验结果如表3所示。

表3 Johansen协整关系检验

■

从上表中的迹统计量和λ-max统计量可以看出，LAGDP与FD、FAE间存在一个协整向量。协整方程如下：

LAGDP=-0.052FD+0.063FAE

金融发展规模与人均GDP呈负相关关系，即金融发展规模每提高1个百分点，人均GDP下降0.052个百分点，而金融中介效率则与经济增长呈正相关关系，金融中介效率每提高1个百分点带来经济增长0.063个百分点。

（三）Granger因果检验

协整检验只是说明了变量间存在长期均衡关系，需要通过Granger 因果检验证明变量间存在确定性的相互关系。检验结果如表4所示：

表4 Granger因果关系检验结果

■

从上表的检验结果可以看出，金融发展规模不是经济增长的Granger原因，而经济增长是金融发展规模的单向Granger原因，两者之间存在单向Granger因果关系。金融中介效率不是经济增长的Granger原因，而经济增长是金融中介效率的单向Granger原因，两者亦存在Granger因果关系。

四、结论

扬州市经济增长与农村金融发展规模、农村金融中介效率之间存在一种长期均衡的关系。金融发展规模的提高并没有带来扬州市经济的增长，而金融中介效率的提升则有助于扬州市经济增长。这表明扬州市金融发展对其经济增长存在“门槛效应”，扬州处于苏中地区，金融总量不高，供给不足，对经济增长起到了一定的阻碍作用，而金融资源配置的低效率则进一步加强了这一效应，扬州市金融发展与经济增长间的良性互动机制尚未建立。

扬州市金融发展规模不是农村经济增长的原因，而经济增长则是金融发展规模的原因；金融中介效率也不是经济增长的原因，而经济增长则是金融中介效率的原因。这表明扬州市经济的增长则对金融发展起促进作用，但金融发展并不是经济增长的原因，因此，扬州市金融发展呈现出“需求追随”的特征。

参考文献

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篇8

论文关键词：财政收入，经济增长

一、问题的提出

财政是政府发挥资源配置、收入分配、稳定经济和监督管理职能的手段。财政收入的多少直接关系到政府宏观调控经济的能力的大小。长期以来，我国财政收入制度浓厚的计划色彩，使得财政收入对经济增长的导向作用被人为割裂。忽视财政收入与经济增长之间的关系，不仅不利于经济的发展，更不利于发挥财政的职能与作用。因此研究财政收入和经济增长的关系，能为政府制定财税政策提供理论依据及建议，防止政策制定的盲目性。

二、国内外研究方面

关于财政收入规模与经济增长相关性方面，国外对此研究大都得出的结论是财政收入规模与经济增长呈负相关或弱相关的关系。如Sculley(2001)和Grossman(2002)分析美国的经济情况，得出政府的税收水平与经济增长呈现负相关。Karras(2003)通过对11个国家税率和GDP增长率的分析得出，税收短期内与经济增长呈现负相关，但这种相关性在长期内的趋势会减弱。国内学者大都研究财政收入与GDP之间的关系，研究的结果一般认为财政收入与经济增长呈高度正向线性相关性。如徐菁（2007）通过绘制杭州市20年财政总收入与国内生产总值的散点图，并建立回归模型，得出财政收入与GDP存在显著的线性关系。

关于财政收入占GDP的比重方面，国外学者多认为财政收入应占GDP有个合理的比重，超过这一临界值就会对经济有负影响作用。如Sculley(1991)分析了103个国家七、八十年代税收占GDP比重的数据得出，当税收占GDP比重低于19.3%时，能促进经济最大化增长，而当这个比重扩大到45%以上，经济增长率接近于零。国内学者研究财政收入占GDP比重方面多从该比重过低的原因以及确定该比重的合理规模等方面进行研究的。如董承章、蒋东宇、娄正良（2000）利用我国6年数据，得出工业企业中非国有经济比重、预算外收入占财政收入的比重上升和国有企业固定资产利税率的下降是导致近年财政收入占GDP比重下降的重要因素。

目前，国内研究财政收入绝大多数针对的是全国的财政收入经济论文，地方性财政研究较少。研究财政收入与经济增长的关系时，大都侧重经济增长对财政收入的贡献率，忽视财政收入与经济增长的互动效应。因此研究地方财政收入与经济增长的相关关系以及如何依据地方经济发展特点来促进财政收入与经济增长的协调增长具有很高的理论现实意义。本文以下以江苏扬州为例来研究地方财政收入与经济增长的关系。

三、扬州市财政收入与经济增长的相关关系分析

（一）指标选取和数据来源

1．主要指标

（1）国内生产总值

GDP是公认的衡量国民经济状况的最佳指标，也是衡量国民经济的通用指标，它能综合反映国民经济总量，民经济速度、规模以及国家、集体和个人之间的收入分配关系。

（2）财政收入

财政收入的统计口径较为复杂，不同时期不同地区的统计方法不同，一般来说，一国政府的收入包括预算内收入、预算外收入和制度外收入。本文中所指的财政收入仅指纳入政府预算内的那部分财政收入，即财政总收入。按目前扬州市财政体制的划分，财政总收入包括一般预算收入、基金预算收入和上划中央收入三个部分。

2．数据来源

本文的数据来源均来自于扬州市统计年鉴以及扬州市财政局官方网站公布的数据，部分数据是经搜集整理后计算所得。

（二）模型建立与结果分析

为清楚揭示财政收入与经济增长的数量关系，现通过扬州市1989-2008年相关数据，并利用SPSS11.0统计分析软件进行模型分析。

1.财政收入与GDP总量的关系分析

（1）模型分析

由散点图我们已经能够很直观的观测到二者之间的线性关系，为进一步探究二者关系，笔者建立一元回归模型。以GDP(X)为自变量，财政收入（Y）为因变量，

得方程：Y=a+bX+ε

其中a、b为回归系数，ε为随机变量。

图1 财政收入总量与GDP总量观测值与线性模型拟合状况

以扬州市1989-2008年财政收入与GDP的相关数据为样本值，利用SPSS11.0分析软件进行回归分析，估计出的回归方程：Y=0.173X-29.369()

其中弹性系数b为0.173，表示GDP值每增加1亿元，相应的财政收入将增加0.173亿元，经济总量与财政收入总量的person相关系数为0.979，回归方程的复相关系数为0.979， r2为0.959，经方差分析，F=423.944

2.财政收入增长与GDP的增长关系分析

（1）散点图分析

由上面的总量模型可以得出财政收入与GDP总量之间存在着高度相关性，理论上财政收入增长与GDP增长之间也应存在着相关性。但笔者通过对扬州市1989-2008年财政收入增长率和GDP增长率的数据进行绘制散点图，却发现观测点杂乱无章，毫无规律可循，两变量之间不存在明显的相关关系。

（2）关系对比描述

以上分析出财政收入与GDP都呈高速增长，但二者的增长率并不同步，为进一步把握二者增长规律，现对财政收入与GDP的增长率进行对比分析，得出如下结论：

财政收入的增长率与GDP的增长率分为以下几个阶段：第一阶段是1993年以前，财政收入的增长率基本上是低于GDP的增长率的，财政收入弹性小于1；第二阶段是1993-1994年间，财政收入的增长率猛增，大大超过GDP的增长率。第三阶段是1994-1997年，财政收入的增长率又低于GDP的增长率，财政收入弹性再次小于1；第四阶段是1997年以后，财政收入加快增加，其增长率又超过了GDP的增长率经济论文，财政收入弹性大于1，尤其是2002、2003、2006、2007年财政收入的增长率都超过了30%，远远大于GDP得增长率。从1989-2008年的平均增长率来看，财政收入的平均增长率为22.02%，GDP的平均增长率16.93%，财政收入平均弹性为1.30，这表明近20年来财政收入与经济增长还是不同步的、非均衡的。

图2财政收入增长与GDP增长对比关系图

（3）模型分析

下面对1989年-2008年期间财政收入增长率与GDP增长率的关系进行分析，以财政收入增长率为因变量Y，以GDP增长率为自变量X，利用非线性多项式回归模型，作了初步测算:

系数

未标准化系数

标准化系数

Sig.

标准误

Beta

gdp

0.865

1.233

0.592

0.702

0.492

-0.298

2.972

-0.085

-0.100

0.921

（常数）

0.085

0.110

篇9

关键词：净出口；经济增长；净出口对经济增长的贡献

中图分类号：F746.12　文献标识码：A　文章编号：1005－0892(2009)06－0089－06

一、引言

改革开放以来，我国的对外贸易取得了巨大成绩，对外贸易规模快速增长，贸易收支持续改善，贸易结构显著升级，对外贸易依存度快速提升，在全球贸易中的排名已经进入前三强，成为名副其实的贸易大国。

我国对外贸易发展与经济增量扩张在时间上显著的一致性，引起了国内学者广泛的研究兴趣。学者们运用不同的研究方法对对外贸易与经济增长的相互关系进行了大量的总量和结构研究。这类文献中的一部分以全国数据作为样本进行研究，如：石传玉、王亚菲、王可(2003)利用我国1952－2002年的GDP与进出口数据，根据格兰杰定理，运用EG两步法建立出口、进口与GDP三者之间的误差修正模型，得出短期内出口对经济增长有促进作用，但长期内则无效的结论。刘晓鹏(200])通过对我国1952－1999年的GDP与进出口的有关数据变量进行协整计量，并根据格兰杰定理和误差修正模型进行分析，说明进口增长对于促进国民经济增长的原动力作用。王宏新、刘长庚(2000)的分析说明，贸易顺差与国内生产总值增长之间出现负相关的“贸易顺差悖论”并不存在。张少霞(2002)运用宏观经济学中总需求一总供给模型分析我国进出口与经济增长的关系，得出在需求约束条件下出口与经济增长正相关，在供给约束条件下净出口与经济增长负相关的结论。刘晓鹏(2001)从对外贸易与GDP增长率的相关性对我国1980－1998年的有关数据进行计量分析，得出了我国进口、出口都对经济增长具有较强的促进作用的结论。也有部分学者对我国分省(市)和分产业的进出口贸易与经济增长的关系进行实证分析，如：李练军、冯中朝(2007)利用1980－2004年的经济数据，在单位根检验和协整分析的基础上运用格兰杰因果和误差修正模型对我国中部地区对外贸易与经济增长的关系进行实证研究。研究表明，我国中部地区进出口与经济增长存在长期稳定的均衡关系。程桂云(2007)根据计量经济学的相关理论，利用1979－2004年的年度数据，对辽宁省对外贸易与经济增长之间的长短期关系进行了实证分析和检验，表明辽宁省的对外贸易与经济增长之间存在长期均衡关系。张灿亭、江凌(2006)就江苏省外贸发展对GDP增长的效应进行了计量分析，发现进口对江苏省GDP的促进和拉动效应强于出口。郑晶(2006)利用广东省1987－2002年的宏观经济系列数据构建联立方程模型，分析了广东省历年对外贸易对经济增长的实际贡献率和拉动度。孙楚仁、沈玉良、赵(2006)采用因果分析、支出法和联立方程组法对我国加工贸易和其他贸易对经济增长的贡献进行了计量分析，显示出加工贸易和其他贸易的发展促进了经济增长。王静(2008)运用结构突变理论得出了进口没有发挥出对经济增长应有的促进作用的结论。

纵观有关对外贸易与经济增长关系的实证研究，虽然结论并不完全一致，但分析方法都大同小异，都是以出口(X)、进口(M)或者进出口(X+M)作为自变量、以国内生产总值(GDP或Y)作为因变量，通过对时间序列进行相关和回归分析，再进行格兰杰检验或类似检验，说明对外贸易与经济增长在数量上存在的相互关系和对外贸易对经济增长的影响。

然而，按照开放的宏观经济学的基本原理，一国的总产出(Y)由消费(C)、投资(I)和净出口(X－M)三部分构成。很显然，一国的总产出增量(AY)也由消费增量(C)、投资增量(I)和净出口增量[(X－M)]构成。这里的“净出口”，是指出口与进口之差(X－M)。所以，要研究对外贸易对经济增长的影响或者贡献，应该测算净出口增量在总产出增量中的份额[(X－M)／Y]，只有在此基础上进行的分析才符合开放的宏观经济学的基本原理。

本文利用1978－2007年我国的贸易收支和GDP数据，根据开放的宏观经济学的基本原理，测度并分析净出口对经济增长贡献份额的时间序列，并进行拓展，测度并分析净出口拉动经济增长的百分点的时间序列。

二、1978年以来我国的国内生产总值和净出口的变化

在计算净出口对经济增长贡献的份额和净出口拉动经济增长的百分点这两个指标之前，我们必须解决两个问题：其一，选择代表总产出的合适指标；其二，测算净出口的绝对规模。

反映国民经济总产出规模的指标有两个，一是国内生产总值(GDP)，二是国民生产总值(GNP)。考虑到国内生产总值比国民生产总值的使用更加广泛，所以我们选择国内生产总值指标。而国内生产总值又有两种，一是按当期价格计值的名义国内生产总值(Nominal GDP)，二是按不变价格计值的实际国内生产总值(Real GDP)。由于净出口都是采用当期价格计值，为了保持二者口径的一致，我们选择同样按当期价格计值的名义国内生产总值。

名义GDP数据可以直接从国家统计局国民经济核算数据获得，本文分析需要的名义GDP增量通过名义GDP时间序列数据计算得出具体数据。为了节省篇幅，我们将后文将要用到的名义GDP增速和实际GDP增速也一并罗列。

表1的数据显示了改革开放以来我国经济持续快速稳定增长的历史进程，从名义GDP增量的变化可以看出，虽然增量多少并不一致，但一直保持了正增长，并且增量还在持续扩张。当然，名义GDP增长率和实际GDP增长率的时间序列更加清楚地说明了这一进程。

与名义国内生产总值数据能够直接从国家统计局统计年鉴中获得不同，现有官方统计数据中没有符合本文需要的用人民币计值的净出口数据。我国现有的进出口和贸易收支数据，主要由国家商务部和海关总署计算和公布，包括出口、进口和进出口差额，为了便于国际比较，这类数据全部采用美元作为计价货币。其中的“进出口差额”也称贸易收支，就是用美元测度的净出口。但是，我国的国内生产总值以人民币计值，为了使净出口数据与国内生产总值数据保持可比性，需要将用美元计值的贸易收支换算成用人民币计值的净出口。表2中的贸易收支数据根据国家商务部年度进出口统计数据整理，人民币／美元双边汇率(CNY／USD)数据来源于国家外汇管理局汇率统计，是各年的年末汇率中间价。根据贸易收支和人民币，美元汇率数据，我们计算了各年用人民币计值的净出口。当然，计算净出口是为了核算净出口增量，有关数据见表2。

表2的数据显示，虽然整体上我国的贸易收支得到了显著的改善，20世纪80年代之前，贸易收支基本上都是逆差；而20世纪90年代之后，我国的贸易收支基本上都是顺差。但是，这仅仅只能说明我国贸易收支状况的改善，而不能说明对外贸易对经济增长贡献的扩大。因为，核算对外贸易对经济增长贡献大小的是净出口增量的正负符号而不是贸易收支的性质。而净出口增量的正负符号也与贸易收支的性质无关，在贸易逆差扩大时，净出口增量为负数；而当贸易逆差缩小时，净出口增量则为正值。当贸易顺差扩大时，净出口增量为正数；而当贸易顺差收缩时，净出口增量则为负值。因此，在表二中我们能够看到，在1978－1989年的12年中，尽管贸易收支有11年是逆差，但仍然有6年的净出口增量是正数，即差不多有一半的年份贸易收支与净出口增量的符号相反。而在1990－2007年的18年中，贸易收支有17年是顺差，但净出口增量却有7年为负数，也有近三分之一的年份二者的符号相反。

三、净出口对经济增长贡献的测度

在表1和表2中，我们通过相关数据已经准确计算了1978－2007年我国名义GDP增量和净出口增量的时间序列。我们可以通过这两个指标的比较测度出净出口对经济增长贡献的份额，然后再将净出口对经济增长贡献的份额乘以GDP增长百分点，求出净出口拉动GDP增长的百分点，这就是本文要计算的测度对外贸易对经济增长贡献的两个指标。

1.净出口对经济增长贡献的份额

用表2中的净出口增量除以表1中的名义GDP增量，就可以计算出净出口对经济增长贡献的份额。出于文章篇幅的考虑，本文没有详细列出计算过程，只是将1978－2007年各年我国净出口对经济增长贡献的份额变动轨迹绘制成图1。

从图1可以看出改革开放以来我国对外贸易对经济增长贡献份额的变化，很显然，它有两个特征：其一，不同年份的差异极大。部分年份净出口对经济增长贡献的份额很大，如1990年，几乎有40％(39.79％)的经济增长来源于净出口的增长；1997年，净出口的增长也能够解释近30％(29.95％)的经济增长；2005年和2006年，也有超过20％的经济增长来源于净出口的扩张。但是，部分年份的对外贸易不仅对经济增长没有作出贡献，反而在拖经济增长的后腿。最典型的年份是1985年和1999年。1985年，净出口对经济增长贡献的份额为－22.57％，意味着如果没有当年贸易逆差的扩张，名义GDP增量还能够再扩大近四分之一；1999年，由于受到亚洲金融危机的冲击，我国的贸易顺差急剧收缩，导致当年净出口对经济增长贡献的份额为－22.36％。也就是说，如果当年净出口不减少，名义GDP还应该再增长20％以上。净出口对经济增长贡献份额差异的巨大说明我国对贸易收支的控制并不理想，其中有部分原因是国际环境的恶化，更多的原因在于贸易政策。近30年来，我国的贸易政策变动频繁，没有太大的连续性，是对外贸易对经济增长贡献份额显著波动的主因。其二，整体而言，对外贸易对经济增长贡献的份额有限。通过对净出口对经济增长贡献份额的时间序列进行整体考察，我们发现，在正负抵消后，净出口在长期对经济增长没有什么贡献。在1978－2007年的30年间，净出口对经济增长起负作用的年份(净出口对经济增长贡献的份额为负数)有13年，净出口对经济增长基本没有贡献的年份(净出口对经济增长贡献的份额小于5％)有6年，净出口对经济增长有显著贡献的年份(净出口对经济增长贡献的份额大于5％)只有11年。对30年来净出口对经济增长贡献的份额进行年度平均，平均数不到3％，也就是说，我国的经济增长有超过97％来源于消费和投资。因此，如果不考虑对外贸易对我国宏观经济其它方面(如就业和国际收支平衡)的影响，仅仅就经济增长而言，它的贡献在长期几乎可以忽略不计。

2.净出口拉动经济增长的百分点

净出口对经济增长贡献份额当然是反映对外贸易对经济增长贡献的一个比较好的指标，但是，不同年份的净出口对经济增长贡献份额对应的经济增长速度是不同的，所以，这种份额并不能进行直接比较。从表1中的GDP增长率可以看出，无论是我国的名义GDP增长率还是实际GDP增长率，都存在相当大的差异。以名义GDP增长率为例，1994年的增速最快，达到36.4个百分点；而1999年的增速只有6.2个百分点，二者相差5倍之多。再比较实际GDP增长率，1984年达到15.2个百分点；而1990年只有3.8个百分点，差异也有4倍。很显然，对这些年份的净出口对经济增长贡献份额进行直接比较没有多少经济涵义。而且，净出口对经济增长贡献份额指标相对抽象，不如把它们换算成经济增长的百分点让人更容易理解和接受，这就是我们核算净出口拉动经济增长百分点指标的理由。

净出口拉动经济增长的百分点等于GDP增长的百分点乘以净出口对经济增长贡献的份额，也就是将GDP增长的百分点进行切割，分割出属于净出口的部分。同样出于文章篇幅的考虑，本文没有列出详细的计算过程，只是将1978－2007年我国净出口拉动GDP增长百分点的结果列于图2。

图2显示，1978年以来，我国净出口拉动名义GDP增长百分点和净出口拉动实际GDP增长百分点的年度差异很大，显示出强烈的波动性。有些年份，净出口对经济增长产生严重的紧缩作用，比如1995年，净出口使我国名义GDP少增长5.67个百分点，也使实际GDP少增长3.05个百分点；1993年的净出口使当年的名义GDP少增长3.5个百分点，使实际GDP少增长1.57个百分点；1999年，净出口使名义GDP增速损失了1.38个百分点，使实际GDP增速损失了1.7个百分点。当然，也有部分年份净出口成为拉动经济增长的重要动力，比如1987年，净出口拉动名义GDP增长了2.66个百分点，拉动实际GDP增长了1.77个百分点，是1978－1987年这10年中表现最好的年份；1990年，净出口拉动名义GDP增长了3.94个百分点，拉动实际GDP增长了1.51个百分点。近三年，净出口持续对经济增长产生较大幅度的拉动作用，2005－2007年，净出口平均拉动名义GDP增长3个百分点，拉动实际GDP增长2.12个百分点，是有记录以来大幅拉动经济增长持续时间最长的。

对近30年来净出口拉动经济增长的百分点进行整体考察，我们能够发现，整体上净出口拉动经济增长的百分点很小，以30年平均数测算，净出口拉动名义国内生产总值增长平均只有0.27个百分点，对超过15％的名义国内生产总值年均增速几乎没有影响；30年净出口拉动实际国内生产总值百分点的平均数也只有0.23个百分点，对年均超过10％的实际国内生产总值年均增速也没有什么影响。实际上，如

果去除2005－2007年，整体而言，净出口对名义国内生产总值和实际国内生产总值的增长根本就没有任何影响。

四、简要结论

改革开放以来，我国的对外贸易发展迅速，按照传统的国际贸易理论，对外贸易的发展应该给我国带来贸易所得(Gains from Trade)。然而，根据本文的测算结果，净出口增量对经济增长的贡献并不显著。当然，它并不能说明贸易理论不正确，只能说明我国对外贸易的发展是双向的，既有出口的增长，也有进口的扩张。因此，贸易所得由所有贸易伙伴国分享，中国自身分得的一份并不多。

在谈到我国的贸易政策时，国内外学者都喜欢用“出口导向政策”这一术语，这一表述值得商榷。数据表明，从改革开放一直到20世纪结束，长期考察的净出口对我国经济增长的贡献几乎为零，这一结论当然不支持我国实施“出口导向政策”的说法。确实，进入21世纪后，我国的净出口加速扩张，对经济增长的贡献显著扩大，这也应该用中国经济发展的特殊阶段加以解释。中国目前经济发展的阶段，大致与20世纪50－60年代的日本，或者20世纪70－80年代的“亚洲四小龙”相似，出现贸易顺差和贸易顺差快速增长是这一经济发展阶段的必然现象。

本文的分析结论与大多数学者利用计量经济学方法研究得到的结论不一致，其原因不完全在于分析模式的差异，而在于分析的前提不同。如果利用计量经济学方法，以贸易收支增量数据或者净出口增量数据而不是以进出口数据进行研究，得出的结论应该与本文的结论一致。

当然，仅仅用净出口对经济增长贡献份额或者净出口拉动经济增长的百分点来衡量对外贸易对我国经济发展的积极作用是不够的，因为对外贸易的积极作用应该是多方面的，绝不仅仅只是拉动经济增长。比如，对我国的对外贸易结构进行的分析表明，改革开放以来，我国的对外贸易结构处于不断优化和升级的过程；与此同时，我国的产业结构和居民消费结构也在不断地优化和升级，这绝对不是偶然，正是对外贸易结构优化和升级对产业结构和消费结构传导的结果。另外，对外贸易在解决就业方面的作用也十分显著，在仍然存在大规模闲置劳动力的状况下，继续扩大对外贸易也非常重要。

按照开放的宏观经济学的基本原理，净出口与消费和投资一道，构成拉动经济增长的“三驾马车”。虽然历史数据说明，在相当长的时期内，对外贸易对促进经济增长的作用并不显著，但是，想在短期内急剧收缩贸易顺差，使对外贸易实现平衡的后果是非常严重的，其风险甚至不可承受。我们不妨假设一下2007年的情况，如果没有当年827.2亿美元或者说5174.7亿元人民币的净出口增量，我国的实际GDP增速将降低1.64个百分点；而如果没有当年贸易顺差的数据，如果当年只是贸易收支平衡，即没有2606亿美元或者说19006.6亿元人民币的贸易顺差，则当年的GDP增量将减少70％以上。即使想在两年内达到贸易收支平衡，将上述数据折半，其冲击也是不可承受的。然而，自2005年以来，由于受到来自国外的人民币升值压力和贸易摩擦的影响，我国对人民币不断升值，对出口退税率也进行了大幅度下调，试图收缩贸易顺差，这种政策操作的影响值得重新评估。

2007年美国次贷危机爆发以来，我国对外贸易的国际环境日益恶化，加上人民币升值、出口退税率下调、原料价格上涨和劳动力成本提高，我国的出口企业已经不堪重负，如果再推出紧缩贸易顺差的政策，对出口企业将是雪上加霜。因此，这类政策应该缓行。

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关键词：保险发展经济增长路径

金融发展是经济增长的重要推动力，银行业、证券业和保险业都是金融业的重要分支。我国保险业自1980年恢复以来，在国民经济发挥着日趋重要的作用。但我国目前关于保险业对经济增长贡献的研究较少，研究保险发展促进经济增长路径的更为罕见。因此，本文在保险发展促进经济增长机理的理论分析基础上，具体研究我国保险发展对经济增长的影响及其路径，为我国制定合理的保险发展政策提供借鉴，以实现保险发展对经济增长的推动作用。

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