世界经济增长史范文

导语：如何才能写好一篇世界经济增长史，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。

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[论文摘要]：经济增长问题是宏观经济理论研究的一个重要的內容，长期以来，人们对经济增长理论进行了大量的研究，产生了各种不同的理论和思想。这一方面反映了人们对影响经济增长的各种因素的认识过程，另一方面也反映了对各种因素的相对重要性以及各种因素间的相互关系有着不同的看法，对经济增长问题的研究对于促进我国经济高速、稳定、持续的增长具有重要的理论意义和现实指导意义。

一、关于经济增长

经济学家对经济增长的定义有不同的观点，最常见的有两种。一种观点认为，经济增长是指一个经济所生产的物质产品和劳务在一个相当长的时期内的持续增长，也即实际总产出的持续增加。另一种观点则认为，经济增长是指按人口平均计算的实际产出的持续增加。

其实，每种定义都有其优越性，如果要研究一国经济实力的变化，那么实际总产出就具有重要性；如果要研究人民生活水平的改善和经济发展水平的提高，那么人均实际产出的增长就有决定意义，在本文中，我们将经济增长定义中的实际产出的持续增长放松为实际总产出的增长。

经济增长理论是经济学中争议最大的领域之一，长期以来，为了对经济增长寻求一个令人满意的解释，经济学家对经济增长进行了大量的研究。对经济增长问题的论述最早见诸于英国古典经济学家的著作。从那时起，经济增长就一直没有被经济学家所忽略，特别是第二次世界大战以后，经济增长便成了经济学中的核心问题，经济增长理论有了极大的发展，各种理论相继出现下面对主要的经济增长理论的发展进行简要地回顾和分析。

二、世界各国经济理论对比分析

(1)古典经济增长理论，古典经济增长理论可以说是现代经济增长理论的思想渊源。它的某些结论，在今天看来，仍然是有用的；有些观点，如同最初出现的那样，至今仍是争论的话题。古典经济学家研究经济增长问题源于当时特定的历史条件，当时英国的政治、社会、经济环境处于一个大变革时期，工业革命已经拉开序幕。经济学家必须对工业资本主义的运行方式，基本促进因素及其发展结果予以科学的解释。古典经济学家对经济增长的研究主要侧重于分析经济增长的决定因素，在古典经济学家中，对经济增长间题论述较多的主要有魁奈、斯密、马尔萨斯、李嘉图等人。但在古典经济增长理论中真正具有代表性的是斯密和李嘉图所提出的增长理论。

亚当·斯密在其经典著作《国民财富的性质和原因的研究》(1766)一书中，最早论述了经济增长问题。其增长理论主要有两个特点：一是引入了劳动分工；二是区分了“生产性”和“非生产性”两类劳动，他认为生产性劳动占全部劳动的比例以及劳动分工引起的劳动生产率的提高是决定国民财富增加的主要因素。“劳动生产力上最大的增进，以及运用劳动时所表现的最大熟练、技巧和判断力，似乎都是分工的结果”。斯密同时强调，劳动分工受市场范围的限制，因此劳动生产率与需求之间建立了互相促进的关系，对一个人劳动生产物需求的增长会提高他的劳动生产率、实际工资以及他对其他人的劳动生产物的需求，这就构成了经济增长的推动力。

“生产性”劳动加在物上能增加物的价值，即可生产价值，而“非生产性”劳动则不能够。经济增长能否维持下去，取决于全部劳动者中有多少劳动者愿意从事生产性的劳动，这解释了为什么有的经济的增长能够持续下去的原因，大卫李嘉图在《政治经济学与赋税原理》(1817)中提出了经济增长的个重要的概念：报酬递减规律，他对增长理论的贡献主要有两点：一是指出经济增长最终将趋于停止，即达到所谓的“停滞状态”；二是将收入分配与经济增长联系在一起，说明了国民收入分配在经挤增长中的重要作用，在土地上增加投资，得到的回报会不断减少，因此得出一个悲观的结论；经济增长最终会停止。决定收入分配的力量同样也会导致经济增长最终走向停止，这是因为劳动力生产出的剩余中，资本家的份额在不断下降，这一方面减少了储蓄，另一方面，利润率的下降减少了对投资的刺激作用，古典经济增长理论认为，投资和积累过程是经济增长的核心，封建社会发展缓慢的关键原因在社会产品中绝大多数被用于非生产性消费，而不是生产性投资，古典经济学家所分析的经济增长过程遵循收益递减的规律，经济增长过程从长期来看将趋于停止，最终结果是一种停滞状态。但从那以后的200余年里，经济发展并没有出现停滞的迹象，这表明古典增长理论关于经济增长的描述并不科学。后来的经济学家指出古典增长理论的一个最明显的不足之处是他们关于规模收益递减的假定。他们没有观察到技术进步，只把增长过程看作是人口增长和资源消耗与资本积累和市场扩大之间的竞赛。

(2)新古典增长理论经济增长成为现代经济学中的核心问题始于50年代末索洛等人建立的新古典增长理论。索洛(RobertSolow)的《对经济增长理论的一个贡献》(1956)和斯旺(TrevorSwan)的《经济增长和资本积累》(1956)奠定了新古典经济增长理论，由索洛最早提出的增长理论源于对哈罗德一多马增长理论中缺陷的修正，哈罗德一多马模型的缺点之一是假定生产技术是不变的，对于一个给定的储蓄率，能够实现均衡的有保证的增长率只有一个唯一的数值，但是实现充分就业的稳定增长的条件除非特殊情形，一般很难实现。所以，即使经济能够沿着一条均衡增长的轨道向前发展，那么这条轨道将犹如“刀锋”，一样狭窄，一旦偏离这条轨道，经济增长的路径将表现为累积性的经济扩张或经济收缩，为了克服哈罗德一多马模型的局限性，索洛、斯旺、米德和萨缪尔森等经济学家提出了一类新的增长模型，这类模型的一个共同特点是：认为哈罗德一多马模型的“刀锋”式的增长路径是可以避免的，充分就业的稳定增长可以通过市场机制调整生产中的劳动与资本的配合比例来实现，同时，索洛等人还指出：从长远的角度来看，不是资本积累和劳动力的增加，而是技术进步才是经济增长的决定因素，索洛的增长理论包含了许多重要的经济内涵，但其理论框架却比较简单而又极其精致，索洛等人的理论模型的核心是关于总量生产函数性质的假设。新古典经济增长理论中的生产函数具有下面的性质：

(i)规模收益不变；

(ii)生产要素的边际收益递减；

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关键词：中国；世界经济；作用

中图分类号：F120 文献识别码：A 文章编号：1001-828X（2017）013-000-02

引言

随着我国对外开放步伐的加快，我国经济走向世界也已成为必然，与企业经济的融合度也越来越高。就我国经济发展状况来看，经济一直保持着稳定。快速的增长速度，被视为世界经济增长的引擎之一。现阶段，我国经济已经进入到新常态，在新常态下，发展方式从规模速度型向质量效益型转变，宏观调控的目标要适应这种转变，统筹稳增长、促改革、调结构、惠民生、防风险，使中国经济大船能行稳致远。而这种稳健的发展势头在世界经济中的作用也越来越突出，为世界经济的增长起到了良好的促进作用。

一、中国经济的主要表现

1.经济持续快速发展，经济实力不断增强

改革开放以来，我国发展重心转移到经济建设上来，经济逐渐进入到一个新的发展阶段，经济增长速度也在不断加快[1]。经济的快速发展必然会带动综合国力的提升，使得中国在世界上的影响力不断加大。在改革开放的推动下，中国进入到了一个蓬勃发展的时期，经济实力和综合国力不断增强。虽然我国经济发展速度不断加快，但是在经济发展过程中也暴露出了一些问题，如科技水平低，自主创新能力不强等，而这些也是我国未来经济发展急需解决的问题[2]。

2.社会主义经济体制的形成

随着经济体制的改革， 以公有制为主体、多种所有制经济共同发展的基本经济制度已经形成，社会主义市场经济体制初步建立。而社会主义经济体制的建立为经济的发展提供了保障，经济活动更加活跃，市场行为得到了约束和规范，为经济的发展创造了良好的环境和条件。同时，市场经济体制的形成，使得市场经济更加活跃，对市场产品的需求也越来越大。中国市场需求的增加吸引了更多的投资商进行投资。

3.对外开放不断深入

对外开放是我国一项基本国策， 对外开放的实施使得我国从封闭半封闭经济转变为开放型经济，在对外开放政策的依托下，我国与世界各国之间的经济贸易往来也越来越频繁，蓬勃发展的中国经济在世界经济中的地位也越来越重要。现行社会形势下，对外开放的持续实施，使得越来越多的国家看到了中国经济，认识到了中国这片富饶的土地，从而吸引了更多的外商投资，既活跃了中国经济市场，同时也带动了世界经济的增长[3]。

二、中国在世界经济增长中的作用

1.中成为世界经济的引擎

世界经济的发展与经济政策、货币政策等因素息息相关，科学、合理的经济政策、货币政策是经济取得长足发展的保障。而世界经济之所以能够取得较好的发展，除了科学的经济政策和货币政策外，与中国经济的增长也有着密切的关联。对于中国而言，自中国实行对外开放政策以来，中国是世界各国之间的经济贸易往来越来越频繁，在推动中国经济发展的同时，其在世界经济中的影响力也越来越大。同时，中国是世界第一贸易大口，尤其是出口贸易，中国出口增速一直好于全球主要经济体和新兴市场国家，占全球市场份额较大。2004年11月29日[4]，在奥地利林茨市举办的世界银行论坛上，罗兰――贝格尔公司监事会主席罗兰贝格尔指出：2003年中国对世界增长做出的贡献占34%，对全球进出口增长的贡献占34%，对投资增长占60%。由此可知，在世界经济增长中，中国发挥着愈来愈重要的作用，已成为世界经济的引擎之一。

2.中国经济的发展促进了世界经济的增长

在世界经济增长中，中国对世界经济增长的促进作用主要是通过世界贸易、投资以及价格三方面来实现。中国是世界贸易大国，在对外贸易规模中一直身居世界前列。据相关数据统计显示[5]，2010年中国进出口贸易总额为29727.6亿美元，2011年为36421亿元，2012年为38667.61亿美元，2013年为4.16万亿美元，2014年的为43030.38亿美元。从这一组数据可以看出，中国进出口贸易一直保持着平稳定的增长速度，中国已成为世界贸易大国。而中国进出口贸易的增长，必然会带动世界经济的增长。首先，促进亚洲国家的经济增长。亚洲是中国主要的贸易伙伴，主要以日本、韩国、新加坡、菲律宾、曼谷等，中国与这些亚洲国家贸易的频繁往来，带动了亚洲经济的增长；其次，促进亚洲以外的国家贸易增长。自我国加入世界贸易组织以来，我国与世界各国之间的贸易往来也越来越频偏，贸易对象从亚洲开始走向世界。如拉美地区国家出口初级产品供应的增加，正好中国的需求，中国与拉美地区的贸易往来带动拉美地区经济的增长。据相关数据显示[6]，2014年，中国与美国的双边贸易额达到了5906.8亿美元，其中美国自中国进口4666.6亿美元，占美国进口总额的19.9%。中国经济的稳定增长，带动了与中国有贸易往来的国家的经济的更好发展。

3.带动了世界投资

改革开放后，中国经济一直保持平稳的增长速度，而在世界经济增长处于低谷的情况下，中国经济的高速发展给世界各国投资带来了巨大机遇。中国的投资环境和投资政策吸引了世界各国的企业来华投资。据相关数据统计显示[7]，全球最大的500强跨国企业已有400多家在华投资，世界排名前列的汽车巨头纷纷进入中国市场，世界IT产业也开始进军中国市场。现行形势下，外商投资已遍及中国制造业、服务业、农业、IT业等诸多领域。外商在华投资规模的扩大，中国每年实际利用的外资也在不断上升，2011年实际利用的外资为1160.11亿美元，2012年为1117.2亿美元，2013年为1175.86亿美元， 2014年为1285亿美元，2015年为1262.7亿美元。另外，中国在吸收大量外来投资的同时，也积极的到国外去投资。截至2015年底[8]，中国2.02万家境内投资者在国（境）外设立3.08万家对外直接投资企业，分布在全球188个国家（地区）；中国对外直接投资累计净额（存量）达10978.6亿美元，位居全球第8位，境外企业资产总额达4.37万亿美元。

4.中国市场给国际产品价格带来的影响

价格作为反映经济增长的一个重要指标，经济的发展很容易受到价格波动的影响。就现阶段来看，国际贸易商品价格在经历一段下降的时期后逐渐回升，甚至有许多商品的价格回到了最初的高峰水平。S着价格的持续升温，所有的商品价格均在上涨，其中上涨幅度最大的就是石油、初级农产品和矿产品。根据供求关系，对需求弹性一般的商品，当一种产品价格上升时，市场需求会相应降低。原料价格上升过快会造成出口企业订单减少[9]。对于中国而言，中国石油、矿产品依然以进口为主，而中国市场稳定与否直接关系到国际产品的价格。现行社会形势下，中国经济的快速发展，对中国市场对国际产品有着较大的需求，使得国际产品市场价格上升，各国通过中国的大量进口获取巨额利润，从而推动本国经济的发展。

三、结语

综上，中国经济的持续稳定增长使得其在世界经济中的作用越来越大。现行社会形势下，中国已成为世界经济增长的引擎之一，在推动世界经济贸易增长、投资增长等方面发挥着越来越重要的作用，加快中国经济的持续稳定发展，也有助于推动世界经济的增长。未来，中国经济在世界经济增长中的作用将越来越大，深入中国经济的研究具有重大现实意义。

参考文献：

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[3]李金珊，赵云旗.论中国在世界经济增长中的作用[J].财政与发展，2015，5：18-25.

[4]周林彬，黄健梅.法律在中国经济增长中的作用：基于改革的实践[J].学习与探索，2012，3：139-141.

[5]阿巴斯（QaisarAbbas），王金营.人力资本在经济增长中的作用：中国和巴基斯坦的比较研究[J].市场与人口分析，2015，2：14-20.

[6]张幼文.亚太在世界经济增长中的地位及其发展特点[J].世界经济研究，2013，2：14-17.

[7]罗元铮.中国经济在世界经济中的作用[J].世界经济，2014，12：13-16.

[8]权衡.开放的中国与世界经济――迈向一体化互动发展[J].国际展望，2014（5）：1-15+150.

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前言

中国的各类企业的经济收入都有下滑的趋势，因而在中国宏观经济调控政策下，不可避免地会出现经济衰微现象。本文从中国经济增长率较低、中国经济受外贸影响会有所回升、中国经济“信贷泡沫”现象严重、中国央行的货币政策等几个角度分析了在世界经济新格局下，中国经济的长期增长前景，文末对全文进行总结。

一、世界经济新格局下中国经济增长率较低

当今社会，世界经济的新格局是“一超多强”，这种经济格局在短期内不会有太大改变。根据相关的调查研究显示，在未来的十五至二十年间，中国经济增长率可能会低于百分之八，这就需要调动一切积极因素来活跃市场、促进经济的增长，以此来推动中国经济社会的健康高速发展。

二、中国经济受外贸影响会有所回升

当今社会，不仅中国经济发展面临着重大的压力和挑战，就连一些发达国家也刚刚走出全球经济低迷的谷底，处于漫长的经济恢复时期，而且还有可以出现轻微的经济波动。欧美国家是经济比较发达的地区，这些国家的经济开始逐渐复苏，受到进出口贸易的影响，中国经济也会随之而获得增长。中国经济在近二三年内处于“库存化”状态，投入在房地产和基建等项目上的资金仍在增加，所以，2014年中国的经济增长率会有所上升，但这并未改变中国经济增长率持续走低的趋势。

三、中国经济“信贷泡沫”现象严重

就中国目前的经济状况来看，可能存在相当严重的“信贷泡沫”，而且中国企业负债累累，高居世界榜首。中国各行各业企业的平均利润率都处于下滑的趋势中，国家必须面对这种严酷的现实，创造性地寻找激活经济低迷现状的方法，促进中国经济的健康发展。同时，中国的金融系统和银行也应该提前做好预警，降低风险和隐患，从而减少经济损失。

四、中国央行的货币政策

近年来，中国经济虽然处于持续增长的状态，但经济增长率却在逐年下滑，到期央票数量接近于零。在这种情况下，中国中央银行的货币政策做出了调整，放宽了运转的条件和空间。据统计，在2012年，中央银行的社会融资为15.7万亿，货币投放量为2.7万亿，而到了2013年，社会融资达到17.29万亿元，货币投放量增加8.89万亿元。此时，降低商行的法准金是一项明智的政策决策，而且即使再增加基础货币投放也无需考虑通货膨胀的困扰。IPO的重新开闸和增加市场的流动性有利于社会主义市场经济的繁荣稳定发展，但要考虑到中国经济增长处于瓶颈期，货币政策难以发挥其优势作用。放松货币政策可以使贷款资金流向地方政府、房地产和腐败企业，不能增加制造业的经济收益。中国经济宏观调控政策中的货币政策未能达到预期效果，但只有通过降准、减息才能减少融资成本，进而增加企业实力和市场竞争力。由此看来，适当地放松货币政策有利于中国经济的稳定增长，但应该关注宽松政策下资金的流向问题，避免使资金在地方政策、房地产和某些企业中的滥用。因此，国家需要大力改革政府体制和官员升迁机制。

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一、产业结构对经济增长贡献的影响

本文研究1990年以来贵州省经济结构对经济增长的影响，选取贵州省地区生产总值GDP、第一产业的产值S1、第二产业的产值S2以及第三产业产值S3 作为观测指标，1990―2008年的观测值作为指标值，建立线性回归模型，回归结果如下：

该回归方程各参数T值显著，调整后的R2为0.99，F值为13409.29，说明第一、二、三产业对地区生产总值有整体的解释意义, 各个系数在5%水平下的t检验显著，但是此回归模型D-W统计量值为0.41，说明回归方程存在着严重的序列相关，因此考虑带残差项一阶自回归方程，对回归方程估计得：

该回归方程调整后R2为0.99，F值为67097.14，在5%的显著性水平下，各个参数估计的t检验显著，且D-W统计量为1.88，5%显著性水平时此回归方程已不存在序列相关，参数估计在统计意义上可信。

从上述模型可知，贵州省的三个产业除对现期的地区生产总值有影响外，对未来一期的总产值也会产生影响，也就是说现期的总产值不仅受到现期的三个产业的产出量影响，还受到滞后一期的产出量的影响。第一、二、三产业的产值增长1%，会使贵州省地区生产总值增长0.33%；带动贵州省地区产值增长0.39%；使贵州省地区生产总值增长0.36%。2008年，贵州省第一、二、三产业在地区生产总值中的份额分别为15.1%、38.5%、46.4%。由此可知，贵州省第一、二、三产业增加一个单位的产值，其地区生产总值分别会增加2.2个、1.005个、0.77个单位。这说明，贵州省的第一产业的效率最高，第二产业的增加将会使总产值增加，但增长不特别显著；第三产业相对于第一和第二产业而言它的增加值对地区生产总值的贡献起到了制约作用，因此在贵州省产业结构发展中需要注意产业的空心化，应加强对第一和第二产业的发展，注重经济的稳定增长。

二、贵州省产业结构对生产规模的实证研究

利用贵州省1990-2008年的地区生产总值GDP、固定资产投资额K、从业人员L、以及第一、二、三产业在总产值中的比重等样本观测值做回归方程并估计，结果显示解释变量之间存在严重的多重共线性。因此，采用逐步回归方法，来修正多重共线性的问题，得到如下回归方程：

修正原模型以后，回归方程调整后R2为0.99，所估计的参数都通过5%水平下的t检验。模型整体拟合效果良好。

以上方程可知，第一产业占地区生产总值的份额不仅影响经济的生产规模，而且这是一种正向影响，这意味着扩大农业在经济中的相对份额会扩大贵州省的整体经济发展，而且影响要素资本的生产效率；第二产业在地区生产总值的份额不影响经济的生产规模，而只影响劳动力要素的生产效率，且这些影响是一种正向影响，即第二产业只影响劳动力的产出弹性，也就是说第二产业的份额每增加1%将使资本的产出弹性增加0.59%；第三产业在地区生产总值的份额也不会影响经济的生产规模，仅影响要素资本的生产效率，这种影响是一种正向影响，即第三产业只影响资本的产出弹性，也就是说第三产业的份额每增加1%将使要素资本的产出弹性增加1.42%。

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中国经济30多年的快速增长，使得中国成功地进入了上、中等收入国家的行列。中国经济的崛起和快速发展促使了全球经济重心的东移，入世使得中国经济与全球经济更加深度融合。中国经济的长期高速增长不仅离不开内部不断改革所激发的动力，也离不开对外开放所带来全球市场融入和全球产业转移的机遇。随着中国经济规模的不断扩大和与全球经济的深度融合，外部环境的变化和波动将密切影响中国经济的走势。因此有必要对世界经济增长前景进行深入分析。

从历史看，全球经济始终处于不断波动的周期性增长过程。在过去的200年中，经济发展大致经历了分别以蒸汽机、铁路、电力、汽车以及信息技术革命为阶段性标志的发展长周期。20世纪80年代中期开始的计算机应用和信息技术革命，使得世界经济维持了多年的高速增长，全球经济年均增长速度达到3.5%，尤其是2004～2007年期间高达3.9%，是近30年来增长最快且最为平稳的一段时期。但是2008年爆发的金融危机终结了全球经济增长上升的趋势，2009年全球经济出现了近几十年来首次负增长。从经济增长的历史来看，当前世界经济正处在经济增长两个长周期之中的衰退和调整阶段。有意思的是，每一次周期性的经济上升都得益于新技术的推广和规模应用，但是当新技术对生产力推动的潜力逐渐耗尽之后，世界经济就将进入衰退和调整阶段。因而世界经济的全面复苏并重新进入长期增长的上升通道，将依赖于新一轮革命性技术的出现和推广应用。最近广泛热议的绿色技术、生物技术等，尤其是以3D打印技术和分布式新能源技术等为特征的“第三次工业革命”似乎让人们看到了曙光。“第三次工业革命”目前仍然存在很多争议，究竟“第三次工业革命”能否带领世界走出金融危机的阴影也尚需时日来验证，而且新的重大技术革命的应用和发挥作用需要较长时间。故此，后10年很可能是世界经济进入长期波动的低增长时期。

短期来看，金融危机的阴霾仍然挥之不去。发达经济体的债务危机直接影响着全球金融体系，也限制了可以用于刺激经济复苏的财政和货币政策的空间；宽松货币政策导致了全球流动性泛滥，通胀不断加剧，新兴经济体被迫采取紧缩政策，经济面临减速趋势。据IMF的2012年预测值来看，负债率超过100%的国家全部集中在发达经济体内，其中日本债务比（债务/GDP）今年预计高达23.66%，希腊170.7%，意大利126.3%，葡萄牙119.1%，爱尔兰117.7%，美国107.2%，新加坡106.2%。整个欧元区负债比为93.6%。而7个最发达经济体的平均负债率更是高达125.1%。11月14日，无党派的美国国会预算局表示，美国经济正在以令人极度痛苦的缓慢速度复苏，这在很大程度上是因为美国经济潜在增长率受到其劳动结构变化和缺乏投资造成的。总部设在巴黎的经合组织预测，2013年，其34个成员国国内生产总值GDP将增长1.4%，大大低于6个月前2.2%的预测。如果达成财政协议，预计2013年美国经济将增长2%，2014年将增长2.8%。预计2013年日本GDP将增长0.7%，2014年将增长0.8%。欧元区会维持衰退一直到2013年年初，从而导致明年GDP收缩0.1%，2014年增长1.3%。经合组织预测，全球经济在2013年将增长3.4%，这一速度将高于今年2.9%的增长，但低于该组织在5月份对明年增速4.2%的预测。短期看来，全球经济增长仍然深陷金融危机的泥潭之中。

从中长期看，发达国家总体人口结构将出现较大转折性变化。据相关统计资料显示，其总抚养率将一改过去50年来不断下降的趋势，由2010年的48%上升到2030年的63%，上升15个百分点，比发展中国家整体的抚养率水平高12个百分点。科技创新方面，发展中国家研发投入的快速增长及跨国公司的发展，其与发达国家之间的科技竞争将更加激烈。而且未来的科技可能集中在一些新兴领域，这些领域发达国家由于转换成本限制，可能使得其相对于发展中国家的优势并不明显。随着发展中国家发展机会的不断涌现和基础设施等条件的不断改善，原来大量优秀人才迁移可能出现有别于以往的趋势。未来10年发达国家整体的增长速度有可能将低于2%，低于过去50年的平均增长速度。与发达国家相比，新兴经济体维持经济长期增长的基本面要更有利一些。未来10年或更长时期，除中国外，大多数发展中国家仍然存在人口红利，发展中国家（不包括中国）整体的总抚养率将从2010年的59%下降到2030年的53%。从技术进步的角度分析，随着全球化进一步深入和信息技术的不断应用和发展，国际间技术扩散将更快、更广，为发展中国家的技术追赶提供了条件。与发达国家相比，发展中国家的储蓄水平要更高，过去20年发展中国家的平均储蓄率要比发达国家高6%～7%，加之未来人口抚养率的进一步下降，将为发展中国家的资本积累提供更为有利的支撑。不仅如此，随着发达国家经济增长前景的暗淡和发展中国家基础设施和制度环境的改善，国际资本将会更多的流入发展中国家，这些都会给发展中国家的追赶提供资金支持。而后，随着发展中国家经济实力的提高，将会有更多资金可以用于改善基础设施和进行人力资本投入，将进一步促进经济的长期增长。预计未来10年甚至更长时期，发展中国家将继续保持高增长的趋势，年均增长速度将达到5%左右，成为世界经济增长的主要推动力量。

面对未来10年甚至更长时期世界经济的长期波动与低增长，中国要按照既定的中速增长计划，实现经济总量翻番的“中国梦”，必须从眼下着手，实施科学的长期发展战略。务虚要准，务实要行。依据历史经验，一是要坚持改革、开放不动摇。对内坚持改革，“改革是中国最大的红利”，特别是转变过去外延扩大生产为内涵增长发展，过去主要靠外贸驱动增长为消费驱动增长，靠外资投资带动发展为主要靠内资投资推动发展，促使经济转型。对外坚持开放，特别是加快“走出去”的步伐，以应对国际市场的长期低迷。世界经济的长期低迷，使得长期依赖外需增长的中国经济面临更多压力。发达国家的低迷和其他发展中国家的崛起，将使得中国经济未来面临来自发达国家和其他发展中国家的双重竞争压力。因此，一方面要加快国内经济转型的速度，降低对国际市场过度依赖；另一方面，需要加快“走出去”的步伐，充分利用其他新兴经济体，不断壮大市场。二是加快对新技术革命的研究。技术进步的速度和新技术的主导权将成为左右未来全球经济格局的最主要因素，也将成为各国能否尽快摆脱不利的全球环境的关键。尤其是在当前新技术革命前景尚未完全明朗之时，加快对新技术革命的研究显得尤为重要。只有及时了解全球技术革命的动态，才能搭上技术革命的快车，赢得发展的主动权。新能源技术的发展将改变全球能源和经济格局，日益严峻的气候变化问题将加速全球经济增长模式的改变。未来分布式能源和互联网的结合，将打破人类在第一次和第二次工业革命中建立的以石化能源为核心的能源生产和消费模式，能源的生产和消费将突破地理空间的限制。以此为核心的“第三次工业革命”是目前值得关注与投入的重点。最后是加大对人力资本的投入，促进人口质量的提高。未来10年到20年，中国人口数量和结构变化与发达国家表现出类似的趋势，劳动年龄人口数量的下降和老龄化程度的加剧将不利于经济增长，但促进人口质量的提高却空间巨大。因此需要促进教育和培训事业的发展，尤其落后地区和农村地区的基础教育的发展，促进人力资本的快速积累，以此来抵消未来人口数量和结构变化的不利因素。

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关键词：税制结构 经济增长 直接税 间接税

按照税收负担的最终归宿，可将我国现行的税种分为直接税和间接税。目前我国是以间接税为主的税制结构，但这是否有利于我国经济的增长？本文尝试利用计量经济学的方法研究我国税制结构与经济增长之间的关系，其中数据为1994年―2009年的，数据来源主要是中国统计年鉴以及国家税务总局的网站。

一、数据选择与模型选取

1、数据的选取

被解释变量是：实际GDP的增长率。

解释变量有：直接税税额占GDP的比重，间接税税额占GDP的比重，资本形成率，劳动人口增长率，外贸依存度。

其中：

（1）国内生产总值利用支出法来计算。

（2）劳动人口增长率的计算。

其中劳动人口是指年龄在15―64岁之间的人口数。

（3）资本形成率指资本形成总额占支出法国内生产总值的比重投资率。

（4）外贸依存度的计算。

2、模型的设定：

其中：Y表示实际GDP的增长率，X1表示直接税额占GDP的比重， X2表示间接税税额占GDP的比重，X表示资本形成率，X4表示劳动人口增长率，X5表示外贸依存度。由于税收具有时滞性，因而相关变量都滞后一期。X1（-1）和X2（-1）表示直接税税额和间接税税额占GDP的比重分别滞后一期。

二、实证结果

根据计量经济学的方法，对上述模型进行了OLS估计，回归结果如下：

三、结果分析

从模型的估计结果来看，模型的可决系数和修正可决系数值均超过了0.8，说明模型拟合优度较好，而且F值的对应概率分别为0.004507< 0.05，可知结果是显著的。除此之外，样本容量为16，解释变量个数为5，查表可知，dL =0,734，dU =1.935,显然DW值大于dU 而小于4- dU ，故不存在自相关，可以认为模型的变量选择是合理的，估计的结果可用于政策分析。

直接税、间接税占实际GDP的比重，资本形成率和外贸依存度的T绝对值大于2，故这四个变量对实际GDP的影响显著，而劳动人口增长率对经济增长的影响为负值，且T统计值的绝对值小于2，故对GDP的影响不显著。从结果可以看出：直接税占实际GDP的比重对经济增长有正相关关系，一般认为直接税的收入效应要大于替代效应，而使得总效应表现为随着直接税税额的增长导致了更多的产出，但这并不代表直接税种的每个税种对经济增长都有正的贡献；间接税占实际GDP的比重与经济增长有负相关的关系，这要是因为：间接税一般能够转嫁，而且通常内含在价格之中，因此会扭曲商品的价格，造成社会的无谓损失，进而影响资源配置的效率，不利于经济的增长。

四、结论

根据前文的实证结果可以得到以下结论：

1、直接税和间接税对经济增长有显著的影响。直接税对经济增长的影响表现为正相关关系，也就意味着随着直接税税额和直接税占GDP比重的提高，实际GDP增长率会逐步上升；间接税对经济增长的影响呈现负相关关系，说明我国现行间接税会带来资源配置效率的损失，对经济增长有不利的影响。

2、资本形成率、外贸依存度对经济增长有着显著的正相关关系，我国应该重视投资和进口这两辆马车对经济的拉动作用。劳动人口增长率对经济增长的影响呈现不显著的负相关。

世界银行将各国分为低收入国家、中等收入国家和高收入国家，根据国际货币基金组织的统计，高收入国家一般以直接税为主体，低收入国家以间接税为主体，而中等收入国家则选择直接税和间接税并重的双主体。我国目前已经已是中等收入国家甚至已进入发达国家行列，因此我国应该建设直接税和间接税并重的双主体税制结构。

基于以上结论，笔者认为，长期以来我国的税制结构一直是直接税比重偏低，间接税比重过高。为了实现经济的增长，今后我国税制改革应该是建设直接税和间接税并重的双主体税制结构，逐步提高直接税的比重，降低间接税的比重。

参考文献:

[1]王国清,马骁,程谦.财政学[M].高等教育出版社,2005（05）

[2]刘海庆,高凌江．税制结构与经济增长――基于我国省级面板数据的实证研究[J].税务与经济,2011（04）

[3]纪志明.税制结构与经济增长关系的经验分析[J].企业经济,2004（11）

[4]丁淑芬.我国税制结构的优化与完善[J].宏观经济研究,2004（10）

篇7

信贷资金投向与经济增长方式

信贷结构与经济结构呈正向的联动关系。2011年全国GDP排名靠前的大连、青岛、唐山三地市的三大产业结构比分别是大连6.4∶52.1∶51.5，青岛4.7∶47.6∶47.7，唐山8.9∶60.1∶31，其中大连和青岛第三产业产值比重分别为41.5%和47.7%，远高于唐山的31%。与此同时大连和青岛的第三产业吸收的信贷资金占当地信贷资金的比重分别为59.19%和53.87%，同样高于唐山的43.84%。这一数值从总体上反映了信贷结构与经济结构之间的正向联动关系。信贷结构与经济结构的正相关关系不仅反映在不同地域间的横向对比上。对同一个地市来说，信贷结构与经济结构在时间序列上也会成正相关关系。造成这一联动的主要原因是地方既有经济结构反映了社会资源在不同产业和部门内部的配置格局。社会资源占用多的产业必然会吸引更多的信贷资金介入，反之吸引的信贷资金数量则小。

信贷资金是影响经济发展变化的主体。经济结构优化的实质是社会资源在各个产业部门重新组合和优化配置，通过劳动力和生产资料在不同产业或同一产业内部进行转移，实现不同产业或同一产业内部结构的调整。在经济货币化和资本化时代，这种转移表现为资金在各个部门间的流动，而金融机构和证券市场对资金的分配恰恰满足了资源在产业间流动的愿望。目前中国的企业融资主要分为两部分，即直接融资和间接融资。但是直接融资与以信贷为主的间接融资相比数量较小，从而对总体经济结构的影响较小。2008年～2012年，唐山辖内的直接融资仅占间接融资的8.8%，6.2%，5.6%，7.5%。这种悬殊的数量对比使信贷资金相较直接融资形成巨大的数量优势，因此信贷资金成为影响经济结构发展变化的主要动因。

信贷资金对经济政策的敏感性，决定了其更容易形成合力推动经济增长方式转变。截至目前，我国对金融业的股份制改造基本完成，盈利性已经成为银行业经营的首要目标。由于国家产业政策会长期影响某一行业或产业走势，因此金融机构都会认真研究国家经济目标或产业政策，在对经济发展趋势做出科学预判的基础上，对信贷资金流向做出合理安排。推动各产业部门发展的资金来源于各个渠道，但是受各主体利益取向以及信息不对称的影响，很难形成合力。而信贷资金由专业团队管理，对国家经济或产业政策变化极为敏感，因此更容易形成合力，推动经济结构调整。

通过信贷手段优化地方经济结构中存在的问题

既有经济结构限制了信贷资金调整经济结构作用的发挥。地方占有主导地位的支柱产业因为积累了大量社会资源，在盈利性和安全性等方面具有天然的优势，成为金融机构竞相追逐的目标。相反处于弱势地位的产业很难得到信贷资金的青睐，从而使信贷资金对地方经济结构的调整作用受到限制。例如，相对钢铁行业，农业在唐山辖内属弱势产业，具体表现为农产品产量持续徘徊，特色农业发展相对不足，农业工业化进度缓慢。要解决这些问题资金投入是重点，但是农业的周期性、高风险性却令信贷资金不敢大举进入。2009年到2012年年底，唐山辖内的各项贷款余额年平均增长19.2%，而同期纯农业贷款余额却不断下降。

逐利性降低了金融机构参与经济结构调整的主动性。金融业股份制的改造完成后，盈利性成为金融机构的首要经营目标。因此信贷政策的贯彻落实主要依靠窗口指导和道义劝说，缺乏必要的约束和正向激励机制。商业银行对自身利益的追逐，使信贷资源配置经常偏离于产业政策的最终目标，削弱了信贷政策“促转变”的效果。例如，为了增加就业并提高产业结构质量，国家多年来一直鼓励金融机构支持中小微企业，但是由于中小微企业普遍积累不足，固定资产规模较小，缺乏可用于抵押的财产等原因，金融机构一直未能改变对中小企业的歧视性政策。

传统的风险控制模式限制了信贷资金对经济结构调整能力。近年来金融机构在信贷标准、风险把握、经营管理等方面已经形成了比较成熟的模式，这种模式被不同的金融机构所采信，并转化成风险控制模式。当前各金融机构习惯支持具有物质形态产品的行业，偏好以实物资产抵押来规避信贷风险。但是，现代服务业却具有轻实物资产、重知识和技术的特点，其实物资产占总资产的比重大大降低。因此商业银行以实物资产抵押防范信贷风险的传统模式显然不利于产业结构调整优化，以及新产业发展、新技术运用。

协调机制不完善影响信贷资金对经济结构的调整效果。一是政府职能部门、银行监管部门、金融机构缺少常规性的沟通、协调机制。地方政府相关部门在进行经济发展布局时，往往忽视金融监管部门和金融机构的作用，在一定程度上造成了产业政策和金融政策融合不够，经济布局与信贷资金配置的脱节。金融机构往往只能被动适应，去配置和调节信贷资金，从而在一定程度上影响了信贷资金促进经济结构调整的效果。二是区域信贷资金掌控存在软肋。据调查，2012年，埠外金融机构流入唐山市信贷资金数额达到唐山市金融机构贷款余额的29.6%，这部分资金流向难以掌控。

通过信贷结构调整优化经济结构的策略

信贷资金对经济结构的调整应注重区位优势。由于地理位置、资源优势以及经济发展阶段不同，各个地方都会形成具有地域特点的经济结构。比如有的地方以重工业为支柱产业，有的地方以特色农业为主攻方向，还有的地方由于具有充分的旅游资源，经济发展以旅游业为核心，这些地方的产业结构具有很强的自身特点。因此，对局部来说三大产业在GDP中的合理占比并没有固定标准，与之相关信贷结构也会有所区别。优化经济结构，转变经济增长方式要根据区域经济特点制定不同的经济结构目标以及相应的信贷政策。

通过产业政策指导信贷投放，进而转变经济增长方式。随着金融改革目标逐步完成，金融机构越来越以盈利性为首要经营目标。因此多数情况下，某一产业或行业的发展即使出现结构性问题，但只要符合金融机构的逐利原则，仍然会得到信贷资金的支持，即金融机构不会以优化产业结构为己任。但是另一方面，由于国家宏观经济政策会对某一产业或行业未来收益造成决定性的影响，金融机构在做出信贷安排时，都会认真的参研国家的经济和产业政策。因此国家和地方可以根据经济目标制定相应的产业政策，来达到引导信贷资金投放促进转变增长方式的目的。

完善信贷资金风险分散和补偿机制。为提高信贷资金承担调整经济结构的主动性，加强财税政策与金融政策的协调，对符合经济结构调整方向的贷款给予风险补偿，并实行差别化的税收政策，引导金融机构调整信贷资金流向。同时制订实施结构化信贷规模控制政策措施，规定商业银行信贷规模中投向消费、战略性新兴产业、中小企业、县域及欠发达地区等薄弱环节的比例和规模。对于支持经济结构调整力度大的金融机构，施行较低的存款准备金率、并优先给予再贴现等政策，充分调动金融机构优化信贷结构的能动性。

篇8

改革开放以来，我国经济实现了举世瞩目的快速增长，产业结构调整与城市化率提高不仅成为中国经济中显著的特征化事实，而且发挥了增长引擎的作用。一方面，我国产业结构发生明显改变，1982年以来第一产业产值比重持续下降，特别是1990年代以后第一产业占比急剧下降，2012年在GDP中的占比降至101%；与此对应，第三产业比重则加快上升，2012年在GDP中占比达到446%；同时，中国仍处于中等收入水平发展阶段，第二产业的占比尽管略有波动，但是基本上维持着主导地位。另一方面，我国以城镇人口占总人口比重衡量的城市化率，也出现逐年上升并在2011年超过了50%（如图1所示）。关于城市化及其对经济增长的影响机制的研究引起了较为广泛的关注。

一些学者研究了产业结构的调整与工业化、城市化之间互为促进的关系。Moomaw等\[1\]认为相比于土地密集型的农业而言，制造业和服务业更容易利用其他非土地要素替代土地，并能够在城市聚集中获得显著的规模经济等正的外部性，利于产业集聚的形成。同时，城市的快速发展必须要有相应的产业发展相匹配，从而为城市提供足够的就业岗位，随着产业结构的优化，就业结构发生转变，农村剩余劳动力大量涌向城市，工业化进程逐步形成地理空间上的集聚现象，为城市化创造了足够的物质资本\[2\]\[3\]。

另一些学者探讨了城市化带动经济增长的途径。中国经济增长与宏观稳定课题组等\[4\]认为21世纪初，正是由于我国城市化进程的高速推进，带动了工业化深化，实现了持续较高的经济增长率；Jones等\[5\]认为对于经济增长的贡献，以规模收益递增为特点的城市化具有重要作用。沈坤荣等\[6\]通过实证研究发现，城市化率对人均产出的促进作用主要是通过人力资本积累而实现；吴福象等\[7\]以长三角城市为例，发现我国城市化与非农业就业比重变化具有较强的相关性，进而考察了城市群落对经济增长的驱动作用。

中国地质大学学报(社会科学版)邹薇，等：城市扩张对产业结构与经济增长的空间效应――基于空间面板模型的研究图1我国各产业占国内生产总值比重及城市化率的变化

但是，上述研究仅以城市人口占比作为衡量城市化率的指标，主要是在人口流向城市的视角上分析城市化进程，只能解释城市人口规模对经济与相关产业的直接影响，忽略了城市扩张的空间外溢效应与辐射作用。实际上，城市的扩张路径必须与人口集聚、资本集聚和与产业发展相辅相成，城市中道路和公共交通设施、公共通讯、电力、管网等物质基础设施的建设，将大大提高土地的利用价值；随着城市规模扩张，城市中教育、医疗、信息等社会基础设施建设也不断发挥外部效应，城市以群落或都市圈的形态集聚发展，这种动态变化将以人力资本外溢与技术扩散的方式进行相互影响\[8\]\[9\]。许多学者已经指出，知识外溢与技术创新是经济持续增长的源泉所在，但并没有考虑到城市规模的扩张和城市数目的增加将如何推动当地的知识与技术创新对邻近地区产生辐射作用\[10\]\[11\]\[12\]。Krugman\[13\]所创立的新经济地理学，在跨国层面上解释了区域创新与知识外溢活动在地理空间上的高度集中现象，但是在我国，对于城市化进程所带来的知识外溢和产业辐射等效应的分析还相当不够。由此，本文的目的是通过建立空间面板计量模型，就城市扩张对于经济增长与产业集聚的空间效应展开实证分析，旨在回答以下几个问题：是否存在影响经济增长与产业集聚的地域空间外溢效应？我国城市化规模扩张影响经济增长以及产业结构的机制是什么？不同的城市扩张路径对经济增长与产业扩张有不同影响吗？

文章其余部分安排如下：第二部分构造关于城市扩张对经济增长和产业结构作用的标准方程，为了能够更好地涵盖空间效应的影响，详细讨论了空间面板计量模型的设定、估计、直接与间接效应以及空间权重矩阵的选择，以建立完善的实证研究模型；第三部分概述本文所采用的数据以及描述性统计；第四部分报告和分析了实证分析的结果；最后总结全文。

二、实证模型与方法

（一）城市扩张、产业结构与经济增长的标准方程

本文实证研究的经济增长模型设定主要基于扩展的索洛模型\[14\]\[15\]，除了考虑人力资本、物质资本以及人口增长、技术进步和折旧等生产要素以外，加入了刻画城市规模和城市化进程的相关变量。此外，为了分析城市扩张引起的空间效应，本文建立了空间面板模型，通过利用空间权重矩阵来捕获经济增长以及各变量的空间外溢效应，以更好地识别经济要素在空间状态下对经济增长的作用机制，并避免模型估计中发生遗漏变量。本文结合研究经济增长收敛的截面数据方法与面板数据方法\[14\]\[16\]\[17\](P555-677)，建立了如下的增长方程：

git=α+βlnyi,t-1+Xitφ+ci+μt+εit(1)

其中，i（i=1,…,N）是截面维度（空间个体），而t（t=1,…,T）是时间维度指标（时期）。yit表示为地区人均实际GDP，而git=lnyit-lnyi,t-1则是人均实际GDP的增长率，α为常数项，lnyi,t-1是滞后一期的人均实际GDP的对数值，Xit是1×K的解释变量的行向量，其中K为解释变量个数，β则称之为短期收敛系数，φ是匹配解释变量的待估计未知参数K×1的列向量，而εit~N(0,σ2)。这里ci是空间个体效应，其背后含义反映了空间个体不随时间改变的变量；与此对应的是，μt反映的是空间时间效应，表示空间全部个体在特定时期所接收的信息量是相同的，如特定年份各地区所接受广告数量相一致。

特别地，β在此体现的是“追赶效应”，如果其估计的结果为负数，则意味着相对于上一期，贫穷落后地区增长速度高于发达地区。结合中国各地区经济发展实际情况来看，当前省域经济差距明显，各地区投资、人力资本、人口增长以及城市发展情况均不相同，这些因素决定了我们必须对经济增长方程中纳入适当的控制变量，以避免经济收敛的潜在偏差\[18\]。由此，本文控制变量中包括了物质资本的对数值（lnsk）与人力资本的对数值（lnsh），并纳入ln(nit+γ+δ)以解释人口增长率、技术进步率与资本折旧率，技术进步率与资本折旧率设定为5%\[14\]。

进一步地，我们认为中国人口基数庞大，并不能简单地用城镇人口占总人口比重来刻画我国当前的城市化进程。为此，我们比较了国内外研究者关于城市规模与聚集效应的各种指标\[19\]\[20\]\[21\]\[22\]\[23\]\[24\]，试图从城市居民生存空间、收入以及交通便利程度来捕捉城市扩张的实际情况。我们在模型（1）中加入了如下城市变量：城市人口密度对数值lnpopden、城市人均工资水平对数值lnwage和每万人拥有公交车数量bus。根据全部变量的设定可以得到Xit=\[lnskit,lnshit,ln(nit+γ+δ),lnpopdenit,lnwageit,busit\]。

此外，本文将在研究城市扩张影响经济增长的基础上，探讨城市扩张对我国不同地区三大产业以及工业化进程的影响机制。结合经济增长方程，考虑到了不同产业对城市基础设施的要求存在一定差异，本文在产业结构与城市扩张的回归方程中加入了两个变量：人均道路面积（road）和每万人拥有公厕数量（toil），从而得到分析各产业发展受到城市扩张影响的回归方程如下：

industry=α′+X′itφ′+c′i+μ′t+ε′it(2)

其中，X′it=\[lnskit,lnshit,ln(nit+γ+δ),lnpopdenit,lnwageit,busit,road,toil\]；industry表示各产业变量，在后续的实证分析中，将分别以各地区三大产业以及规模以上工业增加值占国内生产总值比重作为被解释变量。其余参数均与方程（1）含义相同，在此不再赘述。

（二）空间面板计量模型的构造

上述标准方程中仅仅考察各经济要素对于经济增长的作用机制，没有考虑经济活动的空间效应，而忽略空间相关性将导致增长方程出现模型设定偏误，估计结果将会出现偏差与非一致\[25\](P7-13)\[26\]\[27\]。随着Anselin\[28\](P310-330)引入空间计量方法，空间依存度与空间异质性已被考虑到估计方程中，解决了模型设定偏误问题。由此本文将通过采用空间面板的计量方法，分别对方程（1）与方程（2）进行拓展。以下关于空间面板模型的说明，将以经济增长方程（1）为例，相应的方法适用于对产业发展方程的拓展。

我们首先考察空间面板模型的一般设定情况：

git=α+ρ∑Nj=1wijgjt+βlnyi,t-1+Xitφ+∑Nj=1(wijXijt+wijlnyj,t-1)θ+ci+μt+υit

υit=λ∑Nj=1wijυjt+εit(3)

这里wij表示的是空间权重矩阵W的第i行、第j列元素，W为NT×NT矩阵，而权重矩阵表征的是空间个体之间的相互依赖与相关程度（关于空间权重的选取，后文将进行深入探讨）。∑jwijgjt表示的是本地区因变量与其他地区因变量的交互作用，而ρ则是该内生互作用下的反应参数，与此对应的是包含空间自变量的反应参数θ，θ为K×1的列向量。后一个方程表示扰动项υit可能受到来自其他地区的影响，并包含了特质部分εit，其中λ称之为空间自相关系数。

通过对方程（3）反应参数与空间自相关系数的适当约束，我们将得到三类不同的空间面板模型：

其一，当θ=0,λ=0时，方程（3）将变为空间自回归模型（SAR）或空间滞后模型（SLM）：

git=α+ρ∑Nj=1wijgjt+βlnyi,t-1+Xitφ+ci+μt+εit(4)

其二，当λ=0时，我们将得到空间杜宾模型（SDM）：

git=α+ρ∑Nj=1wijgjt+βlnyi,t-1+Xitφ+∑Nj=1(wijXijt+wijlnyj,t-1)θ+ci+μt+εit(5)

其三，当ρ=0,θ=0时，得到的是空间误差模型（SEM）：

git=α+βlnyi,t-1+Xitφ+ci+μt+υit

υit=λ∑Nj=1wijυjt+εit(6)

以上空间计量模型的估计方法，一般牵涉到非线性模型的优化及估计问题，目前相关文献中主要采用两种方法来估计含有空间外溢与空间非匀质的模型：一种是基于最大似然估计（MLE）的方法\[25\](P57-76)\[28\](P310-330)，而另一种是基于工具变量或者广义矩估计法的方法（IV/GMM）\[29\]\[30\]\[31\]。结合我国实际情况，当前我国省域经济发展差异明显，对经济增长方程中考虑相关地区空间固定效应或随机效应是较为稳健的，由此本文将基于Elhorst\[32\](P377-407)的MLE方法，对模型进行相关估计及检验。至于对以上三类不同空间面板模型的选取，本文利用两种步骤及相关统计量检验来选择适合实际数据的最优模型具体地，第一个步骤包含两种途径，一是基于非空间模型的残差，利用古典拉格朗日乘子和稳健拉格朗日乘子分别对空间滞后模型与空间误差模型进行交互检验。二是基于空间滞后或空间误差模型的最大似然残差进行检验。第二个步骤是针对空间杜宾模型建立两个约束的假设检验：H0∶θ=0 & H0∶θ+ρφ=0，前者检验空间杜宾模型能否被简化为空间滞后模型，后者检验空间杜宾模型能否简化为空间误差模型。两个原假设的检验统计量均服从自由度为K的卡方分布。。

要研究知识与技术外溢、空间相关性，选取适当的空间权重矩阵十分关键。考虑到我国城市化和省域经济发展的实际，我们采用距离权重矩阵，分别从地理距离权重矩阵和经济距离权重矩阵两个角度来刻画区域经济增长和产业结构的空间外溢效应。关于地理距离权重矩阵，本文定义为各个地区省会城市之间的大圆弧距离Wdij\[33\]，为了简化模型与易于解释，通常对空间权重矩阵进行标准化处理，即每行元素之和为1，记为W′dij：

Wdij=(1/dgeoij)2;W′dij=Wdij∑jWdij,if i≠j

W′dij=0, if i=j

(7)

关于经济距离权重矩阵的引入，旨在考虑各种非地理因素（例如交通设施、通讯等）对于产业发展的影响。目前既有的两种做法各有局限性：一种做法是针对相邻地区经济发展水平差异建立基于地区经济差异的经济距离矩阵，假定两个地区空间经济距离交叉影响程度相同\[34\]\[35\]，这一权重的不足是，没有考虑到经济发展较高的地区对相对较差地区的影响程度会更强一些（例如就毗邻的北京与河北、广东与广西而论）。另一种做法是在地理距离权重矩阵基础上，引入各地区观察期内的平均GDP占全国平均GDP比重的对角线矩阵，考虑各地区经济水平差异和不同地区相互影响的差异\[36\]，但在这种权重下，将会出现人口大省河北与河南所对应的平均产值比重明显高于北京、天津等经济发达地区，显然实际情况并不相符。为此，我们采用观察期内各地区人均GDP均值占全国人均GDP均值的比重，对以上方法进行修正，消除人口因素，更准确地考察经济发展水平差异在空间的辐射作用，本文定义的空间经济距离权重矩阵如下：

We=Wddiag(1/,2/,…,n/);W′eij=Weij∑jWeij ,if i≠j

W′eij=0,if i=j

(8)

其中，W′dij是其对应进行标准化后的结果。而i=1/(t1-t0+1)*∑t1t=t0Yit为观测期内第i个地区的人均GDP均值，=1/n(t1-t0+1)*∑ni=1∑t1t=t0Yit为总观测期内全国人均GDP均值。

研究城市扩张对于产业结构和经济增长影响的一个困难是如何分解出城市扩张的外溢效应\[37\]\[38\](P355-376)\[32\](P377-407)。本文空间面板计量分析中将不只是简单地通过回归系数建立变量之间的影响关系，而且要对影响效应进行分解，在此以（5）式的空间杜宾模型为例进行说明。为便于解释将方程（5）转化为矩阵符号，合并方程的经济增长向量g可得：

g=(I-ρW)-1\[α+βlogyt-1+Xφ+(WX+Wlogyt-1)θ+ci+μt+ε\](9)

I为N×1的单位矩阵。我们通过空间里昂惕夫逆矩阵(I-ρW)-1展开（Waugh\[39\]），得到：(I-ρW)-1=I+ρW+ρ2W2+…。其中，第一项为直接效应（I），余下的为间接效应。我们分别计算因变量gi（第i个地区经济增长）关于自变量xir和xjr的一阶导数：

gixjr=Sr(W)ij,gixir=Sr(W)ii(10)

其中，Sr(W)=(IN-ρW)-1(INβr+θrW)，而βr表示第r个自变量对因变量的解释系数，θr表示第r个空间滞后自变量对因变量的解释系数。从方程（10）可以直观看出，因变量gi不仅受到本地xir的影响，还受到来自其他地区反馈效应，即城市的扩张有可能带来外溢效应。本文下面实证分析中将分别考察某个地区经济增长受到的来自本地区、其他地区和全国所有地区的影响，分别称为直接效应、间接效应和总效应。

三、数据来源与检验

（一）数据来源与变量描述性统计

本文采用的是全国30个省、自治区和直辖市1997―2011年的相关数据进行分析，自治区由于部分数据缺失，故将其剔除。因变量主要由经济增长率、三大产业以及规模以上工业增加值占GDP比重构成，其中经济增长率用人均实际GDP对数增长率表示，而外生变量包含了索洛模型的标准变量及相关城市变量。物质资本与人力资本的变量分别通过全社会固定资产投资占GDP比重和高中以上教育水平的人口比例来实现。城市变量主要来自城市部门，包含了人口密度、人均工资水平、每万人拥有公交车数量、人均道路面积和每万人拥有公厕数量（如表1所示）。表1主要变量的描述性统计

变量观测值均值标准差最小值最大值人均实际GDP对数增长率4200122 000038 9-0067 800267第一产业增加值比重4500148 000076 40006 510364第二产业增加值比重4500450 000078 90197 000590第三产业增加值比重4500398 000070 60286 000761规模以上工业增加值比重4500384 000082 20127 000536物质资本程度4500398 000118 00197 000789人力资本程度4500190 000083 70054 900539人口增长率4200008 640017 4-0073 600190城市人口密度（人/平方公里）4501 8181 344246 307城市职工人均工资水平（元）44919 17812 5152 24677 031每万人拥有公共汽车辆（标台）4509557004054 03000 0035200人均拥有道路面积（平方米）45010250 003564 03900 0023620每万人拥有公共厕所（座）4503900 002087 01130 0016200注：为了数据表述的直观起见，本表中针对变量选取的结果，相应的变量均没有经过对数变换，在实证检验中将采用

对数形式。

文中对于以现价表示的各名义变量，均使用相应的价格指数平减为实际值，其中全社会固定资产投资采用历年各地区的固定资产价格指数进行调整，固定资产价格指数来源于历年的《中国固定资产投资年鉴》；产出以不变价格进行相应地平减。各价格指数均以1997年为基期。各项经济社会数据和城市数据中的城市人口密度、每万人拥有公交车数量、人均道路面积以及每万人拥有公厕数量均取自历年《中国统计年鉴》、《中国人口统计年鉴》与相应各年、各省、自治区、直辖市统计年鉴，各产业增加值数据来自中经网，城市人均工资水平数据来源于历年《中国城市统计年鉴》。

（二）空间自相关检验

在进行计量分析前，首先需要了解经济增长与各产业结构在空间的相关性与相关程度，常用的方法是利用Moran′s I指数进行检验\[28\]。全局Moran′s I指数定义如下：

Moran′s=n∑ni=1∑nj=1Wij(yi-)(yj-)∑ni=1∑nj=1Wij∑ni=1(yi-)2=∑ni=1∑nj=1Wij(yi-)(yj-)S2∑ni=1∑nj=1Wij(11)

其中，n为地区总数，Wij是空间权重矩阵，yi和yj分别表示第i地区和第j地区的属性值，而S2和分别表示其对应方差和均值。Moran′s I∈\[-1,1\]，大于0表示正的空间相关性，意味着经济变量具有相似属性；小于0则表示空间负相关，即属性值差异明显；指数绝对值越大，则表明空间相关程度越高，反之亦然。文章分别在两种权重矩阵设定下，对各个被解释变量进行了空间相关性检验，Moran′s I检验结果如表2所示。

表2各经济行为的空间相关性检验

地理距离权重矩阵经济距离权重矩阵被解释经济变量Moran′s IMoran′s I人均实际GDP对数增长率0301 0***0356 00***第一产业增加值比重-0039 8-0063 60**第二产业增加值比重-0064 6**-0101 20***第三产业增加值比重0127 2***0103 30***规模以上工业增加值比重-0065 0**-0010 28***注：(1)***,**,*分别表示在1%,5%和10%水平上显著。表2反映的空间相关性有以下特征：首先，人均实际GDP增长率的Moran′s I在1%显著性水平下为正，表明存在较突出的集聚效应，且在经济距离权重下的集聚效应更强；其次，第三产业增加值比重的Moran′s I同样在1%显著性水平下为正，只不过对于第三产业增加值而言，地理距离权重下的集聚效应更强些；再次，第二产业增加值比重与规模以上工业增加值比重的Moran′s I均为负值，且相关程度相对较小，表明我国现阶段各地区的城市发展出现了空间分散化趋势，或者说工业部门的生产“遍地开花”，出现了一定程度的“去集聚化”；最后，第一产业增加值比重的Moran′s I指数均为负值，且相关性不大，在经济距离权重下，第一产业表现出较弱的空间不相似性（在5%显著性水平下为微弱的负值），而在地理距离权重下则几乎不存在空间依赖（指数不显著），这说明随着我国城市规模扩张的加快，土地价值迅速上升，一些农用地被转作工业、建设等“非农用地”，第一产业发展几乎不存在空间相关性。

上述空间相关性检验表明，我国目前的工业化、城市化进程具有不同于其他国家的特殊性。Ngai等\[40\]对各国不同产业部门就业的研究发现，经济发展必将经历由农业向工业、进而向服务业顺次转移的过程，但是中国目前的情形则不同，在农业的空间集聚性迅速下降的同时，工业部门同样存在空间分散化状况，第三产业则产生了较明显的集聚效应。那么，我国城市规模的扩张究竟怎样影响了经济增长和产业结构呢？下面将通过空间计量模型来加以考察。

四、回归结果分析

（一）城市扩张对经济增长的空间效应检验与分解

对于前文所设定的空间计量经济增长方程，我们首先基于非空间面板模型的残差，利用古典拉格朗日乘子LMC和稳健拉格朗日乘子LMR分别对空间滞后模型与空间误差模型进行交互检验，然后对个体固定效应和时间固定效应进行LR检验，由此得到的两种权重矩阵下的估计结果如表3所示。表3城市扩张对经济增长的非空间效应估计及其检验

变量（1）混合回归（2）个体固定效应（3）时间固定效应（4）双边固定效应lnLgdp0007 79***(547)0003 83(087)0007 89***(548)-0000 639(-011)lnsk0049 0***(772)0056 0***(853)0053 3***(731)0066 6***(939)lnsh0015 9***(284)0014 1**(242)0019 8**(251)0016**(211)ln(n+γ+δ)-0011 9***（-317）-0005 83*(-179)-0011 1***(-292)-0004 33(-136)lnpopden0000 620(031)0001 70(099)-0000 4480000 965(050)lnwage-0002 42(-088)-0005 48**(-213)-0002 71-0004 84*(-189)bus-0002 48***(-531)-0001 62***(-3905)-0002 82***(-525)-0001 66***(-352)intercept0131***(379)lnL8850899481894771 0132LM空间滞后1831***/ 915***3322***/1467***1187***/ 533**1720***/605**稳健LM空间滞后305*/305*015/ 0045243 7**/ 367*551**/686***LM空间误差1643***/647**3854***/1718***666***/1701304***/ 272*稳健LM空间误差117/037547**/ 2560031 4/ 002135/353*注：(1)***,**,*分别表示在1%,5%和10%水平上显著; (2) 括号中为t统计量; (3)lnL为对数似然函数值；(4)两类权重矩阵下的个体固定效应与时间固定效应的LR检验均拒绝原假设，即模型存在双边固定效应; (5)LM检验斜线左侧为地理距离权重矩阵下的检验结果，右侧则为经济距离权重矩阵的检验结果。

从表3的结果可以发现，其一，在两种权重矩阵下，LM关于空间滞后与空间误差存在性的绝大多数检验均拒绝了原假设，且空间滞后模型的检验统计量更为显著。其二，关于个体固定效应与时间固定效应的LR检验都拒绝了原假设，表明我国经济增长中，个体非匀质性以及时间效应是不可忽略的变量。因此，双边固定效应的空间滞后模型更符合模型设定，鉴于前述的空间面板模型的选择策略，接下来我们将考虑经济增长方程中的空间杜宾模型（方程（5）），并分别考察在固定效应和随机效应下的估计结果依据Lee等\[41\]的研究结果，在本文数据所体现“大N（样本数）小T（年份数）”的情况下，对空间个体效应进行空间滞后或空间误差的直接估计将得到一个非一致的方差参数估计，故我们采用了偏差校正的办法，对文章中含有个体固定效应的空间滞后、空间误差以及空间杜宾模型均进行了校正处理，下文关于固定效应模型的估计将不再赘述。。

为了检验空间杜宾模型是否会简化到空间滞后或者空间误差模型，需要针对方程（5）建立两个约束的假设检验：H0∶θ=0 & H0∶θ+ρφ=0，假设检验可以通过Wald统计量或LR统计量进行检验，结果，Wald和LR检验结果得出应选择空间杜宾模型。此外，我们还对固定效应与随机效应进行了Hausman检验，在两种权重矩阵下均接受了原假设，即应选择随机效应模型（如表4所示）。表4城市扩张对经济增长的空间杜宾模型估计及其检验

经济增长率g（地理距离权重矩阵）经济增长率g（经济距离权重矩阵）变量（1）双边固定效应（2）随机效应+时间效应（3）双边固定效应（4）随机效应+时间效应W*g0378***（547）0255***(570)0275***（445）0138**(210)lnLgdp0005 49（0784）0008 97***(476)0006 74（108）0009 94(521)lnsk0054 9***（551）0052 1***(567)0052 8***（594）0051 6***(642)lnsh0019 4*（176）0016 1(162)0013 9（144）0011 6(131)ln(n+γ+δ)-0004 20（-130）-0005 80*(-190)-0003 60（-111）-0005 34*(-174)lnpopden0005 86**（231）0005 35**(219)0003 78*(167)0003 20(147)lnwage-0004 32*（-168）-0004 41*(-178)-0004 43*(-172)-0004 30*(-174)bus-0000 629(-093)-0000 944(-145)-0001 20**(-212)-0001 57***(-289)W*lnLgdp-0012 1(-091)-0005 46(-1175)-0024 8**(-202)-0010 5**(-201)W*lnsk0012 1(053)0027 1(124)0036 3*(172)0055 1***(270)W*lnsh-0004 73(-022)-0000 567(-0028)0010 0(043)0015 4(069)W*ln(n+γ+δ)-0006 31(-056)-0014 3（-142）-0018 0(-110)-0036 3***(-262)W*lnpopden-0013 5**(-248)-0012 9**（-244）-0014 0***(-278)-0013 8***(-280)W*lnwage-0006 41(-051)-0009 52（-083）-0016 4(-077)-0017 8(-102)W*bus-0001 75(-136)-0001 86（-148）-0002 20*(-195)-0002 50**(-231)Hausman_p0901 90107 4空间滞后Wald11931565**1987***2597***空间滞后LR1390*442 590***2424***170 610***空间误差Wald1420**1802**2457***2911***空间误差LR1664**-0000 119 742781***0000 138 34注：(1)***,**,*分别表示在1%,5%和10%水平上显著; (2)括号中为t统计量; (3)Hausman检验均接受了原假设，选择

了随机效应模型；(4)Wald和LR检验结果得出应选择空间杜宾模型。

表4分别列出了在地理距离权重矩阵与经济距离权重矩阵下，城市扩张对于经济增长的估计结果。综合各相关检验的结果，我们选择考虑随机效应和时间效应的空间杜宾模型来分析城市扩张对经济增长的影响，即着重考察第2和4列的结果。城市扩张对经济增长的空间效应体现为以下方面：（1）人均实际GDP增长率的空间滞后参数总是显著为正，且在地理距离权重下效应更强，表明来自相邻地区的知识传播和技术转移，会对城市经济增长产生外溢效应。（2）本地区前期人均GDP水平对于经济增长的空间影响是不太显著的负数，且在经济距离权重下显著性和相关性略高，说明相邻地区之间在经济增长上还没有形成突出的收敛效应。（3）物质资本积累的空间效应为正，且在经济距离权重下效应更强，说明目前经济关联密切的地区经济增长的空间外溢，主要是通过投资和资本积累而进行的。（4）人力资本积累的空间效应则既不明显，也不确定。就地理距离权重而言，人力资本具有不显著的微弱负效应；而就经济距离权重而言，该效应同样不显著，却是微弱的正值。这表明我国目前城市的人力资本流动中混杂着高端知识技术人员、普通技能劳动和低技能劳动等多种劳动力，并没有体现与产业发展需要相一致的集聚效应。（5）反映城市规模扩张的几个变量对经济增长的空间影响都呈现出负值。其中，城市人口增长因素对经济增长有负效应，城市人口密度、城市公交规模对经济增长的效应也是负值，且以上因素的效应在经济距离权重下更显著；而不论采用哪种距离权重，城市平均工资水平对经济增长均具有不显著的微弱负效应。这表明，我国目前城市规模的扩张存在无序和拥挤问题，对经济增长总体上具有负面的空间影响，

进一步地，我们将就城市扩张对经济增长的空间效应进行分解。因为如前所述，在空间面板模型中，自变量对应参数并不能表示对因变量影响的边际效应，为此，我们采用公式（11）的方法，检验某个地区经济增长受到的来自本地区、其他地区和全国所有地区的影响，分别称为直接效应、间接效应和总效应（如表5所示）。表5城市扩张对经济增长的空间杜宾模型的直接效应、间接效应和总体效应

随机+时间效应（地理距离权重矩阵）随机+时间效应（经济距离权重矩阵）变量直接效应间接效应总效应直接效应间接效应总效应lnLgdp0008 79***-0004 220004 570009 75***-0010 40*-0000 641（471）(-069)(067)(516)（-174）(-010)lnsk0053 30***0053 10**0106***0052 90***0070 90***0124 000***（600）(211)(489)(679)（336）(665)lnsh0016 30*0004 780021 000011 900020 400032 200（173）(020)(103)(135)（080）(150)ln(n+γ+δ)-0006 46**-0020 40-0026 90*-0005 95*-0042 70**-0048 700***（-213）(-157)(-194)(-190)（-270）(-291)lnpopden0004 96**-0015 10**-0010 10*0002 94-0015 20**-0012 300**（210）(-232)(-175)(141)（-272）(-235)lnwage-0004 88*-0013 30-0018 10-0004 61*-0022 10-0026 700（-190）(-086)(-110)(-179)（-112）(-132)bus-0001 01-0002 80*-0003 82***-0001 62***-0003 16**-0004 770***(-158)(-181)(-293)(-298)(-258)(-414)注：(1)***,**,*分别表示在1%,5%和10%水平上显著; (2)括号中为t统计量。

从表5可以看出，其一，空间杜宾模型中，前期人均实际GDP水平对经济增长的直接效应显著为正，间接效应则是不显著的微弱负数，说明我国各地城市的经济增长并不存在短期收敛，发达地区与落后地区间的经济增长差异仍在拉大，并且在经济距离权重下这一差异更为明显。其二，物质资本积累的直接效应、间接效应和总效应均显著为正，即物质资本对本地以及其他地区的经济增长均显示出明显的刺激作用，且在经济距离权重矩阵下，本地区物质资本对其他地区表现出更显著的空间外溢影响。这表明，我国目前各地城市主要通过投资和大规模基建来拉动经济增长。其三，人口增长具有较显著的负效应，与理论模型预期一致；而人力资本积累的直接效应、间接效应和总效应均不显著，说明教育和人力资本投资还没有产生足够的外溢效应。其四，人口密度的直接效应为不太显著的正数，而间接效应和总效应则均为较显著的负数。这表明城市规模扩张程度存在与经济增长脱节现象，某个城市人口密度的增加，势必会造成其他地区的人才流失和劳动力减少。这种现象在目前北、上、广等特大城市最为明显，已经造成人力资本在空间上的配置错位。最后，人均工资水平、每万人公交数量的直接效应、间接效应和总效应系数均为负。其中，人均工资的直接负效应更显著，说明劳动力向少数城市流动和集中，人均工资上升，对本地区经济增长带来不利影响。而每万人拥有公交车数量与经济增长呈现出明显的负相关，表明目前我国城市规模的空间扩张并没有与城市功能的质量提升相匹配，城市扩张的成本上升过快，甚至出现了城市扩张与经济增长需要相背驰的局面。

（二）城市扩张对产业结构的空间效应检验与分解

各国经验表明，城市扩张往往与工业化推进、第二和第三产业的产值和就业比重上升等现象相伴相生。我们将通过空间计量模型，具体分析我国城市扩张对于产业结构变化的影响。由于我国经济发展现阶段，工业在绝大多数城市的经济中占据主导份额（在图1中，第二产业占GDP比重在近20年来始终接近50%），我们还将具体考察城市扩张对规模以上工业的影响。首先依据前文所述的模型选择策略，分别选取了最优的空间计量模型进行估计，在地理距离权重下采用空间自回归模型（SAR），而在经济距离权重下采用空间杜宾模型（SDM），估计结果和检验如表6所示。进一步地，我们还具体分解了城市扩张各变量对第一、第二、第三产业的直接效应、间接效应和总体效应，其估计结果分别列示于表7、8、9。表6城市扩张对产业结构的空间面板模型估计及其检验

第一产业增加值比重第二产业增加值比重第三产业增加值比重规模以上工业增加值比重变量地理权重经济权重地理权重经济权重地理权重经济权重地理权重经济权重(1)SAR(2)SDM(3)SDM(4)SDM(5)SDM(6)SDM(7)SDM(8)SDMW*industry0942***0836***0875***0830***0858***0710***0931***0846***(10480)(6199)(4434)（5186）(4053)(3347)(8186)(5725)lnsk-0017 8**-0006 260072 8***0048 8***-0049 1***-0036 4***0038 2***0021 3(-237)(-056)(585)(357)(-467)(-361)(267)(148)lnsh-0053 3***-0082 3***0046 7***0059 3***0020 1*0022 2**0053 3***00591***(-696)(-694)(387)(407)(183)(206)(357)(388)ln(n+γ+δ)-0001 29-0001 930002 840004 96-0003 38-0004 810002 270004 81(-038)(-047)(0971)(099)(-103)(-130)(051)(092)lnpopden0002 300003 360007 06**0000 785-0001 16-0002 290002 460000 634(112)(116)(219)(022)(-044)(-088)(069)(017)lnwage0000 9220002 28-0007 10**-0011 5***0005 45**0006 40**-0008 91**-0010 6**(034)(070)(-221)(-286)(205)(216)(-246)(-253)bus0000 0530000 151-0001 63*-0002 48***0001 70**0002 57***-0001 17-0002 13**(011)(021)(-183)(-275)(242)(386)(-122)(-227)road0001 32**0001 48*0003 73***0004 64***-0004 89***-0005 92***0004 33***0004 47***(242)(191)(377)(485)(-612)(-839)(398)(447)toil-0002 52**-0002 65*0003 43**0002 78-0001 7-0000 2080003 87**0002 51(-227)(-185)(212)(159)(-138)(-016)(224)(137)W*lnsk-0063 1**-0032 00023 50051 0**0008 14-0016 60044 4(-248)(-112)(075)(219)(035)(-053)(136)W*lnsh0044 2-0029 9-0069 1*-0008 730005 52-0052 1*-0083 8**(145)(-115)(-1850)(-039)(020)(-172)(-215)W*ln(n+γ+δ)-0011 40-0003 600048 00*-0001 23-0025 200013 500045 70*(-054)(-046)（186）(-011)(-132)(087)(170)W*lnpopden0001 53-0014 10**0001 140002 940001 32-0008 140003 23(024)(-197)（0145）(052)(023)(-106)(039)W*lnwage-0040 800008 5200170019 90038 90007 400031 90(-155)(072)(053)(157)(163)(043)(094)W*bus0002 38*-0001 81-0003 11*0001 020002 31*-0001 32-0003 25*(168)(-109)(-178)(077)(179)(-073)(-178)W* road0004 14*-0002 92-0003 560001 12-0001 09-0004 32*-0004 03(191)(-136)(-133)(065)(-055)(-185)(-144)W*toil-0001 59-0002 85-0001 580004 45*0003 09-0004 29-0002 46(-073)(-091)(-059)(185)(155)(-131)(-087)Hausman_p0048 70000 01000 00000 00000 00000 00000 10000 0注：(1)***,**,*分别表示在1%,5%和10%水平上显著; (2)括号中为t统计量; (3)除列(1)和列(3)外，Hausman检验均拒绝了原假设，因此选择了固定效应模型；(4)除列(1)外，Wald和LR检验结果得出应选择空间杜宾模型；(5)LR检验均接受了时间效应。

其二，表7的结果报告了城市规模扩张对第一产业的具体影响。从中可见，不论在地理距离权重下、还是在经济距离权重下，物质资本积累的直接效应、间接效应和总效应的系数均显著为负，人力资本积累的各种效应在地理距离权重下也都显著为负，在经济距离权重下，人力资本积累的直接效应显著为负，这表明，目前我国城市扩张将资源配置远离第一产业，第一产业发展受到了明显抑制。同时发现，人均道路面积对第一产业有显著的带动作用，人均公交车数目也对第一产业具有一定正效应，这表明，城市扩张中公共交通基础设施的建设能够从空间外溢上有效推动城乡连接，提高土地利用价值，并对农业的发展起到积极作用。

其三，从第二产业的实证结果来看，无论选择何种空间权重矩阵，表8的结果显示，物质资本以及人均道路面积的各种效应都显著地带动了第二产业比重的提升，而且直接效应更为突出。人力资本的直接效应显著为正，间接效应和总效应则不显著，表明本地人力资本积累对工业发展促进作用最突出。城市人口增长和人口密度的作用总体上均不显著，人口增长在经济距离权重下有一定的正效应，表明城市人口增长和需求提升对于工业发展有正面效应。人均道路面积对第二产业发展的直接效应显著为正，但是人均公交的直接效应却显著为负，表明我国城市中尽管有大量道路基础设施建设，但是道路拥挤和公共交通发展滞后，仍对工业发展造成了不利影响。

其四，我们已经发现，城市扩张中第三产业形成较明显的空间集聚，但是第三产业的总体发展依然十分不足（如表6所示）。表9的结果进一步表明，物质资本与人力资本积累对第三产业的直接效应都更为显著，间接效应和总效应则不明显，同时本地物质资本对第三产业发展具有直接负效应，而本地人力资本积累则具有直接正效应，表明第三产业发展中物质资本与人力资本并不匹配， 目前多数城市的第三产业依然停留在资本投入、附加价值和技术含量较低的领域。此外，城市人均工资水平的上升以及公共交通拥有量的增加，都对第三产业发展具有显著的直接正效应，原因是工资水平提高和公共交通改善有利于技能劳动向城市的聚集，其空间外溢作用有利于商业、交通、通信、金融和技术研发等第三产业的发展。另外，不论采用地理或经济距离权重，城市人均道路面积对第三产业发展的直接效应、间接效应和总效应都显著为负，这表明第三产业发展需要以密集的高层建筑构成金融、物流、商贸、信息、文化创意等各种信息高速畅达的中心，这就要求城市的道路建设关键不在于多，而在于合理规划和有效利用。

五、结语

本文利用1997-2011年间我国30个省市区的数据，采用空间面板模型，通过设置地理距离权重矩阵和经济距离权重矩阵，考虑了城市规模扩张影响经济增长、各产业结构的空间因素，实证考察了在我国目前的城市化视角下，经济集聚、产业集聚对经济增长、产业结构升级的作用机制。研究结果表明，经济增长与各产业结构均呈现出显著的空间外溢效应，即本地区经济活动不仅受到本地区经济因素的直接影响，而且受到来自其他地区、全国层面的经济因素的影响。

一方面，就城市扩张对经济增长的影响而言，经济权重矩阵下的空间杜宾模型表明，我国的城市扩张出现了与经济增长相脱离的现象。具体地，本地区城市人口密度的提高，形成了对其他地区经济增长的抑制，城市间经济增长水平的差距会扩大；而对本地区而言，过高的人均职工工资水平已成为抑制本地经济增长的因素；特别地，无论是对本地、其他地区还是全部层面来看，每万人拥有公交车数量与经济增长呈现出明显的负相关，表明我国目前城市规模的扩张并没有与经济增长、经济集聚相匹配，出现了背道而驰的局面。

另一方面，城市规模的扩张对各产业结构变化的影响路径各不相同。物质资本积累已经在空间上形成了有效的外溢效应，而人力资本积累的直接效应显著，间接效应和总效应均不显著，说明人力资本积累仅仅停留在对本地的影响。城市人均道路面积的提高显著地有助于本地和其他地区加速第一产业的现代化发展，也有利于物质资本与人力资本从第一产业中抽离，以实现产业结构升级；对于第二产业（以及规模以上工业）而言，尽管本地的城市道路扩张有助于第二产业比重的提升，但道路拥挤和公共交通发展滞后显著地阻碍了第二产业的进一步发展。相比于其他产业来说，第三产业在城市内相对集中，随着城市规模的扩张，以城市为载体的第三产业将得以持续壮大，在城市扩张中，人均工资水平的提高与公共交通的改善都不仅对本地区第三产业发展提供了有利条件，而且对其他地区服务业的发展同样具有显著推动作用，表现出明显的空间外溢效应。

我国城市化仍处在快速发展时期，本文研究表明，城市规模并非越大越好，应该制定出有效的、与经济增长和产业发展相适应的城市规模。本文主张，应制定可持续发展的城市扩张路径，不能一味地增加城市人口比重或者提高城市人口密度，以免陷入“人口城市化陷阱”；应在优化第一产业的同时，有序促进农村剩余劳动力转移，促进第二、三产业的升级和集聚发展；应在城市化进程中，促进物质资本积累与人力资本积累相互匹配，并且通过城市间、城乡间的经济联系发挥空间外溢效应；应在城市扩张和规划中，为第三产业发展提供有利的空间条件，提高第三产业、特别是现代服务业的集聚程度，有效地推进产业升级。

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篇9

从2016年到2020年每年增长6.5%，跟改革开放以后，从1979年到2015年平均每年增长9.7%来比，已经向下调整了30%。照理说这个调整的幅度也不小，应该余地还是比较大，实现不会有太大的困难。可是大家为什么心里还没底。不管是在国内还是在国外，最主要的原因是中国的经济从2010年以后，每年逐年下滑。2015年6.9%的增长速度是1990年以来最低的增长速度，而且这也是从改革开放以后第一次连续六年经济增长速度下滑。一般说经济下滑两年，最多三年，经济增长就会回升。但是，我们从2010年到2015年已经连续下滑了六年，今年2016年前三季度的增长速度是6.7%，比6.9%又下滑了0.2个百分点。2016年现在看来增长的速度也就是在6.7%，还是继续下滑。

在这种状况下，中国经济下滑的底部在哪里，会不会突破“十三五”规划所讲的6.5%？要回答这个问题，首先要了解为什么从2010年以后，我们的经济增长速度是逐年下滑的，它背后的原因是什么。中国作为一个转型中国家，一个发展中国家肯定有不少自己内部的问题，这些内部的问题包括经济体制问题，比如说国有企业所占的比重还相当高，国有企业表现一般，有不少人认为这是我们经济下滑的主要原因。另外，我们是一个转型中国家，市场机制还没有完全到位，固然三中全会提出全面深化改革，但是有很多措施还没有完全落实。既然市场没有完全发挥作用，资源配置就会有问题，也有人认为这是我们经济下滑的主要原因。

最近谈的供给侧结构性问题，这也是切实存在的问题，解决问题就要付出代价，也有人认为这是我们连续第七年经济下滑的主要原因。这些问题都确实存在，也影响到我们的经济绩效，但是必须在全球变革这样的背景下来看中国经济。按照汇率计算，中国现在是全世界第二大经济体。如果按照购买力平价（PPP）的计算方式，今天中国是世界第一大经济体。同时中国是世界第一大贸易国，中国的经济增长会影响世界，但同样也更重要的世界经济发展的状况也会深深影响中国。

中国经济下行更多是外部因素

在分析中国经济从2010年以后逐年下滑的时候，我们要看看世界上其他国家经济表现怎么样。比如说在世界上跟我们同等发达国家的金砖国家相比，我国在2010年的时候增长速度是10.6%，2015年的增长速度是6.9%，但是巴西在2010年的时候增长速度是7.5%，2015年增长速度是-3.8%;俄罗斯2010年的时候增长速度是4.5%，2015年增长速度-3.7%，与我们一样也是在下滑，但他们的下滑幅度更大。另外一个金砖国家印度在2010年的时是10.3%，与我们的10.6%在同一个水平，2015年的时候他的增长速度7.6%，比我们的6.9%的高一点，但同样是也是下降的趋势，从10.3%降到了7.6%，态势跟我们完全一样。值得一提的是，印度2012年的时候经济下滑的幅度比我们深，从2010年的10.3%降到2012年的5.1%，而我们是从10.6%降到7.7%，这有所谓触底反弹的因素存在。此外，印度在2014年年底的时候调整了国民统计的方法，这个调整让印度每年的经济增长速度提高一个百分点。如果把这两个因素考虑进去的话，印度在2015年的增长速度也是在7%以下，跟我们完全一样。

这些金砖国家不存在我国国有企业比重太高的问题，他们有的本来就是市场经济，如印度、巴西，有的在上世纪九十年代就已经进行了彻底的市场经济改革，不存在我国国内关于供给侧结构性改革的问题。但是他们的经济表现却与我们一样，甚至比我们还糟。

因此，这必然有共同的外部性、周期性原因。以新加坡为例，2010年时，其经济增长速度是15.2%，2015年是2%，加速在下滑，并且下滑的幅度比我们还深;以中国台湾为例，2010年增长速度是10.8%，2015年只有0.7%。再看韩国，2010年的增长速度6.5%，2015年的增长速度是2.6%。这些曾经所谓高收入高表现经济体，其经济表现的趋势与我们完全一样，然而，他们并没有我们现在国内讲的这些体制机制问题。所以，综合分析下来，肯定是共同的外部性的因素、共同的周期性因素在起作用。

因为从2008年的国际金融经济危机爆发以后，在世界经济比重还超过一半的发达国家，他们的经济还没完全复苏。发达国家在过去每年平均的增长是在3%到3.5%之间，但是到2015年的时候危机已经过了七年。欧盟在2015年的时候增长速度只有1.3%，比3%到3.5%低了两个多百分点。日本固然有安倍经济学想复苏日本经济，但是在2015 年时，其增长速度只有0.5%。在经济增长速度慢的状况下，失业率就维持在高位，家庭的收入增长就缓慢，消费增长就恢复疲软。发达国家还是世界需求的主要来源，因此整个世界需求疲软。在发达国家中，美国的经济表现似乎比较好，但2015年其经济增长速度也只有2.4%，失业率也达到跟危机之前的水平大约相当的4.9%。

在美国，一个劳动者如果失业，有一个月的时间不去找工作，就算退出劳动力市场，就不在失业统计内。因此要了解美国的就业状况，还要有另外一个指标的参考，就是劳动参与率。目前美国适龄劳动人口的劳动参与率比危机前低3个百分点，这些人是有劳动能力的，但为什么不找工作？因为找不到工作，干脆就不去找了。如果把这个因素考虑进去，美国现在的失业率同样是处在历史高位的8%到9%之间。在这种状况下，家庭的收入增长，从各种统计指标来看，跟危机之前比较起来的话基本没分别。

这次的危机在美国爆发，一个主要的原因就是家庭负债过重。在危机发生以后，家庭为了修补平衡表，在收入不增长的情况下还要省钱还债，因此这种情况下消费就非常疲软。

发达国家的消费疲软导致整个世界需求疲软。在危机之前世界贸易的增长是世界经济增长率的两倍以上，但在危机爆发以后世界的经济增长率放缓，但是现在世界的贸易增长率比世界经济的增长率还低。这必然影响到每个像中国以及其他金砖国家曾经有着高收入、高表现，但是出口比重较高的经济体的出口。出口增长是经济增长的三个组成部分当中的一项。我国从1979年到2014年，出口增长每年达到16.4%，2015年，我们的出口不仅没增长，而且还下滑了2.8%，今年上半年，出口增长下滑了7.7%。这种状况当然影响经济增长。

经济增长的第二个组成部分是投资增长，投资增长大家知道在2008年国际金融经济危机爆发的时候，每个国家都采取了一些积极的财政政策来启动需求、创造就业、稳定经济。但是这些积极财政政策支持的项目，经过五年、六年、七年……国际经济还没复苏。这种情况下，如果没有新的积极财政政策支持的投资项目，投资增长也必然下滑。“十一五”期间，2006年到2010年之间，平均每年的投资增长是25.5%;“十二五”期间，2011年到2015年期间，平均每年的投资增长是18.8%，下降了7个百分点，而且在“十二五”期间是越往后下降的越多。2015年，我们的投资增长只有10%，考虑到投资品的价格下滑这一因素，真实的投资增长也就12%，与整个“十二五”期间平均18.8%的水平来说，下降了8个百分点。这种状况下，经济增长必然受到影响。

拉动经济增长主要靠消费增长，我们国内的消费增长状况比较好，是因为我们的就业状况好，家庭收入增长的状况也比较好。以去年为例，国内生产总值的增长是6.9%，家庭收入的增长是7.5%，高了0.6个百分点。在这种状况下，消费增长维持在8%左右，这也就让我们的经济增长去年还能够达到6.9%，其他国家他出口下滑、投资下滑的情形跟我们一样，但收入增长比我们差，消费下滑的幅度比我们大，所以他们的经济表现就比我们差很多。

从这些因素来讲，六年的经济持续下滑，以及到今年经济还从6.9%降到6.7%，有相当大的因素是这些外部性、周期性的因素引起的。

特朗普上台，想学中国经验

展望中国未来的发展，要看发达国家经济会不会复苏，也要看我们国内经济增长的动力到底怎么样。从外部来看，发达国家很可能陷入到一个长期停滞状态。一个国家要是发生金融经济危机，那么一定是有内部的结构性问题，因此要进行结构性改革经济才能完全复苏。发达国家从2008年危机到现在，有七年多的时间，每年都在谈结构性改革，但结构性改革一直落实不下去，这里要明白发达国家的结构性改革内容是什么，是要减少福利，要金融去杠杆，是要政府减少财政赤字。减少福利就是要减少消费，减少金融机构的杠杆就是减少金融企业支持家庭的投资和消费，如果杠杆减少，投资和消费就会下降。政府的财政赤字，这是用来支持投资消费的，财政赤字减少，投资消费也会减少。如果发达国家要推行结构性改革，那他必然要减少投资、减少消费，经济增长速度一定会往下走。但是发达国家的经济增长率已经非常低了，如果把经济增长率再往下调，失业率必然增加，这种状况下就很难推行结构性改革。这也就是为什么日本从1991年泡沫经济破灭以后，到现在已经25年的时间过去了，其结构性改革一直落实不下去的原因。安倍上台以后提出安倍经济学，想振兴日本经济。安倍经济学的三支箭，第一是用宽松的货币政策降低日本的汇率，第二是用积极的财政政策来启动国内的需求，第三是进行结构性改革。安倍上台已经三年了，前面两只箭都出去了，第三支箭还射不出去。由此来看，发达国家很可能陷入像日本那样长期的经济增长疲软。

现在特朗普上台以后，美国想学习中国经验，他提的是美国的伟大复兴，想用基础设施来启动国内的需求。那么即使他有这些政策，让美国的经济可能会好一点，但是美国经济只要稍微好一点，就要加息，加息以后可能就导致其他国家金融经济上面出现很大的波动与压力。

中国产业升级空间巨大

总体来讲，未来几年外部环境会相当不好。在这种状况下要谈中国的经济增长，要看中国内部经济增长的动力是不是足够。从内部的增长来讲，在几年的经济工作会议中都提到的，要适度扩大总需求。但是国内跟国外比较起来的话，是在扩大总需求的时候，结合着国内的结构性改革，现在谈供给侧结构性改革，也同时谈要全面深化改革。在谈供给侧结构性改革当中有五大内容，去产能、去库存、去杠杆、降成本、补短板。我们完全可以在适度扩大国内总需求的时候，跟供给侧结构性改革的五大内容当中的补短板结合在一起。而且只要从补短板结合在一起往前推进，那么也会给供给侧结构性改革创造有利的条件。

首先，适度扩大国内总需求有两部分，一个是消费需求，一个是投资需求。如果把投资需求跟补短板结合在一起，中国经济还存在着许多难题。在产业上还不少过剩，过剩的钢筋水泥、平板玻璃，都在中低端行业，还可以进行产业升级，而且产业升级的空间非常大。

2015年，我们从国外进口的制造业产品就达到1.2万亿美元，这1.2万亿美元进口的制造业产品，它的质量必然比我们国内高，我们才会进口，或者是我们国内不能生产的才会进口。我们可以在这些产业上面去产业升级，要产业升级就要投资。

关于基础设施建设，这些年确实做了不少，跟其他发展中国家比较起来，我们的基础设施也比较好，但是在这种状况下我们国内的基础设施还有非常多的缺口，这些都是非常好的投资方向。比如大城市内部交通非常拥挤，代表交通当中的地下交通还是严重不足。几场大雨，全国有1000多个城市被水淹，代表我们地下管网不足。

这些年经济发展快，但环境的压力也越来越严重，例如北京的雾霾，要推行绿色发展，也同样是要投资的。

此外，我们当前还处在城镇化的进程中，我国现在城镇人口占总人口的比重是56%，发达国家他城镇人口占总人口的比重超过80%，农民要进城就必须提供公共服务，这些也是要投资的。

以上这些投资，不管从经济回报和社会回报来讲都非常高。这是中国经济的增长前景跟外国发达国家比较起来最大的不同点，发达国家在经济疲软的时候也应该去搞投资，但是发达国家的产业已经在全世界最前沿，当有产能过剩的时候很难找到投资机会，即使有3D打印、电动汽车，一两项投资也不足以拉动整个经济，但中国可以产业升级的空间非常大，外国的基础设施普遍都有了，无非就是老旧一点，老旧基础设施的投资是挖个洞补个洞，效率不高。发达国家环境普遍好，发达国家的城镇化也完成了，所以发达国家很难找到好的投资机会，相反，我们还有很多好的投资地方。

投资需要钱，从这个角度来看，我们也是相对具有优势。当前，我国中央政府跟地方政府积累的财政赤字占国内生产总值的57%，其中17%是中央，40%是地方。发达国家或是其他发展中国家他们政府积累的财政赤字普遍超过100%，这代表我们财政政策可利用的空间比其他国家要大得多，可以用一些积极的财政政策来撬动投资。此外，我们的民间储蓄还占到国内生产总值将近50%，这在全世界是属于最高的国家之一。所以可以用政府的钱撬动民间的钱投资。我国有3万亿多一点的外汇储备，在全世界最多，把这些有利的资源用起来，可以保持适当的投资增长率，这一点是中国跟其他发展中国家最大的不同。

综合来说，所以在这种状况下，我相信我们可以保持一个合适的投资增长率，有了投资增长率就会创造就业，就业就会保持在比较高的水平。就业好，家庭收入的增长也会比较快，有了比较快的收入增长就会支撑消费增长。如果投资和消费都维持在一个合理的水平，相信未来可以达到“十三五”规划提出的平均每年6.5%以上的增长。

从补短板的投资作为切入点，也给供给侧结构性改革创造了良好的条件。因为补短板的投资就要钢筋、水泥、平板玻璃……我们现在产能过剩主要就是那几个部分，投资增加了、需求增加了，过剩的产能就减少了，要去产能就容易了。

从去杠杆的角度来看，现在杠杆率最高的也就是在产能过剩严重的地方，如果需求增加了，价格就会上升，企业经营状况就会好，企业赚了钱就会还钱，杠杆率就会下降。所以去杠杆的任务也就比较容易完成。再者就是库存，库存主要是去房地产库存。房地产需求很大的程度决定了家庭对未来就业跟收入增长，如果就业跟收入增长好，对房地产的需求就多，这种状况下库存就会减少。所以，可以在适度扩大总需求的前提下进行供给侧结构性改革，我们的经济增长质量会提高。

篇10

关键词：世界经济增长率 测算方法 中国贡献

面对世界经济全球化，无论是经济理论研究和实际工作，还是宏观调控和微观决策，都需要有全球视角和世界眼光，及时了解和掌握世界经济发展动向，以便统揽全局，科学谋划。而世界经济增长率作为分析、预测全球经济发展变化趋势最常用、最综合、最重要的指标，倍受国际社会、各国政府以及社会公众的普遍关注。但我们发现，不同国际组织公布的相同年份的世界经济增长率是不同的，即使同一国际组织也公布了两种不同的数据。比如，国际货币基金组织(IMF)2006年《世界经济展望》秋季报告公布，2005年世界经济实际增长率按汇率法加权为3.4％，而按购买力平价法(即Purchasing PowerParilJes，简称PPPs)加权为4.9％，相差1.5个百分点；世界银行《2007年全球经济展望》公布，2005年世界经济实际增长率按汇率法加权为3.6％，按PPP法加权为4.6％，相差1.0个百分点。有关国际组织公布了4种不同的世界经济增长率数据结果，这不仅影响人们对世界经济形势的正确把握和对未来变化趋势的准确判断，而且也容易造成在数据引用和认知上的混乱。为此，本文将介绍主要国际组织关于世界经济增长率测算方法，研究不同方法对世界经济增长率数据的影响及其相互间的差异程度，并在此基础上着重分析中国对世界经济增长的贡献。

一、国际上常用的世界经济增长率测算方法

世界经济增长率测算的基本原则与国家经济增长率的测算是一样的，要求剔除价格变动因素，反映不同时期世界经济实际发展情况。由于世界经济增长率的测算涉及到不同国家数据的汇总综合问题，要求将以本币表示的各国经济总量转换成可比的、可加总的统一货币，其测算过程相对要复杂些，难度也大些。它既要消除两个不同时期之间价格变动因素的影响，又要消除不同国家之间价格差异因素的影响。因此，在具体测算过程中，除了方法问题以外，还要考虑不同国家之间货币转换系数的选择问题。在国际社会，目前还尚未形成统一的、关于世界经济增长率的测算方法，它们根据各自分析研究目的、研究范围以及对统计数据的掌握情况，分别采用不同的方法进行测算，并公布不同的数据结果。国际上常用的世界经济增长率测算方法有按汇率法加权和按PPP法加权的连锁加权法和固定基期法，相应有4种数据结果。

(一)连锁加权法

首先用当年货币转换系数将各国以本币表示的现价GDP转换成统一货币，然后以此为权数，对各国经济实际增长率进行加权平均计算而得。用公式表示如下： 文章内容：

从公式(1)中可以看出，连锁加权法以当年权数为基础，实质上是帕氏指数公式。世界经济增长率是各国当年经济实际增长率、当年GDP总量占世界的比重和当年货币转换系数三个因素综合作用的结果，它比较精确地衡量各国经济发展速度、经济规模变化对世界经济增长率的影响程度，从而也比较客观、准确地反映了世界经济增长的现实变化趋势。该方法的主要问题是，由于采用当年权数，测算结果受各国价格变动和货币转换系数的影响较大，特别是当某一国家出现高通货膨胀或者汇率大幅震荡等异常情况时，其权数即GDP占世界的比重也相应呈现陡增或陡减，这样直接影响着世界经济增长率的高低变化。此外，当前世界各国在经济增长方式、技术经济结构、经济发展水平等方面差异很大，不同国家的经济增长率所代表的经济实质、内涵和质量是十分不同的。对于中国、印度等发展中大国来说，目前正处于经济发展时期，经济增长速度很快，2006年分别达到10.7％和9.2％，其增速相当于发达国家的3.4倍。在高增长背后，这些国家的经济结构相对落后，经济技术含量相对较低，并且能源消耗高、污染严重，经济每增长1％所包含的内涵和质量与美国、欧元区和日本等发达国家有较大的差距，不能相提并论。对于发展中国家来说，经济每年保持5％以上的增速是必要的，但对于已处于经济成熟期的发达国家来说，其潜在增长率则在3％左右，超过这一限度可能会引发经济过热、通货膨胀等一系列不良后果。随着发展中国家经济增长加快，规模不断扩大，连锁加权法在一定程度上可能会高估世界经济实际增长率。如何正确反映由不同经济增长质量和不同经济技术结构国家所组成的世界经济规模和发展速度，长期以来是统计汇总、合成方法上的一大难题。

国际货币基金组织(IMF)主要采用按汇率法和PPPs法加权的连锁加权法，来测算世界经济增长率，在其每年两期的《世界经济展望》中公布相应数据。经济合作与发展组织(OECD)也采用该方法来测算OECD的综合经济增长率。

(二)固定基期法

首先用固定年份(如2000年)的货币转换系数把各国以本币表示的不变价(如2000年价格)GDP总量转换成统一货币，综合汇总成不变价的世界GDP总量，然后比较两个相邻年份的不变价世界GDP总量，测算世界经济增长率。这也是传统的国家GDP增长率测算方法。用公式表示如下：

从公式(3)可以看出，固定基期法是以不变价格为基础，实质上是拉氏指数公式。它用不变价格消除世界GDP总量在不同时期之间价格变动因素，用不变货币转换系数消除不同国家之间价格差异因素，反映以统一货币单位表示的不变价世界经济总量的实际增长速度。它要求不变价格和不变货币转换系数每5年更新一次，而且作为基准年份的价格和货币转换系数变化要相对稳定。该方法的不足之处在于，测算结果对基准年的选择比较敏感。在实际中，随着科学技术突飞猛进，商品价格在短期内变化迅速，如电子信息技术产品价格持续下降，产品更新换代周期短，能源和原材料价格动荡不稳，汇率价格短期频频变动，应用传统的不变价格和不变转换率方法测算世界经济增长率，不能及时反映经济发展现状。基准期离报告期越远，其测算结果与实际现状的偏差就越大。一般来说，价格下降的商品或服务，其报告期的实际权数大于基准期，固定基期法测算的结果会低估实际增长率，亦即所谓的拉氏公式权下偏问题。

世界银行主要采用按汇率法

和PPPSi法加权的固定基期法测算世界经济增长率，并且在其每年的《全球经济发展》和数据库中公布相应的数据。

二、关于汇率法和PPP法两种权数的选择问题

无论是连锁加权法，还是固定基期法，测算世界经济增长率都会遇到以不同货币转换系数为基础的权数选择问题。不同权数对世界经济增长率有着直接的影响。分析研究表明，不同国家汇率与PPPs的偏差程度是不同的。通常，发达国家汇率和PPPs之间的偏差较小，而发展中国家的偏差则较大。因此，在测算发达国家综合经济增长率时，选择汇率法加权，测算过程相对简单、便捷，结果也基本能反映实际增长速度。但是，在测算由经济发展水平差距较大、经济结构十分迥异、通胀率高低不一的国家组成的世界经济增长率时，以汇率法来加权，结果的稳定性较差。特别是，当一个国家出现金融危机或者因经济调整的需要，货币出现持续大幅度贬值时，以汇率转换的相对权重就会变小，世界经济增长率可能被低估，不能真实反映各国经济发展的贡献程度。比如，在2002年～2005，年期间，美元兑欧元平均汇率从1.06，降到0.803，贬值了24％，同期美国经济呈现繁荣景象，经济增长加速。如果按汇率法加权，意味着美国在世界经济中的比重相对下降，经济快速发展对世界经济增长的拉动作用未能全部反映出来，世界经济增长率在很大程度上也因此被低估了。同样，自上世纪80年代以来，受经济转型、对外开放和全球化等因素影响，许多发展中国家相继实行更加灵活、更富弹性的汇率形成机制，汇率频频调整，持续贬值。以汇率法加权，发展中国家经济在世界中的比重呈下降趋势，世界经济增长率明显低估，发展中国家经济发展加速对世界经济增长的贡献作用也没有得到充分体现。因此，以汇率法加权测算的世界经济增长率受汇率短期变动的影响，它没有完成剔除不同国家之间价格差异因素，不能客观反映世界经济实际发展。

国际社会普遍认为，PPPs反映各国之间商品和服务综合价格的比例关系，以此作为货币转换因子汇总世界GDP总量，剔除了各国之间价格差异因素，能更真实地反映世界经济实际规模和发展变化。在测算由经济发展程度、经济类型差别较大的国家所组成的世界经济增长率时，采用PPPs法加权要比汇率法更适合。而且，PPPs受短期变化因素影响小，稳定性较强。该方法的主要问题在于，由于各国之间服务项目、建筑产品和政府消费等不可贸易的商品和服务是不可比的，难以进行准确估价、对比。这既是测算PPPs过程中无法协调的难题，也是影响PPPs数据准确的主要原因。从实际情况看，发展中国家的PPPs数据结果普遍上偏，其经济规模在世界中的比重上升，世界经济增长率因此会被高估。当然，随着经济全球化进一步广泛、深入，各国服务领域对外开放程度越来越高，可贸易的商品和服务范围扩大，各国之间商品和服务项目的可比性增强，相信目前在PPPs实际测算过程中遇到的许多问题在不远的将来会迎刃而解，数据准确性也必将越来越高。

经过长期的理论研究和实践探索，国际社会对于在GDP国际比较和世界经济增长率测算中汇率法和PPPs法两者孰优孰劣的认识更全面、深入，在选择上也更趋客观、理性。它们有着各自无法替代的用途，相互补充，应根据研究目的、研究对象范围的需要进行合理选择。通常，在研究反映全球经济失衡状况的经常项目占GDP比重、分析市场有效需求这些与汇率有着十分密切联系等问题时，应选择汇率法加权来测算世界经济总量或增长率，可以确切地反映各国实际支付能力和出口商实际收益情况；在比较各国劳动生产率、分析市场潜在需求变化时，选择PPPs法作为权数可能更合适些，可能更真实地反映各国实际经济规模和购买能力。基于这一考虑，目前IMF和世界银行同时公布两种货币转换系数的各国经济总量和两种权数的全球经济增长率数据，以供用户作适宜的选择和应用。尽管如此，它们在实际应用时仍有一定倾向性。IMF、OECD以及英国《经济学家》杂志主要采用以PPPs法加权的世界(或本组织)经济增长率，而世界银行和英国共识公司等则主要采用以汇率法加权的世界经济增长率。有的分析预测机构应用两种货币转换系数混合加权测算的世界经济增长率。

综上所述，国际上常用的世界经济增长率测算方法有以汇率法和PPPs加权的连锁加权法和固定基期法，分别有4种不同测算结果。从数学意义上，每一种方法各有优劣，包含着独特的经济含义，在实际应用中均有各自的局限。作为经济分析研究者，应清楚地了解每一种方法的内涵、结果特征，根据研究对象范围和研究目的，选择适宜的方法，使用恰当的世界经济增长率数据，便于更好地分析研究世界经济发展趋势和相关问题，做出正确的判断，避免研究结论被不同方法测算的数据所误导。

三、不同方法测算的世界经济增长率之间实际差异分析

通过对国际货币基金组织和世界银行公布的4种世界经济增长率数据分析、对比，可以发现，它们在描述世界经济发展变化时，在表现趋势上有共同之处，但在具体数值上有差异，数据结果对方法的选择较为敏感。

(一)按不同方法测算的4种世界经济增长率，所反映的世界经济发展趋势基本一致，呈现出相同的经济增长周期和变化拐点。

(二)按PPPs法加权的世界经济增长率明显要高于汇率法加权的结果，并且两者之间的差距呈扩大趋势。IMF公布的资料显示，1980～2005年期间，按PPPs法加权，世界经济年均增长率为3.5％；按汇率法加权，平均增长2.8％。两者相差0.71个百分点，其中，1980～1990年相差0.26个百分点，2001～2005年差幅扩大到1.25个百分点。世界银行公布的资料显示，PPPs法加权的世界经济增长率要比汇率法加权高出0.43个百分点。其中，1980～1990年高出0.2个百分点，2001～2005年则高出0.97个百分点。

按不同方法加权的世界经济增长率存在偏差的主要原因是，用PPPs和汇率转换的发达国家和发展中国家经济总量在世界经济格局中表现出不同的比重变化。自上世纪80年代以来，许多发展中国家内部实行经济转型、扩大对外开放，外部受经济全球化进程的冲击，有的经历了高通胀，有的遭遇了金融危机，在实现经济高增长的同时汇率普遍贬值。据IMF统计，从1980年到2005年，中国人民币、印度卢比兑美元的年平均汇率贬值了80％以上，巴西雷亚尔和俄罗斯卢布贬值幅度则更大，汇率与PPPs之间偏离程度越来越大。在此期间，发展中国家经济平均增速为4.4％，

而发达国家仅为2.7％。但是，按汇率法估算，发展中国家在世界经济中的比重却从1980年的30.8％，下降到2005年的23.4％；而发达国家经济占世界份额则从69.1％，提高到76.6％。经济发展速度与经济地位呈现不一致、甚至相反方向的变化趋势。这在一定程度上也反映了按汇率法加权的世界经济增长率存在低估问题。

如果按PPP法测算，发展中国家经济占世界的比重从1980年的39.3％，提升至2005年的47.7％；而发达国家则从60.7％，降低到52.3％。因此，加权结果，世界经济增长率明显提高。

(三)按连锁加权法和固定基期法测算的世界经济增长率也有所差异，但其差异程度因权数的不同而不同。如果以PPPs法加权，按连锁加权法测算的1980～2005年世界经济年均增长率要比固定基期法高出0.144个百分点。这是由于发展中国家经济增长率高于发达国家、经济规模不断扩大、占世界比重上升，在增长率和权数呈相同变化方向时，派氏公式存在权上偏、而拉氏公式存在权下偏，连锁加权法的结果要高于固定基期法的结果。而且，随着发展中国家经济增长加快，两者差距拉大。

如果以汇率法加权，按连锁加权法测算的1980～2005年世界经济年均增长率则要比固定基期法低0.138个百分点。主要原因是，由于发展中国家经济增长加快、而占世界的比重却降低；发达国家经济增长较慢、而占世界的比重却上升。在增长率与权数变动方向出现相反的情况下，派氏公式为权下偏，而拉低公式则为权上偏，固定基期法的测算结果要高于连锁加权法的结果。

四、中国对世界经济增长贡献的分析

为了便于分析研究，我们主要利用国际货币基金组织公布的按连锁加权法测算的世界经济增长率，来分析中国对世界经济增长的贡献，并与世界主要国家进行比较。

自1980年以来，我国经济持续快速增长，经济规模逐渐扩大，经济实力不断提高，在世界的地位明显上升，对世界经济增长的贡献也越来越大，现已成为全球经济增长的重要驱动力量。1980～2005年，中国经济年均增长9.8％，相当于世界经济平均增长率(2.9％)的3.4倍。根据IMF公布的资料显示，按汇率法估算，中国GDP总量占世界的比重从2.6％上升到5.0％，居世界位次从第7位提升到的第4位，仅次于美国、日本、德国；按PPP法估算，中国GDP总量占世界的比重从3.5％上升到15.4％，居世界位次从第8位提升到第2位，仅次于美国。

通过对国际货币基金组织公布资料的加工、测算，结果表明，在1980～2005年期间，不管按何种方法加权，中国对全球经济发展的贡献不断提高，拉动作用明显增大。但贡献和拉动的程度有所不同，按PPPs法加权的中国贡献率和拉动作用要明显高于汇率法加权的结果。数据分析同时还表明，世界经济增长在地区分布上越来越广泛，增长来源日趋多极化。随着发展中国家经济增长加速和崛起，印度、巴西、俄罗斯等一些发展中大国对世界经济增长的贡献和拉动作用明显增强，而美、欧等发达国家的作用相对有所减弱，特别是日本对世界经济发展的作用呈明显减弱趋势。