固定资产投资对经济的影响范文

导语：如何才能写好一篇固定资产投资对经济的影响，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。

篇1

固定资产投资作为一种政策现象也同时存在着内部时滞和外部时滞。而内部时滞具有很强的主观认识性；外部时滞是客观存在的，它不是由政府来控制的，而是由市场结构和市场机制来客观决定的。因此、本文将要研究的就是固定资产投资的外部时滞，而它的外部时滞的时间主要由产品市场和货币市场的传导机制来决定的。

在凯恩斯的产品市场和货币市场均衡中，固定资产投资的作用时滞又可细分为初始效应和引致效应。初始效应指的是由固定资产投资需求所引起的总需求的增加，进而引起总产出的增加。引致效应的产生主要有两个路径；一个是消费路径即在产品市场中由于收入的增加而使得消费需求的增加，从而引起总需求的增加，使得总产出的增加；另一个即在货币市场中由于收入的增加而使得货币需求的增加，从而引起利率的增加进而刺激投资需求的减少，使得总需求和总产出的减少，即“挤出效应”固定资产投资的增加使得民间投资的减少。当增加固定资产投资时，首先会发生初始效应使社会总产出增加（GDP）在实现初始效应的基础上，引致效应也会紧随对社会总产出产生作用，并再次达到均衡。本文研究的目的就是要测算出初始效应和引致效应的时间。

二、变量的选取和处理

本文将选取均衡系统中的内生变量FI（固定资产投资）、GDP（总产出）、XF（消费）、T（税收）、R（银行同业拆借利率）收集2002年―2014年的季度数据作为变量的数据。由于我国的利率还没有完全市场化，因此选择银行同业拆借月加权平均利率替代利率。为了剔除季节，随机因素的影响，本文对部分变量进行了季节调整，并且对其分别取对数，即LNFI、LNGDP、LNXF、LNT。

三、实证分析

1.单位根检验

经过ADF检验得出：LNFI～I（1）、LNGDP～I（1）、LNXF～I（1）、LNT～I（1）、R～I（1）。

2.Johansen协整检验

Johansen检验是用来检验多个同阶非平稳序列之间是否存在长期的平稳关系。

运用eviews对变量进行Johansen检验：，从检验结果来看0

3.建立VAR模型及分析

（1）检验VAR模型的平稳性

运用eveiws进行平稳性检验如图，根据LR准则，滞后阶数确定为2，结果表明，所有变量的特征根的模都在单位圆内，即所有变量都是平稳、收敛的。

（2）脉冲响应函数

①残差的相关性检验

运用eviews软件中选用Autocorrelation LM检验对残差进行相关性检验，滞后期p=2，从得到结果是VAR模型在滞后2阶情况下的LM统计量为27.647，P值为0.324，则接受残差不存在自相关的原假设，即残差不存在自相关。

②脉冲响应函数

图 LNGDP对LNFI的响应

从图中可以看出，当受到本期固定投资的一个正冲击后，社会总产出从第1个季度开始不断地增长，并在第3个季度达到最高.随后从第8季度开始对社会总产出的冲击趋于平稳，社会总产出在第1季度便受到了正的冲击，这说明我国社会产能过剩，固定资产投资需求在第1个季度内迅速得到满足即初始效应得到立即满足，但是从第2-3季度不断增长的趋势来看，固定资产投资的需求并没有得到完全满足直到第3季度才基本得到满足.可见，固定资产投资的增加对我国经济的增长的冲击在第3季度达到最大，随后便对社会总产出的冲击有所减小，这说明可能是引致效应中的利率上升使得民间资本的投资减少，而使得社会总产出有所减少，直到第8季度后经济的增长才趋于平稳，这说明固定资产投资的增加有利于社会总产出的增加并且对经济的冲击波动将持续8个季度才趋于平稳。并且固定资产投资的增加对社会总产出的增加有长期的持续作用。

四、政策建议

篇2

[关键词] 固定资产投资；经济增长；相互关系；一元线性回归；对策

[中图分类号]F283 [文献标识码]A [文章编号]1005-6432（2013）25-0094-03

固定资产投资是国民经济发展中的一个重要指标，它在拉动经济增长和促进社会发展中发挥了重要的作用。同时固定资产投资作为一个先行指标，在确定经济发展规模、经济结构、产业结构、经济增长方式等方面扮演了重要的角色，因此投资又往往成为政府宏观调控的重要手段。投资活动实际是资源配置的一种形式，本文拟从分析固定资产投资与经济增长的关系入手，总结改革开放以来我国经济发展过程中几次大的宏观调控经历，分析固定资产投资在经济发展和宏观调控中的作用，探讨新时期在科学发展观的指导下，充分发挥投资对资源的有效配置作用，更好地利用投资对经济发展的拉动和调控功能，促进经济和社会全面、协调、可持续发展。

1 固定资产投资与经济增长的相互关系

在现代经济社会中，投资（主要是固定资产投资）与经济增长关系非常紧密。在经济理论界有一个共同的观点，即认为经济增长情况主要是由投资决定的，投资是经济增长的基本推动力，是经济增长的必要前提。投资对经济增长具有双重效应，即具有投资供给与投资需求双重作用[1]。

投资供给，不论数量多少，都是向社会再生产过程注入新的生产要素，增加生产资料供给，为扩大再生产提供物质条件，是经济发展的重要因素。马克思的扩大再生产理论也强调了资本积累对财富增长的作用，认为积累是扩大再生产的源泉。

投资需求的影响主要表现在通过增加投资来促进国民经济相关行业的发展，从而刺激和拉动国民经济的增长。同时，它与供给一样，也表现出多级传导和扩散的功能，通过对相关产业的影响，拉动消费需求的增长。在短期内，投资主要是作为一种需求来影响经济的发展；而从长期来看，投资具有的供给效应更为明显。正是由于这种特殊的双重效应，投资不但影响着当年经济的发展，而且对以后经济的持续、稳定、健康发展也起着举足轻重的作用。

从宏观上看，投资项目之所以会出现，原因在于它所在的行业有资产更新或扩大供给的需要：一方面，经济活动过程中损耗的固定资产需要用投资来补偿；另一方面，人口的增长和社会经济的发展使最终消费需求不断扩大，市场需求持续增加，从而刺激扩大供给能力。扩大供给能力必然需要增加劳动力、资金、技术和固定资产的投入。从这一角度看，投资需求是经济发展过程中产生的内在需求，受经济规模和经济结构的制约，经济总量首先就是影响投资规模的重要因素。

由以上分析可以得出结论：投资是拉动经济增长的重要力量。任何一个国家或地区，特别是在经济发展初期无一不是依靠大量的投资建设支撑起来的，没有一定量的投资，社会经济就不会持续发展。从供给角度看，经济增长是国民经济各部门共同推动的结果，表现在各部门生产总量或供给总量的增加，包括商品和服务的共同增加，从需求的角度看，社会产品生产出来之后，最终离不开三大需求，即投资需求、消费需求和出口需求。投资、消费和出口的增加，就是对社会产品和服务需求的增加，也是对经济增长的拉动。投资、消费和出口被称为拉动经济增长的“三驾马车”。但是在一定时期，尤其是在不发达地区，经济蓄势起飞时投资促进经济增长的作用强于消费。

2 我国固定资产投资增长对经济增长关系的整体评价

纵观50多年来我国经济增长的变动趋势，不难发现固定资产投资是影响其变动的主要因素。即使自20世纪70年代末我国实行改革开放以来的30年也是如此。本文选取1981—2007年固定资产投资与GDP的数据（数据来源： 2007年《中国统计年鉴》[2]）来论证投资与经济增长的相互关系：

根据1981—2007年固定资产投资与GDP的数据（已剔除价格因素的影响）可以得出固定资产投资对经济增长周期的波动影响如下：1981—2007年国内生产总值与固定资产投资大致经历了相同的三个变动周期：其中1988年之前固定资产投资与国内生产总值波动较为频繁，但波动幅度不是很大；1989—1997年作为一个周期，无论固定资产投资还是国内生产总值都经历了一个非常大的振动，其中1993年固定资产投资增幅达50.08%，而1989年固定资产投资下降了6.6%，振幅达56.68%；1989年GDP的增长率为13.73%，而1995年GDP的增长率高达33.67%，振幅达19.94%。1998—2007年无论固定资产投资还是国内生产总值都处于历史上振动幅度最小的阶段。以上具有显著特征的三个阶段，基本上反映了在各个不同阶段我国经济政策对经济的影响。1988年之前我国还基本上处于完全计划经济时期，因此，一旦固定资产投资增长较快，政府就会动用行政命令等非经济手段使其速度降下来，一旦增速较低，又会采用相反的手段使其速度加快，这种对固定资产投资的调节同样影响着我国GDP的增长过程。1989—1997年正是我国经济由有计划的商品经济向社会主义市场经济转变阶段，固定资产投资上的大起大落是在所难免的。1998年之后，特别是我国成功实现经济软着陆和经历了亚洲金融风暴之后，又继续实施积极的财政政策和稳健的货币政策，使得我国无论固定资产投资还是国内生产总值的增长都进入了一个比较稳定发展的阶段，凸显出我国政府对经济宏观调控的能力和社会主义市场经济正逐步得以完善和发展的趋势。

尽管自1981—2007年我国国内生产总值与固定资产投资的变动周期大致相同，但是，通过研究发现，我国固定资产投资对经济增长具有一定的滞后影响，特别是自1988年以来，更为明显。我国固定资产投资对国内生产总值增长的滞后影响大约是两年，而且1999年以来，这种滞后影响期似乎更长。如1989年固定资产投资增速达到最低为-6.6%，而GDP的增速1991年才达到最低16.34%；1993年固定资产投资增速达到新一轮的最高点50.08%，而GDP的增速1995年才达到最高点33.67%；1998年固定资产投资的增速又一次达到最高点18.03%，而GDP的增速直到2001年才达到新一轮的最高点10.19%；特别是2000年以来的固定资产投资的强劲增长直到2003年才在GDP的增长中显现出来（2003年GDP的增长率达到10.64%），随后的三年里GDP的年均增长率都达到15%以上。这些特点基本上反映出我国固定资产投资政策导向作用，即1998年以来，我国加大全社会基本建设投资的力度，重视非直接经济行业的投资，为经济的新一轮大发展作必要的基础性准备工作；这也反映出我国正从强调固定资产投资对经济增长的拉动作用，转变为既有利于拉动经济增长，同时又有利于产业结构、产品结构以及区域经济结构调整的政策取向。

3 固定资产投资需求与经济增长相互决定的模型

因为在本次数据分析中只涉及两个变量，所以，我们选用的模型是一元线性回归模型[3]。规定Y表示“GDP总量”这个因变量，X表示“固定资产投资总量”这个自变量，建立数学模型，即Y=a+bX。

3.1 相关分析

根据1981—2007年固定资产投资与GDP的数据（已剔除价格因素的影响）计算可得相关系数R=0.98，可知自变量“固定资产投资总量”与因变量“GDP总量”存在高度相关。

3.2 建立回归模型

在Excel中运用6SQ统计做出统计分析，得到的回归方程为[AKY^]=1.8966X+15575。

3.3 模型的统计检验

通过相关系数R能推断出自变量“固定资产投资总量”和因变量“GDP总量”之间存在相关关系，但是为了让我们的结论更具有说服力与可信度，我们在Excel中运用6SQ统计做出了F检验和t检验。

3.3.1 F检验

针对原假设给定显著性水平0.05，在F分布表中查出第一自由度为1和第二自由度为25的临界值为4.24169898。通过运用6SQ统计得到的F=585.074081，由于585.074081>4.24169898，所以应该拒绝原假设，说明回归方程显著，即自变量“固定资产投资总量”对因变量“GDP总量”有显著影响。

3.3.2 t检验

针对原假设H。：b=0，给定显著性水平0.05，查t分布表得到自由度为24的临界值为2.059538536，通过运用6SQ统计得到的t=24.18830463，其绝对值大于2.059538536，这说明应拒绝原假设，也就是说，自变量“固定资产投资总量”对因变量“GDP总量”有显著影响。

4 加强投资宏观调控，促进投资经济协调发展的对策

4.1 调整投资结构，促进经济增长

投资结构是指在一定时期的投资总量中，各要素的构成及其数量比例关系，它是经济结构中的一个重要方面。伴随着社会主义市场经济体制的建立和融资渠道的不断拓展，我国现有的投资结构呈现出国家财政投资、银行贷款、企业自筹投资和利用外资多种渠道并存的格局。投资的适度规模和良好的投资结构是优化生产力布局，促进国民经济持续、健康、快速发展的主要动因，也是优化社会事业结构，促进社会事业发展的主要途径。在科学发展观的指导下，牢固树立以人为本、统筹发展、可持续发展观的理念，把促进人的全面发展作为规划的主要着力点，把增进人民福利、促进人与自然和谐发展、促进经济社会和谐发展放到突出的重要位置。从过去主要考虑经济总量的增加转向经济社会协调发展，从偏重经济增长数量转向更加重视转变经济增长方式、提高经济增长质量和效益。要完成规划中的新型工业化、新型城镇化、农业现代化、市场化和国际化发展目标，固定资产投资将一如既往承担重要角色。因此继续推动投资适度稳定增长，优化投资结构，是我国经济和社会事业又好又快发展的必然选择[4]。

4.2 以投资促发展，把握发展动力源

投资是经济持续增长的重要因素和必要条件，是引领经济发展的动力源，投资的规模和运行质量在很大程度上决定着经济增长的速度和质量，影响着经济发展的后劲和活力[5]。目前我国正处在向工业化加速迈进，城镇化和农业现代化水平还比较低的阶段。工业化、城镇化、农业现代化的发展都需要大量投资的推动，投资需求、投资空间是旺盛和巨大的。有关研究表明，目前我国的城镇化率提高1个百分点，对消费品和城市基础设施的需求拉动，按照保守的估计也可带动生产总值增长1.5个百分点。就我国发展的现状来看，投资的短缺和对投资的需求仍将在相当长的时期内存在，把扩大投资作为推进工业化、城市化、农业产业化的重要动力势在必行[6]。

4.3 保持投资稳定较快增长，促进经济健康协调发展

经济的波动是经济发展过程不可避免的现象，从之前的宏观调控的分析中可以看出，改革开放30多年来，我国出现的几次大的经济波动，无一例外地与投资增长的波动有着密切联系[7]。过高或过低、忽上忽下的增长都是不利于经济发展的，甚至对经济发展是一种伤害。因此保持投资在一定水平上的稳定增长至关重要，这是维护经济健康协调发展的必然要求。

4.4 加大工业投资力度，增强工业发展后劲

工业是国民财富的主要创造者，是财政收入的主要来源，是推进现代化进程的主导力量。目前，我国的经济发展正处在经济结构调整和产业结构升级的阶段，要实现我国工业化的系统目标，必须坚持以结构调整为主线，把产业结构、产品结构的调整和市场需求始终贯穿于工业发展的全过程[8]。产业结构的调整和升级以及用增量盘活存量，都必须通过投资活动去完成。因此，加大投资力度，利用政策导向引导资源优化配置，形成优势产业群，对整体提升我国的工业水平有着十分重要的意义和作用。

4.5 加大农业投资力度，增强农业发展后劲

建设社会主义新农村是我国现代化进程中的重大历史任务，是构建和谐社会的重要环节。建设新农村必须以坚持发展农村经济为中心，着力改善农村的物质条件，加强农村基础设施建设，加快教育、卫生等社会事业的全面发展[9]。

4.6 加大社会公共服务事业投入，促进经济和社会和谐发展

经济发展的落脚点是社会事业的全面进步和人民生活水平的不断提高，经过继续几年大规模的基础设施建设，公共基础设施领域的供给能力明显增强，相反，社会公共服务部门投资相对不足，服务能力弱。社会事业投资应在坚持与经济发展水平相适应、坚持政府投资与社会投资相结合、社会效益与经济效益相统一的原则基础上，合理配置资金，一方面增加政府对公共部门的投资，另一方面政府要着力引导社会资金向公共服务部门转移，加大社会公共服务事业薄弱环节的投入力度。为贯彻科教兴国战略，教育仍是预算内投资安排的重点，但要兼顾卫生、文化、体育等领域的重点需要，要优先安排基本社会公益性项目，集中财力用于义务教育、基本医疗、卫生防疫、公共文化等领域。继续设立专项资金，加大对山区和贫困落后地区倾斜支持力度。完善社会保障体系，促进社会保障管理和服务的社会化，努力提高城乡居民生活水平和生活质量。加强房地产调控和管理，积极推进经济适用房建设，满足普通居民基本住房需求。

参考文献：

[1]田春生，李涛.经济增长方式研究[M].南京：江苏人民出版社，2002.

[2]国家统计局.中国统计年鉴2007[M].北京：中国统计出版社，2008.

[3]古扎拉蒂.计量经济学[M].北京：人民大学出版社，1999.

[4]李京文，钟学义.中国生产率分析前沿[M].北京：社会科学文献出版社，1998.

[5]张军.改革以来中国资本的形成与经济增长：一个发现及其解释[J].世界经济文汇，2002（1）.

[6]曾康霖，王长庚.信用论[M].北京：中国金融出版社，1993.

[7]林均跃.企业信用管理[M].北京：企业管理出版社，2001.

[8]张军.改革以来中国资本的形成与经济增长：一个发现及其解释[J].世界经济文汇，2002（1）.

[9]安贺新.关于我国社会信用制度建设目标模式的思考[J].中央财经大学学报，2004（6）.

[10]朱江，田映华，孙全.我国居民消费与GDP的误差修正模型研究[J].数理统计与管理，2003（2）.

[11]张晓峒.计量经济分析[M].北京：经济科学出版社，2000.

篇3

关键词：利率 传导机制 面板数据 投资

引言

凯恩斯学派认为利率是通过人们的流动性偏好心理影响人们的投资、消费和储蓄行为，影响有效需求，进而影响物价、收入和就业水平，利率是整个国民经济中至关重要的经济变量。从微观角度看，利率一方面通过与资本边际效率进行比较，对企业和个人的投资决策起决定性作用；汉森、希克斯赞同并坚持凯恩斯关于利率作用的观点，不仅强调利率对经济的作用，而且还把利率作为货币政策的主要中介目标。从IS-LM模型中可以看出，利率对货币需求、投资和储蓄都有影响，央行可以根据利率来调节经济。凯恩斯学派认为，当利率下降时，金融资产的收益率下降，人们会更多地进行实物投资，从而导致产出的增加；反之，当利率上升时，实物投资就会下降，从而导致产出的下降。

我国的利率并未完全市场化，中央银行对于利率变动具有较强的调控能力，如果利率能够很好地作为货币政策的中介目标，那么利率首先要对投资产生显著的影响。然而，从现有文献来看，我国的利率政策效果似乎不太明显。比如宋旺、钟正生（2006），方先明（2005），江春（2006），谢平（2003），刘莉君（2006），乔婕（2006），陈屹立（2011），刘春林（2009），杨江娜、戚浩、谭君荃（2007），梁安琪（2011）等都进行了直接或间接的实证分析，所用的数据既包括年度数据，也包括高频的季度和月度数据，采用的方法有协整、Granger因果关系检验以及基于VAR模型的方差分解和脉冲响应方法，得出的结论较为一致，即我国货币政策利率传导机制存在障碍，利率未能发挥较有效的传导作用。

已有文献对于利率传导机制效果的研究几乎都是以全国为样本，由于我国各地区经济发展极不平衡，虽然从全国范围来看，利率机制的传导作用并不明显，但根据金融深化理论，经济发达地区利率更能反映资金供需状况，利率传导作用应该越显著。本文的研究目的在于验证利率在经济较发达地区是否能够有效发挥传导作用，如果利率在我国经济较发达地区能够有效发挥传导作用，则我们可以从该地区的经济状况、产业结构、金融体系等方面寻找借鉴之道；反之，如果在经济较发达地区，利率的传导作用都不明显，这说明我国利率体制还存在深层次问题，需要进一步进行利率市场化改革。

利率对于投资以及产出影响的理论分析

利率对于投资以及产出的影响，不同的经济学派有不同的分析理论，此处仅对凯恩斯学派理论做一简要分析。

（一）利率对于投资的影响

根据汉森-希克斯（IS-LM）模型，投资指的是实物投资而不是金融投资，利率是金融资产的收益率，在凯恩斯的货币需求理论中，金融资产仅仅是债券。当利率上升时，意味着债券的收益率上升，人们更愿意用货币进行金融投资而不是实物投资；当利率下降时，金融资产的收益率下降，人们会用实物投资来替代金融投资。从另一个角度看，如果厂商的投资资金来源于金融机构的贷款（或债券），在利率水平较高时，厂商的投资成本会相应提高，如果其他条件不变，利润水平就会降低，这会降低厂商投资的积极性，从而使投资需求减少；反之，在利率水平较低时，由于投资成本的降低和厂商利润的相应增加，自然会刺激投资需求的增加。因此，在汉森-希克斯模型中，利率和投资是负相关的，投资会随着利率的下降而增加。

需要说明的是，凯恩斯学派的IS-LM模型并未区分实际利率和名义利率，这可能和凯恩斯所处的年代有关。凯恩斯理论是在经济大萧条中发展出来的，凯恩斯经济学因此也被称为萧条经济学。在经济大萧条中，由于总需求不足，当采用扩张性货币政策导致人们持有的货币增加时，并不会立即导致物价的上涨，因此在凯恩斯理论中的物价是具有刚性的，这也就意味着没有通货膨胀，实际利率和名义利率是一致的。

（二）利率对于产出的影响

从支出角度看，国民收入由投资、消费、政府支出和净出口构成，利率对产出的影响是通过投资来实现的。当利率降低时，投资增加，由于投资具有乘数效应，这导致产出以乘数增加。凯恩斯学派的IS-LM模型很好地说明了这一点，如果货币当局实行扩张性的货币政策，这将使得LM线向右移动，形成新的均衡时，利率降低，产出增加。

利率变动对于苏锡常固定投资不同影响的实证分析

（一）基本模型

由于本文研究的是利率机制的传导作用，我们主要分析利率变动对投资的传导作用。根据汉森-希克斯模型，投资不仅由利率决定，还由国民收入决定，这样的逻辑显然是合理的。一方面，当人们自身的收入越高时，可以用于投资的额度才会越高，投资和收入是正相关的；另一方面，根据前文所述，利率和投资是负相关的。因此，我们可以把投资描述成如下函数：

I=I0+ar+bY （1）

在（1）式中，I0表示自发性投资，r表示利率，a表示投资对利率的敏感系数，Y表示国民收入，b表示投资对国民收入的敏感系数，I表示总的投资水平。

显然，如果利率传导机制是有效的，a应该是一个负数，且显著不等于0，验证利率传导机制的有效性就转变为验证a是否显著小于0。

（二）模型验证的方法与数据的选取

1.模型验证方法。对于（1）的验证，本文不打算采用时间序列模型或ARIMA模型，原因在于两个方面：一是利率对经济的变动或经济状况对于利率的变动应该比较敏感，短期就会产生效应；二是凯恩斯学派的经济理论是一种短期分析理论，如果经济数据以年为样本，利率对经济的影响采用时间序列分析也不是太合适。因此，本文对（1）的验证拟对苏锡常三个地区分别采用普通最小二乘法，然后再采用面板数据进行回归，以验证a是否显著小于0。

在此基本思路下，对（1）的验证就变为：

It=I0+art+bYt-1+ε （2）

在（2）中，It为t期的投资水平，rt为t期的利率水平，Yt-1为t-1期的国民收入水平。

2.数据的选取。为了验证发达地区的利率传导效应，我们以苏锡常地区1992-2011年共20年的历史经济数据作为样本。限于数据的可得性，我们以固定资产的投资水平来代替总投资水平。利率水平、国民生产总值（收入）和固定资产投资都是名义变量，未考虑通货膨胀的影响。这并不意味着名义变量能够代替实际变量，而是因为如果用实际变量对（2）式进行回归分析，只需用名义变量除以各期的物价指数，对a和b的回归结果不会产生影响。所选取的数据参见表1。

（三）实证结果

1.苏、锡、常三地区普通最小二乘法回归结果。我们首先对苏、锡、常三个地区分别进行回归分析，回归的结果如表2所示。

从表2首先我们可以看到，三个地区b的估计值均大于0，P值均小于0.05，这表明固定资产投资和国民收入具有显著的正相关性，固定资产投资随着国民收入的增长而增长。而利率对于固定资产投资的影响我们需要对这三个地区具体分析：

对于苏州，a的估计值为-113.883，这似乎表明随着利率的降低固定投资会增加，利率传导机制能够产生相应的作用，但由于p值为0.923，这说明在苏州利率变动对于固定资产投资的影响是不显著的。

对于无锡而言，a的估计值大于0，这表明利率似乎未能发挥相应的传导作用，而P值（0.406）大于0.05，这表明利率变动对于固定资产投资的影响也是不显著的。

对于常州而言，a的估计值大于0，且P值仅为0.009，这意味着利率和固定资产投资表现出显著的正相关性，这是一个相当令人费解的结论，没有任何理论支持这一点。之所以出现这样的结果笔者认为可能在于两方面的原因：一方面可能是由于利率的传导机制未能发挥应有的作用；另一方面可能是由于在经济运行的特定时期，在利率传导机制失灵的前提下，常州的固定资产投资和利率变动刚好表现出正相关变化。但为了进一步确定利率传导机制是否有效，还是有必要对苏州、无锡、常州的数据进行面板分析。

2.苏、锡、常三地区面板分析结果。我们对苏锡常三个地区1992-2011年的经济数据进行面板分析，对于面板数据的回归分为固定效应和随机效应，我们通过STATA9.0简单编程，分别做固定效应和随机效应回归。

随机效应回归结果。随机效应回归的各系数如表3所示。

从随机效应回归结果来看，a的估计值为-1527.851，但p值为0.172，因此利率虽然和固定资产投资表现出一定的负相关性，但利率的变动对固定资产投资的影响是不显著的；而国民收入的回归系数b的估计值为0.421，p值为0.000，这表明国民收入对于固定资产投资的影响是显著的。由于随机效应的Wald统计量为1013.56，p值为0.000，这表明我们应该拒绝个体效应和解释变量不相关的原假设，即随机效应模型是不合适的，因此下面我们采用固定效应模型进行回归。

固定效应回归结果。固定效应回归的各系数如表4所示。

由于“当随机效应模型正确时，固定效应估计量仍将产生可识别参数的一致估计值”，“固定效应估计量一般优于随机效应估计量”，或者我们也可以认为如果个体效应与解释变量相关时，固定效应模型的估计量是一致且有效的，但随机效应估计量是非一致性的。

在固定效应模型下，参数联合检验的F统计量以及相应的P值分别为F=560.08和P=0.000，因此整体拟合效果较好。解释变量和个体效应的相关系数为-0.3983，这表明个体效应和解释变量存在一定的相关性。进一步，检验固定效应是否显著（原假设为个体效应和解释变量不相关）的F统计量以及相应的P值分别为F=6.59和P=0.0027，这表明我们应该拒绝个体效应和解释变量不相关的原假设，即固定效应模型是合适的。在固定效应模型下，利率变动对固定资产投资的影响仍旧是不显著的（p值为0.464）；而国民收入对固定资产投资的影响是显著的（p值为0.000）。

根据实证的结果，我们可以认为：利率的变动不会对固定资产投资产生显著的影响，而国民收入对固定资产投资的影响是显著的，当国民收入每增加1元时，固定资产投资将增加0.445元。

综上分析，在江苏省发达地区，利率的传导机制作用是存在障碍的。

利率政策在我国缺乏效果的原因分析

通过对发达地区的样本分析，可以认为我国的利率政策未能起到应有的传导机制作用，这表明我国利率市场化程度还不够，具体来看，可能是以下几方面原因导致的：

（一）利率市场化程度不够

利率发挥调节资金流向的作用前提是利率能够反映资金的供求状况，这只有通过市场的价格机制才能做到这一点。这也意味着，市场化的利率是利率有效传导机制的前提。我国自1996年就启动了利率市场化改革，但就目前的现状来看，商业银行的存贷款利率是以人民银行的公布的基准利率为前提的，虽然可以根据市场状况做出一些浮动，但总的来说我国的利率市场化程度不够，不能完全反映真实的社会资金供求状况，难以灵活有效地带动经济主体对其行为进行调整，这就使得我国利率政策难以取得预期的效果。

（二）商业银行、企业、居民的信贷行为所受约束较多

除了利率市场化以外，利率机制要能够发挥作用，还要求在此利率下银行和企业、居民能够自愿进行借贷行为。我国的商业银行除了借贷款利率受中央银行基准利率指引外，贷款的数量也受到诸多的政策限制，这就意味着即使贷款利率较低，企业和居民也想要得到贷款，但仍旧很难按照现有利率获得贷款支持，此时的贷款利率即使接近市场利率，由于没有足够的资金流通，利率机制的传导作用仍旧很难发挥。

（三）实体经济对于利率变动可能缺乏相应的弹性

利率机制作用的发挥除了依赖市场化的利率以外，还和实体经济对于利率变化的敏感性有关。笔者认为，经过三十多年的市场化改革，我国的企业在市场中获得了一定的经验，对于利率的变动是相对敏感的；但从居民角度来看，由于传统观念的影响，储蓄是最主要的资产保存方式，即使银行降低利率，储蓄并不会随利率的下降而下降，从这个意义上看，我国的居民储蓄对利率变动是缺乏弹性的，我国商业银行的居民储蓄连年增加也说明了这一点。这就意味着利率变化对于居民的资金流向调节作用是有限的，这也可能是利率机制缺乏传导作用的原因之一。

发挥利率机制传导作用的政策建议

针对利率政策在我国缺乏效果的现状和原因，本文认为只有在利率市场化的条件下，央行通过市场化的手段影响市场化的利率才能更好地发挥利率机制的传导作用。具体来看，有以下两方面的建议：

（一）进行较彻底的利率市场化改革

利率市场化是利率传导机制发挥作用的前提，进行较彻底的利率市场化改革是非常必要的。一方面，央行应该减少对于商业银行存贷款利率的直接干预，在现阶段，如果不能放弃基准利率指导，那么可以加大商业银行根据基准利率的波动范围，同时减少对商业银行贷款数量的限制；另一方面，政府应该使民间金融合法化，以形成充分的市场竞争态势，只有市场竞争下形成的利率才是市场化利率。

（二）央行对利率的影响应采用市场化的手段

利率政策首先意味着央行通过某些手段干预市场利率以达到特定的政策目的，但货币当局如果进行直接干预，指定基准利率，利率的市场化就难以实现，因此央行应该采用市场化的手段。比如，人民银行可以通过再贴现率来表明自身调控的目标，可以通过市场公开业务影响货币供给量从而影响市场利率，对于较长期的经济调整可以通过准备金率来影响市场利率进而影响实体经济。总之，央行只有通过市场化手段来影响市场化的利率，利率机制的传导作用才能实现。

1.宋旺，钟正生.我国货币政策区域效应的存在性及原因[J].经济研究，2006（3）

2.方先明，孙镟，熊鹏，张谊诰.中国货币政策利率传导机制有效性的实证研究[J].当代经济科学，2005（7）

3.江春，刘春华.货币政策的利率效应：来自中国过去20年的实证[J].广东金融学院学报， 2006（2）

4.谢平，袁沁 .我国近年利率政策的效果分析[J].金融研究，2003（5）.

5.陈屹立.经济波动中的利率政策有效性探究[J].岭南学刊，2011（5）

6.刘春林.利率政策对固定资产投资影响的实证分析[J].管理观察，2009（21）

7.杨江娜，戚浩，谭君荃.我国贷款利率对固定资产投资影响的实证分析[J].商场现代化，2007（6）

8.高山，黄杨，王超.货币政策传导机制有效性的实证研究[J].财经问题研究，2011（7）

9.陈勇.我国利率政策有效性研究[R].厦门大学，2009

10.盛朝晖.中国货币政策传导渠道效应分析：1994-2004[J].金融研究，2006（7）

11.楚尔鸣.中国货币政策传导系统有效性的实证研究[M].中国经济出版社，2008

12.孙敬祥.我国货币政策利率传导机制的分析与检验[J].经济师，2008（8）

13.江群，曾令华，黄泽先.我国货币政策信贷传导渠道的动态分析：1993-2007[J].湘潭大学学报（哲学社会科学版），2008（4）

14.柳明花，李虹墨.我国货币政策信贷传导渠道实证分析[J].长春金融高等专科学校学报，2008（2）

篇4

[关键词]碳税；低碳经济；经济增长；江苏省

doi：10.3969/j.issn.1673 - 0194.2016.16.000

[中图分类号]F812.42；X196 [文献标识码]A [文章编号]1673-0194（2016）16-0-02

随着我国经济的高速发展，与之相应的气候污染、二氧化碳等气体的排放问题也日益严重。碳税的征收被公认为是平衡经济增长与气候变化之间关系的措施之一，部分学者也对此作了相应的研究工作。2011年，刘洁和李文研究表明：征收碳税会降低社会总产出，对经济增长具有消极影响，从长期看，随着碳税体制完善，税率逐步提高，这种消极影响将逐渐减弱。刘宇 等研究表明开征碳税使经济增长放缓大约1%，但是可以使全国碳排放总量下降8.15%。浦正宁提出征收碳税可以有效降低世界范围内的二氧化碳排放量，但是中国的核心出口产业会因主要工业化国家减排政策的执行而遭受损失。这些学者主要采用时间序列的数据，利用不同的分析模型进行了分析。本文将采用更具优势的时间序列数据和截面数据相结合的方法，采用扩展的Cobb-Douglas生产函数模型，实证研究碳税征收对江苏省区域经济增长的影响。

1 模型构建与变量说明

传统的Cobb-Douglas生产函数只研究资本和劳动力投入对经济产出的影响，为了研究碳税征收对经济的影响效果，本文将传统生产函数进行了扩展，以经济增长、固定资产投资、劳动力投入和能源消费为指标建立数量模型，探讨碳税征收对经济的影响。

2 实证分析

根据以上模型构建，本文共使用了江苏省13个市的经济增长、固定资产投资、劳动力投入、能源消费和碳税税额等具体指标。此外，本文计算的时间区间为2000-2015年，具体数据主要来自《江苏统计年鉴》）等。其中，碳税税额由能源消费量、单位CO排放量和CO税额相乘计算得到。经过模型构建，带入数据并计算，得到碳税征收收对经济影响的估计结果（见表1）。

从表1系数估计结果可以看出：南京、无锡和苏州这3个地区，碳税征收对经济增长影响最大，其系数估计值分别为0.78、0.86和0.82，并且都通过了t检验；影响最小的是南通和扬州，其系数估计值分别为-0.03和0.05。而且，从系数估计结果可以看出：不同的地区碳税征收对其经济增长的影响是不同的。碳税征收系数为正的地区，说明征收碳税可以促进其经济的进一步增长；而那些碳税征收系数为负的地区，征收碳税对其经济增长将起到阻碍的作用。并且估计系数的大小也表明了碳税征收对经济增长的影响大小，如南京的δ估计值是0.78，表明如果碳税征收每增长1%，则其经济增长就会增长0.78%；而如果碳税征收每增长1%，徐州的经济增长就会下降0.38%。

通过计算，电力热力燃气及水生产和供应业、房地产业、信息传输软件和信息技术服务业、金融业和科学研究和技术服务业的系数估计值分别为-1.08、-1.21、1.02、0.98和1.06，而居民服务修理和其他服务业、住宿和餐饮业、租赁和商务服务业以及批发和零售业的系数估计值分别仅为0.05、0.01、0.01和0.04。显然，征收碳税对电力热力燃气及水生产和供应业、房地产业、信息传输软件和信息技术服务业、金融业和科学研究和技术服务业远远大于其他行业。再从系数估计值的正负来看，征收碳税对采矿业、电力热力燃气及水生产和供应业、建筑业和房地产业这些传统的能耗高、污染高的行业有阻碍作用，而对于其他行业都起到促进作用。

3 结 语

本文研究表明：就现阶段的江苏经济水平，开征碳税对其经济增长影响较大，节能效果有限，不建议现在开征碳税。就节能减排的措施，提出如下建议。

（1）积极调整江苏以煤炭为主的能源消费结构，大力发展可再生能源，提高优质能源消费比重。煤炭是江苏实现能源和经济发展的重要组成部分，江苏的能源消费一直以煤炭为主，约占能源消费总量的80%。调整江苏能源消费的不良结构是实现节能降耗目标的重要途径。

（2）电力、钢铁、建材、造纸、有色金属、纺织、煤炭及化工等行业是江苏主要的高耗能行业，据估计占全省总能耗的60%以上。控制高耗能、高污染行业过快增长，加快淘汰落后生产力，也是实现江苏节能降耗目标的有效手段。

主要参考文献

[1]刘洁，李文.征收碳税对中国经济影响的实证[J].中国人口：资源与境，2011（9）.

[2]刘宇，肖宏伟，吕郢康.多种税收返还模式下碳税对中国的经济影响――基于动态CGE模型[J].财经研究，2015（1）.

篇5

关键词：利率传导渠道；新型货币政策；VAR模型

一、引言

随着我国经济步入“新常态”，我国金融市场呈现出整体流动性充裕而结构性短缺的局面（余振等，2016）。传统货币政策工具不能良好解决当前问题，因此，中国人民银行接连推出常备借贷便利、抵押补充贷款等一系列新型货币政策工具。为将货币政策传递实体经济中，自1998年来，我国便将货币供应量作为货币政策传导的中介目标。然而近年来，由于金融市场的不断发展创新，影子银行的快速发展使货币供应量已经不能够良好的传递货币政策意图（高蓓等，2020）。为此，我国自2015年开始逐渐将货币政策调控方式由数量型转为价格型（李成等，2019）。在此过程中，中国人民银行于2015年决定全面放开金融机构存款利率浮动上限，我国利率市场化改革制度层面已基本完成（张炎涛等，2019）；2019年中国人民银行将贷款市场报价利率与中期借贷便利挂钩，进一步打通货币政策利率与金融市场利率的传递渠道。随着利率市场化改革不断深入，新型货币政策也不断通过利率渠道传到经济当中，那么当前货币政策向金融市场利率传导进而向作用于实体经济的效果究竟如何，值得进行深入研究。基于此，本文可能的贡献在于，选用市场化利率作为新型货币政策与宏观经济间的中介，分别构建VAR模型，通过脉冲响应和方差分解观察各货币政策对市场化利率的影响度以及市场化利率对宏观经济的影响效果。

二、新型货币政策工具对宏观经济的影响机制

常备借贷便利（SLF）是央行于2013年初推出的短期流动性调节工具，其前期以政策性银行和全国性商业银行为操作对象，后期又将城商行和农商行纳入其操作对象的范围中，央行接受操作对象内的金融机构以优质信贷资产以及高信用评级的债券类资产等为合格抵押品，提供期限为1个月～3个月的短期抵押贷款，进而可以提高短期利率的平稳性。常备借贷便利由金融机构依据自身流动性情况主动发起申请使用，与央行进行“一对一”交易，有贴近金融机构自身经营情况、针对性强、覆盖范围广等特点。具体而言，常备借贷便利通过定向释放短期流动性，进而增强特定部门货币供应量，在资金供给端成为利率走廊上限，引导市场短期利率下降，增加企业可得信贷；在资金需求端方面，引导企业形成融资成本降低的预期，增强企业借贷意愿，鼓励企业投资，最终引导经济产出。为降低小微企业与“三农”等领域的融资成本，央行在2014年9月设立了中期借贷便利（MLF），通过招标等方式，与符合宏观审慎的商业银行与政策性银行进行“一对一”交易，接受其将国债、政策性金融债、央行票据和高等级信用债等优质债券进行为期3个月、6个月或1年的质押。中期借贷便利不仅可以提供大额长期的信贷资金，还能够发挥中期政策利率作用，有效引导市场利率走势。具体而言，中期借贷便利分别在资金供给及需求端分别通过引导中期利率上线和引导资金定向流入小微企业与“三农”等领域，增强企业信贷可得性，激励企业投资，进而使产出增加。抵押补充贷款（PSL）由央行在2014年4月创设。与常备借贷便利和中期借贷便利不同，抵押补充贷款以央行主动发起为主，接受政策性银行以高等级债券资产和优质信贷资产为质押，向其提供3年～5年的长期信贷支持。抵押补充贷款的使用范围限于重大水利工程与棚户区改造等特定政策或国家重点项目建设，资金流向更有针对性，并依据市场情况为其提供流动性支持。具体而言，央行通过接受金融机构合格资产的抵押，定向释放资金，扩大信贷规模，引导中长期利率的下降，进而促进定向领域内的企业融资，加大企业相关项目投资，使相关项目产出增加。

三、新型货币政策利率传导效果实证分析

（一）变量选取及数据说明

1.货币政策。本文选择常备借贷便利（SLF）、中期借贷便利、（MLF）和抵押补充贷款（PSL）作为货币政策变量。从发行对象上看，三者的发行对象包涵了全国性商业银行、符合宏观审慎要求管理的商业银行和政策性银行，覆盖较为全面；从期限上看，其涵盖了隔夜、七天、3个月、3年～5年等短、中、长不同的时间期限。我国推出新型货币政策的时间多为2013年与2014年，由于数据可得性，所以选取自2016年1月至2020年5月的中期借贷便利投放量、常备借贷便利操作量以及抵押补充贷款提供资金当月新增量为货币政策操作变量。2.利率。我国现行的市场化利率有上海银行间同业拆借利率（Shibor）、银行间债券回购利率（Repor）与银行间同业拆借利率（Ibor）。其中Shibor是由十六家信用等级较高的商业银行形成的利率体系，其专业性更强，适用范围上更广；就报价连续性而言，Repor与Ibor在中长期利率报价上均有报价不连续的情况；相较于Repor与Ibor，隔夜Shibor的方差最小，表现出了其平稳性，Shibor与政策利率和其他市场利率的具有较强的相关关系。综上而言，Shibor更能代表我国的市场化利率。而隔夜Shibor是其交易量最大的品种，所以本文选择隔夜Shibor作为利率变量。3.宏观经济变量。本文选取固定资产投资完成额、社会融资规模、出口总值和消费价格指数（CPI）作为宏观经济变量。其中由于固定资产投资完成额缺失每年1月份的数据，不能进行单位跟检验，所以用多重插补方法将其补充完整。本文所有数据均来自国家统计局、中国人民银行官网以及Wind数据库（2016年1月～2019年5月），采用Eviews10.0软件对数据进行处理和实证分析。为保证各指标的可信度，我们首先对其进行描述性统计分析，结果如表2所示。可以看出，各变量大体平稳，遂可以进行下一步分析。

（二）模型设定

向量自回归（VAR）模型是分析多个内生变量间相互联系、相互影响的计量经济模型，VAR（p）模型矩阵表达形式可以写做：其中，A0是常数项向量矩阵，A0～Ap代表变量滞后值与其当前值的n×n阶系数矩阵，εt为随机干扰项本文旨在研究新型货币政策能否有效的传导至宏观经济中。遂根据上述选择的变量分别构建新型货币政策向市场利率传导和市场利率向宏观经济传导的VAR模型。模型如下：其中，B0和C0分别是常数项矩阵；t、t-1、t-i分别表示各变量为当期值、滞后1期值、滞后i期值；各变量符号如表1所示。

（三）实证检验与结果分析

1.单位根检验为避免所建立的VAR模型有偏且出现伪回归，所以在建模前需对所有数据进行单位根检验。本文使用Eviews10.0计量软件对所涉及的变量采用ADF检验法进行单位根检验，检验结果如表3所示。检验结果表明，所有变量均在0.05的显著性水平下通过单位根检验，为0阶平稳时间序列，可以利用其建立VAR模型。2.滞后阶数确定与平稳性检验首先建立货币政策与利率间的VAR模型。构建VAR模型的首要问题，便是确定最优滞后期。滞后期太长，会使模型的自由度降低，影响其估计的有效性；滞后期太短，便可能导致残差出现自相关现象。本文根据LogL、AIC、SC、LR、FPE和HQ等准则确定VAR模型滞后阶数，检验结果如表4所示，其中LogL、AIC等五个检验指标均在模型滞后阶数为2时最显著。据此，本文建立VAR（2）模型。VAR（2）模型建立后，还需进一步对该模型进行平稳性检验，以保证模型的稳定性以及货币政策与利率间关系的稳定性。平稳性检验结果如表5所示，该模型所有特征根倒数的模均小于1，表明该模型是稳定的。3.结果分析（1）货币政策向利率传导的VAR模型结果分析①脉冲响应分析在货币政策与利率的模型中，选取的冲击变量为中期借贷便利、常备借贷便利投放量和抵押补充贷款，响应变量为上海银行间同业拆放利率，观察新型货币政策工具一个标准差的正向冲击在未来12期给利率所带来的影响。其脉冲响应函数如图2所示从脉冲响应图来看，市场利率对于中期借贷便利的一个标准差的冲击在第一、二期达到-0.085，在第三、四期变为0.02，于第五期后逐渐稳定于0。市场利率对常被借贷便利的冲击有一期的滞后期，然后逐渐增加，在第三期达到最小值-0.025后逐渐减小，在第六期达到-0.004后逐渐稳定于0。对于抵押补充贷款的一个标准差的冲击，市场利率的变化在第二期达到最小值-0.053，于第八期后逐渐稳定于0。表明给予货币政策一个标准差的正向冲击，均能有效引导市场利率的下降；从反应时间上看，中期借贷便利的反应相对迅速，抵押补充贷款的引导市场利率下降的作用期限更久；从引导效果上看，中期借贷便利在短期内的抑制效果最为明显。结合现实，中期借贷便利与抵押补充贷款的操作力度较大且释放流动性期限较长，因此可以对市场利率的引导效果更为显著；而常备借贷便利投放量的资金投放量相对较小，所以市场利率的影响有限。由方差分解图可以直观看出每一个结构冲击对内生变量方差的贡献度。从图3中可以看出，各个货币政策变量的贡献率在第六期后趋于稳定。其中，中期借贷便利的贡献率约稳定于19.4%，抵押补充贷款的贡献率在9.3%左右，常备借贷便利的贡献率为2.2%，由此可见，中期借贷便利对利率方差的贡献度远大于抵押补充贷款与常备借贷便利。结合现实，自2019年来，我国贷款基础利率（LPR）报价便与中期借贷便利利率挂钩，而贷款基础利率会对上海银行间同业拆借利率产生一定影响，从而中期借贷便利既可以由自身直接影响利率，又可以通过影响贷款基础利率进一步影响利率。（2）利率向经济传导的VAR模型脉冲响应分析图4　经济对市场利率冲击的脉冲响应在利率与经济指标的模型中，选取的冲击变量为利率，响应变量为固定资产投资完成额、社会融资规模增量、出口总值和消费价格指数，观察利率一个标准差的正向冲击在未来12期给经济所带来的影响。其脉冲响应函数如图4所示。从图4中可以看出，消费价格指数对于市场利率一个标准差的变化由第一期的0逐渐增加，到第四期达到峰值后逐渐下降，收敛于0。表明市场利率对消费价格指数的影响存在一定的滞后期，但其影响效果持久。食品约占我国消费价格指数权重的1/3，食品民生之本，遂国家会对食品价格进行有力的调控，从而造成食品价格粘性增加，所以，消费价格指数对于市场利率一个标准差的冲击会产生滞后期，且影响产生后也相对不宜衰减。对于市场利率一个标准差的冲击，固定资产投资完成额在第一期没有影响，但第二期便达到最小值后逐渐减小。说明市场利率对固定资产投资完成额的影响存在一定滞后期，但其效果显著且可以达到长期影响。房地产业与制造业占我国固定资产投资的很大比例，资金使用周期长为其一显著特征，所以市场利率对固定资产投资完成额的冲击会产生较为持续的影响。出口总值受到市场利率一个标准差的正向冲击后立即发生变化，在第一期即达到峰值后波动下降，趋于收敛。社会融资规模增量响应在第二期即达到最小值，但在第四期时出现正向反应，市场利率的上升可以在短期内降低社会融资规模，但持续时间较短。其主要原因是市场利率为隔夜拆借利率，并非社会融资的长期成本，所以其不能对社会融资造成长期持续的影响。

四、结论及建议

通过本文的分析，可以得出如下结论：（1）央行通过对新型货币政策进行调整，可以对市场利率产生影响，但其影响效果有限，新型货币政策向市场利率传导存在阻滞。（2）相较于常备借贷便利投放量，中期借贷便利与抵押补充贷款的变动对市场利率的影响更大且更为持久。（3）市场利率对经济的影响有一定的滞后性，但滞后期比较短暂。（4）市场利率向经济的传导效率较低。这使得央行无法很好的通过新型货币政策调整市场利率，进而影响经济。归结其原因，有如下几点：（1）货币政策传导有时滞效应，加之信息披露不完全，不能有效引导市场预期，导致新型货币政策向市场利率间传导存在一定阻滞。（2）利率市场化程度不足。近年来，我国利率市场化改革已经取得很大进展，但市场化利率主要面对的是货币市场，商业银行作为我国企业与居民进行信贷活动的重要渠道，其存贷款利率仍然受到一定的管制。（3）我国企业与居民对利率变化不敏感。国有企业作为主要资金运用者，由于国企政府隐性担保以及企业结构等方面的问题，导致其对利率敏感性不强，而我国多数居民理财方式单一且储蓄负债比较大，这使得市场利率的变动难以传导到我国企业与居民。根据以上实证分析，为有效提升我国货币政策实施效果，提出以下建议：（1）提高货币政策实施前瞻性。由于货币政策实施后传导到经济存在一定时滞，为避免财政政策与宏观经济环境变化影响货币政策实质效果，所以提高货币政策传导速度，加大对国家政策与宏观经济的研究。（2）加快利率“并轨”脚步，加深利率市场化程度。在我国利率体系中，存在着市场化利率与受管制的存贷款利率，尽管在2019年我国通过了贷款市场利率与中期借贷便利利率的挂钩，基本实现了贷款利率的“并轨”，但存款利率依然“两轨并存”，而利率管制将严重影响利率对货币政策的传导作用，所以应提高商业银行的自主定价能力，减轻金融抑制对利率的干扰。（3）提高企业与居民利率敏感度。当前应不断推进国有企业市场化改革，促进金融市场发展，丰富金融产品种类，吸引居民参与到金融交易活动中。

参考文献：

[1]余振，顾浩，吴莹.结构性货币政策工具的作用机理与实施效果——以中国央行PSL操作为例[J].世界经济研究，2016（03）：36-44+69+134.

[2]高蓓，陈晓东，李成.银行产权异质性、影子银行与货币政策有效性[J].经济研究，2020，55（04）：53-69.

[3]李成，吕昊旻.中国货币政策调控方式转型：理论逻辑与实证检验[J].现代经济探讨，2019（11）：1-12.

篇6

关键词：辽宁省；经济增长；人力资本投资

一、 引言

随着经济全球化的不断发展，现今经济社会已经步入了一个以人才和技术为竞争点的知识化经济时代。知识化劳动已经成为区域经济发展的最主要的动力，人力资本的积累对经济发展的作用越来越重要。作为目前最具发展潜力的经济区域之一，辽宁省的经济增长必须依靠大力发展人力资本，进而形成雄厚的人才基础，发挥增长极的辐射带动作用，才能促进辽宁省经济持续健康的增长。

二、 辽宁的人力资本投资现状

1. 辽宁省人力资本投资总量持续增长。智力水平和身体素质健康水平是衡量一个地区人力资本的重要指标，本文选取了教育经费作为智力水平的代表，医疗卫生经费作为身体素质健康水平的代表。首先，从纵向角度来分析，2000年~2010年，教育经费投资、医疗卫生投资（包括人均卫生经费、人均社会保障经费）都有明显增长。2000年，辽宁省教育经费投资为659 091万元，2010年辽宁省教育经费投资达4 053 900万元，同比2000年增长6.15倍。辽宁省的教育投资占GDP的比重的上升速度也较快，2010年为2.20%，比2000年上升了0.79个百分点。辽宁省人均教育经费从2000年的159.40元增加到了2010年的953.48元，增长了5.98倍。在医疗卫生方面，辽宁省的人均卫生经费也从2000年的41.43元增加到了2010年的356元，增长了8.59倍。此外，在2000年，辽宁省人均社会保障为177.99元，2010年为1363.78元，增长了7.66倍。在辽宁省人均教育经费、人均卫生经费和人均社会保障这三项指标中，人均卫生经费的增长速度最快，达到了8.59倍，可见，辽宁省的医疗卫生条件有所改善，人力资本水平有所提高。

从表1数据可以看出，从总体来看，辽宁省整体经济发展速度较快，人力资本的投资总量不断增加，全省人力资本投资水平是持续增长的，而且，增长的幅度较大。充分体现了，辽宁省作为一个经济较发达的省份，对人力资本投资的强度和力度都比较大，也显示出人力资本对于辽宁省经济发展具有举足轻重的作用。可见，经济增长依赖于科学技术的进步，更加依赖于人力资本的增加。

2. 辽宁省人力资本投资的状况与全国进行比较。将辽宁省人力资本投资状况与全国进行相比，辽宁省的人力资本投资已经达到较高水平，在人均受教育水平、人均医疗卫生经费和卫生机构数这三项指标中，辽宁省各项水平都要高于全国平均水平。

从横向角度来进行分析，在教育经费水平方面，在2000年，辽宁省人均教育经费为159.39元，全国人均教育水平经费128.31元，辽宁省人均教育水平比全国人均教育水平要多31.08元；2010年辽宁省人均教育经费为953.48元，全国人均教育经费为708.22元，辽宁人均水平比全国人均水平要多245.26元，2000年~2010年的涨幅程度为87.3%。在医疗卫生方面，辽宁省人均卫生经费也高于全国人均卫生经费，在2000年，辽宁省人均卫生经费为41.43元，全国人均卫生经费为38.11元，辽宁省人均卫生水平比全国人均卫生水平要多3.32元；2010年辽宁省人均卫生经费为280元，全国人均卫生经费为242.99元，辽宁省人均卫生水平比全国人均卫生水平要多37.01元，2000年~2010年的涨幅程度为91.03%。在医疗卫生机构数量方面，辽宁省的卫生机构数量总体呈现增长趋势，且在全国所占比重也由2000年的3.8%增长到2008年的5.3%。在这几项指标中，辽宁省的人均卫生经费的增长速度最快。

三、 人力资本投资对辽宁省经济增长的实证分析

上面主要从数量指标的角度对辽宁省的人力资本投资状况进行了分析，并与全国平均水平进行了比较，下面将通过实证分析来检验人力资本投资对辽宁省经济增长的影响。

1. 数据和变量的选取。辽宁省的GDP反映了经济增长状况，本文利用历年辽宁省的实际GDP来表示（用Y表示，单位：亿元）。

劳动力就业需求是一种派生性需求，因而也称为“引致需求”，一个地区经济的发展能够带动当地产业、企业的发展，从而就会加大一个地区对劳动力就业的需求。因此，地区总产值是影响劳动力就业的重要因素。辽宁省的就业状况用就业人数总量来表示（用L表示，单位：万人）。

科学技术是第一生产力，是促进全省经济持续快速健康发展的主要动力。科学和技术的发展，有利于科学或者学术繁荣和技术创新的激励机制制度化。技术的提高必然会导致效率的提高，从而会带动经济的增长。因此，技术是推动辽宁省经济增长的重要因素，在我们的研究过程中，用辽宁省的研究生毕业生人数（包括硕士和博士）来表示辽宁省的科学技术发展水平。（用A表示，单位：万人）。

投资对经济增长具有重要的拉动作用，辽宁经济持续快速健康的增长是以中央和地方政府的大力投资为支撑的，中央和政府的投资力度决定了辽宁省的经济发展速度与前景，因此，投资是推动辽宁省经济增长的重要因素，在研究过程中，我们用全社会固定资产投资额（用K表示，单位：万元）表示辽宁省经济的投资情况。

人力资本投资为经济持续健康的发展做出了重大的贡献。联合国开发计划署在《1996年度人力资源开发报告》中指出“一个国家国民生产总值的四分之三是靠人力资源，四分之一是靠资本资源。国家、地区之间的竞争，是知识与技术艺竞争，实质上就是人才的竞争”。通过加大教育和医疗的投资，加强基础设施建设，提高待遇来防止人才流失等措施可以推动经济的增长。在本文的研究过程中，用辽宁省的教育经费（用H表示，单位：万元）表示辽宁省的人力资本水平。

模型的数据由《国家统计年鉴》和《辽宁统计年鉴》（1980－2010）整理所得，时间1980年~2010年。

2. 模型设定。C-D生产函数模型是分析宏观经济增长问题的最基本模型之一，模型基本形式如下：

Y=AK?琢L?茁（1）

其中：Y为社会总产值，A为技术进步，K为资本投入，L为劳动投入，?琢，?茁为常数。

为了测算人力资本投资对经济的影响作用，本文将C-D生产函数加以改进，引入一个包含人力资本要素H的总量生产函数。在模型（1）的基础上进行扩展，见模型（2）：

Y=AK?琢L?茁H1-?琢-?茁（2）

其中：Y为社会总产值，A为技术进步，K为资本投入，L为劳动投入，H为人力资本投入量，?琢，?茁为常数。

（2）式两边同时取对数转化为线性形式，得模型（3）：

lnY=lnA+?茁1lnK+?茁2lnL+?茁3lnH（3）

其中，?茁1>0，?茁2>0，?茁3>0。模型（3）即为人力资本投资影响区域经济增长的理论模型。

本文把辽宁省的经济总量（GDP）作为因变量，把科学技术（A）、固定资产投入（K）、劳动就业人数总量（L）、人力资本投资（H）作为自变量，c为常数，?着为随机扰动项。

计量模型为对数线性模型，模型形式如下：

lnGDP=c+?茁1lnA+?茁2lnK+?茁3lnL+?茁4lnH+?着（4）

3. 数据的描述统计分析。为了保证回归数据的质量，我们对参与回归的变量进行了描述性统计分析，采取Jarque-Bera检验总体分布的正态性，检验结果见表3。根据检验结果可知，参与回归的各变量的P值都很小，劳动力的P值虽然为0.140 332，但我们也认可其通过了Jarque-Bera检验。因此，我们所选择的样本数据是可以进行回归分析的。

4. 模型估计。本文采的是辽宁省1980年~2010年的年度统计数据，利用Eviews6.0软件进行回归分析。估计结果见表4。其中，模型一是对数据进行标准化前的模型。模型二是对数据进行标准化后的模型，将数据进行标准化可以消除自变量科学技术，资本，劳动力，人力资本等因素的单位对因变量地区生产总值的影响，便于对回归结果进行分析。模型三为差分后的回归结果。由模型的稳定性检验可知，用时间序列方法估计的模型变量比较显著，为了更好地的反映因变量与自变量之间的关系，我们对标准化后的模型进行一次差分。

5. 模型检验。经济意义检验。

（1）科学技术，固定资产，劳动力和人力资本投资是影响地区经济增长的重要因素。科学技术的提高，会降低生产成本，从而促进经济的增长；全社会的固定资产投资与经济增长之间也有很强的正相关性，可见固定资产对经济增长也起促进作用；劳动力增加会改善以往城市劳动力紧缺的局面，对地区城市化建设起到极其重要的推动作用，从而也会促进地区经济发展；随着经济时代的到来，人力资本投资对经济发展的作用也日益明显，就国内而言，人力资本投资比较丰富的地区，如：上海、广州、北京、武汉等地区，经济发展速度都要高于一般省份。因此，通过不断加大人力资本的投资总量，是促进地区经济持续发展的重要途径。

（2）平稳性检验。由于模型估计所采用的数据是时间序列数据，而时间序列模型的数据具有不稳定性，存在波动共振现象，为了防止谬误回归，本文对回归后的残差进行了ADF平稳性的单位根检验。检验结果见表5，结果显示，在1%的置信水平下，残差序列不存在单位根，模型通过ADF平稳性单位根检验。

（3）模型的拟合优度检验。模型的估计值对实际值拟合的好坏，可以通过R2或调整后的R2统计量来衡量。表中采用的是时间序列模型，利用Eviews6.0软件进行回归分析，从上面的结果可以看出，回归效果较好，在0.05显著性水平下，模型还是能够通过显著性检验的，而且方程的拟合度较好，R2=0.987 4，说明自变量对因变量的解释能力很强。

（4）模型的显著性检验（F检验和t检验）。由时间序列回归的模型可知，各自变量在5%的显著性水平上都通过了t检验，F检验值也比较显著，参与回归的自变量系数也都比较显著。由模型三可知，F值为7 285.23，模型整体显著性通过检验。

由于t>2，表明结果有效，固定资产投资K的t值为7.82，说明效果非常显著，劳动力L和科学技术A的t值分别为2.21和3.22，也通过了检验，人力资本H的t值为1.87，接近于2，虽然效果不是很显著，但是还是可以说明分析的结果。

6. 估计结果分析。科学技术的提高是进一国生产力水平发展的最根本手段，伴随着生产率的提高，地区经济水平和生产总值也会相应有所提高。通过回归分析，我们也得到了这样的结论。在模型中，科学技术的回归系数是0.112，显著性水平较高，表明随着技术水平的提高，辽宁省的地区生产总值也会相应提高，促进经济的发展。

固定资产的投资规模越大，固定资产投资回报率越高，经济增长速度就越快，对经济增长的贡献也就越大。通过分析，我们得到，固定资产投资的回归系数为0.424，显著性水平很高，表明全社会固定资产投资的增加，为生产提供了良好而环境，增加了地区生产总值。增加固定资产投资是一项积极而又有效地政策，有利于促进辽宁省的经济持续健康发展。

一般认为，劳动力数量的增加会促进地区经济增长，劳动力与经济增长呈正相关性。但本文通过分析得到劳动力数量的回归系数为-0.082，即辽宁省的劳动力数量的加大，不但没有很好的促进经济增长，反而拖累辽宁省经济的发展，辽宁省的经济增长与劳动力数量的增加呈负相关性。

通过分析研究，出现这种现象的原因可能是由于随着劳动力投入规模的加大，劳动力的持续流转，尤其是涌向城市的大量劳动人口缺少能促进城市发展的技能，以及劳动力的成本不断提高和劳动人口期望的福利待遇不断增加等因素，对地区经济的发展已经造成负面影响，此时，地区的生产总值不但不会快速增长，反而会下降，出现负增长的状况。相应的，劳动力供给量适应的减少会对经济增长产生正面影响，促进经济的增长。适量的劳动力积累对辽宁省的经济发展有着很大的影响（下转第35页）作用，因此，提高劳动力的素质，适当引进劳动力，减少地区经济发展带来负担，是实现经济增长的重要途径。

经济增长与人力资本投资存在着紧密的联系，国内外学者就人力资本投资对经济增长的作用进行了大量的理论和实证研究。在本文中，人力资本回归系数为0.104，我们依然可以得到这样的结论，加大人力资本的投资与积累，相应的地区生产总值也会增加，促进经济持续健康的发展。

四、 结论和建议

1. 结论。对辽宁省以及全国的相关数据分析，并通过相关因素对地区生产总值的影响进行实证检验，结果表明，资本，科学技术和人力资本都是影响地区生产总值的显著性因素，显著性依次是资本、科学技术、人力资本。科学技术对地区生产总值的增长的影响最大，其次是资本，最后是人力资本，这三个因素都与地区生产总值呈正向相关关系，而劳动力数量与地区生产总值呈负向相关关系。从这里我们可以得知，人力资本投资对辽宁省经济增长的推动作用相对来说较小，但各国经济发展表明，人力资本投资是经济持续增长的决定性因素和长久性动因。

2. 对策和建议。通过分析，针对辽宁省的人力资本现状，本文给出以下四点建议来提高辽宁省的人力资本水平：

第一，加大教育投资，增加人力资本存量。教育投资是人力资本最主要的组成部分，是进行人力资本积累和增长的最基本途径。辽宁省虽然是一个高校云集的省份，但是与一些经济较发达的地区相比，人均受教育水平和人均教育经费还是较低。政府是教育投资的主体，因此，政府应加大对教育投资的力度，同时还要积极调动社会各方面的办学积极性，政府通过严格保证投资经费和教学质量的手段，可以有效地促进辽宁省的经济增长。

第二，加快高技能人才的培养，建设一支高素质的人才队伍。随着辽宁省经济的持续增长和产业结构的不断升级，职业结构也发生了重大的变化，对高技能人才的需求量供不应求，企业急需高技能的技术型人才，而问题是，高技能人才十分短缺，因此，辽宁省必须加快高技能人才的培养速度，同时，还要依靠科技进步，培养一支具有高素质的人才队伍，提升人力资本的人才结构。

第三，重视福利待遇的提高和激励机制的完善，招揽海内外优秀人才。优厚的福利待遇和完善的激励机制是招揽优秀人才的重要手段，激励机制包括物质激励制度和精神激励制度，待遇的提高和激励机制的建立可以有效地提高人力资本的资源配置率，同时也有利于推动劳动市场的建设。以上措施不仅可以防止人才的流失，还能够有效地吸引海内外优秀的人才，通过人力资本自我价值的不断实现来创造更多的财富，有利于地区经济的持续健康的增长。

第四，人力资本应降低对自然资源的依赖，实现经济的可持续发展。可持续发展的核心思想就是强调经济建设要与人口、资源和环境之间协调发展。很明显，人力资本是影响可持续发展的重要因素之一，辽宁省是一个以发展重工业为主的省份，在产业结构的发展过程中，要想发展循环经济和建设生态城市，最主要的途径就是大力发展科学技术，通过高质量、高水平的人力资本利用技术进步及国际先进的生态、环保、节能技术，来实现可持续发展，创造出新的社会价值，促进经济的增长。

参考文献：

1. 仲丛友.人力资本与滨海新区经济发展.望环渤海，2009,（6）.

2. 李世辉，李晓璐.辽宁省人力资本对经济增长的实证分析.商业文化・财经视点，2007,（9）.

3. 齐孝福.政府投入、人力资本形成与山东经济增长，山东理工大学学报,2007，9（5）.

基金项目：辽宁省社科基金项目“辽宁低收入群体收入流动的现状、影响因素及对策”（项目号：L10BJL019）；辽宁哲学社会科学规划基金项目“辽宁沿海经济带六市产业布局合理化研究”（项目号：L09BJL015）；国家社科基金项目“多维贫困测算方法研究”（项目号：11XTJ002）；辽宁省教育厅项目“辽宁沿海经济带区域经济协调发展研究”（项目号：W2011020）。

篇7

【关键词】货币供给；货币中性；货币非中性；协整检验

在高速增长的投资和出口带动下，中国经济从2003年开始出现高速的增长势头，居民消费物价水平保持高速增长，政府2005年到2006年采用了“双稳健”的宏观调控政策。2007年我国金融调控紧缩力度空前。针对流动性泛滥、逐渐推高的通货膨胀率和外汇储备的急剧膨胀，我国货币政策的动作可谓令人目不暇接，极为频繁。一年中频繁出台的货币政策“组合拳”在年终中央经济工作会议中上升为“从紧”的货币政策，防止经济增长过热、防止明显通货膨胀成为明年宏观调控的首要任务。从紧的货币政策主要也不是针对短期的通货膨胀，而是针对近年累积起来的流动性过剩。央行加大调整幅度，显示了贯彻中央“货币政策从紧”意图的决心。2008年金融危机的爆发使得中国经济也遭受重创。危机爆发初期，为了控制过快的投资增速，央行出台了一系列紧缩性政策，包括屡次提高法定存款准备金率以及加息，随后于2008年年末推出了“四万亿投资计划”以保持经济增速，接着又将货币政策目标放在抵制通胀、控制物价上。进入2011年下半年，世界经济面临着二次探底的危险，中央采取稳健的货币政策，并在2012年保持了这种货币政策的连贯性。

对于央行采取的货币政策，国内外学者进行了很多研究，本文也是在这种背景下探索我国的货币中性、非中性问题。货币是否中性是中央银行制定货币政策的前提，如果货币是中性的，那么中央银行就不可能通过改变货币供应量的方法来刺激经济增长；反之，如果货币是非中性的，那么中央银行实施货币政策就会刺激到经济的实体部门从而有可能达到预期的目标。因此，研究我国货币是否中性以及货币政策是否有效，不仅有助于解决当前货币政策操作中出现的一系列问题，也是实现经济长期稳定发展的迫切需要。

一、理论综述

1.货币中性

古典学派传统的两分法和“货币面纱观”形成了早期货币中性的代表。根据两分法提出个别商品的价格决定于该商品的供求，即经济的实物方面，而一般物价水平和货币购买力则决定于货币的数量及货币流通速度，即决定于经济的货币方面，两者并没有内在联系；货币只不过是覆盖在实物经济上的一层面纱，对实际经济并不发生实际的影响。传统货币数量学说也对货币中性做出了分析。货币数量论认为货币流通速度和商品交易量在长期中不受货币量变动的影响，所以货币数量的增减只会引起各种价格水平同比涨跌，即一般物价水平的升降，而不会改变商品的相对价格，因而也不会对生产和就业产生任何影响。萨伊认为，货币知识实现商品交换的媒介，货币数量的变化只会导致一般物价水平的变化，而不会对实际经济活动产生任何影响。换言之，货币对经济是中性的，既不造成经济的扩张也不会造成经济的紧缩。货币中性的另一个支柱是瓦尔拉斯的一般均衡理论。货币的出现只不过是在已有的商品中增加了一种而已，货币经济同其他经济一样，它的存在无碍于经济的全面均衡，货币对经济而说是中性的。

2.货币非中性

维克赛尔认为货币并非是一种“面纱”，而是影响经济的重要因素。货币对经济的影响是通过使货币利率与自然利率相一致或相背离而实现的。货币利率是指现行的市场借贷利率，而自然利率是指投资者的预期利率。当货币数量增加，货币利率低于自然利率时，企业家由于有利可图于是扩大投资，增加产出。哈耶克认为，在任何情况下，货币量的增加都将给经济带来危害；只有依靠储蓄来扩张生产，才能维持经济均衡。霍曲莱提出所谓的“纯货币”商业循环理论，鼓吹商业循环纯粹是一种货币现象，货币量的变动是引起经济繁荣和萧条的唯一原因。凯恩斯在大萧条中发展了货币理论，创造了一种新的货币分析方法和货币经济理论，通过扩张或收缩的货币政策影响经济发展。米尔顿弗里德曼认为货币至关重要，物价、产出、就业等等变化都是源于货币的变化。

3.货币短期与长期中性、非中性的争议

货币学派同时认为，长期中货币供给变化只会引起物价水平的变动，而不会引起实际产出和收入的变动。课件，对于长期经济变化，货币学派的观点又回到了货币中性上了。20世纪60年代货币增长理论研究了货币与经济增长的内在联系及货币政策对经济增长的影响，认为货币政策对长期经济增长有很大帮助。这与弗里德曼的说法形成鲜明对比。

二、实证研究

本文将通过研究货币供给量与实体经济变量的相关关系研究货币中性与非中性，研究中央银行货币政策工具对实体经济的作用结果作为货币政策有效性的依据。据此，本文分为两个环节进行研究，即货币供给量变化对国民经济总量的影响为第一环节，货币政策有效性的评述为第二环节。

1.变量的选择

本文选取国内生产总值（GDP）、城镇固定资产投资（I）、一年期贷款利率（R）以及货币供应量（M2）作为分析变量。对变量进行取对数等先期处理再进行平稳性检验以及协整检验、建立VAR模型分析、脉冲响应函数分析以及方差分解分析，探索在我国货币是否中性进而探索我国货币政策的有效性问题。

2.模型建立

本文将这四个变量作为系统中的所有内生变量滞后值的函数以构造VAR模型表示如下：，其中是随即扰动项。

文章将采取对季度数据的分析方式，其中国内生产总值、社会消费品零售总额和城镇固定资产投资货币供应量M2都可以在中国国家统计局网站和人民银行网站获得并转化为季度流量数据。

3.单位根检验

由于VAR模型的前提是时间序列必须是平稳的，所以必须对上述变量进行单位根检验，以判断序列是否平稳。

经一阶差分序列的ADF统计量均小于5%的临界值，拒绝序列具有单位根的假设，ΔLNGDP、ΔLNM2、ΔLNR、ΔLNI都是平稳的序列。

4.协整检验

根据AIC和SC准则确定滞后期为4。建立滞后期为4的VAR模型。协整检验的滞后期选择3.表2为协整检验的输出结果。

从迹统计量LR的值可知，LNR、LNGDP、LNI、LNM2这四个变量有两个协整向量，从协整向量的估计结果如表3所示。

根据协整向量的估计结果可以得到误差修正模型。

表3中取值1或0的变量系数是施加的约束，假设国内生产总值与货币供应量、一年期贷款利率水平有长期均衡关系，约束其他系数变量为0，得出相应的协整方程（1），也即国内生产总值的长期均衡方程为：

其中ecm表示误差修正模型中的第一个误差修正项。由方程1可知，在其他条件不变的条件下，货币供应量M2每上升1个百分点，国内生产总值将平均上升0.774个百分点；一年期贷款利率水平每上升1个百分点，国内生产总值将平均下降0.106个百分点。各弹性系数比较符合我国经济情况，货币供应量的上升将刺激经济发展，同样，降低贷款利率的货币政策也将刺激投资进而促进国民经济发展。

根据表3约束条件假设投资水平与货币供应量、一年期贷款利率水平有长期均衡关系，约束其他系数变量为0，得出相应的协整方程2，也即固定资产投资的长期均衡方程为：

其中ecm表示误差修正模型中的第一个误差修正项。由方程2可以知道，在其他条件不变的条件下，货币供应量每变动1个百分点，将引起固定资产投资的0.205个百分点变动；一年期贷款利率每变动一个百分点将引起固定资产投资的9.879的反向变动。模型结果也较好的符合了经济状况。

5.方差分解

方差分解描述的是对向量自回归模型中的变量产生影响的每个随机扰动项的相对重要性。这种方法的原理是通过分析每一个结构冲击对内生变量的变化的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。从方差分解的结果里得到，货币供应量对国内生产总值始终有着10%左右的影响，贷款利率的影响相对来讲更加明显。

三、实证结论和政策建议

1.实证分析的结论

（1）我国实证分析显示出货币非中性

实证分析中的向量误差修正模型和方差分解都显示出货币供应量的变动确实影响到实际经济的变动。货币供应量的增加刺激了经济发展，这种情况符合2008年金融危机之后我国货币发行量大增的情况下刺激经济复苏的现实。货币并不是笼罩在经济上的一层简单面纱，现实经济中必须重视货币供应量对实体经济的影响作用。

（2）我国货币政策是有效的

从实证分析中的向量误差修正模型中我们已经得出货币供应量和贷款利率水平对经济发展有着重要的影响这一结论，那么也就证明了我国货币政策是有效的。从03年以后经济开始过热我国实施的稳健货币政策和2008年金融危机后我国实施积极地货币政策刺激经济发展的结果都已经证明了我国货币政策的有效性。从实证分析中也要注意，货币政策确实存在一定的时滞，从方差分解中也可以发现，货币供应量这一指标对于国内生产总值的稳定影响开始于第四期。

2.政策建议

（1）合理调节市场货币供应量

实证分析的结果表明可以通过货币供应量的增减来调控宏观经济走势，那么中央银行就必须对投放市场的货币供应量给予足够重视。首先，中国人民银行应当继续采用M2作为货币政策的中介目标，这一点是由M2代表广义货币的独特优势所决定的。在货币存量较大的情况下，广义货币供给量也较高，要依靠货币政策促进经济发展必须盘活市场货币存量。中央银行要通过激活货币信贷存量刺激经济发展。其次，充分运用数量、价格等多种货币政策工具，充分发挥再贷款、再贴现和差额存款准备金动态调整机制的引导作用，盘活存量资金，运用增量资金。目前我国货币市场存量资金数额巨大，一方面对于经济发展存在较大不确定性，另一方面也体现出我国货币政策调整存在巨大空间。最后，必须重视到货币供应量在调控经济发展过程中的局限性，从实证分析发现，货币供应量在长期中对经济发展的贡献稳定在10%左右，而贷款利率对经济发展具有较大而迅速的影响。所以，人民银行应当大胆的把货币政策的中介目标由货币供应量转为利率。鉴于货币供应量对于实体经济的稳定作用，应当将货币供应量作为稳定经济的辅助控制变量。

（2）加强利率市场化建设

利率传导渠道作为发达国家货币政策的货币政策中介目标，有着货币供应量不具备的优势。基于此，首先，中国人民银行应当逐步放开利率管制，让市场的资金供求来决定最终的利率形成，以市场利率取代公定利率，继续放松管制实现实质性的利率市场化改革。其次，改革利率结构，建立合理的利率框架和利率传导机制。中国人民银行应当在充分考察企业和金融机构的会计制度和业务发展需要的基础上建立适合其发展的利率期限结构，规范各类企业的运行方式来提高其利率敏感性。

（3）减小货币政策的时滞

货币政策的时滞很难消除，但货币政策制定者可以采取措施减少这种时滞的影响。首先，对于内部时滞来说，必须提高政策制定和实施的有效性，这就要求中央银行对于市场状况反映足够迅速，在政策制定和贯彻实施中做到雷厉风行。对于外部时滞就要求我们继续完善金融体制改革，尤其是在在制度上解决金融运行中出现的延迟性。总之，对于货币政策产生的时滞问题，一方面要增强中央银行货币政策的连贯性，增加市场对央行货币政策的信心；另一方面，决策者必须清醒认识到市场存在的各种风险，对市场反映迅速做出合理的调整。

参考文献

[1]刘金全，范剑青.中国经济波动的非对称性和相关性研究[J].经济研究，2001（5）.

[2]周骏.货币政策的几个问题[J].金融研究，2001（5）.

[3]崔建军.中国货币政策有效性问题研究[J].当代经济科学，2003（7）.

[4]陈银娥.凯恩斯主义货币政策研究[M].北京：中国金融出版社，2000.

[5]谢平.新世纪中国货币政策的挑战[J].金融研究，2000（1）.

[6]刘金全.货币政策作用的有效性和非对称性[J].管理世界，2002（3）.

[7]戴根有.关于我国货币政策的理论与实践问题[J].金融研究，2000（9）.

[8]崔建军.货币政策十大理论问题辨析[J].中央财经大学学报，2004（5）.

篇8

关键词：区域经济；土地市场；三部门经济增长模型；内生增长模型

一、引言

20世纪90年代以来，我国经济增长和城市化发展不断加快，对土地需求量逐渐增大，而且国家在经济可能出现过热的时候开始尝试采用土地政策进行宏观调控。本文采用三部门经济增长模型和内生经济增长模型来分析土地市场和区域经济的关系，并进行了实证检验。

二、土地市场和区域经济关系的理论分析

（一）土地市场通过土地财政途径对经济增长产生影响的机理分析

1994年的分税制改革，中央上收了大量财权，特别是将增值税的75%归为中央政府，并将所得税改为中央、地方政府共享的税种。与中央政府采取上收财权同时进行的是下方事权，形成各级地方政府事权层层下放，而财权层层上移的情况。在这种事权和财权不对称的情况下，地方政府要履行自身职责，必然会寻求扩大财源，这样巨大的土地收益成为了一个最佳的选择。巨额的土地出让为地方投资和建设提供了资金来源，也成为地区经济增长的重要动因。一是以低廉的土地出让费用招商引资，增加地区经济竞争力，促进了地区经济增长和扩张；二是高价出让土地增加了地方政府预算外收入，为地区城市发展和基础设施建设提供了资金保障；三是通过城市扩张促进了房地产业和建筑业的发展。土地市场发展也增加了地方政府的投资和支出。土地财政、地方财政收入和投资形成了环环相扣的关系。

（二）土地市场对区域经济产生影响的三部门模型理论分析

三部门经济增长模型是用来分析区域经济增长和劳动力市场以及区域房地产市场之间相互关系的模型。它是由美国经济学家DeniseDipasquale和WilliamC.Wheaton提出的。该模型将区域经济划分为三个部分：区域产出市场、区域劳动力市场和区域房地产市场（包括了土地市场和地上建筑物）。

1、区域经济均衡模型。一个区域的产出需求Qd是价格P的减函数，如图1所示。产出需要两种生产要素，劳动力和房地产，且它们之间不具有替代作用。单位产出成本C=a1r+a2w，其中r、w分别为租金和工资，a1、a2分别为单位产出需要的固定数量的房地产和劳动力。房地产需求量和劳动力需求量分别为Kd=a1Q和Ld=a2Q，由于生产要素间不存在替代作用，所以需求量仅依赖于生产量Q，生产要素的供给曲线向右上倾斜，如图2、图3所示。其中劳动力市场纵轴表示相对工资，即经过价格指数调整后的工资。在图1中，如果产品的需求曲线已知，而工资和租金又决定了生产成本，通过图1可以求出总产出量。在图2、图3中产量又决定了要素需求，如果要素的供给已知，则可以求出要素的价格。如果这三个图相互符合，那么该区域经济就处于均衡状态。

2、土地供给量增加与经济增长。假设区域最初处于均衡状态，产出量、价格水平、劳动力数量、房地产数量、工资、租金分别为Q1、P1、L1、K1、w1、r1。当土地供给增加时，房地产市场的供给将增加，供给曲线向右移动，租金下降，如图6所示。在劳动力市场不变的情况下，生产成本下降，产出增加，如图4所示。产出增加使得要素需求量增加，要素需求曲线均向右平移，要素价格上升，如图5、图6垂直虚线所示，使得生产成本略有上身，但是仍低于初始成本。因为如果此时的成本高于初始成本，产量就会下降从而要素价格也会下降，生产成本必将下降。从分析可以得出，土地供应量增加，生产成本将下降，最终使得区域的经济产出增加。再次调整到均衡状态时的产出量、价格水平、劳动力数量、房地产数量、工资、租金分别为Q2、P2、L2、K2、w2、r2。

（三）土地市场对区域经济产生影响的内生增长模型理论分析

目前，根据关于内生经济增长的普遍研究方法，利用生产函数来定量分析伴随土地市场发展而来的土地财政和土地出让金对经济增长的影响。根据Barro、Davoodi的研究，描述内生增长生产函数包括三个变量：人均产出y，公共支出g，私人资本k。函数关系描述为：

y=f（k，g）①

根据我国目前的实际情况，地方政府公共支出来源主要分为预算内收入和预算外收入。预算内收入主要是预算内的财政收入r，预算外收入主要来源于土地出让金f，所以

g=g（r，f）②

①、②式联立后生产函数表示如下：

y=f（k，r） ③

把③式进行线性化处理，得到下式：

y=α+β1k+β2r+β3f④

式④中，y表示人均产出，k表示人均资本，r表示人均地方财政收入，f表示人均土地出让金收入。从④可以看出，人均产出的增长受人均资本、人均地方财政收入和人均土地出让金收入的影响，其中，后面两项表明政府公共支出对经济增长的影响。

在实证研究中，采用截面数据模型来描述上述分析如下：

yi=a+β1ki+β2γi+β3fi+εi⑤

三、实证检验和结论

（一）基于以上理论分析，现在做如下假设

一是土地市场发展和区域经济互为格兰杰因果关系；二是土地市场发展对区域经济的发展有显著的影响。

（二）数据说明

实证检验中的GDP、财政收入、固定资产投资数据来源于《中国统计年鉴2009》，土地出让金数据来源于《中国国土资源统计年鉴2009》。

（三）实证分析结果和分析

1、用2008年全国31个省和直辖市国有土地出让成交价款（土地出让金）代表区域土地市场发展水平，用各省和直辖市GDP代表经济发展水平，运用Granger因果检验方法结果，如表1所示。

表1表明我国区域土地市场的发展和经济增长之间互为因果关系。导致这一结论的主要原因是：经济增长需要土地供应的支持，包括生产用地、住宅用地和商业用地的需求都会催生地方土地市场的成长和发展；同样，由于土地市场的发展使得地方财政收入增加，从而带动地方基础建设和固定资产的增加并促进经济的增长。

2、各省和直辖市人均产出y、人均资本k、人均地方财政收入r、人均土地出让金收入f数据均来自《中国统计年鉴2009》和《中国国土资源统计年鉴2009》。代入上面的式⑤

yi=a+β1ki+β2γi+β3fi+εi

用广义最小二乘法对截面数据进行检验，得到如下结果：

yi=2.457416+0.314275ki+0.138452ri+0.071486fi

t-value8.41694476.321623.7516 7.54150

AjustedR-squared：0.984405

从模型检验结果可以验证假设②的成立即土地市场发展对区域经济的发展有显著的影响，结果显示，土地出让金的增加对经济的影响并不是很大只有0.071，造成这种结果的原因主要有：土地收入在很大程度上是通过地方政府的直接投资使用而对经济产生推进作用的，所以现实中土地收入对经济的影响程度会更大。

参考文献：

1、钱瑛瑛.房地产经济学[M].统计大学出版社,2004．

2、吴灿燕,陈多长.浙江省土地财政问题实证研究[J].财经论丛,2009(3)．

3、张昕.土地出让金对经济增长作用机理研究[J].建筑经济,2009(8)．

4、赵国玲.“土地财政”的效应分析[J].生态经济,2008(7).

篇9

传统探讨物质投入与经济增长的关系一般采用C-D生产函数，将物质资本投入与劳动力投入或者引入其他要素作为主要变量进行考察。国内学者也大都采用这一模型来研究农村经济增长与各要素之间的关系。张艳华等（2006）引入农村人力资本变量，利用改进的生产函数探讨了农村人力资本对农村经济增长的贡献；翟印礼等（2009）利用面板数据模型，研究了劳动力、人力资本、基础设施等12个要素对农村经济增长的影响；夏新燕（2010）则直接将C-D函数设定为不受约束的拓展生产函数，考察了劳动力投入、技术进步、产业结构调整等8个要素对农业经济增长的影响。但是，由于研究目的的不同，或者受数据问题的限制，国内学者在研究农村经济增长问题时，对物质资本投入要素直接选取固定资产投资净值或者农业基础设施投资数据，而未考虑农业中间投入对农村经济增长的贡献作用。农业中间投入（中间消耗）是指农林牧渔业生产经营过程中所消耗的货物和服务的价值，主要包括种子、饲料、肥料、农药、小农具等物质产品消耗，以及科研费、保险服务费、畜禽配种费用、畜禽防疫医疗费用等非物质费。通过加大农业中间投入，不仅可以提高农业产品的产量，更重要的是可以激活农业生产资料市场，延长农业产业链条，提高农村市场化水平，从而促进农村经济的快速发展。根据钱纳里等人的调查研究，农业产出中物质消耗所占比重与经济发展水平呈正相关：在人均国民生产总值140美元、280美元、360美元、1120美元和2100美元（1965年美元）5个发展阶段，农业的物耗率分别为30%、40%、50%、60%和75%。

在我国农村地区受农业生产必需性以及农业机械化水平不断提高的影响，与资金、技术等要素相比，农业中间投入成为农村经济中最活跃的要素，其在我国农民总收入水平中占比高达50%以上，并且随着其投入数量及科技含量的不断提高，使得我国农业生产率大幅提高。这在保证粮食生产安全的前提下，也保障了我国农业种养结构调整、农业土地用途多样化、劳动力非农就业等。另外，随着农业生产资料市场化改革的推进，农业中间投入也为农民提供了大量非农就业机会，并且带动了当地商业的发展。本文首先从三个角度对我国农业中间投入的发展现状进行分析；其次利用C-D生产函数，实证分析了农业中间投入对我国农村地区经济增长的影响；最后根据研究结论，提出有针对性的对策建议。

2、我国农业中间投入现状分析

2.1　近年来进入快速增长阶段

图1反映1985-2008年我国农业中间投入及增长变化的情况，其中ZJTR为中间投入，DZ为增长额。从图中我们可以看出，我国农业中间投入大致可以分为三个阶段：1985-1993为低水平且低速增长阶段，平均年投入额为1703.4亿元，年均增长额为259.9亿元；1994-1997年受粮食价格正向效应及化肥价格过快上涨等因素的影响，农业中间投入进入快速增长期，平均年投入额达到5523.8亿元，年均增长额也达到1369.8亿元；1998-2008年，前半阶段处于低速发展阶段，直到2004年，又是受粮食价格大幅上涨以及农业税取消的刺激，同时伴随着农业生产资料价格又一轮快速上涨，农业中间投入又进入一个快速增长阶段，平均年投入额达到11872.9亿元，年均增长额为1258.3亿元。从这三阶段的分析中，我们也可以简单的归纳出农业中间投入变动主要是受粮食价格和我国农业政策的影响。因此，我们可以预见，随着我国政府不断稳步提高粮食价格以及持续的支农政策的出台，未来农业中间投入还会处于一个高速发展的阶段。

2.2　地区差异较大

我国农业发展区域差异较大，导致我国不同省份农业中间投入的差距也较大。根据2008年的统计数据显示，我国31省市区的农林牧渔中间投入占总产值的比重平均值为42.35%，其中北京、上海、天津处于前三位，占比分别为63%、60%、54%，后三位分别为海南、、青海，分别为34%、32%、31%，最低的青海还不到北京的一半，近似于传统农业。

2.3　投入结构逐渐改善

如表1所示，2008年我国农业中间投入比2000年翻了一番还多，达到136%。另外，根据对投入结构的分析，发现饲料、肥料、生产支出所占份额最大，且生产支出也是增长幅度最大的，说明我国农业生产投入质量有较大改善。小农机及用电量数额较小，且增长速度都没有达到平均水平，尤其是用电量增长远远小于其他投入的速度，说明我国农业机械化、电气化水平还有待提高。现代农业的特征就是广泛运用现代科学、现代工业提供的生产资料和科学管理方法进行的社会化农业，也即“商品生产商品”的农业。我国农业中间投入结构是符合我国农业该阶段特点的，但随着现代农业发展不断深入，生产支出、用电量、小农机等指标会得到更快速的增长。

3、中间投入对农村经济增长的影响分析

3.1　模型设定

我国传统研究农村经济增长大都以内生经济增行长理论为基础，即根据C-D生产函数或函数的改进形式进行研究，模型表达式为：ln(Y)=ln(A)+aln(K)+bln(L)+m（1）其中，Y为农村总产出水平，A为全要素生产率，K为物质资本投入，L为劳动力投入，a、b分别表示资本和劳动的产出弹性。但我国以往在物质资本投入替的，没有考虑中间投入对经济的影响作用。因此，本文将农村中间投入（I）引入函数，用中间投入代替以往的固定资产投入来进行研究，模型表达式为：ln(Y)=ln(A)a+ln(I)ln(+bL)+m（2）最后，为了综合考虑各要素对农村经济增长的作用，将三种要素同时引入，设定模型如下：ln(Y)=ln(A)a+ln(K)lnb(+L)ln(I)+g+m（3）

3.2　数据来源

考虑到数据的可获得性，本文选取1985年至2007年为研究区间。所用的原始数据主要来自于《中国统计年鉴》、《中国农村统计年鉴》、《中国农业发展报告》，主要变量采用以下处理方式：

3.2.1　农村产出（Y）

本文中，总产出用国内生产总值（GDP）来衡量。但是，因为农村地区的GDP到目前为止还没有官方的统计数据，给本文的分析带来了数据搜集上的困难，因此本文借鉴熊启泉在《中国农村国内生产总值(GDP)的估计:理论、方法及实证测算》一文中估算农村GDP的方法，其计算公式是6：农村GDP=(农林牧渔业增加值+乡镇企业增加值十农村非物质生产部门所创造的增加值)×100/90农村非物质生产部门所创造的增加值=农民人均纯收入×乡村人口数×10%

3.2.2　固定资本投入（K）和劳动力投入（L）

本文也采用农村固定资产投资净值来代替资本投入K，用农村劳动力数量表示劳动力投入L，两者数据都是来自于《中国统计年鉴》。

3.2.3　中间投入（I）

统计部门是通过农、林、牧、渔四个部门来统计我国农业中间投入的，包括物质产品消耗和非物质消耗，该项数据可以从《中国农业发展报告》获得。

3.3　结果分析

3.3.1　中间投入与农村经济增长之间因果关系检验

要研究农业中间投入对农村经济增长的影响，首先因该论证两者之间的因果关系。因为经济数据相互之间共线性比较大，只是单纯的做相关性分析并不能很好的说明问题，并且不能确定两者之间的因果性。因此，需要通过格兰杰非因果检验验证两者间的因果关系。通过计算，农业中间投入与农村总产值之间存在协整关系，因此可以直接进行格兰杰非因果检验。通过表2可以发现，滞后期为3且在5%的显著性水平下，农业中间投入与农村GDP之间互为格兰杰原因，且农业中间投入的显著性更强。因此，可以认为，农村中间投入对农村经济发展具有促进作用，农业中间投入可以视为是农村经济发展的一个投入要素，可以继续以下的研究。

3.3.2　回归分析

本为利用Eviews5.0软件，采用最小二乘法（OLS），对三个方程进行了回归与时间序列组合的模型估计，结果如表3所示。从表3中可以发现，以固定投资和中间投入为代表的物质投入的系数均为正，且通过了显著性检验，说明物质资本投入对农村经济具有正向影响。方程（1）中固定资本投入lnK和劳动力lnL都通过了检验，且劳动力的系数略大于固定投资系数，说明我国充足的农村劳动力对农村经济的发展还是具有较大影响的。方程（2）只有lnI和AR(1)通过检验，常数项和劳动力指标并没有通过检验，从而可见农业中间投入对农村经济具有较强的影响力。方程（3）中将三者同时考虑进来，并且都通过了检验，其中中间投入的弹性最大，达到0.632，固定资本投入与劳动力投入同为0.364。如果假定三者按照相同比例增长，则中间投入对农村经济的贡献显然要大于固定资本投入和劳动力。但现实中，三者的增长速度并不一致，尤其是受农村劳动力不断转移的影响，农村劳动力的增长速度远远小于中间投入和固定资本投入的速度。通过计算可以发现，1985-2008年我国农业中间投入年均增长率为11%，固定投资增长率为12%，劳动力增长率仅为2%，根据测算的三者弹性系数，中间投入与固定投资对农村经济增长的贡献率应该远远超过劳动力因素，而中间投入的系数又远远高于固定资本投入的，因此，最终可以得出农业中间投入在三者中对农村经济增长贡献最大的结论。可见，在我国目前阶段，加大农业中间投入不仅对提高农业产量具有重要作用，而且对农村经济的稳定、快速发展也具有重要意义。

篇10

关键词：贸易开放度 人力资本 通货膨胀率 物流产业 全要素生产率

问题提出

现有关于物流产业生产率的文献大多集中于证实物流产业对经济增长的促进作用。Brewer（2001）从供应链角度论述了现代物流对城市经济增加的促进作用。王晓姝、费威（2010）描述了物流发展对经济的影响。然而物流产业的生产率是受多种因素影响的，韩美贵、徐秀英和孙斌（2007）以南京市的主要经济和物流数据分析得出，工业总产值和社会消费品零售总额分别成为影响货运总量及货物周转量的优先经济指标，说明了物流产业的生产率受多个指标的影响。余泳泽、武鹏（2010）利用随机前沿生产函数测算了中国物流产业的效率，考察了物流资源利用率、地区制度变迁、区位优势等因素对我国物流产业效率有显著的影响。

为了考察物流产业全要素生产率，本文先以生产函数估计出中国30个地区的全要素生产率，然后对影响全要素生产率的贸易开放度、人力资本和通货膨胀率进行回归，结果表明，贸易开放度和人力资本与全要素生产率是正相关的，通货膨胀率与全要素率是负相关的。

自从索洛（Solow，1957）提出了著名的索洛增长方程以来，发展了众多全要素生产率（total factor productivity，简称TFP）的测算方法，这些方法可以分为两类：参数估计方法和非参数估计方法。参数法主要包括索洛增长速度方程和生产函数法，它们都涉及参数函数的估计，并且都假设研究对象在技术上是有效率的，能够解释随机噪音；非参数法主要是应用数据包络分析（date envelopment analysis，简称 DEA）的方法求解曼奎斯特指数（Malmquist index），没有涉及参数函数的估计，也不需要假设研究对象在技术上是有效率的，但不能解释随机噪音。其中，收入份额法和指数法主要用来研究TFP的变动；计量经济学方法主要用来研究TFP变动和规模报酬；数据包络法和随机边界法主要用来研究TFP的变动、技术效率和分配效率。传统的生产函数法假定生产在技术上是充分有效的，从而将产出增长率扣除要素投入增长率之后的TFP增长率全部归结为技术进步的结果。索洛将人均产出增长扣除资本集约程度增长后的未被解释部分归为技术进步的结果，称其为技术进步率，这些未被解释的部分后来被称为“增长余值”（或“索洛余值”），也即为全要素生产率的增长率。本文采用生产函数法，即假定物流行业的生产函数为Cobb-Douglas生产函数。

本文的结构如下，第二部分为研究设计，对物流产业产出指标、劳动力投入量、资本存量、人力资本存量、贸易开放度和通货膨胀率进行定义，并给出相应的测度方法；另外说明了本文的模型与数据来源；第三部分为实证分析，对本文的两个模型进行了估计，对影响物流产业全要素生产率的因素进行了讨论；第四部分为评述性结论和政策含义。

研究设计

（一）主要变量定义

物流产业产出指标（Y）。本文所指物流采用宋伯慧和徐寿波（2010）的定义，物流是指物的实体流动；由物质M、流动F、主体O、地域R、时间T、信息I六要素组成；有自然界、社会界和经济界物流三大类；除了自然界物流外，社会界和经济界物流一般包括运输、储存、装卸搬运、流通加工等四个基本的实体环节。因此本文中的物流产业是指：货物运输业、仓储业和邮政业。产出指标（Y）度量了年度各地区交通运输业、仓储业和邮政业的增加值，同时利用GDP平减指数（以1999年为基期）对产出指标（Y）进行了平减以消除价格因素的影响，数据来源于国研网统计数据库。

劳动力投入量（L）。选取各地区交通运输、仓储和邮政业职工人数。

物流产业资本存量（K）。本文采用了张军、吴桂英和张吉鹏（2004）对中国省际资本存量的估量方法，即以目前被普遍采用的由戈登・史密斯（Gold Smith）1951年开创的永续盘存法按不变价格计算各地区的物流产业资本存量。这一方法可以写作：

Kit=Kit-1(1-σit)+Iit

其中，下标i指第i个地区，t指第t年，Kit指第i个地区第t年的物流产业资本存量，Kit-1为同一个地区上一年的物流产业资本存量，σit为经济折旧率，Iit为第i个地区第t年的物流产业投资。

本文选取1999年为基年，基年的物流产业资本存量与Young（2000）的方法类似，即用各地区1999年物流产业固定资产投资除以10%作为该地区的初始物流产业资本存量。其他年份物流产业固定资产投资进行换算之前按固定资产投资价格指数进行了平减以消除价格的影响。由于广东省缺少1999年和2000年固定资产投资指数，因此这两个年份的资本存量均为名义资本存量除以10%，2000年之后的资本存量以2000年为基年进行平减。σit采用张军、吴桂英和张吉鹏（2004）计算的各省固定资本形成总额的经济折旧率。

人力资本存量（H）。目前，比较科学的是用人均受教育年限来衡量教育能力进而代表人力资本存量，但是由于缺少物流产业从业人员的教育背景数据，本文采用中等以上学校在校学生人数来代替。

贸易开放度（O）。采用包群、许和连、赖明勇（2003）的研究结果，用贸易依存度（进出口贸易总额与 GDP 的比值）作为贸易开放度的指标。

通货膨胀率（π）。一般价格总水平在一年内的上涨率。

（二）研究方法与模型

借鉴Miller和Upadhyay（2000）的模型，本文以Cobb-Douglas生产函数来估计物流产业生产率，两个包含和不包含人力资本的生产函数分别为：

（1）

（2）

其中，i、t、K、L的定义如前文所述，A为全要素生产率指数，模型中不假定（α+β+γ）或（α+β）等于1。

方程（1）和（2）中产出（Y）、资本存量（K）和人力资本存量除以劳动力投入量（L），即得人均产出（y）、人均资本存量（k）和人均人力资本存量（h），方程（1）和（2）可变换为：

（3）

（4）

用对数形式表示如下：

（5）

（6）

在方程（6）和（7）中间加入随机误差项（ε）体现被忽略变量的影响，经典回归分析假定随机误差项（ε）与模型的解释变量不相关，运用面板数据进行分析时，可以把被忽略变量分为三类：随地区变化而不随时间变化、随时间变化而不随地区变化以及随地区和时间变化。本文用时间虚拟变量（timej）来体现被忽略变量的时间效应，考虑到假定被忽略变量与解释变量之间的不相关性在本文中是不实际的，因此，本文用固定效应而非随机效应进行估计。加入随机误差项（ε）和时间虚拟变量（timej）的方程如下：

（7）

（8）

方程（7）、（8）为全要素生产率的估计式，（7）式估计的全要素生产率记为tfp，（8）式估计的全要素生产率记为tfph。Miller和Upadhyay（2000）认为，不同国家全要素生产的差异归因于以下因素的影响：贸易开放度（Openness）、人力资本存量（Human capital）、贸易条件（Terms of trade）、当地购买力平价偏离（Local price deviation from purchasing power parity）、通货膨胀率（Inflation rate），贸易条件一般用贸易条件指数测度，即出口物价指数与进口物价指数之比，而当地购买力平价偏离取决于汇率，这两个因素对所有的截面单元的影响是一样的，所以可以以均值的形式吸收到回归模型的截距项里面，而不作为解释变量进入方程，故本文中物流产业全要素生产率的估计方程为：

（9）

其中，因变量tfp（或tfph）分别为由方程（7）、（8）估计的全要素生产率，即y的估计量（y），π为通货膨胀率。

（三）样本选择与数据来源

本文以1999-2008年为研究区间，以中国内地30个地区（26个省，4个直辖市）为研究对象，由于缺失数据，不包括在内，最终得到一个包含300个观测值的面板数据，数据来源于国研网统计数据库。

实证分析

（一）生产函数和全要素生产率的估计

表1给出了方程（7）和（8）的回归结果。方程（7）中所有的参数估计都是显著的（显著水平为1%），lnL的系数（α+β-1）大于0，表明研究期内物流产业处于规模递增阶段，这与余泳泽、武鹏（2010）的结论是一致的，劳动投入的产出弹性为0.6969，大于资本投入的产出弹性0.6491，表明物流产业是一个劳动密集型产业，这与余泳泽、武鹏（2010）的结论正好相反。原因可能在于处理资本存量的差异。方程（7）考虑了人力资本，其投入产出弹性为0.2384，资本的投入产出弹性为0.5654，计算得到劳动力的投入产出弹性为0.4797。时间虚拟变量的系数逐年增大，表明全要素生产率随着时间的增长而增长，这也反映了技术进步对全要素生产率的贡献。另外，检验发现劳动力投入、资本投入和人力资本投入的交互作用并不显著，且如果考虑交互作用，要么资本投入、劳动力投入的系数符号不正确，要么系数值超过1。

在不考虑人力资本的情况下，两个投入要素的系数中，劳动投入的系数最大，说明了当前劳动投入在物流产业中仍然占据主要地位。在物流系统中的人、财、物三要素中，人是稀缺的、难以替代的持久性资源，物流产业的本质属性是为社会提供物流服务，它通过运输、储存、包装、装卸搬运、流通加工等一系列活动，完成物资的位移，创造商品的时间价值、空间价值及形态价值，在此过程中，劳动力的作用是最重要的，在物流的各个子行业中，不仅有大量的从业人员，而且绝大部分作业活动离不开劳动力的参与。如果考虑到人力资本的影响，则资本存量的系数最大，反映了物流产业是一个高投入的产业，事实上，运输业、仓储业、码头业等子行业一直都是资本密集型产业，也是各国重点投资的产业。

（二）全要素生产率的影响因素

利用方程（7）和（8）可以估计出全要素生产率tfp和tfph，贸易开放度、人力资本和通货膨胀率对全要素生产率的影响通过方程（9）估计出，表2给出了方程（9）的Perild SUR加权GLS回归结果。

外贸开放度和人力资本的系数都在1%下显著，地区开放度越高，一个地区与国外的货物交往就越多，尤其在我国现阶段“世界工厂”的背景下，很多来自于全球的原材料在中国进行生产，产成品又销往全球各地，将产生大量的物流活动，因而物流产业全要素生产率较高。人均人力资本存量越高，物流产业全要素生产率越高，这个结论也许是无足为奇的，因为本文的人力资本存量采用中等以上在校学生人数来度量，反映了一个地区的人才储备量。值得注意的是，人力资本的系数大于外贸开放度的系数，说明一个地区全要素生产率主要由人力资本决定。通货膨胀率的系数为负且在10%下显著，说明通货膨胀率越高，地区的全要素生产率越低，这与Miller和Upadhyay（2000）的结论是一致的，刘迎秋（2009）也认为，过高的通胀率则会从另一个方面对经济增长变动速率产生更大的抑制作用，并会严重损害国民经济的持续较快增长，甚至还会因此导致经济增长率的大幅度下滑。时间虚拟变量的系数逐年变大，反映了技术因素对物流产业全要素生产率的贡献越来越大。

结论

在影响物流产业全要素生产率的因素中，人力资本是最主要的，说明加大人力资本的投入对物流产业有重要而积极的影响。 舒尔茨（1961）认为人力是社会进步的决定性因素，但人力的取得不是无代价的，人力的取得需要耗费稀缺资本。人力资本包括知识和人的技能的形成是投资的结果，并非一切劳动力而是只有通过一定方式的投资、掌握了知识和技能的劳动力才是一切生产资源中最重要的资源，具有“专业化的人力资本”是经济增长的原动力。因此，人力、人们的知识和技能是资本的一种形态，郭剑雄（2005）认为教育对劳动者有四点意义：第一，教育作为人力资本投入的主要方面，能够提高劳动者生产技能，增加劳动者收入。一个人每多受一年在校教育，一般可使今后的工资增长10%。第二，在获取信息和逐步适应现代化过程中企业家才能的增长，这种能力有助于提高资源的配置效率。第三，扩展劳动者的就业选择机会，使其向更好的工作机会和更适合于居住的地方转移。第四，能够促进作为未来消费的满足感的增长。

贸易开放度同样对物流产业有积极的影响，新古典增长理论认为，贸易开放促进经济增长的渠道主要来源于贸易带来的规模经济效应（krugman and Helpman，1985）、促进资本形成（Rodrik，1988）以及资源配置效率的提高（kruger，1985）等。Barro和Sala-I-Martin（1995）认为，开放国家有更强的吸收先进国家技术进步的能力。贸易开放度越高，一个地区与其他国家的交往就越频繁，贸易是国际物流产生的前提，而物流是贸易得以实现的必要条件，贸易越频繁，由此产生的物流活动也就越多。贸易开放度对物流产业的显著影响说明了物流业为第三产业的性质，国际之间的商品贸易最终需要物流活动交换才能够实现，因而物流需求是商品贸易的引致结果。从理论上分析，国际贸易是利益驱动行为，也就是说国际贸易主体从事国际贸易活动最根本的目的是追逐经济利润，贸易开放度低反映了该国贸易环境差，交易成本高，如果过高的交易成本不能弥补由于两国价格差异带来的收益，则国际贸易不能产生正向的经济利润使得物流量下降，从而导致该国物流产业全要素生产率低下。

通货膨胀率对物流产业的影响是消极的，不仅如此，通货膨胀会给整个经济带来损失，这些损失有的和通货膨胀的绝对水平有关，有的则要归因于通货膨胀的波动性和不确定性。但无论如何，人们一致认为，在高而不可预测的通货膨胀环境中，整个经济将运行不畅，进而影响物流产业。从供应链的角度来看，首先，物流业处于供应链中游，直接面对消费市场，对于下游讨价还价能力较弱，导致物流行业在通货膨胀时涨价的困难。其次，其对上游的讨价还价能力也弱，因为上游客户面对竞争激烈的物流市场有足够的选择余地，因此，在面对通胀来临时，物流企业没有定价和还价的权利，行业利润空间会缩小。另外，物流企业的成本会因通胀而增加，在中国目前物流利润低下的背景下，企业难以通过改善效率或规模效应来实现全要素生产率的提高。

参考文献：

1.Brewer,A.,K.Button and D.A.Hensher,Handbook of logistics and supply-chain management.2001, Amsterdam; New York: Pergamon

2.王晓姝，费威.物流发展水平对区域经济发展的影响分析.大连大学学报， 2010（2）

3.韩美贵，徐秀英，孙斌.影响区域物流量的优先经济指标的灰关联分析.武汉理工大学学报（交通科学与工程版），2007（6）

4.余泳泽，武鹏.我国物流产业效率及其影响因素的实证研究―基于中国省际数据的随机前沿生产函数分析.产业经济研究，2010（1）

5.宋伯慧，徐寿波.物流定义探讨.北京交通大学学报（社会科学版），2010（3）

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

7.Young,A.,Gold into Base Metals:Productivity Growth in the People's Republic of China during the Reform Period.2000

8.许和连，包群，赖明勇.贸易开放度与中国经济增长.中国软科学，2003（5）

9.Miller,S.M.and M.P.Upadhyay,The effects of openness,trade orientation,and human capital on total factor productivity.Journal of Development Economics,2000.63(2)

10.Hsiao,C.,Analysis of panel data.2nd ed.ed.2003,Cambridge;Cambridge University Press.366