时间：2023-07-20 16:25:32
导语：在经济增长的特征的撰写旅程中，学习并吸收他人佳作的精髓是一条宝贵的路径，好期刊汇集了九篇优秀范文，愿这些内容能够启发您的创作灵感，引领您探索更多的创作可能。
一、经济增长理论的反思及问题的提出
人类的知识不论怎样区分，基本上可以概括为关于自然的知识和关于人类自身的知识两类，前者是人类探知和改造自然的技术性知识，而后者是关于人类自我组织的知识，可分别称之为技术知识和制度知识。如果说各种经济增长理论中涉及知识的作用，大体都是指技术知识对经济增长的作用。不论是李嘉图强调资本有机构成提高的传统经济增长，还是马歇尔的新古典主义增长，最终都只是把知识对经济增长的作用局限于技术知识的作用。直至当前，人们在研究知识对经济增长的作用时，大都是指技术知识在推动经济增长中的作用，如往往将信息技术作为知识的典型代表。这种认识的主要原因，不仅在于经济增长分析中的新古典主义倾向，而且在于人们注重于从定量上确定知识在经济增长中的作用，而技术知识更容易量化。
但是，从现实经济增长来看，人类的制度知识直接影响到社会经济制度的形成和有效性(张尚毅，1998a)，进而影响甚至决定经济增长的方式和成果。新古典主义的一个最基本特征是在经济分析中不考虑制度对经济的影响，将经济制度视为经济分析的外生因素;而李嘉图的传统增长理论虽然涉及制度因素，但是并没从知识的角度进行这方面的分析。事实上，我们从经济增长理论的基本发展脉络可以看到这点。
二、经济增长的知识基础
当我们依赖于自然资源推进经济增长时，自然会得出增长存在极限的结论(米都斯，1997);而新经济增长理论对增长极限进行了否定，提出由知识所决定的增长递增效益。今天，在现实经济中出现的更多地依靠技术知识而相对较少地依靠其他资源推进经济增长的现象，正如罗默所说的那样，从本质上来说只不过是人类对于自然界认识的深化以及运用这些技术性知识推进经济增长。但是，由于主流的经济增长理论继承了新古典主义传统，虽然指出了知识对经济增长起着十分巨大的作用，却不能用人类全部知识的进展来解释经济增长，也正因为如此，无法解答我们前述的一些基本问题。
奥地利学派学者哈耶克在他的有关论著中将人类知识作为经济分析的基础，指出均衡仅仅以人们在试图执行可能达到均衡的初始计划的过程中确实获得的知识为基础(哈耶克，1989)，从而将知识完全融入整个经济分析中，这种无区别地将人类关于自然的知识和人类自身的知识融入经济分析，与国际经合组织关于知识经济中知识的基本认识是一致的。用人类全部知识解释经济增长所要说明的问题是，社会经济均衡并非如新古典主义经济学假设的是具有同质性经济主体的均衡，而是具有异质性经济主体(拥有不同量和质的关于自然和自身的知识)的均衡，这就必须解决异质性经济主体相互耦合的问题，必须明确具有不同知识的经济主体之间为什么存在相互冲突，怎样才能相互耦合，进而达到均衡，保持一个经济态的稳定与发展(张尚毅，1998b)。从制度知识的角度，我们可以比较容易解决这个问题，因为不同的经济主体不但具有不同的个性知识，而且具有作为耦合基础的共性知识，这些知识就是我们所称的知识传统;知识传统决定了一个经济态可能具有的经济制度优化水平，从而也就决定了该经济态可能接受或者拥有的技术知识水平，进而呈现出与之相适应的经济增长水平①。正如诺思所指出的那样，制度框架为经济增长提供了一个适宜的环境(诺思，1989)。总之，具有不同知识水平(包括制度知识和技术知识)的经济主体决定了经济均衡状态的不同，从而使经济发展呈现出不同的阶段性特征。
三、制度知识：人力资本第二特征
关键词：模型；脉冲响应函数；方差分解
改革开放以来我国经济持续快速增长，国内生产总值（GDP）由消费（C）、投资（I）、政府购买（G）和净出口（NX）组成。消费、投资和出口是拉动经济增长的三驾马车，但在不同时期各因素对经济增长的贡献有所差异，通过《国家统计局》相关数据，对三大影响因素对我国经济增长的贡献率做分析。可看出：消费对我国经济增长的贡献率逐渐下降，但贡献率仍很大；投资对经济增长的贡献率逐渐增加；出口对我国经济增长的贡献率的波动较大，但有下降趋势。
一、文献综述
刘学武（2000）以需求为出发点探讨了影响我国经济增长的主要因素，发现投资、消费、进口和出口与我国经济增长存在着两种长期均衡的关系。赵陵等（2001）研究结果表明，短期内我国的出口增长对经济增长呈现出明显的拉动作用，但是长期来看拉动作用并不明显。出口的波动往往通过影响消费和投资进而扩大了对我国经济增长的负面影响，并且投资对经济增长的拉动作用只在短期内较大（卢万青，2010）。陈少林（2012）研究发现，固定资产投资是我国经济增长的主导因素，其变动对经济增长产生持久的拉动作用，居民消费和出口在短期内驱动我国经济增长，而长期效果却不显著。
二、实证分析
（一）变量选取
本文利用1978-2013年我国经济增长、居民消费、固定资产投资和出口的数据，以国内生产总值增长率作为我国经济增长的变量，且所选变量均采用增长率形式，增长率分别用RGDP、RC、RI、RX表示。
（二）平稳性检验
利用ADF检验对所有数据序列的平稳性检验，由结果可知RGDP、RC、RI、R.X，均为平稳序列，因此可以建立VAK模型。
（三）VAR模型滞后期的选择
计算各统计量，得到滞后阶数的选择结果，并由AIC准则进行定阶，由得到的准则可知滞后阶数为1，因此建立VAR（1）模型。
（四）平稳性检验
如果VAR模型的所有特征根均位于单位圆内，则其是稳定的。计算各变量的特征根，由检验结果可以看出所有特征根均位于单位元内，因此模型是稳定的。建立RGDP、RC、RI、RX的VAR模型，如下：
（五）脉冲响应分析
对变量进行脉冲响应分析。分析可知，面对居民消费的冲击，经济增长在前两期缓慢增长，从第二期到第三期呈快速增长趋势并达到最大值，然后平缓下降，到第八期左右达到平稳。面对固定资产投资的冲击，经济增长呈快速增长趋势，在第二期达到最大值，然后迅速下降，到第四期达到平稳。经济增长受出口的冲击快速上升，在第二期达到最大之后缓慢下降。说明了居民消费和出口对经济增长的具有长期拉动作用，固定资产投资则在短期内对经济增长具有拉动作用，长期效果不明显。
（六）方差分解
对经济增长作方差分解，如表3
由表3可得固定资产投资与出口的冲击对经济增长的贡献率较大，且在短期内对经济增长拉动较快，固定资产投资是我国经济增长的主导因素，而居民消费的冲击对经济增长的贡献率较低，对经济增长的拉动力较慢。
关键词：熊彼特增长理论 资本积累 创新 VEC模型
一、引言
经济学家Romer（1990）[1]在动态一般均衡的框架下将创新、研发与内生经济增长联系起来，成为熊彼特增长理论的早期雏形，他认为经济增长主要是依靠内生的研发和创新。随着时间的推移，一些学者通过修正一些关键性的假定来弥补原有模型的缺陷，促使熊彼特增长理论不断向前发展。Funke and Strulik（2000）[2]在水平创新模型中加入人力资本积累因素，得出经济增长水平依赖于人力资本生产效率和创新回报率的结论，他们认为人力资本生产效率较高而创新回报较低时的，该经济符合Uzawa-Lucas经济的特点。Papageorgiou （2006）[3]，Horri （2007）[4]，严成樑（2009）[5]，孙诚（2010）[6]等也对此进行了相关的研究。本文在完全内生熊彼特特增长理论的框架下，引入资本积累因素进行理论模型的修正，并用它来解释福建地区经济增长的相关特征，从而为福建地区的经济增长提供几点有益的结论和政策建议。
二、理论模型
三、实证分析
3.模型稳定性检验
4.脉冲响应与方差分解分析
5.格兰杰因果检验
四、结论与政策建议
根据实证分析可以得出，福建地区当前的经济增长阶段比较接近Uzawa-Lucas经济的特点，即主要依靠人力资本积累来实现经济的增长。因此，为了提高创新对经济增长的作用，我们应该采取以下两大措施：首先，增加科研投入，加强技术研发，提高创新能力。只有不断引进国际先进技术，增强自主创新能力，才能推动福建地区经济的持续发展。其次，大力发展教育事业，积极培养、引进高素质人才，加强人力资本投资。高素质劳动力可以提高生产效率，将新技术、新工艺应用到生产领域，进一步改变本省的要素禀赋。
参考文献：
[1] P. Romer. Endogenous Technological Change[J].Journal of Political Economy，1990，98（5）：71～102.
[2] Funke M. and H.Strulik. On Endogenous Growth with Physical Capital，Human Capital and Product Variety[J].European Economic Review，2000，44（3）：491～515.
[3] Papageorgiou C. and F. Perez-Sebastian. Dynamics in a Non-scale R&D Growth Model with Human Capital：Explaining the Japanese and South Korean Development Experiences[J]. Journal of Economics Dynamics and Control ， 2006，30（6）：901～930.
[4]Rivera-Batiz L. and P. Romer. Economic Integration and Endogenous Growth[J]. Quarterly Journal of Economics， 2007， 109（3）：573～591.
[5]严成樑， 龚六堂.熊彼特增长理论：一个文献综述[J].经济学（季刊），2009（4）：1163-1173.
[6]孙诚. 政府激励、熊彼特创新与经济增长[J].世界经济情况，2010（2）：73-76.
[7]张军.中国省际物质资本存量估算：1952—2000[J].经济研究，2004（10）：35-44.
[8]张军.资本形成.工业型与经济增长：中国的转轨特征[J].经济研究，2002（6）：3-13.
[9]Lucas.R.On the Mechanism of Economic Development[J]. Journal of Monetary Economics，1988，22（1）：3-42.
[关键词]经济增长 路径选择 价值实现 经济发展方式转变
[中图分类号]F120.3；F126 [文献标识码]A [文章编号]1000―7326(2011)04―0059―07
一、问题的提出
改革开放以来．中国经济保持了持续高速的增长态势，在人类经济史上创造了“中国的奇迹”。1978―2009年中国GDP从3645.2亿元增至340506.9亿元，人均GDP从381元增至25575元，两者的年均增长率分别为10.0％和8.8％。中国经济的持续高速增长增强了我国的综合国力、提升了居民的福利水平、扩大了中国对世界经济格局中的影响力。在当前世界经济正处在深度调整的特定背景下，中国经济高速增长的“源泉”和“经验”已成为国内外学术界讨论的热点主题。从国内经济社会持续发展的视角来看，人们在肯定中国经济取得显著绩效的同时，更要高度关注中国经济增长的“走向”和“效应”，为此就需要解答两个核心问题：一是从道路选择的角度看，中国高速经济增长是如何实现的?增长的支持条件是否正在发生转变?未来如何通过路径的相应调整来实现更可持续的经济增长；二是价值实现的角度看，中国高速经济增长的终极目标是什么?增长是否伴随着居民福祉水平的同步提升?未来如何通过目标的适宜调整来促使经济增长更充分地转化为社会福利和居民福祉?如果说前者是对经济增长的“道”探究．则后者就是对经济增长“义”的追问。只有综合考察经济增长的“道”与“义”，才能更为清晰地理解中国经济发展方式转型的动因、趋向以及最优策略选择。
二、经济增长的“道”与“义”：一个分析框架
经济增长是一国宏观经济所要追求的核心目标之一，它标度了该国在特定时期内产品和服务的产出能力。由于经济增长依赖于土地、劳动、资本、能源、生态等要素投入，且增长应充分满足社会成员福祉水平提升的需要，因此，考察经济增长必须超越对产品和服务产出“本身”的关注，而应将获取增长这个产出的“代价”以及增长这个产出能否转化为“居民福祉”考虑在内。就此而言，生态经济学家赫尔曼．E．戴利的工作对人们系统理解经济增长是有启发意义的。H．E．Daly以及H．E．Daly&J．Farley认为，经济增长的目标是通过人造资本来提供服务或精神流量的满意度，由于人造资本的生产通常需要牺牲自然资本，因此效率可被界定为人造资本存量提供的服务与牺牲的自然资本存量之比。诸大建将戴利等人的思想简化为：EP=WB/EF=WB/EG× EG/EF，其中EP(Eco performance)表示生态文明意义上的发展绩效，WB(Well being)表示人们获取的客观或主观福利，EG(Economic growth)表示经济增长，而EF(Ec0 footprint)表示生产人造资本所支付的生态代价。
显然，生态经济学者是从生态投入转向人造资本(EG/EF)以及人造资本转向居民福祉(WB/EG)两个维度来理解经济增长的，经济增长应利用尽可能小的生态代价换取尽可能大的居民福祉，这种对经济增长的理解是富有洞见的。然而，经济增长通常需要投入土地、劳动、资本、能源、生态等诸多要素，且居民福祉的不同来源之间也存在着某种替代关系，因此，恰当的经济增长分析框架应写为：EP--WB/EF=WB/EG×EG/EF，此公式在形式上与生态经济学的分析范式一致，但两个公式中的指标含义却具有明显差异。在经济增长分析框架中，EP表示特定国家的经济发展绩效，WB表示居民获得的社会福祉，EG表示用GDP标度的经济增长，而EF表示增长的各类要素投入。特定经济体要通过经济增长来实现最优发展绩效，就应使要素投入有效地转化为经济增长(EG/EF)，同时应使经济增长充分地转化为居民福祉(WB/EG)，在忽视这两重转化的情形下单纯地强调经济增长，从长期来看显然无助于经济社会的持续协调发展。
第一重转化(EG/EF)考察的是经济增长的“工具理性”。经济增长首先表现为投入一产出之问的转化关系，有效的增长应使尽可能小的要素投入转化为尽可能大的经济产出，显然，这种转化的实质是增长最优“路径”的选择问题，此问题可概括为经济增长的“道”。从经济增长理论出发，增长的路径选择具有显著的差异性和动态性特征，由于不同国家通常具有差异化的要素禀赋，因此就具有差异化的要素相对价格、要素投入状况和要素组合方式，而经济增长的类型也就表现出鲜明的地区差别化特征．更重要的是，就特定经济体而言，其在经济起飞阶段往往具有充裕的土地、劳动等要素供给．但伴随着经济增长和市场拓展，其土地、劳动等要素的供求关系开始逆转，且产业结构优化和市场需求变动也要求要素供给方式发生改变，此时该经济体必须从要素密集投入的增长方式转向要素组合效率提高的增长方式，原因是：相对于要素密集投入的增长方式，技术进步、管理创新以及人力资本的提升等影响要素组合效率的因素更能对长期经济增长形成有力支撑。
第二重转化(WB/EG)考察的是经济增长的“价值理性”。增长的最终目标是更充分地满足社会成员的多元化需要，持续改善大多数居民的福利状态或幸福体验，合意的增长应使尽可能小的经济增长转化为尽可能大的居民福祉。这种转化的核心是增长最终“价值”的实现问题，此问题可概括为经济增长的“义”。增长的推动主体和分享主体是“人”，因此增长应以改善居民的福利状态为最终依归．亚当．斯密指出“大部分成员陷入贫困悲惨状态的社会，决不能说是繁荣幸福的社会”，他显然是从繁荣幸福的最终“目标”来看待经济增长这个“手段”的。相对于GDP或GNI，福利水平、幸福指数等指标或许更能体现发展的绩效。W．Hordhuas&J．TobinI~采用标准经济福利指标(MEW)、H．E．Daly&J．C0bb提出可持续经济福利指标(ISEW)、M．AnielsklEsj修正真实发展指数(GPI)以及阿玛蒂亚・森从自由角度看待发展，均体现了向社会成员福祉提高这一增长最终目标的“回归”。虽然社会福祉和幸福指数具有主观性和复杂性，但它们却在很大程度上受到客观现实条件的影响，罗素㈣指出，幸福取决于社会制度和个人心理，但个人心理在很大程度是社会制度的产物。据此，作为“社会制度”的经济增长必定会对居民福祉和幸福体验产生影响，而人们也需要在居民福祉提升的意义上审视增长的绩效。
三、要素供给、组合效率与中国经济增长的路径选择
根据经济增长理论，一国的经济增长是由要素投入和要素组合效率两类因素驱动的，要素投入和要素组合效率的“配合”格局展示了不同的增长路径，同时也就标度着不同的增长潜力。改革开放以来．中国经济总量实现了持续高速增长，未来增长的变动态势对中国经济社会的持续发展依然具有着基础性作用，较快但更具稳健型的经济增长是中国经济社会发展的客观需要。国际经验显示：增长的持续性取决于增长的路径选择是否恰当、增长的支持条件是否稳健。考虑到要素的供给约束以及边际报酬递减规律，则长期的经济增长不能过度依靠要素密集投入，而应更多依靠那些能够导致报酬递增的因素――例如：劳动分工、专业化、技术进步、人力资本的积累、经济制度和组织等，毕竟一国收入的可持续增长，在标度要素组合效率的全要素生产率有所提升时才会发生。
从实证研究的角度看，改革开放之后的较长时期内，中国的经济增长具有过度依赖要素投入的显著特征，资本、劳动、能源、生态等要素密集投入是中国经济增长的重要来源。表1给出了1980-2008年中国经济增长的要素投入及其变动状况。考虑到资本在整合其他要素中往往具有“粘合剂”的作用，因此区分不同增长路径的一个切入点就是考察资本变动和GDP变动的相互关系。在上世纪90年代中期之前，中国的资本一产出比率大致呈现出下降的态势，但上世纪90年代中期之后资本一产出比率却呈现出较明显的上升趋势，资本形成比率和固定资本形成比率展示这种转变态势，2008年中国资本形成比率和固定资本形成比率已分别增至44.05％和40.79％，这两个比率的持续走高暗示着增长对资本的依赖程度趋于增强，而对全要素生产率(或者说要素组合效率)的依赖度趋于减弱。除了资本要素之外，还应从劳动要素供给的角度来看待经济增长的持续性，作为世界上人口最多的发展中国家，中国改革开放之后的高速经济增长对劳动力资源无疑具有较高的依赖度。就人口总量和结构而言，1980年我国总和生育率为2.632，而15岁以下人口／15-64岁人口也达59.42％，这种人口格局为劳动力资源的充分供给提供了有利条件。然而，人口总量和结构特征正在发生转变，2008年我国的总和生育率和15岁以下人口占比已分别降至1.765和28.70％，这暗示着依靠“充裕且廉价”的劳动力支撑的经济增长很可能会越来越难以为继。
经济增长不仅需要资本、劳动等要素投入，而且需要与能源和生态系统发生关联关系。我国能源耗竭比率和矿物耗竭比率在上世纪90年代中期之前有所下降，但上世纪90年代中期之后又呈现出逐步上升的态势，2008年这两个比率分别增至6.74％和1.70％。更重要的是，在经济全球化的背景下，中国的经济增长路径选择还必须以其他主要经济体为“参照系”。如表2所示，中国的能源耗竭比率和矿物耗竭比率在国别比较中是偏高的，而2007年中国每生产1000美元GDP所需能源为283.28公斤标准油，每生产1美元GDP所形成的COz排放量为0.95公斤。这两者不仅高于美国、日本、德国等发达国家，而且高于印度、巴西、俄罗斯等新兴经济体(除能源利用率低于俄罗斯之外)。与其他主要经济体相比，中国的经济增长是以较高的能源投入和环境破坏为代价的。从时序比较和国别比较两个维度看，改革开放以来中国经济增长路径的基本特征要素密集投入而要素组合效率贡献度偏低，就资本一产出比率而言，上世纪90年代中期以来这种要素密集投入的“粗放型”特征甚至有所增强，而这又与政府的投资战略以及国有企业的低效率运作紧密相关。由于投资报酬递减、人口结构转化、能源过度投入和生态压力增加等因素的叠加，中国未来必须采取持续性的技术创新和制度变革来提升要素组合效率．否则单纯依靠要素密集投入的增长路径必将面临支持条件日渐弱化的严峻挑战。
四、增长绩效、居民福祉与中国经济增长的价值追问
经济增长的最终目标是提高社会福祉水平，满足绝大多数社会成员的多元化需要。理解中国经济增长也应将路径层面的“道”与价值层面的“义”相结合。改革开放以来，我国在经济总量持续快速增长的背景下，城乡居民的收入和消费水平均有了较为显著的提高。然而，中国社会主要矛盾仍是落后的社会生产力与人民群众不断增长的物质文化生活需要之间的不对称，而改革开放以来的持续高速增长尚未充分地转化为居民福祉水平的持续提升，在某种意义上，中国依然存在着“经济增长极其显著、社会发展相对滞后”的失衡特征。表3比较了若干国家经济发展和居民福祉状况，2009年中国的人类发展指数为0.663，排在169个国家和地区的89位，生活满意度为6.4，排在144个国家和地区的55位。此外，盖洛普(Gallup WoAd Poll)对全球155个国家和地区进行了抽样调查，结果显示中国的国民幸福指数(Happiness Index)排在第125位。尽管人们对此排名的精确性仍有分歧，但它部分地揭示了中国经济增长与国民幸福增进之间存在着“不同步”，中国的持续高速经济增长向居民福祉提升的转化依然存在较大的改进空间。
中国的经济增长与居民福祉改善之间存在着某种程度的“落差”，这种格局可能源于经济、社会、政治、文化等诸多维度，且居民的个体感受和生活体验相关。但从社会制度影响居民福祉的角度出发，则经济增长的需求结构、分配状态以及社会保障会显著地影响居民的生活状态。就需求结构而言，GDP可分解为最终消费支出、资本形成总额以及货物和服务净出口，其中最终消费支出(尤其是家庭最终消费支出)与居民福祉之间联系最为紧密。改革开放以来，中国经济增长在需求结构层面具有显著的投资一出口主导特征，而最终消费支出(尤其是家庭消费支出)在增长中的份额并不十分突出。如表4所示．1980-2008年最终消费支出以及家庭最终消费支出占GDP的比重虽有波动，但变动的基本趋势却是持续下降的，其中最终消费支出占比从65.17％降至47.92％，家庭最终消费支出占比则从50.29％降至34.88％。横向比较来看，中国的最终消费支出占比和家庭最终消费支出占比低于美国等发达国家以及印度等新兴经济体。这表明：我国经济增长对投资一出口的依赖程度在趋于增强，而经济增长与居民最终消费(进而与居民福祉改善)之间的落差也趋于扩大。
经济增长通常意味着财富增加或“蛋糕做大”，但居民福祉改善不仅取决于“做大蛋糕”，而且有赖于“分好蛋糕”。改革开放以来，我国在经济的持续增长却伴随着收入分配差距的相对拉大，这自然会对大多数居民的福祉改善产生负面影响。如表4所示，按照收入法，GDP可分解为劳动者报酬、生产税净额、固定资本折旧和营业盈余，其中劳动者报酬占GDP的比重代表了大多数成员对社会财富的分配和占有状态。上世纪90年代初期以来，我国劳动者报酬占比整体上呈现出持续下降的趋势，2008年劳动者报酬占比甚至降至39.7％。劳动者报酬占比相对下降意味着企业和政府在国民收入中的占比在相对上升，例如：1995年以来政府财政收入占GDP的比重呈现出持续上升的态势，2009年此比重已升至 20.1％。从不同社会成员分配社会财富的角度看，改革开放以来，我国始终存在着城乡差距、地区差距和行业差距等诸多维度的收入失衡，由于城乡收入差距在整体居民收入差距中处于核心地位，因此，考察城乡收入和消费差距对理解居民财富分配格局就具有重大意义。表4显示：以1985年为拐点，城乡居民收入差距(以及消费差距)均呈现出先减后增的“U”型变动趋势，2009年城乡居民收入差距和消费差距分别达到3.33倍和3.70倍，而从国别比较的角度看，2009年中国的基尼系数为0.469，与发达国家和其他发展中国家相比均处在较高水平。
除了需求结构和收入分配之外，经济增长向居民福祉的转化还应考虑社会保障供给状态。在市场经济条件下，社会保障是社会风险的“缓冲器”和秩序维持的“安全阀”，社会保障供给程度对绝大多数居民的消费行为、心理状态、福祉获取等均发挥着至关重要的作用。从时序演变的角度看，改革开放以来，我国居民的社会保障状况已有了较大改善，但与持续改善居民福祉的诉求相比，社会保障依然存在覆盖面小、保障度低、配置群体不均等的问题，2008年我国城镇基本养老保险、失业保险、城镇职工基本医疗保险和城镇低保人数占城镇居民的比重分别为36.1％、20.4％、32.9％和3.8％。更重要的是．作为世界上最大的发展中国家，我国存在着较为显著的城乡二元经济结构和二元社会结构，相对于城镇居民，规模庞大的农村居民在社会保障资源获取中依然处在劣势地位，而社会保障供给的相对滞后也是抑制农村居民消费能力提升的重要因素。从国别比较的角度看，2009年中国教育、医疗两项公共支出占GDP的比重为3.8％，与美国、日本等发达经济体相比存在着巨大差距，与巴西、印度等新兴经济体相比也存在着明显落差。在基本教育、基本医疗、基本住房、基本养老等社会保障体系亟待完善的背景下，中国的经济增长必然因“社会保护”体系相对滞后而损害居民福祉的持续提升。
五、中国经济增长“道”与“义”的双重转型及其体制支持
物质和服务产品的增进对社会进步具有基础性作用，因此特定国家有理由追求经济增长．但理解经济增长必须考虑“道”与“义”，在路径意义上生产要素能更有效地转化为经济产出，在价值意义上经济产出能更充分地转化为居民福祉，则这样的经济增长才具有持续性和合意性，脱离持续性和合意性单纯地追求经济高速增长是没有意义的。改革开放以来，在市场化改革和对外开放程度不断提高的“双轮”驱动下，中国经济保持了持续高速的增长态势，但从“道”的角度看，这种增长具有过度倚重要素投人、相对忽略要素组合效率的“粗放型”特征；从“义”的角度看，这种增长因需求结构、收入分配和社会保障等因素的制约而尚未充分地转化为居民福祉提升，中国经济增长在路径选择和价值实现两个层面均存在着转化低效的问题。从经验上看，发展中国家出现增长的双重转化低效具有阶段性的合理性，其原因是：在经济起飞阶段，发展中国家选择要素密集投入的增长方式是由资源禀赋和比较优势内生决定的，生产要素(特别是劳动力要素)供给充裕往往是发展中国家经济增长的重要源泉。同时，在经济起飞阶段，发展中国家强调投资扩展有助于改善经济环境，强调出口导向也有助于利用外部市场．强调适度拉开收入差距也有助于对微观经济主体形成有效激励。
问题的关键在于：经济起飞阶段的增长转化低效不能成为后续经济发展的既定模式，时空背景的深刻转变正在对中国经济增长的转化低效构成重大挑战。在“道”的层面，土地、资本、劳动、能源和生态等要素的供求格局正在变化，特别是“刘易斯拐点”日益逼近，投资报酬递减和产能相对过剩开始显现，而能源和环境对粗放型经济增长的承载力不断弱化，在此背景下，此前要素密集投入的增长方式必须逐步转化为更多依靠要素组合效率提高的增长方式，技术进步、管理创新、人力资本提升以及制度完善对增长的支撑作用亟需凸显。在“义”的层面，最终消费占比的下降、收入分配差距的拉大、社会保障供给的滞后导致经济增长和居民福祉之间存在“失衡”，其结果是经济问题开始转向社会问题、并呈现出经济社会问题彼此交织、相互诱发的复杂态势。当前，在域外主要经济体艰难复苏的背景下．中国不能将经济发展的希望过度寄托于出口的大幅度增加，而产能过剩和产业同构也迫使我们在增加投资时更为审慎。2009年中国人均GDP已达到3744美元(按照当期汇率换算)，这表明我国正在步人中等收入国家行列，在此阶段我们将经济增长与国内居民最终消费、居民福祉改善相联系才具有持续性，同时，将经济增长与国内最终消费、居民福利提升相联系，才更能充分地体现社会制度的比较优势。
当前和未来较长时期内，我国经济增长必将面临着“道”与“义”的双重转型。在“道”或路径选择的意义上，必须促使增长从过度倚重要素投入的粗放方式转化为更多依靠要素组合效率提高的集约方式；在“义”或价值实现的意义上，必须促使增长从与国内居民福祉改善“相对脱节”的状态转化为与国内居民福祉改善“更好耦合”的状态。进入新世纪以来，我国政府强调要贯彻落实科学发展观、建设和谐社会以及全面实现小康社会，近期在遭遇国际金融危机冲击的背景下，我国政府更是明确提出要加快转变经济发展方式、促使经济结构优化升级，这些均体现了对促进增长“道”与“义”双重转型的积极回应。然而，明确双重转型并不必然等同于可顺利达成双重转型。从制度经济学的角度看．此前的增长路径和目标往往具有“路径依赖”特征，并与特定的体制机制形成了共生系统，如果不对体制机制进行适宜性改进或完善，则双重转型就会因“锁住”效应而陷入困境或被迫延后。特别是，中国的经济增长路径和目标已衍生出相应的利益格局，分化的利益格局能否达成转型共识并形成转型动力值得关注，而当双重转型损害既得利益群体时，则这些群体必然会通过多种方式对转型设置障碍。
中国经济增长的双重转型是在国内外经济格局转变背景下的理性选择，也是实现经济社会协调发展、持续改善国内居民福祉状态的必由之路。考虑到双重转型的复杂性和长期性，中国必须采取策略性安排审慎选择转型的次序和方案，而深化经济体制改革则可以为推进双重转型提供制度保障。在路径选择层面，中国必须依托产品、工艺、市场和组织等多维创新来提高要素组合效率。技术创新对增长方式转变具有核心作用，未来我国应在构建创新性国家的战略指引下，加快土地、资本和劳动等要素的市场化进程，促使要素价格能够精确反映要素稀缺程度，同时应不断优化各类企业(尤其是中小型民营企业)的营商环境，强化对劳动者的人力资本投入，为企业产业优化功能和技术创新功能提供良好环境。在价值实现层面，中国必须将投资一出口主导的增长方式转化为消费(尤其是家庭最终消费)主导的增长方式。我国必须通过改善实体经济营商环境和抑制虚拟经济投机空间，推动更多资本进入实体经济领域并提升增强社会的就业创造能力。在国民收入分配格局中，应努力扭转国民收入中劳动者占比持续下降、政府收入占比不断上升的趋势，通过发展劳动力市场、增强劳动者组织功能等方式提升劳动者的市 场谈判能力，同时应在深化户籍制度改革和引导土地承包经营权流转的基础上，为农村劳动力的非农化流转和市民化转化提供有利条件，为农村居民获取土地的增值收益等提供坚实基础。此外，中央政府还应着力推进基本公共品的相对均等化配置，增强对居民基本住房、基本教育、基本医疗和基本养老的保障力度．同时应尽快完善行政绩效考核机制和财政管理体制，使居民福祉改善在各级政府目标函数中居于更为突出的位置，并在财权一事权匹配的前提下增强地方政府的公共品供给能力。
六、简短的总结
改革开放以来，中国经济保持了持续高速的增长态势，这为我国综合国力的提升和居民生活状态的改善奠定了坚实基础。但随着国内外发展格局的转变，我国经济增长双重转化的低效特征不断显露：在“道”或增长路径层面，过度倚重要素投入的增长面临着能否持续的拷问；在“义”或增长目标层面，高度经济增长尚未充分有效地转化为居民福祉改善。尽管在经济起飞阶段，增长的双重转化低效具有内生性质，但随着时空背景的变化，人们有理由去探究经济持续高速增长的稳定性和合意性。当前和未来较长时期内，我国追求经济较快增长仍具有重要性和必要性，但应适时放弃对增长“速度”和“规模”的追求．而应更多关注增长的质量、稳健性和合意性。中国必须着力推进增长“道”与“义”的双重转化：促使增长从过度倚重要素投入的粗放方式转化为更多依靠要素组合效率提高的集约方式，促使增长从与居民福祉改善“相对脱节”的状态转化为与居民福祉改善“更好耦合”的状态，而深化经济体制改革．尤其是加快要素市场化进程、构建政府一市场的良性互动关系是推进双重转型的必然选择。只有深化市场化改革，才能在要素组合效率提高的基础上实现长期经济增长，只有依靠政府职能转变才能在“保护社会”的基础上实现居民福祉提升，而这两者对中国经济社会的持续协调发展将具有不可取代的重大意义。
[参考文献]
[1]H．E．Daly．Beyond Growth：The Economics of Sustainable Development[M]．Beacon Press，Boston，1996．
[2]H．E．Daly，J．Farley．Ecological Economics：Principles and Application[M]．Island Press，2004．
[3]诸大建．作为可持续发展的科学与管理的生态经济学――与主流经济学的区别和对中国科学发展的意义[J]．经济学动态，2009，(11)．
[4]诸大建．中国发展3.0：生态文明下的绿色发展[N]．解放日报(理论版)，2010-12―19．
[5]亚当．斯密．国民财富的性质和原因的研究[M]．郭大力，王亚南等译．北京：商务印书馆，2002．
[6]W．Hordhaus，J．T0bin．“Is Growth Obsolere?”In Economic Growth，National Bureau of Economic Research[M]．New．Y0rk：G0lumbia Universl’t Press，1972．
[7]H．E．Daly，J．Cobb．For the Common Good：Redirecting the Economy toward Communiy'the EnVironment，and a Sustainabk Future 2”“ed[M]．Boston：Beacon PreSS， 1994．
[8]M．Anielskl．The Economics of Happiness：Building Genuine wealth[M]．New S0ciety Publishers，2007．
[9]阿玛蒂亚．森．以自由看待发展[M]．任赜，于真等译．北京：中国人民大学出版社，2002．
[10]罗素．幸福之路[M]．吴默朗，金剑等译．北京：中央编译出版社，2009．
[11]T．W．Schuhz．Origins of Increasing Returns[M]．Blackwe Publishers，1993．
[12]P．Krugman．The Mym of Asia’s Miracle[J]．Foreign Mfairs，73(6)，1994．
[13]郑京海，胡鞍铜，Arne Bigsten．中国的经济增长能否持续――一个生产率的视角[J]．经济学(季刊)，2008，(4)．
关键词：城市化 城市经济增长 分布特征 分布流动性
城市化与经济增长关系研究综述
国内外关于城市化与经济增长之间的关系的研究表明，城市化与经济增长之间存在紧密联系，且具有正相关关系。国内学者周一星，对此进行验证，发现城市化与经济增长存在十分明显的对数关系。Henderson（2000）进一步计算出以人均GDP对数变量为代表的经济增长与城市化之间的相关系数为0.85。奥沙利文（2000）认为地区的比较优势使地区间贸易变得有利可图，所以地区间贸易促进了市场城市的发展,由此而产生的产业群聚性促进了大城市的发展。中国经济增长与宏观稳定课题组认为城市化具有积聚效应和成本上升作用，其积聚效应对工业和服务业竞争力产生正向效应，其工资成本效应对工业和服务业竞争力产生负向效应，住房成本对服务业竞争力产生负向效应。其影响的大小取决于城市化的模式。陆铭，陈钊（2004）对城市化以及城市倾向的经济政策两方面对经济增长中的城乡收入差距进行了研究。晏维龙、韩耀和杨益民（2004）从商品流通视角考察了城市化与经济增长的作用，他们认为城市的发展促使了简单商品流通向发达商品流通的发展，而城市化水平的差异是造成流通水平差异的一个重要原因。上述对城市化与经济增长关系的研究中均以全球城市为样本，忽略了中国城市化与经济增长的特殊性。其次，上述研究方法采用时间序列和横截面数据，本文采用Markov随机理论进行研究从两方面进行综合考虑加以研究。
中国城市化与经济增长关系及其特征
（一）研究方法与对象
中国城市化与经济增长关系的研究对象选定为48个市辖区。其选取标准为：29个省会城市（未包括海口和拉萨）、4个经济特区（深圳、珠海、汕头、厦门）、10个沿海开放城市（大连、秦皇岛、烟台、青岛、连云港、南通、宁波、温州、湛江、北海）、3个沿江城市（岳阳、九江、芜湖）和2个重点城市（苏州、无锡），总计48个样本城市。
中国城市化转变时期划分依据采用钱纳里在《工业化与经济增长的比较研究》一书中关于结构转变过程的时期划分标准。由于给出的标准为1964年和1970年人均美元，本文通过美国CPI-W数据进行换算，以上一年基准年，其换算因子分别为2.5（1982），1.27（1989），1.18（1994），1.7（1999），1.9（2004）和2.1（2008），在此基础上，通过人民币汇率12各月中间价的平均值为标准进行换算，1989年，1994年，1999年，2004年和2008年的换算因子分别为3.7651、8.6742、8.2785、8.2769和7.0639。
通过对48个样本城市的市辖区1988-2008人均收入进行汇总。将人均收入时间序列分为1989-1998（其中缺失1992年数据，根据经济发展趋势可以看出，在一定程度上低估了第一阶段的人均GDP），1994-2003， 1999-2004年期间。通过几何平均值计算得出，前三个阶段人均收入分别接近1994年，1999年和2004年数据。此外，假设第四个阶段为2004-2013年期间，其平均值为2008年数据。用四个时间段的平均人均收入来代表48样本城市二十年的时间段的城市化与经济增长关系及其特征。
（二）中国城市化与经济增长的分布特征
中国城市经济增长分布于不同城市化时期，同时，呈现出低位稳定型、低位波动型、中间稳定型、中间波动型、中间持续型、高稳定型、高位波动型和高位持续型等八类总体特征十二类具体变迁特征，具体如表1所示。其次，观察到处于高位的城市化类型无论是稳定型、波动型还是持续型，除珠海市以外，全部市辖区年末非农业人口都是100万以上的城市。一定程度上，可以认为通过进一步人口城市化扩张和经济城市化的调整，可以推动中国城市经济持续发展。在城市结构转变时期及其特征分析基础上，本文将描绘多城市变迁轨迹，目的是为了模拟中国整体城市结构转变轨迹，即平均或标准的变迁轨迹。由上述可知，1988-2008年中国城市结构变迁经历了五个时期，呈现出低稳定型、低位波动型、中间稳定型、中间波动型、中间持续型、高稳定型、高位波动型和高位持续型八类特征（见表2）。依此描绘出了48个样本城市的城市化变迁轨迹，其中数据为各个地级市的十年均值点（见图1）。
通过图1进一步进行时间序列拟合，城市化进程中多城市经济增长分布呈现出二次多项式特征。其型式如下：
（1）
中国城市化的经济增长分布流动性
本文采用Markov转换概率矩阵来说明。将人均市辖区GDP视为离散的马尔科夫过程，将各市辖区经济水平离散化为k种类型，然后计算各类市辖区的概率分布及时期变化，得到近似逼近市辖区经济水平演变整个过程的转移概率矩阵，通常用Mt(k×k)表示，其中的元素Pij(=nij／ni)表示初始年份属于类型i的市辖区在s年后转移到j类型的一步转移概率。其中nij表示在整个考察期内，由初始年份属于i类型的市辖区在s年后转移为j类型的市辖区数量之和，ni表示所有年份中属于类型i的市辖区数量之和。根据整个考察时期1989-2008年期间的中国城市（市辖区）经济结构转变的分布状况，从分布动态的稳定性及样本数量角度考虑，选取的考察年份为1989年、1994年、1999年、2004年和2008年。按照钱纳里结构转变时期，将各市辖区经济水平离散化为5种类型，人均GDP小于城市化一期收入水平为类型1，以此类推。基于马尔科夫链分析方法得到描述中国城市经济结构转变动态分布的转移概率矩阵，如表3所示。
对角线上的元素表示在整个时间间隔的考察期内经济类型没有发生变化的概率，非对角线上的元素表示在考察期的经济类型之间发生的转移的概率。考察时期内，处于城市化一期类型的概率为0.38，向城市化二期水平转移的概率为0.62。这说明中国城市化一期的市辖区经济结构发生了很大的转变，经济水平有了极大的提高。从转换概率矩阵的整体来看，分析发现，城市化三期是中国城市经济发展的转折点。在这之前，对角线上的元素小于非对角线上的元素，说明城市化发展的稳定性不是很强；在这之后，对角线上的元素明显大于非对角线上的元素，说明中国城市经济发展进入高稳定期，向更高城市化时期的结构转变比较困难，尤其是处于城市化五期的市辖区。此外，在城市化二期和城市化五期分别发生了向下转移的概率。并且，城市化结构转变时期越高，向下转移的概率也越高。
结论
目前区域城市化进程中的经济增长方式与资源禀赋和比较优势之间客观上存在着种种矛盾与胁迫作用。未来区域城市化发展将不可避免地面临越来越严重的资源要素短缺的限制。城市化既可能是无可比拟的未来之光明前景所在，也可能是前所未有的灾难之凶兆。所以，未来会怎样就取决于今天的所作所为。这种情况对于处在高速城市化进程中的中国来说，正面临着日益艰难的选择。通过本文研究表明，由于城市资源禀赋、社会、文化、历史等也存在异质性，中国不同城市化阶段，经济发展水平非均衡性，产业结构的差异化，致使我国不同城市或地区不适合采用完全统一的城市化转型选择。对于处于城市化第三阶段的城市而言，其经济增长主要依靠资源禀赋的比较优势，由此应该提高资源利用率来保持经济可持续增长，对于城市化四期的以固定资产投资需求为主的经济发展模式，应该提高技术创新和制度创新来完善制造业和服务业的发展，对于城市化五期的国内外比较优势，尤其国际贸易为主的经济增长模式，应该提高出口产品的附加值和迂回生产链条来促进经济增长。
参考文献：
1.周一星.城市地理学[M].商务印书馆，1997
2.Henderson, J. Vernon, “How Urban Concentration Affects Economic Growth” [J]. The World Bank Policy Research Working Paper.Washington D.C，2000
3.阿瑟・奥沙利文.城市经济学[M].中信出版社，2003
4.中国经济增长与宏观稳定课题组，陈昌兵，张平，刘霞辉等.城市化、产业效率与经济增长[J].经济研究，2009（10）
5.陆铭，陈钊.城市化、城市倾向的经济政策与城乡收入差距[J].经济研究，2004（6）
6.晏维龙，韩耀，杨益民.城市化与商品流通的关系研究:理论与实证[J].经济研究，2004（2）
7.H.钱纳里，S.鲁宾逊，M. 赛尔奎因. 工业化与经济增长的比较研究[M].三联书店.1989
8.Quah D T.Empirical cross-section dynamics in economic growth. European Economic Review, 1993
9.Quah D T. Empirics for growth and distribution: Stratification, polarization and convergence clubs. Journal of Economic Growth, 1997
（华侨大学经济与金融学院，福建 泉州 362021）
摘要：汇率变动影响经济增长的传导机制是多方面的，本文利用Markov区制转移向量自回归模型识别中国经济变化的不同阶段、估计区制之间的转换概率和度量各阶段的持续性，以此考察汇率改革以来人民币汇率和经济增长变动的非对称性形态，并在此基础上检验人民币汇率变动影响经济增长的非线性动态行为。研究表明，人民币汇率变动对经济增长影响的方向和强度不仅依赖其变动，而且依赖经济周期的具体阶段，结合汇率政策和经济政策来判断区制转移和区制中的政策效果将有较好的参考价值。
关键词 ：人民币汇率：FDI;经济增长
中图分类号：F820.2 文献标识码：A 文章编号：1000-176X（2015）09 -0121-07
收稿日期：2015-06-06
基金项目：华侨大学中央高校基本科研业务费资助项目·华侨大学哲学社会科学青年学者成长工程项目“人民币汇率传递的非对称效应研究”(13SKC.C-QG08)
作者简介：蓝乐琴（1983 -），女（畲族），福建龙岩人，讲师，经济学博士，主要从事宏观经济计量分析和汇率经济等方面的研究。E-mail: lanyq@ 126. com
一、引言
近年来中国经济持续快速增长，人民币汇率白2005年汇率改革以来保持着较为明显的升值趋势，尤其是金融危机后全球经济复苏疲软，外商直接投资( FDI)放缓，人民币汇率波动增强使其对国际资本流动和中国经济增长的影响也越来越显著。一般认为，开放经济中的汇率作为两国货币之间的比价，是国际直接投资的流向和规模的关键因素，而FDI则是汇率影响一国经济增长的主要传导途经之一。据此，研究人民币汇率、FDI和经济增长之间的关系，并进一步认识在不同状态下变量相互间的影响和特征，对于进一步完善人民币汇率形成机制、促进FDI流人和稳定经济增长具有重要意义。
针对汇率与经济增长的研究文献，大致分为两种截然不同的观点：一种观点以Krugman和Taylor为代表，提出货币升值是紧缩性的，即贬值促进经济增长。另一种观点则认为货币升值具有扩张效应．尤其对于发展中国家，如Kamin和Rogers、Couharde和Sallenave等研究得出货币贬值不利于经济增长的结论。以上两种观点在经验研究中都得到了证实，至于人民币升值是紧缩性的还是扩张性的，李未无通过理论和实证分析认为人民币实际汇率贬值对中国经济增长起到了积极的促进作用。赵永亮等分析了汇率通过贸易、投资和资产负债表等不同渠道影响产出，其变动对产出的影响程度大小和方向存在不确定性，取决于实际扩张效应和紧缩效应的作用对比。但从国内已有的文献来看，大多学者如魏巍贤、施建淮等均支持人民币升值是紧缩性的观点，部分学者如李冬梅等认为人民币汇率对中国GDP虽然有影响．但统计上不显著。
对汇率与FDI关系的研究从理论上看，汇率主要通过相对生产成本机制和财富效应机制影响FDI。在实证研究方面，汇率水平变动和FDI关系尚无确切结论，多数学者如Klein和Rosengren等的研究结论表明，东道国汇率贬值将促进FDI的流入，而另一些学者如Schmidt和Broll持相反的观点，认为东道国货币贬值将抑制FDI的流人。从中国国内研究来看，学界普遍认为人民币贬值促进FDI的流入，但也有学者如胡邦勇研究结果表明人民币贬值对吸引FDI的作用长期内不明显，潘锡泉和郭福春则认为人民币升值对FDI的流人具有明显的促进作用。
对于FDI与东道国经济增长的关系，早期研究以Chenery的“双缺口模型”为代表性理论，该模型认为东道国通过引进FDI既能因资本积累效应而弥补储蓄缺口，同时又能够应付由于外贸逆差而导致的外汇短缺。现有研究大多数赞同FDI能促进东道国的经济增长，如Hermes和Lensink，Chakraborty和Nunnenkamp[1s均支持这种结论。但也有学者持不同观点，Alfaro等采用1975-1995年的多国数据进行分析．得出FDI对经济增长的影响是不确定的。费宇和王江用面板平滑转换模型分析了FDI对中国不同地区经济增长的影响，认为FDI对经济增长的影响是非线性的．FDI对地区经济增长的效应是否显著取决于该地区多种经济条件。
现有研究已取得较为丰富的成果，但也存在一些不足：绝大多数研究仅在分析人民币汇率、FDI以及经济增长之间的两两关系上，鲜有学者将三者结合起来考虑，且采用线性模型分析的居多，在两两关系讨论时也未得出一致结论。本文认为之所以存在差异性结论，是由于FDI或经济增长变动的方向受多种因素影响，这些影响有可能是较为复杂的，汇率因素影响只是其中的一种，此外所采用建模方法和数据的不同，得到的具体结论也不尽相同。为进一步研究汇率与经济增长之间的关系，须关注两者间的传导机制+FDI便是其中重要的传导因素之一。由于汇率变动在经济周期的不同阶段可能具有不同的作用效果，鉴于此，本文在非线性框架下，利用带有区制转换特征的Markov区制转移向量自回归模型( Markov Switching Vector Autoregressive Model,MSVAR)分析汇率变动的经济增长效应，以期进一步理解汇率变动通过中间传导因素FDI作用于经济增长的规律。
二、模型
20世纪90年代以来，中国的FDI在资本金融项目中所占比重越来越大，呈现快速增长的趋势，成为促进中国经济发展的重要力量。FDI促进东道国经济增长的机制实质上属于资本推动，还包括技术外溢等效应，对该国经济社会发展的影响是多渠道的。本文仅分析资本项目下的FDI。参照Gartner的理论模型框架，汇率作为政策工具对各政策目标有着直接或间接的影响，进而得出汇率变动促进或阻碍经济增长取决于不同的经济条件，汇率贬值或升值对经济增长存在非线性效应的可能。为此，本文以FDI作为传导机制，构建包含人民币实际有效汇率、FDI和经济增长的非线性MSVAR。
MSVAR模型描述的是经济行为在不同时期、不同状态下所具有的不同特征和性质．模型中的参数取决于由经济理论或经济现实等确定的经济所处的状态或区制。假设z．为一个经济时间序列，其所建立的P阶白回归模型的形式为：
三、经验分析和结果
（一）变量选取与主要变量的区制转换特征
考虑到1994年中国进行了人民币汇率制度改革，本文选取季度数据．样本期为1994年第1季度至2014年第1季度。所选择的经济变量包括人民币实际有效汇率、实际国内生产总值和实际FDI。其中，人民币实际有效汇率为2010年= 100的数据序列，来源于各期国际金融统计年鉴IFS数据库，数值变大表示汇率升值：由于缺乏季度国内生产总值平减指数，实际GDP数据可通过国家统计局公布的名义GDP数据及其累计增长率计算得到；FDI额则需将美元计价先换算成人民币计价（通过人民币对美元加权平均汇率数据计算得出），进而得到其每季度数据，再将变量除以CPI（经2010年1月=100的定基计算后求得季度平均值）得到实际FDI。为使数据适合所采用的模型，处理数据时将实际GDP、实际FDI数据进行X12季节调整，而后计算各自增长率得到的变量分别衡量经济增长和FDI，对人民币实际有效汇率数据进行一阶差分处理以衡量汇率变动量。
采用MSVAR中的MSM -AR模型分别捕捉各个变量的区制转变，涉及的变量分别为人民币实际有效汇率变化率、FDI增长率和实际GDP增长率。如表l和表2所示，所有变量都是平稳的，且迹检验表明变量间存在显著的协整关系。由于使用的模型估算参数相对较少，因而采用极大似然估计，并根据AIC、HQ及sc等信息准则确定模型的白回归阶数p。
由表3可见，变量的变动特征分为两个区制，模型非线性检验LR统计量皆显著，说明各变量在样本期间存在明显的非线性，模型设定为非线性是合理的。同一区制的持续期计算公式为D(si)=1／（l-pii），以汇率变量为例，升值状态的持续期高于贬值状态，贬值状态得以维持
由表4可知，非线性检验LR统计量的伴随概率值显著，表明各变量在样本期间内存在非线性效应，且各变量间的相互作用在中国宏观经济运行过程中发生了结构转变。当经济运行到区制l（经济低位运行，即紧缩状态）时，人民币实际汇率变动、FDI和产出的平均增长率分别为0.072%、1.087%和2.142%，相比区制2（经济高位运行，即扩张状态），变量在区制1变化程度较低。汇率和FDI的标准差在区制2时相对区制l的值较小，可知两者在区制2时的波动较低，而产出增长在区制2的波动则较高。以上表明，样本期内中国经济总体上符合宏观经济运行
从图l可以看出，中国经济在所研究的样本区间内，大多时期处于较为紧缩的低位运行阶段。各变量在1994-1998年间处在一段高位运行期，扩张区制概率接近于1．紧缩概率则接近于0．随后开始步人紧缩期，在2005-2007年上半年再次进入高位运行状态，受2008年金融危机影响，2008-2009年间出现一定程度的状态频繁转换，最终在2009年年底后步入持续稳定的较低速增长的低位运行时期。以上在样本期内模型得出的区制划分总体上符合国内经济环境变化的各个时期，且经济扩张区制和紧缩区制概率未出现频繁改变，表明在样本期间各变量周期波动的态势是平稳的。
（三）不同区制的脉冲响应分析
为分析不同区制下汇率变动对FDI和产出增长的动态响应异同，采用累积脉冲响应，FDI和产出增长变动对人民币实际有效汇率变化的脉冲响应，结果如图3所示，由图3可见，不同区制下实际有效汇率变化对FDI和产出波动的影响各有不同，在区制1时汇率的一个新息变化使FDI波动加剧，在l季度后FDI增长达到负向最大值随后向正方向变动，3季度达到正向最大值后又向负方向运动并逐渐收敛直至消失。汇率变动对产出增长则具有显著的负向作用，约2季度时达到负向最大值，而后逐渐稳定趋于O。在区制2时，汇率变化使FDI和产出增长在开始时发生明显的负向反应，其余时期的响应函数变化规律与区制l大致相同，但根据纵轴的刻度显示可见两个区制的响应幅度有所差别，在区制2时的响应程度略高于在区制l时的响应程度，即经济高位运行时期实际汇率变动产生的影响要大于低位运行时期，且对于FDI的影响也要大于对产出的影响。总体上看，这两种状态下实际汇率正向变动不利于FDI和产出增长，其影响是非对称的。由
四、结论与启示
本文采用1994-2014年的季度数据，通过建立MSVAR经验分析了以FDI作为传导机制，人民币实际有效汇率、FDI和经济增长的相互间非线性和非对称动态关系，得出如下结论：
第一，人民币汇率变动、FDI和产出增长在样本期内具有明显的区制转换特征，利用MSVAR可大致确定各变量在经济扩张区制和紧缩区制之间转变的可能和时间，从LR统计量的显著性、转换概率和平均持续期的不同可得出各变量波动存在明显的非线性特征。
第二，鉴于以上结论，建立MSMH (2) -VAR (2)模型来考察汇率、FDI和经济增长的动态关系，结果表明，包含汇率、FDI和产出的经济系统存在两种不同的状态，各变量在经济低位运行时的变化程度即平均值较经济高位运行时低；汇率和FDI在经济高位运行时的波动较低，而产出增长在高位运行时的波动则较高。人民币汇率升值对FDI及产出增长皆具有抑制作用，滞后一期的汇率对FDI产生显著的负向影响，滞后两期的汇率对产出增长同样也具有显著的负向影响，FDI滞后两期对产出增长则具有显著的促进作用。样本期内中国经济总体上呈现出较为平稳的增长态势，经济处于低位运行的持续性要大于经济处于高位运行的持续性，区制划分总体上符合国内经济环境变化的各个时期。
第三，从非线性模型的脉冲响应函数来看，无论在哪个区制，人民币实际汇率正向变动不利于FDI和产出增长，但在两种不同区制下汇率变动的影响效果存在显著差异，主要表现在影响程度上，经济高位运行时期人民币实际汇率变动产生的影响要大于经济低位运行时期，且对于FDI的影响也要大于对产出的影响：FDI变动的产出效应存在明显的非对称性。
一、 关于中国经济增长动力的文献综述
影响经济增长的动力因素分析就是将经济增长分解为劳动、资本、技术进步等不同因素贡献的测算过程。关于我国经济增长动力的文献主要从要素投入、要素升级、制度变迁和全要素生产率等4个方面展开研究。
要素投入主要是指劳动力、资本、基础设施等经济增长模型中最早使用的影响经济增长的因素。几乎所有关于经济增长影响因素的文献中都会涉及到相关的要素投入指标。长期以来，中国的经济增长主要表现为由大量资本、能源和原材料以及劳动力投入推动。中国的经济增长从投入产出关系看，都属于数量扩张型的（石磊，1994），世界银行（1998）估计，物质资本的增长可以解释37%，劳动力数量增长和质量提高可以解释17%，劳动力部门转移可以解释约16%。但是，在20世纪50年代，经济学家们就已经发现资本与劳动力两种生产要素并不能完全的解释经济增长。
要素升级主要是指在要素投入中所对应的将同质的要素区分为不同质量水平要素的投入，包括人力资本、技术进步、信息化水平等从质量上衡量经济增长的影响因素。在技术进步方面，主要是通过研究技术引进和技术创新两个角度来研究对经济增长的影响。如王小鲁等（2009）通过考察自主创新对全素生产率的影响来判断技术创新对经济增长方式转变的影响。在人力资本方面，人力资本的衡量一般是通过受教育年限来替代，王小鲁等（2004）、赖明勇等（2005）的研究都认为教育在促进经济增长、缩小地区差距中发挥了重要的作用。
制度变迁主要是指非投入因素对经济增长的影响，包括城市化、市场化、对外开放度等影响因素。这些影响因素不是从直接投入来影响经济增长，而是通过制度上的变革而引起的变化。樊纲等（2011）认为1997年～2007年，市场化进程对经济增长的贡献达到年均1.45个百分点，这一时期全要素生产率的39.2%是由市场化贡献的。城市化伴随着各类要素由乡村向城市集中，促进了实物资本和人力资本的快速积累，形成了经济增长的动力。出口导向是我国经济增长中的重要特征，对外开放使我国能够发挥比较优势，促进技术转移，从而提高生产率。
全要素生产率是指通过计算增长余值得到而不能观察到的所有因素所带来的增长。一般来说，生产资源的优化配置和技术进步都能带来全要素生产率的提升，而生产要素的量的投入一般不会带来全要素生产率的提高。比如，技术进步、人力资本提升、市场化改革能够提高全要素生产率。Chow和Li（2002）发现1978年以后TFP大约以每年3.0%的速度增长，对中国经济增长的贡献为32%，Bosworth和Collins（2008）则发现20世纪90年代TFP对经济增长的贡献份额高达54.7%。
二、 要素投入与要素升级拉动经济增长的机理
经济增长的过程，从本质上来说，取决于两个方面的因素：一是生产要素投入量的增加，二是生产要素的配置效率提高，包括除要素投入之外其他引起生产函数发生变化而使经济增长率提高的因素。前者可以概括为要素投入，后者则指要素升级。要素投入是指生产要素投入“量的增加”，劳动、资金、土地等资源的投入属于此类;要素升级是指生产要素“质的提升”，技术进步、人力资本提升、信息化、知识增长属于此类。在生产函数和经济增长理论中，要素投入量的增加可直接增加产量或促进经济增长;要素升级通过提高要素生产率增加产量或促进经济增长（李佐军，2016）。
但是，要素投入并不能完全的决定经济增长，索洛模型中的余值就是劳动力和资本所不能解释的经济增长部分。劳动力增长和资本增长要远远低于经济增长的幅度，而且在同样水平劳动力和资本禀赋下，不同国家或地区表现出完全不一样的经济增长水平。这样，对劳动力和资本的品质就逐渐进入到解释经济增长的范围当中，同样数量的劳动力和资本，改善品质能够大幅度的提高经济增长，既可以包括人力资本的提升，也可以是物质资本累积所带来的技术进步和信息化水平改善。人力资本也可以看作是劳动力，技术进步和信息化水平也属于物质化的资本。
?木?济增长理论来看，现代经济增长文献大致可以分为新古典经济增长理论、AK类型增长理论和R&D类型增长理论，在新古典经济增长理论中，外生参数的变化具有水平效应，没有增长效应，而新增长理论，无论是AK类型的还是R&D类型的，最显著的特征是外生参数的变化具有增长效应（舒元，徐现祥，2002）。20世纪80年代中期出现的新增长理论，将技术进步视为经济系统的内生变量，突破传统经济增长理论中以资本和劳动力等要素禀赋和要素投入增长为基础的研究框架。要素投入会面临要素报酬递减和要素增速减缓的过程，那么就会导致经济增长速度的放缓。要长时期的保持较高的经济增长速度，依靠要素投入是不可能实现的。只有依靠要素升级，改变生产可能性曲线，同样数量的要素能够实现更高水平的经济增长。当今世界经济增长中各国经济增长率和人均收入水平差距越来越大主要是由于知识、技术和人力资本积累存在巨大差异。同时，要素升级还能够带来全要素生产率的改变。
技术进步是经济增长的动力，而且能够影响经济增长的方式，通过提升全要素生产率水平拉动经济增长。但是，技术进步也不一定能够影响经济增长，从技术创新或技术引进到生产技术的进步，中间还有许多环节面临不确定性，比如机会成本、路径以来、逆向溢出、要素禀赋、吸收能力等因素的影响（唐未兵等，2014）。
人力资本是一个国家经济持续增长的基本因素。人力资本对经济增长起促进作用，人力资本存量通过知识积累来影响技术创新，最后提高全要素生产率。初级教育和高级教育都能促进经济增长，初级教育作为生产要素直接促进最终产出，高级教育则通过加快技术创新与模仿的速度提高全要素生产率。
随着信息产业的崛起，信息化对经济增长的作用越来越明显。信息技术革命改变着传统结构和增长方式，能够调整产业结构使其升级换代，能够实现传统产业的信息化，优化劳动力和资金的使用，提高生产效率，促进经济增长。
三、 改革开放以来中国要素投入和要素升级拉动经济增长的实证分析
根据数据可获得性，本文选择1985年～2014年我国30个省、自治区、直辖市（因西藏自治区数据完整性较低，本文不予考虑）的经济增长源泉进行分析。影响经济增长的因素可以分为3类，一类是劳动力和资本，属于要素投入因素，第二类是技术进步、人力资本和信息化水平，属于要素升级因素，第三类是城镇化率、市场化水平和对外开放度，属于制度变量。因此，在回归模型中，因变量为GDP，自变量包括劳动力（Lab）、资本（Inv）、技术进步（Tec）、人力资本（Hc）、信息化水平（Inf）、城镇化率（Urban）、市场化水平（Market）、对外开放度（Openness）、电力消费（Ele）、贷款余额（Loan）、货运量（Freight）等指标。劳动力和资本是C-D增长模型中影响经济增长的主要因素，属于要素投入性质的影响因素。为了衡量要素投入和要素升级之间的差异，本文引入了技术进步、人力资本、信息化水平。为了解决劳动力和资本等指标对GDP的内生性问题，本文引入“克强指数”中的用电量、贷款余额和货运量这3个指标。同时，引入城镇化率、市场化指数、对外开放度这3个控制变量。
从表1的回归结果可以看出，劳动力供给和固定资产投资每增加1个百分点，经济总量分别要提高0.451和0.159个百分点，而技术进步、人力资本和信息化水平每提高1个百分点，经济总量分别提高-0.007 67个百分点、0.120个百分点、0.072 9个百分点。因此，我国经济增长的主要动力仍然是以劳动力和投资为主，技术进步对经济增长的影响并不明显，人力资本和信息化水平虽然是经济增长的动力，但是并不如劳动力和投资的影响明显。
考虑到1985年～2014年长达30年的期间内，我国经济发展经历了多个阶段，中国经济与国际经济逐步接轨，国际经济波动对中国经济的影响越来越大，特别是2001年加入WTO和2008年的金融危机，对我国经济发展冲击较大。因此，本文将1985年以来的发展阶段分为2001年及之前、2001年以来和2008年以来三个时间段，分别回归分析影响经济增长的主要因素。
从表2可以看出，三个阶段中影响经济增长的因素变化较大，从2001年前后比较来看，劳动力的影响因素在下降，投资、技术进步、人力资本、信息化水平的影响因素都明显增大，影响经济增长的因素逐渐从要素投入向要素升级转变。2008年以来，要素投入影响经济增长的程度仍在不断下降，要素升级的影响力不断提升，特别是人力资本的影响能力不断增强。但是，2001年以来信息化水平的影响能力有所下降。制度变量中，城市化的和市场化的作用仍然较大，对外开放度的作用相对较为稳定。总体来看，要素投入在经济增长中仍然占有较为重要的影响，要素升级的重要性也在不断加大，制度变量则一直处在相对重要的位置。但是2008年的经济危机以来，要素投入的重要性有所增加，而要素升级的影响力在下降。
同时，我国地区之间经济发展差距仍然较大，影响各地经济增长的主要因素存在一定差异。按照通常的做法，将我国划分为4大区域。
从表3可以看出，影响各地区经济增长的主要因素各不相同，但是劳动力和信息化水平仍然在各地区之间都有较为显著的影响。东部地区的主要影响因素是劳动力、投资、信息化水平，中部地区则为劳动力、技术水平、信息化水平，西部地区则包含了所有5个影响因素，东北地区则包括除技术进步外的其他4个影响因素。要素投入仍然是中部、西部和东北地区经济增长的主要影响因素。在制度变量中，城市化对中部、西部地区经济增长具有重要影响，而对东北地区则有一定的负面影响，对东部地区影响并不明确，市场化水平对东部和中部地区影响较大，对外开放度则仅在东部地区有较为明显的影响。总体来看，各地区的经济增长仍然是以要素投入为主，但是与经济发展水平相关，东部地区要素升级对经济增长的影响要大于其他地区，而制度变量在中部、西部和东北地区仍然有较大的影响。
四、 推进要素升级，促进供给侧改革
关键词：产业结构；就业结构；收入结构；消费结构；城乡经济增长
中图分类号：17061.5 文献标识码：A 文章编号：1003-3890(2008)03-0027-05
结构性增长理论认为，结构变化可以引致国民收入的增加。结构变化不仅仅是指产业结构变化，也包括就业结构、投资结构、外贸结构、消费结构及区域经济结构的变化。目前，关于经济结构调整与经济增长的关系研究侧重于构建模型进行实证分析。一些经济学家，如钱纳里(H.Chenery)、鲁宾逊(S.Robinson)、费德(G.Feder)、帕西内蒂(L Pasinet-ti)等，在新古典增长公式的基础上加入了一个或更多的结构变量来研究经济增长，以统计分析来说明结构变量在经济增长中的作用，更好地说明了结构改变对发展中国家经济增长的影响。英国经济学家克拉克在威廉，配第研究的基础上，得出了经济发展将伴随着劳动力向第二、三产业转移，即第一产业的就业人员逐步减少，第二、三产业就业人员不断增加的配第一克拉克定律。美国经济学家库兹涅茨通过对美、日、英等13个国家100多年的产业结构变动情况进行研究和分析，得出经济发展必然伴随着第一产业产值在整个社会总产值中的比重不断下降，第二产业比重在整个社会总产值中的比重不断上升的重要结论。
在国内，周小亮(2001)、修晶(2002)认为现代经济增长伴随着经济结构的大变动与制度结构的大调整，中国经济结构存在着产业结构、城乡结构与地区结构三大带有全局性与根本性的矛盾；沈宏达、唐要家、张晖(2002)将产业结构、经济关系结构和制度结构三者融合，试图建立一个三维的经济结构分析框架。在经济结构调整与经济增长的关系研究定量方法上，学者们广泛运用柯布一道格拉斯生产函数模型、Granger因果检验方法开展定量研究，一部分学者着重从产业结构等单要素研究人手，如吴方卫、应瑞瑶(2000)针对产业结构变化对农村经济增长影响分析，陈平、李广众(2001)运用Granger因果检验方法对中国结构转型与经济增长关系的研究，高更和、李小建(2005)以河南省为例进行的产业结构变动对区域经济增长贡献的演变研究，刘建平、王克林、黄怀槐(2006)对广东省产业结构和经济增长的关系研究，江曙霞、严玉华(2006)对中国GDP结构升级与金融结构转变的关联性进行了研究，等等。另一部分学者将经济结构进行分解，对经济结构与经济增长关系进行多要素分析，如葛新元(2000)、韩国珍(2002)、刘伟(2003)从产业结构和所有制结构两个方面对不同层次区域经济增长关系的研究，赵农华(2004)从产业结构、所有制结构、就业结构、投资结构、消费结构五个方面对上海市经济增长进行研究，杨天宇(2005)、袁江(2005，2006)从产业结构、区域结构和所有制结构三大方面对中国经济增长进行的定量分析，等等。
目前，对经济结构与经济增长关系研究已涵盖了全国性、省际和省内不同地域三个层面，但从城乡层面上的经济结构变动对经济增长的影响研究甚少。本文从城乡协调统筹发展这一视角，按照目前存在的城乡关系状况，将经济结构分解为跟城乡关系极为密切的产业结构、就业结构、收入结构、消费结构四大变量，借助道格拉斯生产函数模型，运用1978-2005年广东、江苏、浙江三省的截面数据进行经济结构与经济增长关系的对比分析，力求从这三个具有代表性的经济强省的经济结构调整与经济增长的关系中，找出城乡结构调整与经济增长关系的共性，这对进一步推进各省区经济增长和城乡协调稳定发展具有积极的指导作用。
一、研究方法
(一)模型建立
经济增长理论认为，一国或地区的经济增长是其自然资源、人力资源、资本积累和技术进步的不同比例组合的函数。柯布一道格拉斯生产函数模型由阿默斯特学院的数学教授柯布(C.W.Cobb)和美国芝加哥大学的经济学教授道格拉斯(P.H.Douglas)共同研究提出。该模型在经济增长学的研究中，计量结果往往令人非常满意。该模型的原型为：
(二)指标的选取与数据来源
我们将影响城乡统筹的经济结构分解为城乡产业结构、城乡就业结构、城乡收入结构和城乡消费结构四大变量，分别构建城乡产业结构特征系数、就业结构特征系数、收入结构特征系数和消费结构特征系数，各指标定义见表1。模型中数据分别来自于《广东省统计年鉴》(2005)、《江苏省统计年鉴》(2005)、《浙江省统计年鉴》(2005)。模型中经济总产出值，我们用当年GDP(按可比价)代替，资本和劳动的投入量Kt、Lt用固定资产投资和从业人员代替。
(三)数据处理与结果检验
1 经济增长与结构变量的线性回归分析。利用1978-2004年的时间序列数据，借鉴袁江综合评价方法，我们构建模型lnGDP=α+βxi+μ，运用EVIEWS3.1，将广东、江苏和浙江三省的城乡结构特征系数X1、X2、X3、X4件别对InGDP进行回归分析，得到方程(见表2)。
在给定α=0.05，查t分布表，在自由度为n-2下，查临界值t0.025(n-2)，均有t＞t0.025(n-2)，即广东、江苏和浙江三省该四个变量均能通过t检验。决定系数R2检验，除江苏省收入结构特征系数X抉定系数R2绞小外，其余R2均能符合统计上的经验要求。由此我们可以肯定，三省的经济增长跟城乡经济结构调整有着一定的线性关系。
二、结果分析
(一)城乡结构与经济增长关系分析
根据上述给定的C-D生产函数模型，我们发现，在三省城乡结构扰动因素与经济增长关系中，产业结构起到了关键性作用。三省产业结构特征系数的值均明显高于该省的r1其他扰动要素的特征系
数r2、r3，和r4值。就产业结构扰动的经济意义而言，第二、三产业比重每增加1％，广东、江苏和浙江三省经济总产出弹性分别为8.358270、6.925693和2.370170个百分点。对于就业结构扰动，其在城乡经济结构与经济增长关系中的作用仅次于产业结构。其经济意义是，非农就业比重每增加1％，广东、浙江两省经济总产出弹性分别为1.058229、0.298667个百分点(江苏省因就业结构变动与经济增长样本数据相关拟合度不高，未能纳入分析)。产业结构和就业结构要素对经济增长产出弹性表现为正弹性关系。收入结构和消费结构是用以衡量城乡差距的两个关键要素，当收入结构和消费结构特征系数增加时，说明城乡差距在进一步拉大，每增加1个百分点。广东、江苏、浙江三省均表现出经济总产出负弹性的现象，其弹性值分别为1.765986个百分点和3.727681个百分点(广东省)、1.093097个百分点和3.283379个百分点(江苏省)、0.335829个百分点和0.374665个百分点(浙江省)个百分点。自1978年以来，广东、江苏和浙江三省经济保持持续增长，就城乡结构四要素分析而言。产业结构、就业结构的正向作用远远大于收入结构和消费结构负向作用的结果。
就影响系数r1、r2、r3和r4四个数值而言。给定同等增加1％的要素增加值，在产业结构和就业结构与经济增长关系方面，广东省经济总产出扩大幅度均小于江苏和浙江两省。在收入结构和消费结构与经济增长关系上，广东省因两要素的调整导致出现的经济总产出收缩均大于江苏和浙江两省。这说明，在城乡结构与经济增长关系上。广东省的经济增长是依赖于快速的第一产业向第二、三产业转化，农业人口向非农就业转化的结果，同时也是三省中因收入结构和消费结构抑制经济增长最为突出的一个省份，这在三省居民生活质量和社区卫生安全等方面已体现出来。江苏省位列第二，浙江省影响最轻。结合资本、劳动力和技术因素考虑，广东省资本和劳动力对经济增长的影响大致相当，资本和劳动力每增加1个百分点，经济总产出分别增加0.474051个百分点和0.525949个百分点，这表明广东省经济增长仍属于劳动密集型的增长类型；而江苏和浙江两省，资本在经济增长当中的作用明显大于劳动力的作用，其中资本每增加1个百分点，江苏和浙江两省经济总产出分别增加0.570876个百分点和0.657516个百分点；劳动力每增加1个百分点，两省经济总产出分别增加到0.429124个百分点和0.342484个百分点，呈现出经济增长明显向资金密集型增长类型转变的提升态势。就技术而言，江苏和浙江两省技术对经济增长的影响也较广东省显著，浙江省和江苏省的A值分别达到0.409985699和0.101749163，广东省仅为0.073781814。
(二)城乡经济结构变动对经济增长贡献率分析
分析表3、表4和表5可知：(1)就要素年变动和要素贡献率的年平均数而言，1978-2005年期间，三省城乡结构四要素中变动最大的是就业结构，广东、江苏和浙江三省分别达到0.020346、0.050798和0.019715，但是就业结构的变动并未在城乡经济增长中有着相应的贡献率表现，就业结构特征要素贡献率明显低于产业结构特征要素贡献率。三省就业结构贡献率分别为0.040677、-0.05853和0.021848，与产业结构要素贡献率0.50270、0.474206和0.254584相比，数值要小得多，这说明三省城乡结构的调整、产业结构调整效率高于就业结构变动，产业结构的微小调整对城乡经济增长将起重要作用。在该四要素中，1978-2005年期间变动最小者，广东和浙江两省均为消费结构，分别为0.00411和0.003357，江苏省为产业结构。(2)从三省四要素贡献率上来看，收入结构和消费结构对城乡结构的贡献率均为负值，Ex3、Ex4值，广东和浙江两省分别为-0.12562和-0.10701、-0.00818和-0.00279。江苏省Ex2和Ex4为负，分别为－0.05853和-0.19754。这说明城乡收入和消费差距的扩大对城乡区域经济的增长起抑制作用，江苏省还表现出就业结构变动对城乡经济增长的负贡献现象。(3)1978-1987年、1988-1996年、1997-2005年三个阶段要素变动情况。其产业结构呈现出动态变小的趋势，其变动趋势大致与经济产出的变化相一致，如广东省产业结构和经济产出表现出典型的由“小大小”的变动趋势。江苏和浙江两省表现出动态的“大小”的变动规律。在就业结构上，广东省就业结构变动以1988-1996年这一阶段为分水岭，年均变动为0.029562，之前的1978-1987年均变动0.015697，后期的1997-2005年均变动0.015777。这说明1988-1996年广东省经济发展吸纳非农就业能力达到顶峰。而同期的江苏和浙江两省，就业结构呈现出由“小大”的动态变动趋势，即江苏和浙江两省非农就业自20世纪90年代以来呈现出逐步增加的趋势，这跟大量外资企业自90年代以来涌入“长三角”有着密切的关系。就收入结构而言，广东和浙江两省均表现出第一阶段(1978-1987年)变动呈现出城乡收入差距缩小的趋势，到第二阶段(1988-1996年)城乡差距逐步拉大，第三阶段(1997-2005年)又有所回落的总体特征。而消费结构变动，广东和江苏两省城乡消费在逐步拉大，浙江省城乡消费差距有逐步缩小的趋势。这与广东和江苏省内区域经济和城乡差距大而浙江省众多的中小型企业、民营经济有很大关系。(4)1978-1987年、1988-1996年、1997-2005年三个阶段要素贡献率变动情况。产业结构对城乡经济增长的贡献率，广东省由0.2176920.6226260.667781，江苏省由-0.346930.4557330.673101，浙江省由0.408220.1665460.188987，广东和江苏两省表现出极大的相似性，三省均呈现出动态增大的趋势。就业结构对城乡经济增长的贡献率，广东省由0.0321110.0490690.040852，就业结构贡献率由“小到大”，近年来有下降趋势。浙江省就业结构贡献率由0.0087370.0208680.035939，呈现出逐步增大的变化特点。在城乡收入差距和消费差距这两个结构要素对城乡经济增长的贡献率方面，除浙江省第一阶段城乡收入和消费差距对城乡经济增长具有正贡献率外，两省均存在着对城乡经济增长起负面影响的收入和消费结构，就这种负面影响来说，随后的两个阶段，均表现出动态增大的趋势。对江苏省城乡消费结构贡献率的两个阶段(1988-1996年和1997-2005年)进行比较，后阶段对城乡经济增长的负面影响要小得多。
三、结论与建议
关键词：陕西；居民消费；经济增长；对策
中图分类号：F127 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2012）15-0123-02
一、研究数据与方法
本文研究所需的1997—2007年间的原始数据选自于1998—2008年的《陕西省统计年鉴》，而2008—2009年的原始数据，由于陕西统计口径和方法的变化，考虑到数据的连续性，则选自于2009—2010年的《中国统计年鉴》。通过对陕西国内生产总值、居民消费及居民消费构成等原始数据的分析，整理出GDP增长率、居民消费贡献率以及居民消费对经济增长的拉动百分比，以反映自1997年以来陕西省居民消费对经济增长贡献的程度及发展变化趋势。
为测度陕西居民消费对经济增长的直接贡献，本文采用居民消费贡献率指标，并通过陕西居民消费对经济增长的拉动百分比指标来反映经济增长率中有多少是由于消费需求增加而带动的，其计算公式为：
居民消费对经济增长的拉动百分比=消费对经济增长的贡献率×经济增长率
各贡献率计算公式为：
居民消费对经济增长的贡献率=消费增长额/GDP增长额
城镇居民消费对经济增长的贡献率=城镇居民消费增长额/GDP增长额
农村居民消费对经济增长的贡献率=农村居民消费增长额/GDP增长额
二、陕西居民消费对陕西经济增长贡献的测度结果及特征分析
1.陕西居民消费对陕西经济增长贡献的测度结果。根据以上指标和计算公式，陕西城乡居民消费对经济增长的测度结果（如下表所示）。
2.陕西居民消费对陕西经济增长贡献的特征。根据上表可得到1997—2009年居民消费贡献率、城镇居民消费贡献率和农村居民消费贡献率的变动趋势（如下页图所示）。
从下页图可以看出，这十三年间陕西居民消费对经济增长贡献的变动趋势有如下特点：（1）居民消费对GDP增长的贡献率平均为28.81%。其中，城镇居民消费的贡献率平均为24.19%，占居民消费对GDP贡献率的83.96%；农村居民消费对GDP增长的贡献率平均为4.62%，占居民总消费对GDP贡献率的16.04%。这十三年间的城镇居民消费贡献率几乎都高于农村居民消费贡献率，即城镇居民消费的拉动作用要高于农村居民；而从2008—2009年两年间显示出城镇居民消费的拉动作用却低于农村居民，这说明近几年促进农村消费的政策在一定程度上刺激了农村居民消费的快速增长。（2）城镇居民消费对GDP增长的贡献率和居民消费对GDP增长的贡献率变动轨迹基本一致，而农村居民消费对GDP增长的贡献率一直都偏低，最高的一年2001年的贡献率也仅为16.08%，1998年、2000年和2007年贡献率都为负值，即消费水平不但没有增加反而下降，只是从2008年开始略有上升。因此，可以看出，在这十三年间农村居民消费没有充分发挥其对经济增长的作用。（3）1997—2009年居民消费对经济增长的拉动百分比，即居民消费对经济增长的贡献基本呈上升趋势，但是上升趋势不是很明显，只是在2007年突然上升然后又迅速下降，说明居民总消费对经济增长的作用虽然一直不断增强，可是并没有充分发挥其促进经济增长的作用。
三、提升陕西居民消费对陕西经济增长贡献的对策
1.以特色产业发展，奠定增加消费的物质基础。2009年，陕西省委省政府提出了“关中率先发展，陕北跨越式发展，陕南突破发展”的区域发展战略。而这一战略的落实在于相应地区的特色产业的培育与发展：关中地区要以高新技术、装备制造、现代服务等优势产业为依托，以建设西安国际化大都市为契机，形成竞争优势明显的产业集群和城市群；陕北按照“珍惜资源，深度转化”的原则，以煤炭、电力、油气、化工等产业为主线，深入推进国家能源重化工基地建设；陕南有效利用得天独厚的自然资源和生态环境，以绿色支柱产业为主攻方向，在绿色食品、现代中药、生态旅游等方面及早突破发展。
2.调整政府支出结构，强化社会公共服务。一要优化和调整政府的支出结构，建立和完善公共产品稳定增长机制，确保教育、社保、医疗和就业等的“民生”支出增长高于政府的“三公”支出增长，提高公共产品支出在政府中的比重，强化政府的社会公共服务能力和力度。二要尽快健全教育保障机制，实现城乡教育资源均等化和城镇、农村区域内部的教育资源均等化，着力解决中小学教育的“择校”问题。三要加快居民社会保障体系的城乡全覆盖，并伴随经济增长不断提高保障水平，完善医疗卫生投入机制，不断健全农业生产保险体系和加大农民工权益保障体系的财政支持力度。
3.扩大农村居民消费，提高农村消费贡献度。扩大农村居民消费，是促进陕西经济增长的重中之重。一要以产业结构调整为主线，积极发展现代农业、生态农业和旅游观光农业，拓展农村就业增收空间。以解决农业资金投入为重点，进一步加快农业产业化步伐。继续广辟和拓宽外出务工经商的转移渠道，加快小城镇建设，为农民创造更多的就业和增收机会。二要加强农村基础设施建设。2008年国务院常务会议研究部署的进一步扩大内需促进经济平稳较快增长的十大举措中第二大举措就是加快农村基础设施建设统筹城乡发展。三要积极支持和扩大农民建房、改善居住条件等大类消费，探索商业银行向农民建房提供按揭贷款的做法，并适当延长贷款年限。清理和规范农民生活用电、装修生活用房材料、交通通讯、教育、医疗等消费资费及相关价格、收费项目。进一步加大“家电下乡”的支持范围并简化补贴手续，在“农机具下乡”的同时，加快推进科技下乡。
4.拓宽消费领域，增加消费渠道。一是积极利用国家的政策和西安地区在中国高等教育方面的资源优势，大力推动陕西的义务和非义务教育，提高教育消费水平。二是应加强政府引导和舆论宣传，充分发挥旅游产品丰富，旅游景点多的旅游消费独特优势，使旅游消费成为一种基础性消费。三是建立统一的社会服务管理机构，制定有关的管理法规，鼓励社会各界投资服务产业，促进服务业规范化、市场化，最终增加居民的服务消费。四是培育社会诚信意识，改善信用环境，完善消费信贷体系，创新信贷产品，这对拉动以住房、轿车、现代通讯设施为主体的消费升级是现实而必要的。
参考文献：
[1] 马红光，李银秀.居民消费对陕西经济增长贡献的测度：1997—2009[J].理论导刊，2011，(10).
[2] 马红光，李银秀，涂颍清.陕西省居民自主消费与经济增长关系的实证分析[J].消费导刊，2009，(5)：50.
[3] 金三林.变动趋势、结构差异与消费需求不足扭转[J].改革，2009，(6)：67-72.
购物车(0)