时间：2023-08-06 10:52:32
导语：在经济增长的动因的撰写旅程中，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。
关键词:经济增长;灰色相对关联度;因素
一、相关研究综述
改革开放以来,我国经历了快速、持久的经济增长,堪称世界奇迹。特别是2000-2007年,各省区经济平均增长率都在8%以上,经济规模不断壮大。进一步分析发现,省区间经济增长并不平衡,东部沿海地区明显快于内陆地区,地区经济之间的差距呈扩大趋势。省区经济高速增长的背后靠什么力量支撑和推动,为什么省区间经济增长会出现不平衡,是由资本投入的差异引致,还是由技术水平变动造成,这些问题启发着我们的研究。纵观对经济增长的已有研究文献,多是从科技投入角度出发,如苏方(2006)运用协整理论和VAR模型,对科技投入与经济增长的关系进行实证分析;米传民等从“R&D经费投入和科技人员投入”两方面,运用相对关联度对江苏省科技投入与经济增长的相关性进行了研究。黄鲁成(2006)和叶(2007)等人运用灰关联度法分别分析了科技投入与北京市、福建省经济增长之间的关系;也有许多学者对各省市分别进行了研究,但所采取的方法有所不同,导致得出的结论也迥异。笔者认为经济增长主要是由消费、资本投入和技术进步等因素共同推动的,应把它们放入同一研究框架进行分析,为了使结论具有可比性,同样采用灰色关联度法进行分析。
二、山东省2000-2007年经济增长影响因素的实证分析
根据山东省2000-2007年统计数据,以2000年为基准,得到其经费投入情况、科技活动人员情况、固定资产投资情况和山东省城镇居民消费人均支出情况如表1所示:
(一)R&D经费投入情况
从表1可以看出:第一,山东省自2000年以来R&D经费投入持续增长,2001-2002年、2003-2004年、2004-2005年、2006-2007年增长幅度都较大,分别达到44%、35%、37%和33%,波动幅度也较大;第二,2000-2007年,除2003年外,R&D经费投入增长率显著高于GDP同期增长率,这是一个可喜的发展势头。按照国际惯例,R&D经费投入的增长率应当高于国内生产总值(GDP)的增长率,这样一个国家和地区科技发展的后劲和实力才能得到长期保持和不断加强。但是2001-2006年R&D经费投入增长率不理想,2001年两者的增长率接近,2003年两者的增长率相同,2006年的增长率略高于于GDP增长率,好在2007年R&D经费投入增长率又高于GDP增长率,且绝对额度有较大幅度的增长。
(二)科技人员活动情况
从表1可以看出,在科技投入的人力资源方面,山东省从事科技活动的科技人员总量波动比较大,2000年时达到了23万人,但2001年却下降了3010人,到2004年也只不过27万多一点,2005年又下降了4299人,说明山东省的科技人员虽然总数是不断增加的,但流失状况也很明显,其基本特点是波动较大。从绝对数上看,2000年只有23万名科技人员投入到山东的科技活动中来,到2007年已达33万人,比2000年增长了43%,是全国平均数的2倍,但绝对量低于江苏(43万人)、北京(45万人)、广东(37万人)等省份,说明山东省科技活动人员的数量与先进省份相比仍需要投入。
(三)固定资产投资情况
从表1可以看出,山东省固定资产从2000年的2542亿元增加到了2007年的12537亿元,总量增长明显且巨大,但增长速度不够均衡,自2001年的10%,2002年的25%猛增到2003年的51.8%,2004年依然维持了43%的高速增长,2005年略有下降,2006年仅增加了5%,2007年比2006年稍有回升,但增长速度也仅有12%,低于前几年的增长速度,其增长速度的变化趋势和GDP的增长趋势是一致的。
(四)城镇居民消费人均支出情况
从表1可以看出,山东省城镇居民人均消费支出以每年2%左右的速度递增,2000-2007年增幅明显,增加了92%,其人均支出绝对数从2000年的5000余元增加到2007年的近10000元,幅度增加明显;此外,从表中可以看出,城镇居民人均消费支出的增长趋势与GDP的增长趋势相当一致,这也验证了近年来山东经济社会突飞猛进的发展和人民生活水平的不断提高。
三、山东省科技投入与经济增长的灰色关联实证分析
(一)分析经济增长的影响因素
笔者通过多种方法建立相应的模型来分析各个因素之间的关系。灰色关联分析方法具有独特的优势,它主要根据序列曲线几何形状的相似程度来判断其联系是否紧密,对样本量的多少和数据分布的规律性没有特殊要求,而且计算量小,易于实现。鉴于本文的研究问题参考序列比较明显,所以采用局部性模型中的相对关联度进行分析。具体过程如下:
第一步,确定分析序列。设参考序列为X0(t)={x0(k)|k=1,2,…,n},比较序列为Xi(t)={xi(k)|k=1,2,…,n}(i=1,2,…,N)。
第二步,标准化,即对原始数据进行无量纲化和初值化处理。x(k)=x(k)/x(1),则初值化后相应的参考序列与比较序列分别为X0(t)和Xi(t)。
第三步,计算关联系数。
ε(k)为序列X0(t)和Xi(t)在时刻k的关联系数。式中|X0(k)-xi(k)|=i(k)称为在K点X0(k)和Xi(k)的绝对差;min min|X0(k)-xi(k)|=min称为最小绝对差;max max|X0(k)-xi(k)|=max称为最大绝对差;ρ称为分辨系数。
第四步,计算关联度并对其进行排序。
参考序列与比较序列的关联度为序列在各时刻关联系数的均值,记作ri=εi(k)(i=1,2,3,4)。
(二)山东省经济增长因素的灰色关联分析
根据灰色关联分析方法,以2000-2007年山东省GDP序列数据为基础,建立灰色相对关联度模型,分析山东省经济增长的影响因素。
1、原始数据的处理
设山东省国内生产总值(GDP)为X0序列,R&D经费投入、科技人员投入、固定资产投资额、城镇居民人均消费水平分别为X1、X2、X3、X4序列。在计算关联度之前,需要对原始数据进行无量纲化处理,本文采用初值法,将表1、表2中的原始数据分别除以2000年的数据,得到初始化后的数据Y0、Y1、Y2、Y3、Y4(限于篇幅略)。
2、计算关联系数
将Yi序列各期的数值减去Y0序列对应期的数值,各比较数列对参考数列各点对应差值中之最小值,即min=0;各比较数列对参考数列各点对应差值中之最大值,即max=2.8973。根据这些计算结果,计算关联系数(见表2)。式中ρ为分辩系数(0
3、求关联度
根据公式ri求出表2中Y0和Y1、Y2、Y3、Y4序列的相对关联度:
R=(r1,r2,r3,r4)==(0.6645,0.7337,
0.6848,0.7878)
排序结果如下:
r4>r2>r3>r1
四、结论
山东省城镇居民人均消费水平、科技人员投入、固定资产投资和R&D经费投入与山东省GDP的相对关联度分别为0.7878、0.7337、0.6848、0.6645,这说明GDP与这四项指标间均存在明显的正相关关系,四者均促进了山东省的经济增长,但城镇居民人均消费水平和科技人员投入两项的促进作用相比较而言更为显著。R&D经费投入与GDP的相关度为0.6645,固定资产投资与GDP的关联度为0.6848,表明R&D经费投入、固定资产在一定程度上促进了山东的经济增长,但不显著。与江苏、广东、浙江、北京等科技人员投入与GDP的强相关度相比,山东省的科技发展和自主创新能力有待于进一步的提高。
参考文献:
1、米传民,刘思峰,杨菊.江苏省科技投入与经济增长的灰色关联研究[J].科学学与科学技术管理,2004(1).
2、黄鲁成,.北京市科技投入与经济增长关联的实证分析[J].科技管理研究,2006(4).
3、山东省统计局.山东统计年鉴[M].中国统计出版社,2008.
关键词：三亚;投资拉动;旅游消费;经济增长;政策选择
中图分类号：F127 文献标识码：A 文章编号：1003-9031(2007)02-0035-04
一､引言
2001至2005年三亚市经济年均增长11.96%，比前五年的年均增长率7.64%高出4.32个百分点，经济进入“快速增长”的轨道。经济增长主要来源于投资效应及旅游消费的增长(见图1)。
图1 1996年至2005年三亚市GDP､固定资产投资､旅游收入增长比较
从图1中看出，2001年以来，三亚市固定资产投资和旅游消费成为拉动GDP增长的主要因素，2001至2005年的固定资产投资和旅游收入年均增长29.30%和21.48%，分别比前五年的增长率高出34个百分点和6.57百分点，对GDP的贡献率都很高。三亚市近几年获得如此高的资本积累和消费收入靠的是什么?这与政府的推动作用有很大关系。为了树立三亚市“健康､时尚､美丽”的城市品牌，政府不断开展各种营销､推介活动，从国际婚礼节､南海海上观音开光典礼到三届世界小姐总决赛乃至目前举办的城市名片征集活动等，都极力把三亚推向全国､推向世界。
政府的成功推动与经济增长有必然联系，但基础是城市的开发价值。三亚市优越的自然资源给政府创造了非常好的条件，两者相得益彰，取得了很好的市场效应。
二､投资拉动与经济增长
(一)投资的乘数作用及相关效应
有人说：三亚是投资拉动型经济。这话有一定道理，一是符合三亚市目前的经济增长状况。三亚市人均经济总量小､城市化率低，属初级发展阶段。城市的初期发展需要大量的资本积累，投资满足了积累要求，且初期投资的都是城市的重点项目，拉动性强，属于投资收益递增期。2005年三亚市的投资对GDP的贡献率为58.6%，拉动经济增长7.68个百分点(占总增长的58.6%)。二是符合经济学的基本原理。Y=C+I+G+NX是个恒等式，Y指社会总产出(GDP)，C指消费，I指投资，G指政府购买，NX指出口净值。在C､I､G､NX中，哪项增加都使Y增大。因此，在三亚市建设发展相当长的阶段里，企业､个人投资或政府购买，对三亚市的经济增长都起到显著的拉动作用。[1]三亚市的投资90%以上是地方项目投资，地方项目投资对社会产出的贡献有两个方面：一是投资过程的拉动作用，即通过投资乘数作用加大社会总需求;二是生产新的资本品，增加城市资本存量，为将来生产更多的物品和劳务做准备。
1.投资的乘数效应是指一元钱的投资会引起大于一元钱的总需求。这一经济学逻辑，不但存在大的经济体中，小的经济体同样存在;不但存在项目投资中，旅游消费同样存在。以三亚市2005年的地方项目投资为例：假设三亚的MPC(边际消费倾向――家庭额外收入中用于消费支出的比例)为1/2，则三亚市的投资乘数为2，即：[1/(1-MPC)]。那么，三亚市2005年的地方项目投资为498591万元，它带来的社会总需求是投资额的2倍，为997182万元。
即：498591×1/(1-1/2)=997182(万元)
从图2中能更直观地看到，项目投资如何转化为消费､政府购买和储蓄，从而促进地方经济的增长。
图2三亚市地方项目投资的支出构成
2.从投资结构看投资的拉动效应。三亚市历年的固定资产投资是基本建设投资占大头，1996-2005年平均占投资总额的69.4%，基本建设投资周期长，对GDP拉动效应有限。而从三大产业的投资状况来看，三亚市历年的固定资产投资多偏向第三产业，1996-2005年平均占投资总额的66.4%(见表1)。总之，三亚资本积累，相当大一部分用在旅游产业建设及相关的固定资产投资，为三亚不断扩大旅游消费､增加就业､培育税源，夯实了基础。
表1 三亚市1996-2005年固定资产投资中投向基本建设和三产的占比
(二)投资的可持续性分析
一个城市投资的可持续性取决于城市的开发价值。这是由资本的特性决定的。城市的开发价值体现在城市的使用功能与市场需求中。如果某城市的使用功能在市场中有旺盛的需求，该城市就会引来源源不断的投资。三亚市作为中国唯一的热带滨海旅游城市和人居环境较佳的地方，其使用功能已初步被市场所接受。但市场因素复杂，存在着竞争和消费偏好等问题，这就要求准确地把握市场。虽然三亚市在经济起飞阶段政府起了很大的推动和引导作用，但是近年来的统计数据显示，民间资本投资的气氛愈来愈强列。从图3中可以看出，2001年以来在三亚的固定资产投资中，企业自筹资金占比不断增大，2001-2005年均达65%以上，说明三亚的城市开发价值吸引了越来越多的企业。一般是企业自筹资金比国家预算内资金､国内贷款和利用外资更具自发性､持续性和稳定性。
图3三亚市1996-2005年固定资产投资中几项资金来源对比
三､旅游消费与经济增长
(一)旅游消费及相关效应
在恒等式Y=C+I+G+NX中，消费C是第一大项，是拉动经济增长的首要因素，一般是投资拉动的四至五倍。在成熟的经济体中，消费占比较大，如美国2001年的GDP构成是：100=69+16+18+(-3)，消费占GDP的2/3左右。而平时所说的扩大内需也就是刺激国内消费。在三亚市这个特殊的经济体中，消费特别是旅游消费对经济的产出更具拉动作用，它直接给三亚市创造收入和就业机会。
三亚市的旅游消费有以下特点：
1.度假型消费。三亚市滨海的度假酒店，足可让旅游者敞开腰包。特别是冬季，成倍的住房开支，给三亚市的旅游企业带来大笔收入。这类消费较多来自高端客源，包括境外客源，消费的特点带有单一性，但人均消费水平较高。
2.观光型消费。指主要来自中低端的国内客源消费，它给三亚的各景点带来大笔收入，同时也满足了普通宾馆的需求。这一消费特点是一次性强，人均消费水平低，但量大。
3.饮食型消费。主要指旅游消费结构而言，它包括在每个旅游者的消费支出中。除三亚市海边的特色饮食对中低端客源更具吸引力外，高级宾馆的饮食也有来自高端客源的大笔支出，他们直接刺激了三亚市农副产品生产。
假设一位高端客人在亚龙湾的五星级酒店消费了一天，在他上千块钱的消费中，70%支付了房费，15%支付了饮食，15%其他支出(包括交通､娱乐等)。而在70%的房费中，20%支付了劳务，15%购买了水电及食品等，15%支付了税费，50%归业主(包括折旧及投资成本的待摊等)。一般中低端客人在三亚市的旅游消费如图4，其支出涉及面更广，受益面更大。
图4 三亚市一般旅客的单位开支构成
从图4中看出，所有的旅游服务链都得到一定比例的收入，而且它拉动的产出90%以上在本地，直接促使当地的经济增长，并较之投资更能使群众在经济增长中得到实惠。
(二)旅游消费增长的可持续性分析
旅游消费增长取决于旅游环境建设､旅游产品开发和旅游市场拓展等因素。旅游环境建设主要指旅游资源的合理规划和利用以及旅游配套设施的建设。三亚市有非常好的旅游资源，经过十多年的开发建设，软硬件设施都达到一定的规模和标准，接待能力和水平也不断提高，为旅游经济的增长打下了很好的基础。随着三亚市基础设施和旅游消费项目的继续开发建设，将为旅游消费的持续增长创造良好条件，也进一步夯实经济潜在增长的基础。旅游产品开发主要指旅游的项目和内容而言。目前三亚市除亚龙湾休闲度假､天涯海角和南山寺三个大的景点外，吸引旅客的项目还不多，海上游乐的内容也不丰富。旅游项目的欠缺和内容的缺乏，将成为旅游消费增长的瓶颈。因此，必须加大旅游项目的建设，丰富旅游内容，才能吸引更多的旅游者。旅游市场的拓展指市场的开发程度。这方面近年来三亚市政府和企业都做了大量工作，取得显著效果。特别是近年来政府提出的旅游转型增效策略，初步开辟了高端客源市场。但三亚市旅游业的发展潜力还很大，可开发的旅游市场也很大，除国内不断壮大的旅游市场外，国外的旅游市场也有待大力开发。目前三亚市作为新兴的滨海旅游目的地，不仅与地中海度假区､加勒比海度假区有差距，而且与南亚旅游度假区也有一定的差距。因此，有一流的自然环境，还必须有完善的城市设施､丰富多样的旅游项目和高质量的服务水准。这就需要政府､企业和广大市民的不断努力。
四､三亚市政府推动经济增长的政策选择
(一)政府的推动作用
三亚市政府的推动作用在于创造环境，打造品牌，主要体现在城市的认知度方面。旅游城市的认知度就犹如产品广告，有过硬的质量还必须广而告之､开辟市场。新兴的旅游城市是需要营销和推介的，在这点上政府责无旁贷。三亚市近年来的实践也充分证明了这点。市政府成功举办几次大的推介活动，向国内外宣传了三亚，使三亚的城市热度升温，带来了大量投资和旅游消费收入，充分体现“政府创造环境，企业创造财富”的市场分工。为进一步完善政府在培育环境方面的作用，政府有关部门还需要不断的有创意､有创新。同时，推介活动一定要事先做好规划和评估，讲究成本效益和投入产出，确保每个推介活动都取得显著的效果。
(二)调整产业结构，夯实经济基础
当前制约三亚市发展的最大问题是产业基础薄弱､结构不合理､对外依赖性强。三亚市第一产业和第二产业的基础非常薄弱，在第一产业中主要靠农业和渔业，但都是个体作业，不成规模;工业主要是食品加工等传统小工业。2005年三大产业的比例为28：26：46，而一般现代旅游城市的第一产业占比要求在20%以下，第三产业在60%以上。此外，三亚市近年发展突出的旅游业和房地产业，都具有较强的对外依赖性，如遇某种因素突发事件(如非典)影响，投资和客源就会严重不足，使经济遭受重创。从图1可以看出，1996-2005年三亚市旅游收入平均增长18.19%，而2003年由于非典事件只增长3.1%。2005年三亚市财政收入构成中，来自旅游服务业和房地产业的税收分别占地方财政收入30.6%和30%，如果这两个产业受影响，地方财政收入将大幅减少。因此，结合三亚市资源和环境优势，发展多种优势产业非常重要。政府必须在重点发展旅游及相关产业的同时，在政策上努力支持适合当地资源和环境要求的高新技术产业以及创意产业，通过政策引导和扶持，培育城市的内生性经济增长动力，厚实产业基础，提高抗风险能力。
(三)坚持硬件和软件､经济和社会协调发展
在一个具有山､河､海，方圆1900多平方公里，50多万人口，且有较高财政收入的旅游城市搞建设，经济社会协调发展既重要又不是十分艰难的事。现代旅游城市需要经济社会的软､硬件都得配套，这也是旅游产业持续发展的基本要求。三亚市发展初期由于财力有限，不可能对经济社会的软､硬件进行全面建设，现在应该说具备了条件。2005年三亚市财政总收入突破了10亿元，人均近2千元，高于全省平均水平。有了钱是好事，但要用好钱却不容易。为了使三亚成为世界级的旅游度假区､中国人民的后花园､海南南部中心城市，必须把钱用在许多“看不到政绩”的地方，即社会最基础的卫生､污水､治安､保障､教育等方面的建设上。要制定有力政策措施，把最基础的软硬件项目，逐个规划､评估和预算，组织得力的人手，逐个完成。当然，这不是一朝一夕的事，但要有明确的政策措施，才能引导资金到位､人手到位，高标准地筑起一座现代滨海旅游城市的软､硬构架。
参考文献：
【关键词】经济增长；可再生能源；水能；协整
一、引言
可再生能源与经济增长的关系，是近些年国内外经济学者重点研究的热点问题之一。能源是人类赖以生存和发展不可缺少的物质基础，它对经济和社会发展起着重要的作用，经济增长对能源存在着一定的依赖性。传统化石能源对人类社会和经济发展作出了重大贡献，但化石能源储量有限，这可能会给经济发展形成一定的约束，而这种稀缺性也就决定了它的价格呈现整体上升的趋势。总量约束和价格约束，使得新的可再生能源对经济增长的重要作用会逐渐显现出来。
二、文献综述
目前，已有大量学者利用不同的国家、不同的地区、不同的时间段的样本数据，对能源经济与经济增长之间的关系进行了实证研究。
林伯强（2001）运用JJ协整检验的方法分析了中国1953-1994年能源消费和国内生产总值、能源价格、人口增长之间的关系，证明了变量之间存在协整关系，但未基于误差修正模型的Granger因果关系检验。
马超群等（2004）采用EG两步法研究了中国从1954-2003年间年度GDP和能源总消费以及能源消费各构成部分（包括煤、石油、天然气和水电力等）之间的长期均衡关系。
郭海华、夏志均、周元（2010）研究了1985-2009年中国能源消费与经济增长之间的关系，通过基于误差修正模型的格兰杰因果关系分析，证明了我国能源消费是国内经济增长格兰杰原因，经济的增长就必须以能源消费为代价，但是经济增长并不是能源消费的Granger原因，即存在着从能源消费到经济增长的单向因果关系结论。另外通过建立长期动态模型，得出可以用能源消费总量滞后值和国内生产总值指数滞后值来预测未来的能源消费总量和全国的经济增长速度。
（2011）提出在能源总量消耗不变的情况，可再生能源消费的增加会提高国家的能源效率。可再生能源消费的增加会提高技术效率还可以反映在可再生能源消费的细分上面。将能源效率模型进行转化，将GDP作为因变量，可以发现资本存量、能源消费、传统能源在能源消费中比例、可再生能源在能源消费中比例对GDP的增长有显著正向相关作用，由此可以得出可再生能源的利用有助于经济增长，并且传统能源消费相对可再生能源消费对经济增长有更显著的提高作用。
综上所述，能源消费与经济增长之间确实存在着密切的联系，如何处理好两者之间的关系，实现经济和能源的可持续发展，对能源和经济的研究都具有重要的意义。为此，本文从计量经济学的角度对我国可再生能源消费与经济增长的关系进行了分析，以可再生能源中的水能为切入点，对我国的经济能源数据利用ADF检验、协整检验和Granger检验等方法来进行分析。
三、数据来源和相关变量
鉴于可再生能源的数据不完善，本文以我国可再生能源中的代表能源——水能消费总量和剔除价格因素的国内生产总值为变量，对可再生能源消费和经济增长的关系进行实证分析。数据来源于《中国能源统计年鉴》（2001-2010年）的官方统计材料，之所以选取2001年以来的数据作为系统分析数据，是因为2001年是第十个五年计划的开始，作者将2001年以来的社会发展时期看作一个新的经济系统。采用以2000为基期的历年实际GDP，单位为亿元，水能消费总量所用的单位为万吨标准煤。
四、水能与经济增长的实证分析
（一）ADF检验
为了保证回归的可行性，在进行回归之前，需要就对分析的序列是否平稳即是否具有单位根进行检验。本文采用ADF检验的方法，其原假设为序列存在一个单位根，备择假设为序列不存在单位根。如果ADF的值大于临界值，则接受原假设，认为序列存在单位根，序列是不平稳的，反之则平稳。
由表1得出的检验结果可知，在1%的显著水平下，时间序列变量均存在单位根，序列是不平稳的；对GDP和水能消费两个变量进行差分变换，DLOG（GDP）和DLOG（WE）分别是指GDP对数序列的一阶差分、水能对数序列的一阶差分，再进一步进行平稳性检验，发现在10%的显著水平下这些变量都平稳了。因此，满足协整分析的条件，可以进行Johansen协整检验。
（二）协整检验
虽然有时两个或者两个以上的变量中的每个都是非平稳的，但是他们的线性组合可能相互抵消趋势项的影响，使该组合成为一个平衡的变量，这就是协整的基本思想。
协整检验的常用方法有EG两步检验法和Johansen协整检验，由于基于回归残差的EG检验在小样本的情况下，参数估计存在较大的误差，因此本文采用Johansen检验法。
Johansen检验方法是基于VAR模型，在进行协整检验前，必须建立变量之间的VAR模型，而建立VAR模型的关键是要确定滞后期数。本文根据AIC和SC，经过反复计算和分析，这里选择滞后期选择2，JJ检验的结果如表2所示：
由表2可知，在置信度为95%的情况下，拒绝原假设None，接受原假设Atmost 1，即之多存在一个协整方程，所以两个变量GDP和水能消费之间存在长期的均衡关系，可以进行回归分析。
（三）Granger因果关系检验
有上述分析可知，水能与GDP之间存在着协整关系，因此，本文利用Granger因果检验来判断GDP与水能消费之间的关系，通过Eviews 6.0分析结果如下表所示：
显著性水平表示接受零假设的概率，数字越小，说明自变量解释因变量的能力越强。表3显示，在滞后期为2的情况下，水能消费不是GDP增长的主要动因，而经济增长却对水能消费的增长有影响。
五、结论
本文通过对2001-2010年间我国GDP与水能消费的实证分析，得出经济增长和可再生能源消费之间存在着协整关系，即短期内两者呈波动关系，但长期存在稳定的均衡关系。可再生能源消费和实际GDP之间存在实际GDP到可再生能源的单向Granger因果关系，表明可再生能源消费不是经济增长的主要动因，但是经济产出的增长却对可再生能源消费的增长有影响。
参考文献：
[1]石刚，陈忱.经济增长与不可再生能源消费的实证分析[J].中央财经大学学报，2008（9）：56-60.
[2]余力.中国可再生能源消费与经济增长关系的实证研究[D].复旦大学，2010（5）：30-38.
[关键词] 金融产业集聚；经济增长
doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2013 . 16. 023
[中图分类号] F20 [文献标识码] A [文章编号] 1673 - 0194（2013）16-0038-02
1 对金融产业集聚内涵的研究
金融产业的特殊性决定了金融产业集聚较其他产业集聚来说更为复杂，对于它理论界尚未有具体的定义，国内外对金融产业集聚的研究大多以金融中心为研究对象。
关于对金融产业集聚内涵探究最早的是经济学家Powell（1915），他从金融业空间演化的角度，描述了银行业空间集聚及伦敦银行集聚的演进过程。Kindle Berger （1974） 认为金融中心不仅可以平衡私人企业储蓄和投资以及将金融资本从存款人向投资者转移， 而且也可以影响对不同地区的存款转移和支付。Pandilt（2002）认为，金融中心的出现是由于金融资源等通过流动和集聚，最终导致了金融产业集群，进而形成了区域金融中心。国内学者近几年开始了这方面的研究。王步芳（2006）认为，当经济金融发展到一定程度时，金融体系的各类企业和组织机构会依据纵向专业化分工及横向竞争合作原则，在某一特定区域大量聚集，形成具有聚集经济性特征的金融产业集群，大多以金融中心为表现形式。梁颖（2006）认为，金融产业集聚是各种具有总部功能的金融机构在地域上向特定区域集中，并与其他国际性（跨国）机构、跨国公司、国内大型企业总部之间存在密切往来联系的特殊产业空间结构。
2 对金融产业集聚动因的研究
Kindle Berger（1974）从外部规模经济的角度，认为通过外部规模经济的自我强化机制使更多金融机构在一个区域内集聚，不同机构之间分工深化，联系加强，产生高额的利润，同时吸引其他金融机构的参与者进入。金融地理学家 Thrift（1994）、Porteous（1995）和Martin（1999） 从信息经济学的角度，以“路径依赖”、“信息腹地论”和“不对称信息理论”解释了金融机构在某一区域内长久保持竞争优势。国内学者赵晓斌、王坦、张晋熹（2002）同样从“不对称信息” 和“信息腹地” 理论，以中国为例进行了研究，他们讨论了影响现代金融中心发展的决定因素，集中讨论“不对称信息”在总部选址决定中的重要性和区域效应。潘英丽（2003）运用企业区位理论分析了金融机构选址决策的重要决定因素，并重点分析了吸引金融机构空间集聚的地方政府有所作为的4大领域：地区成本、人力资源、电信设施以及监管环境与税收制度。梁颖（2006）主要是从金融产业集聚的背景和宏观动因进行了分析，并且认为金融产业集聚的动因主要有以下几点：金融产业的特性、金融企业的“客户追随”、金融企业追求集聚效应、国际金融中心对金融产业集聚的支撑、城市功能扩张对于金融产业集聚演化、转移的影响。
3 对金融产业集聚效应的研究
Kindle Berger（1974）认为金融中心的集聚效益主要体现在跨地区支付效率的提高和金融资源跨地区配置效率的提高上，从而达到节约周转资金余额、提供融资和投资便利，有效地降低交易成本的目的。Pandilt等（2001，2002）则采用Swann（1998）提出的产业集聚动态研究方法，对英国金融服务产业进行分析，认为集聚效应影响公司的成长以及新进入者的数量，同一金融服务中心的不同的金融部门之间存在着相关性。Sagaram（2004）对国际金融集聚区竞争力进行了研究，他根据20世纪90年代以来的金融中心数据，建立模型分析了除美国以外的37个IFC国家金融综合竞争力现状，研究结果显示许多国家和地区选择建立金融中心的原因是要提高本地区的竞争力。
我国学者连建辉、孙焕民 等（2006）也指出金融企业集群使得金融机构在区域金融创新优势、金融风险缓释优势以及生产经营效率优势等方面具有竞争优势，能够为区域经济金融发展提供强劲的成长动力，由此成为现代金融活动的基本组织形式和栖息地。林江鹏、黄永明（2008）分析了金融产业集聚促进区域经济发展的一般机理，主要从集聚效应、外部规模经济效应、信息外溢效应、知识学习效应及网络效应等方面进行分析。
国内也有对金融聚集负效应的研究，潘英丽（2003）指出，金融机构的空间集聚也可能有负的集聚效应，这种效应带来的不容忽视的经济现象主要反映在4个方面，分别是信息成本的增加、时区的差别、昂贵的办公楼租金和市场供给能力过剩导致金融业的过度竞争和平均利润率的下降。
4 对金融产业集聚和经济增长关系的研究
这一方面的研究主要集中在金融产业可以通过金融功能促进经济增长上，经济学家们认为金融体系各个功能的发挥与经济增长有着密切的关系。Levine（1997）认为金融有5大功能：便利风险的交易、规避、分散和集聚；配置资源；监督经理人，促进公司治理；动员储蓄；便利商品与劳务的交换。其中每个功能都能通过促进资本积累和技术创新，从而影响经济增长。
金融集聚是金融发展的一个层面，金融集聚与区域经济增长的计量分析，通常是借鉴金融发展与经济增长的计量检验方法与框架。美国经济学家Gofdsmith（1969）在其著作《金融结构与金融发展》中提出的金融发展理论，认为金融结构的变化形成金融发展道路，而金融发展能加速经济的增长。McKinno （1973）提出的金融抑制论和Shaw（1973）提出的金融深化论，认为金融对经济发展有阻碍作用，以及金融深化与经济增长存在一定的关系，强调了金融在经济发展中的积极作用。
同时，国外学者也对金融发展与经济增长的关系进行了实证检验，考察了金融体系运作对经济增长施加了怎样的影响，旨在说明两者之间的因果关系。Goldsmish（1969）最早关注金融与经济增长的重要性，他从金融发展理论的角度，运用1860年至1963年间35个国家的数据分析了金融与经济增长的关系，结果显示，金融发展与经济增长之间存在正相关关系。Christoulos and Tsionas（2004）运用单位根检验和协整分析考察了发展中国家金融发展与经济增长的关系，结果表明，从长期来看，金融发展导致经济增长，且不存在逆向因果关系。
国内学者对于金融产业集聚与经济的关系的研究文献大多集中在金融产业集聚的经济效应上。在研究金融产业集聚和经济发展的关系上，大多集中在实证研究上。陈红（2008）在LS模型框架下对金融集聚进行研究，发现金融资源集中可以使核心区获得较前更高的增长率，并对金融集聚的辐射效应进行了分析，并验证了上海金融集聚存在增长效应，但辐射效应还不明显。林江鹏、黄永明（2008）分析了金融产业集聚促进区域经济发展的一般机理，论文以我国金融中心城市建设为例，对金融产业集聚进行了实证考察，并提出关于推动金融产业集聚、促进区域经济发展的相关政策建议。
5 文献评价
现有的研究从不同的学科角度用不同的方法来研究金融产业集聚问题，对金融产业集聚的内涵、动因、效应等方面得出了很多有价值结论，在金融集聚区域经济增长等问题上取得了一定的成就。总体而言，相对于制造业集聚的研究，金融产业集聚的研究还显得比较单薄，还有很大的研究空间。例如：现在的研究缺乏从金融产业自身特性的角度对金融产业集聚现象的研究；对金融产业集聚理论框架缺少具体化、系统化和模型化的分析；现有的研究直接以金融产业集聚和区域经济增长作为对象的研究较少，金融集聚与区域经济增长的理论及实证研究深入到金融集聚对区域经济增长的作用机制系统的理论分析比较缺乏。
主要参考文献
[1]C P Kindleberger.The Formation of Financial Centers：A Study of Comparative Economic History[M].Princeton，N J：International Finance Section，1974.
[关键词] 外商直接投资 Granger因果检验 自回归分布滞后模型
一、引言
伴随着经济全球化的进一步发展，外商投资越来越成为全球经济的普遍现象。改革开放以来，我国利用外资，吸引外资取得了举世瞩目的成就。对于外商投资对我国经济的影响作用，国内许多专家学者对此做了大量的理论与实证研究。如钟昌标(2000)以综合生产诸要素为理论基础，研究FDI对GDP的贡献，认为FDI与GDP有明显的正相关关系，FDI对GDP增长率的贡献从沿海地区到中西部地区由强转弱。姜东升等人对福建省的外商直接投资与经济增长的关系进行研究得出了FDI与GDP是互为因果的。何晓琦(2005)等认为外资对我国经济增长并没有显著的影响。尽管有学者对中国外商直接投资与经济增长的关系做了实证研究，但由于研究方法或选取的计量工具和所建立的计量模型不同，因此他们得出的结论也不尽一致，有些研究结论是建立在简单的相关分析或回归分析的基础上的，结论难免有些主观。基于此，本文将利用相关分析、Granger 因果关系检验与建立回归模型等方法，对外商直接投资对我国经济增长的影响作用做进一步的探讨。
二、计量模型与实证分析
1.变量及样本选取
研究过程中采用年度实际利用外商直接投资总额FDI（元）与年度国内生产总值GDP（元）两个变量，样本数据范围为1983至2006年，所有样本数据来源于《中国统计年鉴》。为使变量的币制统一，将年度FDI用当年平均汇率换算为以人民币为单位的值。
本文利用时间序列数据建立计量模型，借助Eviews 3.1统计软件, 以期通过对容量为24的样本进行分析，找出外商直接投资与我国经济增长的关系。为了消除数据中可能存在的异方差，对原序列分别进行自然对数变换，生成新序列分别为。
2.模型的建立与检验
用EViews软件包对FDI与GDP进行相关分析，得相关系数，说明FDI与GDP是高度正相关，可以进行回归分析。
首先设LFDI与LGDP的一元线性回归模型:（1）
式中，分别表示时期相应变量的值，为截距，为斜率，和为两个待估参数，表示均值为零的非相关误差。采用OLS法进行回归, 结果为:（2），该模型中各解释变量的系数均以小于1％的显著性水平通过t检验，模型调整后的，F统计量的相伴概率小于1％，表明LFDI对LGDP有显著的影响，而从模型的自相关检验来看：DW统计量为0.2，显然存在显著的正自相关。这可能是由于在回归过程中遗漏了某些影响经济发展水平GDP的重要变量的缘故，这也说明FDI不是影响GDP的单因子。由于模型（1）中没有包含这些变量，所以导致了误差项出现自相关。这表明要完整的表现FDI与GDP的关系还要对模型（1）做进一步完善。
3.模型的完善
本文考虑到外商直接投资FDI对宏观经济发展的影响可能有滞后作用，即经济增长不仅受同期FDI值的影响，还可能依赖于FDI的滞后值FDI(-1)、FD(-2)、…,同时反映宏观经济增长水平的国内生产总值GDP明显受到上一年GDP值的影响，在动态计量经济模型建立过程中，如果一个回归模型不仅包含解释变量的现期值，而且还包含解释变量的滞后值和被解释变量的滞后变量这个模型就是自回归分布滞后（ADL）模型。下面利用Jorgenson(1966)提出的自回归分布滞后（ADL:Auto-regressive Distributed Lag）模型重新建模。
首先建立变量LFDI与LGDP之间的自回归分布滞后模型ADL（1，2），采用OLS法，对模型进行参数估计，回归方程（2）如下：
各解释变量中除LFD(-1)外其余变量的系数均以小于5％的显著性水平通过t检验，模型调整后的，F统计量的相伴概率小于1％，对数似然值为42.59，AIC、SC的值较小，模型的拟合效果良好。
该模型可作为“一般模型”。根据“一般模型”中各解释变量的系数t检验结果，剔除不显著变量LFDI(-1)，重新建模得到“简化模型”，回归方程如下：
（3）
SE:(0.300) (0.041) (0.019) (0.26)
该模型中各解释变量系数均以小于1％的显著性水平通过t检验，模型调整后的，F检验的相伴概率小于1％，AIC和SC值分别为－3.5和-3.3较小，对数似然值较大，简化模型的效果不错。利用参数的Wald检验验证模型约束的有效性，在模型（2）中对的原假设得到检验的相伴概率为0.63，所以不能拒绝该原假设。综上，模型(3)可作为反映我国外商直接投资FDI与国内生产总值GDP的关系的自回归分布滞后模型。
从模型(3)可以看出FDI对同期国内生产总值GDP的影响乘数为0.1092，但延期影响乘数为－0.096，则说明在短期内FDI对我国国内生产总值GDP起到了一定的促进作用，但长期的影响作用并不十分明显，即从长期来看这种作用也是比较微小的。
4.FDI与GDP之间的Granger因果关系检验
本节将进一步探究我国FDI与GDP之间是否存在内在的因果关系。我们采用Granger因果关系检验方法来验证FDI与GDP之间的因果关系。按照常理，如果变量X是变量Y的原因，则变量X的变化应先于Y的变化，基于此Granger（1969)提出了一种因果关系的计量经济学定义：如果用X与Y的过去值对Y进行预测比仅用Y的过去值进行预测有更小的预测误差，则称X是Y的Granger原因。
下表给出了各变量之间的Granger因果关系检验结果(滞后期取3)
在滞后期取3时检验结果表明FDI不是决定宏观经济水平GDP的Granger成因的相伴概率只有0.02，表明在95％的置信水平下我们拒绝原假设，认为FDI是GDP的Granger原因,而GDP不是FDI的Granger成因的概率为0.68,不能拒绝原假设。再分别取滞后期为4、5、6时可以得到类似的结果。因此两者的因果关系具有单向性，认为FDI与GDP的因果关系成立，FDI是GDP变化的原因。
三、结论
通过以上分析可知, 针对我国的经济整体情况而言我国实际利用外商投资额FDI与国内生产总值GDP是正相关关系, 且二者之间存在内在的因果关系, 其中实际利用外商投资额FDI是国内生产总值GDP的动因, 但不是惟一动因, 也就是说还有其他重要原因影响着我国国内生产总值GDP的增长。由此可以得出,在我国大力发展经济的步伐中, 要重视外商投资的作用。FDI的进入在短期内对我国的经济发展起到了不可低估的促进作用。在我国资金、技术十分缺乏的情况下，通过吸引FDI，弥补了此方面的不足，对繁荣我国经济是十分必要的。但从长期来看它对我国的经济发展起不了决定性的作用。所以吸收和利用FDI的政策应该服从于我国的经济结构、产业结构和体制结构，服从我国经济形势的需要，综合考虑多方面因素，将外商直接投资规模控制在维护国家经济安全和基本经济制度所能承受的合理区间。与此同时，我国应着力提高利用外商直接投资的质量和水平，克服片面追求引资数量的错误倾向，才能充分发挥FDI在我国经济发展中的积极作用。
参考文献:
[1]贺铿:《计量经济学教程》，北京,中国统计出版社,2000
[2]胡新文:入世后外商直接投资的新动向及我国的应对策略调整，《世界经济研究》2002年第1期，第19～22页
投资作为拉动经济增长的“三驾马车”之一在拉动经济增长的过程中发挥着重要的作用。投资是国民经济持续、稳定、快速增长的关键动因，与经济增长之间存在着相互促进、相互制约的显性关系，并通过以下两种方式作用于宏观经济:一是短期的需求效应，即作为总需求的一个组成部分，直接拉动总需求增长，带动总产出水平增长;二是长期的供应效应，通过形成新的后续生产能力，为长期的经济增长提供必要物质保障和技术基础。
2开发区投资数据分析
2．1GDP与固定资产投资趋势分析
从信阳高新区固定资产投资与GDP看，投资占GDP的比重逐年上升，2004年占63．6%，2011年上升到276．9%;从投资增长速度看，高新区固定资产投资和GDP分别由2004年的4567万元、7180．61万元增长到2011年的7180．61万元、264196．6万元，8年时间内固定资产投资增长了167倍、GDP增长了28倍，投资年均增长26．7%，远高于我国GDP年均11．2%的增速。经计算，投资每增加一个百分点，高新区的GDP将增加5．96个百分点。2004～2011年间，信阳高新区GDP曲线与固定资产投资曲线走势基本相似。这说明对于处于发展阶段的信阳高新区来说，经济增长的主要源泉是固定资产投资，并且经济增长对投资的依存度还在不断提高［2］。也就是说，高新区区域经济的高速增长主要是靠投资驱动的。2．
2.2固定资产投资与经济增长变动趋势分析
固定资产投资周期直接主导着经济增长周期的波动，固定资产投资是诱发经济波动的物质性基础。信阳高新区经济增长与固定资产投资变化周期高度吻合，而且投资增长率的振幅明显大于经济增长率，这表明在过去的经济发展中，投资增长的增或减会导致经济增长轨迹的变化。信阳高新技术产业开发区正处于发展阶段，固定资产投资高速增长。2006～2011年间投资率由2005年的0．77增加到2011年的2．77，均值超过了1，尤其是2010年达到了最大值3．61，这说明投资与经济增长之间具有高度的相关性。固定资产投资在这6年间对区域经济增长起到了巨大的推动作用。
2．3固定资产投资弹性系数分析
2005～2011年，信阳市投资系数最大值是2010年的1．70，最小值是2005年的0．35，平均弹性系数0．64;高新区投资系数最大值是2011年的1．83，最小值是2006年的0．21，平均弹性系数0．81，信阳高新区投资弹性系数高于信阳市平均水平。信阳高新区投资弹性系数高达0．8，反映了投资的变化对经济增长的变化推动力度非常大，效益明显。鉴于投资的供给推动作用对于经济增长有一定的滞后期，经测算，信阳高新区滞后一年的投资弹性系数绝大多数比同期的投资弹性系数要高［3］。因此，对于目前信阳高新技术产业开发区的经济发展而言，投资是拉动经济增长的主要动力。
3结论和措施
通过计量分析，我们可以得到如下结论:投资是拉动信阳高新区经济增长的主要因素，经济增长会带来投资的迅速增加，两者存在双向的因果关系。要使信阳高新区的经济保持长期均衡增长，必须使投资保持一定的增长速度，避免大起大落，同时要积极改善投资结构、投资环境以吸引民间投资和外商投资，扩大投资的来源。
关键词：经济增长;物质资本;人力资本;收入分配;机制
中图分类号：F124.7文献标识码：A 文章编号：1002-2848-2008（06）-0015-07
引 言
改革开放以来，中国经济一直保持着快速增长，GDP从1978年的3,624.1亿元(以当年价格计)上升到2007年的249，529.9亿元(以当年价格计)，这30年间的年均增长率为9.448%①。伴随着中国经济高速增长，居民收入差距却不断扩大，2006年中国城乡居民基尼系数达到0.4483②。这样不断扩大的收入差距是否影响中国的经济增长？
Galor从增长角度构造了不同增长模式下收入分配影响经济增长的框架，研究了在不同的发展阶段，收入分配通过物质资本和人力资本影响经济增长，但该框架仅仅考虑了收入分配影响经济增长的一种机制［1］。Galor 和Zeira构造了财富、收入分配与人力资本间的动态变化模型，分析收入差距与人力资本积累间的关系，但没有明确分析收入差距影响人力资本的积累［2］。
收稿日期：2008-09-20
作者简介：陈昌兵（1966-），江苏省如东市人，中国社会科学院经济研究所博士后流动站，研究方向：计量经济学、数理模型、经济增长、收入分配、经济波动等。
① 数据来自《2008中国统计摘要》，中国统计出版社，2008。
② 根据作者计算所得，其计算方法可见《各地区居民收入基尼系数计算及其非参数计量模型分析》一文，《数量经济技术经济研究》，2007年第1期。
由内生增长理论，本文提出了收入分配影响经济增长的间接机制和直接机制，并结合增长模式分析收入分配在不同阶段影响经济增长。在Galor 和Zeira（1993）模型的基础上，我们构建数理模型分析收入差距影响人力资本的积累。这样，我们可得到收入分配影响经济增长的间接机制和直接机制，及不同增长模式下收入分配影响经济增长机制的作用形式。
本文框架如下：简要综述内生增长理论、收入差距影响增长和增长模式转型的文献，这为第一部分：文献综述。在文献评述的基础上，提出了收入分配影响经济增长的机制，这为第二部分：收入分配影响经济增长的机制。在Galor 和Zeira（1993）的收入差距――人力资本模型基础上，构建数理模型分析收入差距影响人力资本积累，这为第三部分：收入差距影响人力资本积累。在不同的增长模式下，收入分配影响经济增长的间接机制和直接机制呈现出的不同作用形式，这为第四部分：收入差距影响经济增长的内在机制。最后，小结并提出建议，这为第五部分：小结及建议。
一、文献综述
（一）有关内生增长文献综述
内生增长主要是从供给方面分析影响经济增长，大致有两类：AK类增长理论认为，技术创造是投资的一个副产品消除规模报酬递减，达到经济增长，同时强调人力资本是经济增长重要源泉［3-4］；R&D类增长理论认为技术进步是经济增长的源泉，并认为技术进步是由物质资本和人力资本所决定的［5］。
舒元,徐现祥利用Jones（1995）实证检验内生增长理论，分析1952~1998年间中国经济增长的典型化事实，他们认为这些典型事实明显拒绝了新古典增长理论和R&D类型增长理论，相对而言，比较支持AK类型增长理论，认为经济增长是由物质资本和人力资本所推动的［6］。
（二）有关收入分配影响经济增长文献综述
收入分配影响经济增长主要有四个理论模型：一是内生财政政策，二是金融市场不完善与物质资本投资，三是金融市场不完善与人力资本投资，四是社会政治不稳定。
1．内生财政政策
Alesina和Rodkik 在Barro (1993 )模型的基础上构建了内生性财政增长模型，分析收入差距对经济增长的影响［7］。该模型假定政府支出是由税收来平衡预算的。税收增加会减少私人投资者所获得的资本税后边际产出，这样就会降低投资和储蓄率，从而降低经济增长。而税收水平是由选民投票的政治机制所决定的，而选民的收入水平是决定税收大小的因素。收入越不均等，穷人就会越多，大多数选民就会投高税收决策者的票，而高税收不利于投资，从而阻碍经济增长。
2．金融市场不完善与物质资本投资
卡尔多(Kaldor，1956）认为储蓄率是财富的增函数，富人储蓄倾向比穷人要高，社会越不平等，财富就会越向富人集中，资本积累就会越多，从而更有利于经济增长。这样收入不均等影响物质资本的积累从而间接影响经济增长。
盖勒（Galor and Zeira，1993）和阿洪（Aghion，1997）等人认为：进入生产活动需要一个最低的固定物资资本的投资［8-9］。虽然仅仅需要最少的初始投资资本，但对穷人来说可能需要负债。而在金融市场不完善的情况下，穷人偿还债务的代价就会很高，在这种情况下，穷人虽然具有一定的劳动技能，但却无法选择从事具有较高生产率的活动。另外，阿洪（Aghion，1997）和贝蒂（Piketty，1997）等人从“生产努力的道德风险”角度出发，认为由于存在着不完善的金融市场，“努力程度”就不可能完全观察到，穷人可能被排除参与经济活动［10］。由于存在着金融市场的不完善或不完全的信息，收入差距会通过物质资本对经济增长产生影响。
3．金融市场不完善与人力资本投资
个人对人力资本的投资是基于未来人力资本高回报的预期。在金融市场完善的条件下，个人均可为获得教育带来的未来收益而举债。金融市场不完善时，由于贷款规范的约束及个人能力信息的不完整，个体将不能依据未来的收入而进行借款，这样，个人的初始资源禀赋对投资和经济增长将会产生一定的影响。
Galor and Zeira (1993)构建数理模型分析财富、收入分配和人力资本投资间的关系。他们认为初始收入分配越均等，将会有更多的个体进行人力资本的投资，从而提高经济增长。当金融市场不完善时，个体进行人力资本投资将取决于个体所拥有的资产和收入。如果人力资本投资需要一个固定成本，低收入家庭(或个体)将会放弃对高回报率的人力资本进行投资。同时，由高收入者向低收入者进行收入再分配将会有助于提高人力资本投资的总量，收入差距的缩小有助于经济增长。
Gregorio 研究了低消费水平时人们边际消费倾向较高，由于存在金融市场的不完善，低收入者不能举债进行教育投资，低收入家庭的后代与高收入家庭后代间的财富差距将由他们的初始状态所决定［11］。这样，收入差距的扩大不利于人力资本的积累和经济增长。
班纳布(Benabou,1996)认为拥有财富的差异体现在各个个体自身或后代所接受教育程度上，这样收入差距通过人力资本从而影响经济的增长。拥有财富多的个体自身或者后代所接受的教育较多,而拥有财富少的个体自身或者后代根本不接受教育或者接受很少的教育，即拥有财富的多少会影响人力资本投资［12］。收入差距体现在拥有财富的差异上，而拥有财富的差异会反映在拥人力资本的差异上，进而各个个体拥有人力资本的差异性（即拥有人力资本的分布）影响经济增长。这样收入差距通过人力资本影响经济增长。
4．社会政治不稳定
Alesina and Rodrik(1994)构建了社会政治不稳定模型，认为财富和收入分配的不平等，大量低收入者面对少数非常富有的人时，对社会经济现状产生不满，要求进行重大社会变革。社会变革会带来政治体制的不稳定，这种不稳定也会导致法律和相关法规的短期性和不确定性，从而对经济增长产生不利影响，同时，收入不平等增加低收入者从事犯罪，暴力及其它破坏性活动，而这些活动本身不会创造生产力，而且威胁对投资起决定作用的产权。因此，收入不平等将导致社会政治的不稳定，投资水平下降，从而不利于经济增长。
（三）有关增长模式转型的文献综述
Galor（2000）认为工业化时期，由于物质资本稀缺，人力资本回报率小于物质资本回报率，经济增长主要是由物质资本推动的。由于物质资本――技术间存在着互补关系，随着物质资本积累量的增加，工业化时期后期，即现代经济时期，人力资本的回报率就会比物质资本的回报率大，经济增长主要是由人力资本积累所推动的。
中国学者就增长模式做了分析研究。吴敬琏的《中国经济增长模式的抉择》系统分析归纳中国的增长模式仍属“旧型工业化道路”［13］；《中国奇迹》对传统体制归纳为“赶超战略”下的模式选择，分析了中国现在正处于比较优势战略下的发展模式［14］；张军归纳为“过度工业化”问题［15］；刘世锦总结为“低成本竞争模式”［16］等。中国经济增长与宏观稳定课题组归纳为“低价工业化增长模式”和“干中学”的微观机制等，并分析中国经济增长机制的形成［17］。由此可知，中国目前正处在工业化向现代经济转变的过程中。
二、收入分配影响经济增长的机制
由前文内生增长理论和收入差距影响经济增长文献，我们构建如下的收入分配影响经济增长机制。
（一）收入分配影响经济增长间接机制
1．收入分配影响经济增长间接机制一
储蓄率是财富的增函数，富人储蓄倾向比穷人要高；收入分配越不平等，财富就会越向富人集中，资本积累就会越多，从而有利于经济增长。这样收入不均等就会影响物质资本积累从而间接影响经济增长，我们将这一机制称为收入分配影响经济增长的间接机制一（见图1）。
图1 收入分配影响经济增长间接机制一
2．收入分配影响经济增长间接机制二
假定个体有两种选择：一是作为未经训练的劳动力在两期工作，获取较低的工资；二是在第一期进行人力资本投资而在第二期作为受过训练的劳动力工作，但在第二期可获取较高的工资。由于存在人力资本投资最小值和不完善金融市场的限制，并不是每个个体都能进行人力资本的积累,只有接受父母财产超过一定值的个体才能够进行人力资本的积累，如个体接受父母财产的平均值较大时，个体接受父母财产越分散，则人力资本积累的个体就会越少，这样总的人力资本积累就会越少，经济增长就会缓慢，此时，收入差距的扩大不利于经济增长。如个体接受父母财产平均值较小时，各个个体接受父母财产越分散，人力资本积累个体就会越多，这样总的人力资本积累就会越多，经济增长就会加快（见图2），此时，收入差距的扩大有利于经济增长。
图2 收入分配影响经济增长间接机制二
3．收入分配影响经济增长间接机制
由上文可知，收入分配影响经济增长间接机制二有两个组成部分：一是收入分配影响物质资本和人力资本。由于存在着不完善金融市场等因素，收入差距影响物质资本和人力资本积累的大小；二是经济增长是由物质资本和人力资本等要素所决定的。收入分配影响经济增长间接机制是收入差距通过物质资本和人力资本物质影响经济增长的（见图3）。
（二）收入分配影响经济增长直接机制
1．收入分配影响经济增长直接机制一
由于存在金融市场的不完善，在物质资本总量一定的情况下，随着收入差距的扩大，总量物质资本所发挥的作用效力就会越小。即在物质资本总量一定的情况下，由于存在着不完善的金融市场，收入差距的扩大，各个个体进行物资资本投资的差距就会越大；假定物质资本生产函数是凹的，这样总的产出量就会越小。收入分配通过物质资本直接影响经济增长，我们将这一机制称为收入分配影响经济增长的直接机制一（见图4）。
图3 收入分配影响经济增长间接机制
图4 收入分配影响经济增长直接机制一
2．收入分配影响经济增长直接机制二
收入差距体现在各个个体拥有财富上的差异，而拥有财富的差异反映在各个个体拥有的人力资本上的差异(人力资本的分布状况)，而人力资本上的差异会影响经济增长，即收入分配上的差距越大，人力资本的差距就会越大，在物质资本生产函数是凹的假定下，总的产出量就会越小。收入分配通过人力资本直接影响经济增长，我们将这一机制称为收入分配影响经济增长的直接机制二（见图5）。
图5 收入分配影响经济增长直接机制二
3．收入分配影响经济增长直接机制
在资本总量一定的情况下，收入的差距扩大，由于存在金融市场不完善等因素，各个体进行资本投资的差距就会扩大，在生产函数是凹的假定下，总的产出量就会越小。这样，收入差距通过物质资本和人力资本对经济增长产生负向影响，我们把这一作用机制称为收入分配影响经济增长直接机制（见图6）。
图6 收入分配影响经济增长直接机制
三、收入差距影响人力资本积累
由Galor和Zeira (1993)的模型可得到初始财富分配状况与人力资本积累间的关系。设Dt(xt)为t代的初始财富xt的密度函数，且满足：∫∞0Dt(xt)・dxt=1。这样可得到初始财富密度函数Dt(xt)决定t代熟练工人和非熟练工人所占总的工人比重分别为：nst=∫+∞fDt(xt)・dxt(1)
nut=∫f0Dt(xt)・dxt(2)
这样，初始财富xt密度函数决定了人力资本积累的状况，即收入分配状况影响人力资本投资。根据大数定理，初始财富的密度函数可用正态密度函数表示，如图7和图8所示。M1和M2分别表示两个正态密度函数，它们的期望值都相等，但它们的分布状况各不相同。M1表示的密度函数方差比M2表示的密度函数方差大，即M1表示初始财富分配差距比M2表示初始财富分配差距大。下面分析初始财富分配状况与人力资本积累间的关系。
命题1：在其他条件不变化的情况下,当f的值小于初始财富的期望值时，初始财富分配差距越大,人力资本积累就会越小。
由上文可知，拥有初始财富大于f个体才可能进行人力资本的积累，由此可得到人力资本积累的概率，即人力资本投资的个体占总人口的比重。由图7，一条垂直于横轴的直线与横轴相交于点A，该点在横轴上的坐标为f，f的值小于初始财富的期望值。初始财富密度函数为M1，则人力资本积累概率为：1/2+四边形ABFD的面积。初始财富密度函数M2，则人力资本投资的概率为：1/2+四边形ABEC的面积。只有f值小于初始财富的期望值，总存在四边形ABEC的面积大于四边形ABFD的面积，即初始财富密度函数为M2的人力资本积累概率大于初始财富密度函数M1为的人力资本积累概率。由此可得：当f的值小于初始财富的期望值，初始财富分配差距越大,人力资本投资就会越小。
图7 初始财富分布与人力资本积累关系一
推论1：在其他条件不变化的情况下,当f的值小于初始财富的期望值时，初始财富分配差距越大,则人力资本积累就会越小。
图8 初始财富分布与人力资本积累关系二
命题2：在其他条件不变化的情况下,当f的值大于初始财富的期望值，初始财富分配差距越大,则人力资本投资就越大。
① 该分析拓宽了Galor(2000)的分析框架中现代经济增长下的收入不均等不利于人力资本积累。本文的收入不均等影响人力资本积累的分析框架，既包含Galor(2000)的现代经济增长下的收入不均等不利于人力资本积累，也能分析工业化时期，收入不均等利于人力资本积累。
初始财富密度函数为M1（见图8），则人力资本积累的概率为：1/2－四边形ABFD的面积。初始财富密度函数为M1，人力资本积累的概率为：1/2－四边形ABEC的面积。f值大于初始财富的期望值，四边形ABEC的面积大于四边形ABFD的面积，由此可得：当f的值大于初始财富期望值时，初始财富分配差距越大，则人力资本投资就会越大。
推论2：在其他条件不变化的情况下,当f的值大于初始财富的期望值，初始财富分配差距越大,则人力资本积累就越大。
由上可知，收入差距扩大可能增加人力资本积累，也可能减少人力资本积累，这取决于f值与初始财富期望值之间的大小。
四、收入差距影响经济增长的内在机制
Galor（2000）在增长模式转变框架下分析收入分配通过物质资本和人力资本影响经济增长，将增长模式的转变和收入分配影响经济增长结合起来进行分析，具有很大的创新。但他仅仅分析了收入分配影响物质资本和人力资本积累，从而影响经济增长，即上文所提出的收入分配影响经济增长的间接机制，但他并没有分析收入分配影响经济增长的直接机制。
由前文收入差距影响人力资本积累可知，当f值小于初始财富的期望值时，收入不均等不利于人力资本积累。现代经济增长时期，公共教育投资比较完善，此时f值小于初始财富的期望值，收入不均等不利于人力资本积累。而在工业化时期，公共教育投资不完善，此时f值大于初始财富的期望值，收入不均等有利于人力资本积累①。
在不同的增长阶段，收入分配影响经济增长呈现出不同的形式并起着不同的作用。工业化和现代经济增长阶段，收入分配影响经济增长的两大机制都产生作用，作用的大小和方向也不一样的，呈现出收入分配对经济增长的多种形式，具体形式和方向见表1。
由表1可知，工业化时期，物质资本是经济增长的主要推动因素，收入分配影响经济增长的是间接机制一和直接机制一，此时收入不均等对经济增长的总的影响不能确定；现代经济增长时期，人力资本是经济增长的主要推动因素，收入分配影响经济增长的是间接机制二和直接机制二，此时收入不均等不利于经济增长，具体见表2。
注：收入分配对经济增长作用形式是指收入不均等有利于人力资本积累或收入不均等不利于人力资本积累。
由表1，我们可得如下的函数：
y=x11(g,K)+x12(g,R)+x21(g,K)+x22(g,R)（3）
其中，y、x11(g,K)、x12(g,R)、x21(g,K)和x22(g,R)分别表示收入分配影响经济增长总函数、收入分配影响经济增长间接机制一、收入分配影响经济增长间接机制二、收入分配影响经济增长直接机制一和收入分配影响经济增长直接机制二，且g、K和R分别表示收入差距、物质资本和人力资本。由表1可得到：x′11-g(g,K)0和x′22-g(g,R)
由增长模式转变路径可将式（3）化为：
y=x1(g,k)+x2(g,k)（4）
其中x1(g,k)和x2(g,k)分别表示收入分配影响经济增长间接机制和直接机制，且g和k=K/R分别表示收入差距和物质资本与人力资本之比。由表2，我们可得到：
存在一个k，当k≥k时，有：
x′1-g(g,k)>0,x′2-g(g,k)
当k>k时，有：
x′1-g(g,k)
其中x′1-g(g,k)表示x1(g,k)对g的偏导数。k>k表示经济增长是由物质资本所推动的，即工业化阶段；而k
① 由此可知，本文的分析框架是Galor（2000）分析收入分配影响经济增长的扩展。
所推动的，即现代经济时期。
由式（4）、（5）和（6），我们可得到：
当k
当k≥k时，y′g=x′1-g(g,k)+x′2-g(g,k)的符号不能确定，即工业化增长阶段，收入不均等对经济增长总的影响不能确定。
由式（4）可得知，Galor（2000）的分析框架仅仅考虑了收入分配影响经济增长的间接机制，即：
y=x1(g,k)（7）
当k≥k时，x′1-g(g,k)>0；当k
五、小结及建议
由内生经济增长理论出发，本文构建收入分配影响经济增长的内在机制，考察收入分配在不同的经济增长模式下对经济增长的影响。在Galor（2000）的收入分配影响经济增长的直接机制上，拓宽了收入分配影响经济增长的作用机制，提出了收入分配影响经济增长的间接机制和直接机制。在Galor 和Zeira（1993）模型的基础上，分析了在不同情况下收入不均等对人力资本积累所起的作用。
由增长路径可知道，在不同的增长阶段，收入分配对经济增长的影响具有不同的形式。在工业化生
产时期，物质资本是经济增长的主要推动因素，收入分配影响经济增长主要的是间接机制一和直接机制一，此时，收入差距影响经济增长的方向是不能确定的。在现代经济增长时期，人力资本是经济增长的主要推动因素，收入分配影响经济增长主要的是直接机制二和间接机制二，此时，收入差距的扩大不利于经济增长。
由前文理论分析可知，工业化时期，收入差距扩大影响经济增长的方向是不能确定的。1978年中国城乡居民基尼系数为0.3330，2006年指标已达到0.4483；1978年至2007年这30年间中国经济高速发展，GDP年均增长率达到9.448%。由此可知，在中国工业化时期，收入差距扩大对经济增长不利影响不是主要的。目前中国收入差距不断的扩大，与中国实现的经济扩张增长模式是分不开的。中国存在着大量的劳动力，劳动力市场是不完善的，工资并不是由劳动力市场上供求关系所决定。相对于劳动力而言，资本是稀缺的，资本价格应该较高。为了追求经济增长，政府利用拥有的货币金融配置权对资本价格实行扭曲，使得资本价格偏低。在资本价格偏低的情况下，企业使用资本替代劳动力，劳动力使用量相对较少，劳动者的收入占GDP的比重较小。同时，得到使用资本的个体由于资本价格较低，劳动力供给量较大可压低劳动力工资，这样得到使用资本的个体收入就偏高。劳动者收入与得到使用资本的个体收入间的差距就会扩大，这是中国收入差距扩大的主要方面。这样，在工业化时期，中国收入差距的扩大与资本积累间存在着正向的关系。
中国目前正处于工业化增长的后期，正向现代经济转型。由本文理论分析可知，现代经济增长时期，收入差距的扩大不利于经济增长，中国不断扩大的收入差距将对中国持续增长形成挑战。因此，在大力发展经济的同时，应努力缩小收入差距达到和谐发展，保持中国可持续增长。
参考文献：
［1］ Calor O．Income distribution and the process of development［J］.European Economic Review 2000,44：706-712.
［2］ Calor K, Zeira J．Income distribution and macroeconomic［J］.Review of Economic Studies,1993,vol.60,no.1(January):35-52.
［3］ Romer P M．Increasing returns and long run growth［J］．Journal of Political Economy,1986,94(5)：1002-1037．
［4］ Lucas R E．On the mechanic development［J］．Journal of Monetary Economics,1988,22(1)：3-42．
［5］ Aghion P, Howitt P.A model of growth through creative Destruction［J］．Econometrica,
1992,60：323-51．
［6］ 舒元,徐现祥．中国经济增长模型的设定:1952-1998［J］．经济研究,2002(11)：3-11．
［7］ Alesina A F D. Rodrik D．Distribution politics and economic Growth［J］．Quarterly journal of economics,1994，109(2):465-90.
［8］Calor O, Zeira．Income distribution and macroeconomic［J］ ．Review of Economic Studies,1993,60(1):35-52.
［9］ Aghion P, Bolton P. A theory of trickle-down growth and development［J］．Review of Economic Studies，1997，64:151-172.
［10］ Piketty T．The dynamics of the wealth distribution and the interest rate with credit rationing［J］．Review of Economic Studies,1997,vol:173-189.
［11］Gregorio．Equity and growth in developing countries: old and new perspectives on the policy issues［R］ ． Policy Research Working Paper no1518, NY: World Bank, 1995:160-183.
［12］ Benabou R．Inequality and growth［M］．In B.S.Bernanke and J.Rotembergeds.NBER Macroeconomics Annual 1996a,11,MIT Press.
［13］ 吴敬琏．中国经济增长模式的抉择［M］ ．上海：上海远东出版社，2006.
［14］ 林毅夫等．中国奇迹-回顾与展望［M］ ．北京：北京大学出版社，2006.
［15］ 张军．资本形成、工业化与经济增长:中国的转轨特征［J］．经济研究，2002（4）：3-13.
［16］ 刘世锦．我国经济“低成本竞争”模式形成的背景和特征［J］．经济社会体制比较，2005（6）：2-14.
亲爱的同志们：
华尔街骤然掀起的剧烈金融风暴迅速席卷美国及与美国相关联的全球经济。金融风暴逐步演化为金融危机，并蔓延至实体经济，如果应对失当，金融危机就有可能引发经济危机。而经济危机的可怕之处在于它可能转化为社会危机，乃至全面的政治危机。
面对这场突如其来的金融危机，大家可能关心两个问题：一是金融危机对中国经济的影响究竟有多大？二是中国在未来的发展中应如何应对国际经济风暴？
在经济全球化背景下，中国经济同世界经济融为一体的趋势进一步增强，毫无疑问，美国发生剧烈的金融危机，一定会对中国经济产生影响。
这种影响的第一个层面是显性的。首先是不少投资机构，尤其是我国金融企业对美国投行的投资，随着投行的倒闭或经营不景气而蒙受损失；另外，一些走出去企业与美国本土企业合资或合作因危机影响将导致一定的利润缩减。其次，华尔街金融危机在一定程度上造成世界经济衰退，抑制美国、欧洲市场的消费需求，从而影响到中国的出口业增长。
另一个层面的影响是隐性的，就是通过不断的经济传导来实现。比方，美国政府救市和即将可能发生的美国经济衰退，将成为美元贬值的动因。汇率的变化不仅削弱我国外向型企业出口利润的增长，增加出口成本，而且会直接导致汇兑损失。在我国长期依靠投资、出口和消费推动经济增长的动力中，后两个动力都会因华尔街金融危机的传导而受到挤压。
与1997—1998年金融危机时期相比，我们今天更有能力和实力应对这场金融危机；首先，我国有巨额的外汇储备。其次，我国的财政收入充裕。这些为刺激经济，避免经济大幅下滑创造了有利条件。
同时，也应该认识到：金融危机对中国经济的影响有限。从当前中国经济增长的动力构成的角度看，宏观经济运行情况表明，目前，推动中国经济增长的动力并未因华尔街金融风暴而受到根本性削弱，我国经济基本面也并未因华尔街金融风暴而更改。从中美经济相关度看，虽然两国经济发展互有咬合，但中国经济涉足美国经济程度毕竟不很深，中国金融体系相对独立和稳定，中国工农业生产形势稳定，内需强劲，消费对经济增长的贡献率日益提高。
中国政府采取有效措施，积极应对金融危机：推出了4万亿投资计划，地方政府也陆续推出了大规模投资计划，同时，一些更加积极的财政金融政策相继出台，有利地刺激消费，扩大内需，推动中国经济向内需拉动型转变。
面对金融危机，最重要的是信心。我们相信政府处置危机的能力，对中国经济发展的基本面有信心，我们每个人的信心就是战胜危机的良方，相信这场危机一定会转化为中国经济腾飞新起点！亲爱的同志们：
华尔街骤然掀起的剧烈金融风暴迅速席卷美国及与美国相关联的全球经济。金融风暴逐步演化为金融危机，并蔓延至实体经济，如果应对失当，金融危机就有可能引发经济危机。而经济危机的可怕之处在于它可能转化为社会危机，乃至全面的政治危机。
面对这场突如其来的金融危机，大家可能关心两个问题：一是金融危机对中国经济的影响究竟有多大？二是中国在未来的发展中应如何应对国际经济风暴？
在经济全球化背景下，中国经济同世界经济融为一体的趋势进一步增强，毫无疑问，美国发生剧烈的金融危机，一定会对中国经济产生影响。
这种影响的第一个层面是显性的。首先是不少投资机构，尤其是我国金融企业对美国投行的投资，随着投行的倒闭或经营不景气而蒙受损失；另外，一些走出去企业与美国本土企业合资或合作因危机影响将导致一定的利润缩减。其次，华尔街金融危机在一定程度上造成世界经济衰退，抑制美国、欧洲市场的消费需求，从而影响到中国的出口业增长
另一个层面的影响是隐性的，就是通过不断的经济传导来实现。比方，美国政府救市和即将可能发生的美国经济衰退，将成为美元贬值的动因。汇率的变化不仅削弱我国外向型企业出口利润的增长，增加出口成本，而且会直接导致汇兑损失。在我国长期依靠投资、出口和消费推动经济增长的动力中，后两个动力都会因华尔街金融危机的传导而受到挤压。
与1997—1998年金融危机时期相比，我们今天更有能力和实力应对这场金融危机；首先，我国有巨额的外汇储备。其次，我国的财政收入充裕。这些为刺激经济，避免经济大幅下滑创造了有利条件。
同时，也应该认识到：金融危机对中国经济的影响有限。从当前中国经济增长的动力构成的角度看，宏观经济运行情况表明，目前，推动中国经济增长的动力并未因华尔街金融风暴而受到根本性削弱，我国经济基本面也并未因华尔街金融风暴而更改。从中美经济相关度看，虽然两国经济发展互有咬合，但中国经济涉足美国经济程度毕竟不很深，中国金融体系相对独立和稳定，中国工农业生产形势稳定，内需强劲，消费对经济增长的贡献率日益提高。
教育投入的外溢效应究竟有多大，如何衡量，一直是学术界研究的热点，菲德尔模型不仅能够分离出教育对经济增长的总效应，而且能够分离出教育投入的外溢效应，因此，本文借鉴菲德尔模型的思路，就金砖五国教育投资对经济增长的贡献进行比较研究。菲德尔模型最初是由经济学家菲德尔①(Feder，1983)提出的，用来研究出口对经济增长的作用，许多研究者将该模型引入教育投入(产出)对经济增长的效应，分析教育的溢出作用以及教育部门和非教育部门生产率的差异。
实证分析
(一)变量指标及数据样本投资(I)变量采用各国GDP构成中资本形成额，经济增长(Y)变量采用各国国内生产总值(GDP)，劳动力(L)变量采用各国总就业人数，为了便于统一比较，金砖五国上述变量的数据均来自联合国贸发会数据库，鉴于数据来源可获性，教育投资(E)变量采用各国公共教育投入数据，数据来自世界银行和联合国教科文卫组织数据库，样本期间为1998－2010年。为规避价格和汇率波动因素，上述变量均采用2005年不变价格和不变汇率数据。本文在公式6和公式8模型中分别引入常数项c，利用eviews6.0对金砖五国的面板数据进行回归。(二)结果分析1.教育投资对经济增长的总效应(γ)分析。表明金砖五国教育投资对经济增长都具有正向的促进效应，其中俄罗斯教育投资对经济增长的系数最大，值为8.18，其次是中国为7.06，南非最低仅为0.64，从回归显著度来看，俄罗斯和南非的γ系数t值没有通过检验，巴西、中国和印度分别通过99%、95%和90%的显著度检验。可见，巴西、中国、印度三国教育投资对经济增长具有显著的促进作用，俄罗斯和南非教育投资对经济增长正向促进作用不显著。整体结论和多数学者研究基本一致(见表2)，各学者关于我国教育投资总效应γ的研究都是正的，最小数值为叶阿忠估计的5.93，最大值为袁国敏估计的8.15，本文估计的为7.06，相差不大。2.教育投资对溢出效应(θ)分析。公式8中dEE系数θ的回归结果都为正，表明金砖五国教育投资具有溢出效应，对非教育部门产出都具有正向的促进作用，最大的是俄罗斯，数值为0.72，处于第二梯队的是中国、南非和印度，分别为0.35、0.33和0.29，外溢效应大小相差不大，最低的是巴西，只有0.09。从显著度上看，俄罗斯和南非没有通过显著度检验，中国、巴西和印度分别通过99%、90%和和90%的显著度检验。可见，金砖五国中中国、巴西和印度的教育投资具有显著的溢出效应，俄罗斯和南非虽然具有溢出效应但不显著。教育的溢出效应具有普遍性(如表2)，多数研究表明各国教育投入都具有正向的溢出效应，溢出效应最大的为我国的广东省84.678，最小的是巴西0.087。关于我国教育投资溢出效应的大小，各学者研究结论存在一定差异，最大的是王文博估计的1.3371，最小的是姚益龙估计的0.254，但综合来看，教育投资的外溢效应是显著的。3.教育部门与非教育部门生产力差别(δ)分析。根据表1中公式8模型系数δ/(1+δ)－θ和θ系数的估计结果，经计算，我们得出金砖五国的教育部门与非教育部门生产率差异系数δ的数值(见表2)。从表2中可见，金砖五国δ的所有估计值都是负的，表明金砖五国教育部门生产力都低于非教育部门，差异最大的是巴西，最小的是俄罗斯。教育部门生产力低下是一个普遍现象，从表2中可见，多数研究者对不同国家的研究结论都表明，衡量教育部门与非教育部门生产力差别的δ都是负值。为什么教育部门的产出效率如此之低呢?卢卡斯(1988)认为行政部门的效率一般低于私人部门，在多数国家教育部门都受政府干预较多，政府的参与度较高，是一个非私人部门的准行政部门。而且教育部门的产出主要是非物质化的服务性产出，主要功能是传授知识，竞争性和盈利性程度明显低于非教育部门，相比较而言，私人部门在盈利和市场竞争的驱动下，资本和劳动投入的效率普遍较高，因此，教育部门要素的效率低于非教育部门，正因为如此，教育部门的成果通过知识和技能载体，提高的劳动力的素质，导致了教育部门的外溢效应。
结论与建议
购物车(0)