時間：2023-08-06 10:52:32
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關鍵詞:經濟增長;灰色相對關聯(lián)度;因素
一、相關研究綜述
改革開放以來,我國經歷了快速、持久的經濟增長,堪稱世界奇跡。特別是2000-2007年,各省區(qū)經濟平均增長率都在8%以上,經濟規(guī)模不斷壯大。進一步分析發(fā)現(xiàn),省區(qū)間經濟增長并不平衡,東部沿海地區(qū)明顯快于內陸地區(qū),地區(qū)經濟之間的差距呈擴大趨勢。省區(qū)經濟高速增長的背后靠什么力量支撐和推動,為什么省區(qū)間經濟增長會出現(xiàn)不平衡,是由資本投入的差異引致,還是由技術水平變動造成,這些問題啟發(fā)著我們的研究?？v觀對經濟增長的已有研究文獻,多是從科技投入角度出發(fā),如蘇方(2006)運用協(xié)整理論和VAR模型,對科技投入與經濟增長的關系進行實證分析;米傳民等從“R&D經費投入和科技人員投入”兩方面,運用相對關聯(lián)度對江蘇省科技投入與經濟增長的相關性進行了研究。黃魯成(2006)和葉(2007)等人運用灰關聯(lián)度法分別分析了科技投入與北京市、福建省經濟增長之間的關系;也有許多學者對各省市分別進行了研究,但所采取的方法有所不同,導致得出的結論也迥異。筆者認為經濟增長主要是由消費、資本投入和技術進步等因素共同推動的,應把它們放入同一研究框架進行分析,為了使結論具有可比性,同樣采用灰色關聯(lián)度法進行分析。
二、山東省2000-2007年經濟增長影響因素的實證分析
根據(jù)山東省2000-2007年統(tǒng)計數(shù)據(jù),以2000年為基準,得到其經費投入情況、科技活動人員情況、固定資產投資情況和山東省城鎮(zhèn)居民消費人均支出情況如表1所示:
(一)R&D經費投入情況
從表1可以看出:第一,山東省自2000年以來R&D經費投入持續(xù)增長,2001-2002年、2003-2004年、2004-2005年、2006-2007年增長幅度都較大,分別達到44%、35%、37%和33%,波動幅度也較大;第二,2000-2007年,除2003年外,R&D經費投入增長率顯著高于GDP同期增長率,這是一個可喜的發(fā)展勢頭。按照國際慣例,R&D經費投入的增長率應當高于國內生產總值(GDP)的增長率,這樣一個國家和地區(qū)科技發(fā)展的后勁和實力才能得到長期保持和不斷加強。但是2001-2006年R&D經費投入增長率不理想,2001年兩者的增長率接近,2003年兩者的增長率相同,2006年的增長率略高于于GDP增長率,好在2007年R&D經費投入增長率又高于GDP增長率,且絕對額度有較大幅度的增長。
(二)科技人員活動情況
從表1可以看出,在科技投入的人力資源方面,山東省從事科技活動的科技人員總量波動比較大,2000年時達到了23萬人,但2001年卻下降了3010人,到2004年也只不過27萬多一點,2005年又下降了4299人,說明山東省的科技人員雖然總數(shù)是不斷增加的,但流失狀況也很明顯,其基本特點是波動較大。從絕對數(shù)上看,2000年只有23萬名科技人員投入到山東的科技活動中來,到2007年已達33萬人,比2000年增長了43%,是全國平均數(shù)的2倍,但絕對量低于江蘇(43萬人)、北京(45萬人)、廣東(37萬人)等省份,說明山東省科技活動人員的數(shù)量與先進省份相比仍需要投入。
(三)固定資產投資情況
從表1可以看出,山東省固定資產從2000年的2542億元增加到了2007年的12537億元,總量增長明顯且巨大,但增長速度不夠均衡,自2001年的10%,2002年的25%猛增到2003年的51.8%,2004年依然維持了43%的高速增長,2005年略有下降,2006年僅增加了5%,2007年比2006年稍有回升,但增長速度也僅有12%,低于前幾年的增長速度,其增長速度的變化趨勢和GDP的增長趨勢是一致的。
(四)城鎮(zhèn)居民消費人均支出情況
從表1可以看出,山東省城鎮(zhèn)居民人均消費支出以每年2%左右的速度遞增,2000-2007年增幅明顯,增加了92%,其人均支出絕對數(shù)從2000年的5000余元增加到2007年的近10000元,幅度增加明顯;此外,從表中可以看出,城鎮(zhèn)居民人均消費支出的增長趨勢與GDP的增長趨勢相當一致,這也驗證了近年來山東經濟社會突飛猛進的發(fā)展和人民生活水平的不斷提高。
三、山東省科技投入與經濟增長的灰色關聯(lián)實證分析
(一)分析經濟增長的影響因素
筆者通過多種方法建立相應的模型來分析各個因素之間的關系?；疑P聯(lián)分析方法具有獨特的優(yōu)勢,它主要根據(jù)序列曲線幾何形狀的相似程度來判斷其聯(lián)系是否緊密,對樣本量的多少和數(shù)據(jù)分布的規(guī)律性沒有特殊要求,而且計算量小,易于實現(xiàn)。鑒于本文的研究問題參考序列比較明顯,所以采用局部性模型中的相對關聯(lián)度進行分析。具體過程如下:
第一步,確定分析序列。設參考序列為X0(t)={x0(k)|k=1,2,…,n},比較序列為Xi(t)={xi(k)|k=1,2,…,n}(i=1,2,…,N)。
第二步,標準化,即對原始數(shù)據(jù)進行無量綱化和初值化處理。x(k)=x(k)/x(1),則初值化后相應的參考序列與比較序列分別為X0(t)和Xi(t)。
第三步,計算關聯(lián)系數(shù)。
ε(k)為序列X0(t)和Xi(t)在時刻k的關聯(lián)系數(shù)。式中|X0(k)-xi(k)|=i(k)稱為在K點X0(k)和Xi(k)的絕對差;min min|X0(k)-xi(k)|=min稱為最小絕對差;max max|X0(k)-xi(k)|=max稱為最大絕對差;ρ稱為分辨系數(shù)。
第四步,計算關聯(lián)度并對其進行排序。
參考序列與比較序列的關聯(lián)度為序列在各時刻關聯(lián)系數(shù)的均值,記作ri=εi(k)(i=1,2,3,4)。
(二)山東省經濟增長因素的灰色關聯(lián)分析
根據(jù)灰色關聯(lián)分析方法,以2000-2007年山東省GDP序列數(shù)據(jù)為基礎,建立灰色相對關聯(lián)度模型,分析山東省經濟增長的影響因素。
1、原始數(shù)據(jù)的處理
設山東省國內生產總值(GDP)為X0序列,R&D經費投入、科技人員投入、固定資產投資額、城鎮(zhèn)居民人均消費水平分別為X1、X2、X3、X4序列。在計算關聯(lián)度之前,需要對原始數(shù)據(jù)進行無量綱化處理,本文采用初值法,將表1、表2中的原始數(shù)據(jù)分別除以2000年的數(shù)據(jù),得到初始化后的數(shù)據(jù)Y0、Y1、Y2、Y3、Y4(限于篇幅略)。
2、計算關聯(lián)系數(shù)
將Yi序列各期的數(shù)值減去Y0序列對應期的數(shù)值,各比較數(shù)列對參考數(shù)列各點對應差值中之最小值,即min=0;各比較數(shù)列對參考數(shù)列各點對應差值中之最大值,即max=2.8973。根據(jù)這些計算結果,計算關聯(lián)系數(shù)(見表2)。式中ρ為分辯系數(shù)(0
3、求關聯(lián)度
根據(jù)公式ri求出表2中Y0和Y1、Y2、Y3、Y4序列的相對關聯(lián)度:
R=(r1,r2,r3,r4)==(0.6645,0.7337,
0.6848,0.7878)
排序結果如下:
r4>r2>r3>r1
四、結論
山東省城鎮(zhèn)居民人均消費水平、科技人員投入、固定資產投資和R&D經費投入與山東省GDP的相對關聯(lián)度分別為0.7878、0.7337、0.6848、0.6645,這說明GDP與這四項指標間均存在明顯的正相關關系,四者均促進了山東省的經濟增長,但城鎮(zhèn)居民人均消費水平和科技人員投入兩項的促進作用相比較而言更為顯著。R&D經費投入與GDP的相關度為0.6645,固定資產投資與GDP的關聯(lián)度為0.6848,表明R&D經費投入、固定資產在一定程度上促進了山東的經濟增長,但不顯著。與江蘇、廣東、浙江、北京等科技人員投入與GDP的強相關度相比,山東省的科技發(fā)展和自主創(chuàng)新能力有待于進一步的提高。
參考文獻:
1、米傳民,劉思峰,楊菊.江蘇省科技投入與經濟增長的灰色關聯(lián)研究[J].科學學與科學技術管理,2004(1).
2、黃魯成,.北京市科技投入與經濟增長關聯(lián)的實證分析[J].科技管理研究,2006(4).
3、山東省統(tǒng)計局.山東統(tǒng)計年鑒[M].中國統(tǒng)計出版社,2008.
關鍵詞：三亞;投資拉動;旅游消費;經濟增長;政策選擇
中圖分類號：F127 文獻標識碼：A 文章編號：1003-9031(2007)02-0035-04
一､引言
2001至2005年三亞市經濟年均增長11.96%，比前五年的年均增長率7.64%高出4.32個百分點，經濟進入“快速增長”的軌道。經濟增長主要來源于投資效應及旅游消費的增長(見圖1)。
圖1 1996年至2005年三亞市GDP､固定資產投資､旅游收入增長比較
從圖1中看出，2001年以來，三亞市固定資產投資和旅游消費成為拉動GDP增長的主要因素，2001至2005年的固定資產投資和旅游收入年均增長29.30%和21.48%，分別比前五年的增長率高出34個百分點和6.57百分點，對GDP的貢獻率都很高。三亞市近幾年獲得如此高的資本積累和消費收入靠的是什么?這與政府的推動作用有很大關系。為了樹立三亞市“健康､時尚､美麗”的城市品牌，政府不斷開展各種營銷､推介活動，從國際婚禮節(jié)､南海海上觀音開光典禮到三屆世界小姐總決賽乃至目前舉辦的城市名片征集活動等，都極力把三亞推向全國､推向世界。
政府的成功推動與經濟增長有必然聯(lián)系，但基礎是城市的開發(fā)價值。三亞市優(yōu)越的自然資源給政府創(chuàng)造了非常好的條件，兩者相得益彰，取得了很好的市場效應。
二､投資拉動與經濟增長
(一)投資的乘數(shù)作用及相關效應
有人說：三亞是投資拉動型經濟。這話有一定道理，一是符合三亞市目前的經濟增長狀況。三亞市人均經濟總量小､城市化率低，屬初級發(fā)展階段。城市的初期發(fā)展需要大量的資本積累，投資滿足了積累要求，且初期投資的都是城市的重點項目，拉動性強，屬于投資收益遞增期。2005年三亞市的投資對GDP的貢獻率為58.6%，拉動經濟增長7.68個百分點(占總增長的58.6%)。二是符合經濟學的基本原理。Y=C+I+G+NX是個恒等式，Y指社會總產出(GDP)，C指消費，I指投資，G指政府購買，NX指出口凈值。在C､I､G､NX中，哪項增加都使Y增大。因此，在三亞市建設發(fā)展相當長的階段里，企業(yè)､個人投資或政府購買，對三亞市的經濟增長都起到顯著的拉動作用。[1]三亞市的投資90%以上是地方項目投資，地方項目投資對社會產出的貢獻有兩個方面：一是投資過程的拉動作用，即通過投資乘數(shù)作用加大社會總需求;二是生產新的資本品，增加城市資本存量，為將來生產更多的物品和勞務做準備。
1.投資的乘數(shù)效應是指一元錢的投資會引起大于一元錢的總需求。這一經濟學邏輯，不但存在大的經濟體中，小的經濟體同樣存在;不但存在項目投資中，旅游消費同樣存在。以三亞市2005年的地方項目投資為例：假設三亞的MPC(邊際消費傾向――家庭額外收入中用于消費支出的比例)為1/2，則三亞市的投資乘數(shù)為2，即：[1/(1-MPC)]。那么，三亞市2005年的地方項目投資為498591萬元，它帶來的社會總需求是投資額的2倍，為997182萬元。
即：498591×1/(1-1/2)=997182(萬元)
從圖2中能更直觀地看到，項目投資如何轉化為消費､政府購買和儲蓄，從而促進地方經濟的增長。
圖2三亞市地方項目投資的支出構成
2.從投資結構看投資的拉動效應。三亞市歷年的固定資產投資是基本建設投資占大頭，1996-2005年平均占投資總額的69.4%，基本建設投資周期長，對GDP拉動效應有限。而從三大產業(yè)的投資狀況來看，三亞市歷年的固定資產投資多偏向第三產業(yè)，1996-2005年平均占投資總額的66.4%(見表1)?？傊齺嗁Y本積累，相當大一部分用在旅游產業(yè)建設及相關的固定資產投資，為三亞不斷擴大旅游消費､增加就業(yè)､培育稅源，夯實了基礎。
表1 三亞市1996-2005年固定資產投資中投向基本建設和三產的占比
(二)投資的可持續(xù)性分析
一個城市投資的可持續(xù)性取決于城市的開發(fā)價值。這是由資本的特性決定的。城市的開發(fā)價值體現(xiàn)在城市的使用功能與市場需求中。如果某城市的使用功能在市場中有旺盛的需求，該城市就會引來源源不斷的投資。三亞市作為中國唯一的熱帶濱海旅游城市和人居環(huán)境較佳的地方，其使用功能已初步被市場所接受。但市場因素復雜，存在著競爭和消費偏好等問題，這就要求準確地把握市場。雖然三亞市在經濟起飛階段政府起了很大的推動和引導作用，但是近年來的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，民間資本投資的氣氛愈來愈強列。從圖3中可以看出，2001年以來在三亞的固定資產投資中，企業(yè)自籌資金占比不斷增大，2001-2005年均達65%以上，說明三亞的城市開發(fā)價值吸引了越來越多的企業(yè)。一般是企業(yè)自籌資金比國家預算內資金､國內貸款和利用外資更具自發(fā)性､持續(xù)性和穩(wěn)定性。
圖3三亞市1996-2005年固定資產投資中幾項資金來源對比
三､旅游消費與經濟增長
(一)旅游消費及相關效應
在恒等式Y=C+I+G+NX中，消費C是第一大項，是拉動經濟增長的首要因素，一般是投資拉動的四至五倍。在成熟的經濟體中，消費占比較大，如美國2001年的GDP構成是：100=69+16+18+(-3)，消費占GDP的2/3左右。而平時所說的擴大內需也就是刺激國內消費。在三亞市這個特殊的經濟體中，消費特別是旅游消費對經濟的產出更具拉動作用，它直接給三亞市創(chuàng)造收入和就業(yè)機會。
三亞市的旅游消費有以下特點：
1.度假型消費。三亞市濱海的度假酒店，足可讓旅游者敞開腰包。特別是冬季，成倍的住房開支，給三亞市的旅游企業(yè)帶來大筆收入。這類消費較多來自高端客源，包括境外客源，消費的特點帶有單一性，但人均消費水平較高。
2.觀光型消費。指主要來自中低端的國內客源消費，它給三亞的各景點帶來大筆收入，同時也滿足了普通賓館的需求。這一消費特點是一次性強，人均消費水平低，但量大。
3.飲食型消費。主要指旅游消費結構而言，它包括在每個旅游者的消費支出中。除三亞市海邊的特色飲食對中低端客源更具吸引力外，高級賓館的飲食也有來自高端客源的大筆支出，他們直接刺激了三亞市農副產品生產。
假設一位高端客人在亞龍灣的五星級酒店消費了一天，在他上千塊錢的消費中，70%支付了房費，15%支付了飲食，15%其他支出(包括交通､娛樂等)。而在70%的房費中，20%支付了勞務，15%購買了水電及食品等，15%支付了稅費，50%歸業(yè)主(包括折舊及投資成本的待攤等)。一般中低端客人在三亞市的旅游消費如圖4，其支出涉及面更廣，受益面更大。
圖4 三亞市一般旅客的單位開支構成
從圖4中看出，所有的旅游服務鏈都得到一定比例的收入，而且它拉動的產出90%以上在本地，直接促使當?shù)氐慕洕鲩L，并較之投資更能使群眾在經濟增長中得到實惠。
(二)旅游消費增長的可持續(xù)性分析
旅游消費增長取決于旅游環(huán)境建設､旅游產品開發(fā)和旅游市場拓展等因素。旅游環(huán)境建設主要指旅游資源的合理規(guī)劃和利用以及旅游配套設施的建設。三亞市有非常好的旅游資源，經過十多年的開發(fā)建設，軟硬件設施都達到一定的規(guī)模和標準，接待能力和水平也不斷提高，為旅游經濟的增長打下了很好的基礎。隨著三亞市基礎設施和旅游消費項目的繼續(xù)開發(fā)建設，將為旅游消費的持續(xù)增長創(chuàng)造良好條件，也進一步夯實經濟潛在增長的基礎。旅游產品開發(fā)主要指旅游的項目和內容而言。目前三亞市除亞龍灣休閑度假､天涯海角和南山寺三個大的景點外，吸引旅客的項目還不多，海上游樂的內容也不豐富。旅游項目的欠缺和內容的缺乏，將成為旅游消費增長的瓶頸。因此，必須加大旅游項目的建設，豐富旅游內容，才能吸引更多的旅游者。旅游市場的拓展指市場的開發(fā)程度。這方面近年來三亞市政府和企業(yè)都做了大量工作，取得顯著效果。特別是近年來政府提出的旅游轉型增效策略，初步開辟了高端客源市場。但三亞市旅游業(yè)的發(fā)展?jié)摿€很大，可開發(fā)的旅游市場也很大，除國內不斷壯大的旅游市場外，國外的旅游市場也有待大力開發(fā)。目前三亞市作為新興的濱海旅游目的地，不僅與地中海度假區(qū)､加勒比海度假區(qū)有差距，而且與南亞旅游度假區(qū)也有一定的差距。因此，有一流的自然環(huán)境，還必須有完善的城市設施､豐富多樣的旅游項目和高質量的服務水準。這就需要政府､企業(yè)和廣大市民的不斷努力。
四､三亞市政府推動經濟增長的政策選擇
(一)政府的推動作用
三亞市政府的推動作用在于創(chuàng)造環(huán)境，打造品牌，主要體現(xiàn)在城市的認知度方面。旅游城市的認知度就猶如產品廣告，有過硬的質量還必須廣而告之､開辟市場。新興的旅游城市是需要營銷和推介的，在這點上政府責無旁貸。三亞市近年來的實踐也充分證明了這點。市政府成功舉辦幾次大的推介活動，向國內外宣傳了三亞，使三亞的城市熱度升溫，帶來了大量投資和旅游消費收入，充分體現(xiàn)“政府創(chuàng)造環(huán)境，企業(yè)創(chuàng)造財富”的市場分工。為進一步完善政府在培育環(huán)境方面的作用，政府有關部門還需要不斷的有創(chuàng)意､有創(chuàng)新。同時，推介活動一定要事先做好規(guī)劃和評估，講究成本效益和投入產出，確保每個推介活動都取得顯著的效果。
(二)調整產業(yè)結構，夯實經濟基礎
當前制約三亞市發(fā)展的最大問題是產業(yè)基礎薄弱､結構不合理､對外依賴性強。三亞市第一產業(yè)和第二產業(yè)的基礎非常薄弱，在第一產業(yè)中主要靠農業(yè)和漁業(yè)，但都是個體作業(yè)，不成規(guī)模;工業(yè)主要是食品加工等傳統(tǒng)小工業(yè)。2005年三大產業(yè)的比例為28：26：46，而一般現(xiàn)代旅游城市的第一產業(yè)占比要求在20%以下，第三產業(yè)在60%以上。此外，三亞市近年發(fā)展突出的旅游業(yè)和房地產業(yè)，都具有較強的對外依賴性，如遇某種因素突發(fā)事件(如非典)影響，投資和客源就會嚴重不足，使經濟遭受重創(chuàng)。從圖1可以看出，1996-2005年三亞市旅游收入平均增長18.19%，而2003年由于非典事件只增長3.1%。2005年三亞市財政收入構成中，來自旅游服務業(yè)和房地產業(yè)的稅收分別占地方財政收入30.6%和30%，如果這兩個產業(yè)受影響，地方財政收入將大幅減少。因此，結合三亞市資源和環(huán)境優(yōu)勢，發(fā)展多種優(yōu)勢產業(yè)非常重要。政府必須在重點發(fā)展旅游及相關產業(yè)的同時，在政策上努力支持適合當?shù)刭Y源和環(huán)境要求的高新技術產業(yè)以及創(chuàng)意產業(yè)，通過政策引導和扶持，培育城市的內生性經濟增長動力，厚實產業(yè)基礎，提高抗風險能力。
(三)堅持硬件和軟件､經濟和社會協(xié)調發(fā)展
在一個具有山､河､海，方圓1900多平方公里，50多萬人口，且有較高財政收入的旅游城市搞建設，經濟社會協(xié)調發(fā)展既重要又不是十分艱難的事?，F(xiàn)代旅游城市需要經濟社會的軟､硬件都得配套，這也是旅游產業(yè)持續(xù)發(fā)展的基本要求。三亞市發(fā)展初期由于財力有限，不可能對經濟社會的軟､硬件進行全面建設，現(xiàn)在應該說具備了條件。2005年三亞市財政總收入突破了10億元，人均近2千元，高于全省平均水平。有了錢是好事，但要用好錢卻不容易。為了使三亞成為世界級的旅游度假區(qū)､中國人民的后花園､海南南部中心城市，必須把錢用在許多“看不到政績”的地方，即社會最基礎的衛(wèi)生､污水､治安､保障､教育等方面的建設上。要制定有力政策措施，把最基礎的軟硬件項目，逐個規(guī)劃､評估和預算，組織得力的人手，逐個完成。當然，這不是一朝一夕的事，但要有明確的政策措施，才能引導資金到位､人手到位，高標準地筑起一座現(xiàn)代濱海旅游城市的軟､硬構架。
參考文獻：
【關鍵詞】經濟增長；可再生能源；水能；協(xié)整
一、引言
可再生能源與經濟增長的關系，是近些年國內外經濟學者重點研究的熱點問題之一。能源是人類賴以生存和發(fā)展不可缺少的物質基礎，它對經濟和社會發(fā)展起著重要的作用，經濟增長對能源存在著一定的依賴性。傳統(tǒng)化石能源對人類社會和經濟發(fā)展作出了重大貢獻，但化石能源儲量有限，這可能會給經濟發(fā)展形成一定的約束，而這種稀缺性也就決定了它的價格呈現(xiàn)整體上升的趨勢?？偭考s束和價格約束，使得新的可再生能源對經濟增長的重要作用會逐漸顯現(xiàn)出來。
二、文獻綜述
目前，已有大量學者利用不同的國家、不同的地區(qū)、不同的時間段的樣本數(shù)據(jù)，對能源經濟與經濟增長之間的關系進行了實證研究。
林伯強（2001）運用JJ協(xié)整檢驗的方法分析了中國1953-1994年能源消費和國內生產總值、能源價格、人口增長之間的關系，證明了變量之間存在協(xié)整關系，但未基于誤差修正模型的Granger因果關系檢驗。
馬超群等（2004）采用EG兩步法研究了中國從1954-2003年間年度GDP和能源總消費以及能源消費各構成部分（包括煤、石油、天然氣和水電力等）之間的長期均衡關系。
郭海華、夏志均、周元（2010）研究了1985-2009年中國能源消費與經濟增長之間的關系，通過基于誤差修正模型的格蘭杰因果關系分析，證明了我國能源消費是國內經濟增長格蘭杰原因，經濟的增長就必須以能源消費為代價，但是經濟增長并不是能源消費的Granger原因，即存在著從能源消費到經濟增長的單向因果關系結論。另外通過建立長期動態(tài)模型，得出可以用能源消費總量滯后值和國內生產總值指數(shù)滯后值來預測未來的能源消費總量和全國的經濟增長速度。
（2011）提出在能源總量消耗不變的情況，可再生能源消費的增加會提高國家的能源效率?？稍偕茉聪M的增加會提高技術效率還可以反映在可再生能源消費的細分上面。將能源效率模型進行轉化，將GDP作為因變量，可以發(fā)現(xiàn)資本存量、能源消費、傳統(tǒng)能源在能源消費中比例、可再生能源在能源消費中比例對GDP的增長有顯著正向相關作用，由此可以得出可再生能源的利用有助于經濟增長，并且傳統(tǒng)能源消費相對可再生能源消費對經濟增長有更顯著的提高作用。
綜上所述，能源消費與經濟增長之間確實存在著密切的聯(lián)系，如何處理好兩者之間的關系，實現(xiàn)經濟和能源的可持續(xù)發(fā)展，對能源和經濟的研究都具有重要的意義。為此，本文從計量經濟學的角度對我國可再生能源消費與經濟增長的關系進行了分析，以可再生能源中的水能為切入點，對我國的經濟能源數(shù)據(jù)利用ADF檢驗、協(xié)整檢驗和Granger檢驗等方法來進行分析。
三、數(shù)據(jù)來源和相關變量
鑒于可再生能源的數(shù)據(jù)不完善，本文以我國可再生能源中的代表能源——水能消費總量和剔除價格因素的國內生產總值為變量，對可再生能源消費和經濟增長的關系進行實證分析。數(shù)據(jù)來源于《中國能源統(tǒng)計年鑒》（2001-2010年）的官方統(tǒng)計材料，之所以選取2001年以來的數(shù)據(jù)作為系統(tǒng)分析數(shù)據(jù)，是因為2001年是第十個五年計劃的開始，作者將2001年以來的社會發(fā)展時期看作一個新的經濟系統(tǒng)。采用以2000為基期的歷年實際GDP，單位為億元，水能消費總量所用的單位為萬噸標準煤。
四、水能與經濟增長的實證分析
（一）ADF檢驗
為了保證回歸的可行性，在進行回歸之前，需要就對分析的序列是否平穩(wěn)即是否具有單位根進行檢驗。本文采用ADF檢驗的方法，其原假設為序列存在一個單位根，備擇假設為序列不存在單位根。如果ADF的值大于臨界值，則接受原假設，認為序列存在單位根，序列是不平穩(wěn)的，反之則平穩(wěn)。
由表1得出的檢驗結果可知，在1%的顯著水平下，時間序列變量均存在單位根，序列是不平穩(wěn)的；對GDP和水能消費兩個變量進行差分變換，DLOG（GDP）和DLOG（WE）分別是指GDP對數(shù)序列的一階差分、水能對數(shù)序列的一階差分，再進一步進行平穩(wěn)性檢驗，發(fā)現(xiàn)在10%的顯著水平下這些變量都平穩(wěn)了。因此，滿足協(xié)整分析的條件，可以進行Johansen協(xié)整檢驗。
（二）協(xié)整檢驗
雖然有時兩個或者兩個以上的變量中的每個都是非平穩(wěn)的，但是他們的線性組合可能相互抵消趨勢項的影響，使該組合成為一個平衡的變量，這就是協(xié)整的基本思想。
協(xié)整檢驗的常用方法有EG兩步檢驗法和Johansen協(xié)整檢驗，由于基于回歸殘差的EG檢驗在小樣本的情況下，參數(shù)估計存在較大的誤差，因此本文采用Johansen檢驗法。
Johansen檢驗方法是基于VAR模型，在進行協(xié)整檢驗前，必須建立變量之間的VAR模型，而建立VAR模型的關鍵是要確定滯后期數(shù)。本文根據(jù)AIC和SC，經過反復計算和分析，這里選擇滯后期選擇2，JJ檢驗的結果如表2所示：
由表2可知，在置信度為95%的情況下，拒絕原假設None，接受原假設Atmost 1，即之多存在一個協(xié)整方程，所以兩個變量GDP和水能消費之間存在長期的均衡關系，可以進行回歸分析。
（三）Granger因果關系檢驗
有上述分析可知，水能與GDP之間存在著協(xié)整關系，因此，本文利用Granger因果檢驗來判斷GDP與水能消費之間的關系，通過Eviews 6.0分析結果如下表所示：
顯著性水平表示接受零假設的概率，數(shù)字越小，說明自變量解釋因變量的能力越強。表3顯示，在滯后期為2的情況下，水能消費不是GDP增長的主要動因，而經濟增長卻對水能消費的增長有影響。
五、結論
本文通過對2001-2010年間我國GDP與水能消費的實證分析，得出經濟增長和可再生能源消費之間存在著協(xié)整關系，即短期內兩者呈波動關系，但長期存在穩(wěn)定的均衡關系?？稍偕茉聪M和實際GDP之間存在實際GDP到可再生能源的單向Granger因果關系，表明可再生能源消費不是經濟增長的主要動因，但是經濟產出的增長卻對可再生能源消費的增長有影響。
參考文獻：
[1]石剛，陳忱.經濟增長與不可再生能源消費的實證分析[J].中央財經大學學報，2008（9）：56-60.
[2]余力.中國可再生能源消費與經濟增長關系的實證研究[D].復旦大學，2010（5）：30-38.
[關鍵詞] 金融產業(yè)集聚；經濟增長
doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2013 . 16. 023
[中圖分類號] F20 [文獻標識碼] A [文章編號] 1673 - 0194（2013）16-0038-02
1 對金融產業(yè)集聚內涵的研究
金融產業(yè)的特殊性決定了金融產業(yè)集聚較其他產業(yè)集聚來說更為復雜，對于它理論界尚未有具體的定義，國內外對金融產業(yè)集聚的研究大多以金融中心為研究對象。
關于對金融產業(yè)集聚內涵探究最早的是經濟學家Powell（1915），他從金融業(yè)空間演化的角度，描述了銀行業(yè)空間集聚及倫敦銀行集聚的演進過程。Kindle Berger （1974） 認為金融中心不僅可以平衡私人企業(yè)儲蓄和投資以及將金融資本從存款人向投資者轉移， 而且也可以影響對不同地區(qū)的存款轉移和支付。Pandilt（2002）認為，金融中心的出現(xiàn)是由于金融資源等通過流動和集聚，最終導致了金融產業(yè)集群，進而形成了區(qū)域金融中心。國內學者近幾年開始了這方面的研究。王步芳（2006）認為，當經濟金融發(fā)展到一定程度時，金融體系的各類企業(yè)和組織機構會依據(jù)縱向專業(yè)化分工及橫向競爭合作原則，在某一特定區(qū)域大量聚集，形成具有聚集經濟性特征的金融產業(yè)集群，大多以金融中心為表現(xiàn)形式。梁穎（2006）認為，金融產業(yè)集聚是各種具有總部功能的金融機構在地域上向特定區(qū)域集中，并與其他國際性（跨國）機構、跨國公司、國內大型企業(yè)總部之間存在密切往來聯(lián)系的特殊產業(yè)空間結構。
2 對金融產業(yè)集聚動因的研究
Kindle Berger（1974）從外部規(guī)模經濟的角度，認為通過外部規(guī)模經濟的自我強化機制使更多金融機構在一個區(qū)域內集聚，不同機構之間分工深化，聯(lián)系加強，產生高額的利潤，同時吸引其他金融機構的參與者進入。金融地理學家 Thrift（1994）、Porteous（1995）和Martin（1999） 從信息經濟學的角度，以“路徑依賴”、“信息腹地論”和“不對稱信息理論”解釋了金融機構在某一區(qū)域內長久保持競爭優(yōu)勢。國內學者趙曉斌、王坦、張晉熹（2002）同樣從“不對稱信息” 和“信息腹地” 理論，以中國為例進行了研究，他們討論了影響現(xiàn)代金融中心發(fā)展的決定因素，集中討論“不對稱信息”在總部選址決定中的重要性和區(qū)域效應。潘英麗（2003）運用企業(yè)區(qū)位理論分析了金融機構選址決策的重要決定因素，并重點分析了吸引金融機構空間集聚的地方政府有所作為的4大領域：地區(qū)成本、人力資源、電信設施以及監(jiān)管環(huán)境與稅收制度。梁穎（2006）主要是從金融產業(yè)集聚的背景和宏觀動因進行了分析，并且認為金融產業(yè)集聚的動因主要有以下幾點：金融產業(yè)的特性、金融企業(yè)的“客戶追隨”、金融企業(yè)追求集聚效應、國際金融中心對金融產業(yè)集聚的支撐、城市功能擴張對于金融產業(yè)集聚演化、轉移的影響。
3 對金融產業(yè)集聚效應的研究
Kindle Berger（1974）認為金融中心的集聚效益主要體現(xiàn)在跨地區(qū)支付效率的提高和金融資源跨地區(qū)配置效率的提高上，從而達到節(jié)約周轉資金余額、提供融資和投資便利，有效地降低交易成本的目的。Pandilt等（2001，2002）則采用Swann（1998）提出的產業(yè)集聚動態(tài)研究方法，對英國金融服務產業(yè)進行分析，認為集聚效應影響公司的成長以及新進入者的數(shù)量，同一金融服務中心的不同的金融部門之間存在著相關性。Sagaram（2004）對國際金融集聚區(qū)競爭力進行了研究，他根據(jù)20世紀90年代以來的金融中心數(shù)據(jù)，建立模型分析了除美國以外的37個IFC國家金融綜合競爭力現(xiàn)狀，研究結果顯示許多國家和地區(qū)選擇建立金融中心的原因是要提高本地區(qū)的競爭力。
我國學者連建輝、孫煥民 等（2006）也指出金融企業(yè)集群使得金融機構在區(qū)域金融創(chuàng)新優(yōu)勢、金融風險緩釋優(yōu)勢以及生產經營效率優(yōu)勢等方面具有競爭優(yōu)勢，能夠為區(qū)域經濟金融發(fā)展提供強勁的成長動力，由此成為現(xiàn)代金融活動的基本組織形式和棲息地。林江鵬、黃永明（2008）分析了金融產業(yè)集聚促進區(qū)域經濟發(fā)展的一般機理，主要從集聚效應、外部規(guī)模經濟效應、信息外溢效應、知識學習效應及網絡效應等方面進行分析。
國內也有對金融聚集負效應的研究，潘英麗（2003）指出，金融機構的空間集聚也可能有負的集聚效應，這種效應帶來的不容忽視的經濟現(xiàn)象主要反映在4個方面，分別是信息成本的增加、時區(qū)的差別、昂貴的辦公樓租金和市場供給能力過剩導致金融業(yè)的過度競爭和平均利潤率的下降。
4 對金融產業(yè)集聚和經濟增長關系的研究
這一方面的研究主要集中在金融產業(yè)可以通過金融功能促進經濟增長上，經濟學家們認為金融體系各個功能的發(fā)揮與經濟增長有著密切的關系。Levine（1997）認為金融有5大功能：便利風險的交易、規(guī)避、分散和集聚；配置資源；監(jiān)督經理人，促進公司治理；動員儲蓄；便利商品與勞務的交換。其中每個功能都能通過促進資本積累和技術創(chuàng)新，從而影響經濟增長。
金融集聚是金融發(fā)展的一個層面，金融集聚與區(qū)域經濟增長的計量分析，通常是借鑒金融發(fā)展與經濟增長的計量檢驗方法與框架。美國經濟學家Gofdsmith（1969）在其著作《金融結構與金融發(fā)展》中提出的金融發(fā)展理論，認為金融結構的變化形成金融發(fā)展道路，而金融發(fā)展能加速經濟的增長。McKinno （1973）提出的金融抑制論和Shaw（1973）提出的金融深化論，認為金融對經濟發(fā)展有阻礙作用，以及金融深化與經濟增長存在一定的關系，強調了金融在經濟發(fā)展中的積極作用。
同時，國外學者也對金融發(fā)展與經濟增長的關系進行了實證檢驗，考察了金融體系運作對經濟增長施加了怎樣的影響，旨在說明兩者之間的因果關系。Goldsmish（1969）最早關注金融與經濟增長的重要性，他從金融發(fā)展理論的角度，運用1860年至1963年間35個國家的數(shù)據(jù)分析了金融與經濟增長的關系，結果顯示，金融發(fā)展與經濟增長之間存在正相關關系。Christoulos and Tsionas（2004）運用單位根檢驗和協(xié)整分析考察了發(fā)展中國家金融發(fā)展與經濟增長的關系，結果表明，從長期來看，金融發(fā)展導致經濟增長，且不存在逆向因果關系。
國內學者對于金融產業(yè)集聚與經濟的關系的研究文獻大多集中在金融產業(yè)集聚的經濟效應上。在研究金融產業(yè)集聚和經濟發(fā)展的關系上，大多集中在實證研究上。陳紅（2008）在LS模型框架下對金融集聚進行研究，發(fā)現(xiàn)金融資源集中可以使核心區(qū)獲得較前更高的增長率，并對金融集聚的輻射效應進行了分析，并驗證了上海金融集聚存在增長效應，但輻射效應還不明顯。林江鵬、黃永明（2008）分析了金融產業(yè)集聚促進區(qū)域經濟發(fā)展的一般機理，論文以我國金融中心城市建設為例，對金融產業(yè)集聚進行了實證考察，并提出關于推動金融產業(yè)集聚、促進區(qū)域經濟發(fā)展的相關政策建議。
5 文獻評價
現(xiàn)有的研究從不同的學科角度用不同的方法來研究金融產業(yè)集聚問題，對金融產業(yè)集聚的內涵、動因、效應等方面得出了很多有價值結論，在金融集聚區(qū)域經濟增長等問題上取得了一定的成就?？傮w而言，相對于制造業(yè)集聚的研究，金融產業(yè)集聚的研究還顯得比較單薄，還有很大的研究空間。例如：現(xiàn)在的研究缺乏從金融產業(yè)自身特性的角度對金融產業(yè)集聚現(xiàn)象的研究；對金融產業(yè)集聚理論框架缺少具體化、系統(tǒng)化和模型化的分析；現(xiàn)有的研究直接以金融產業(yè)集聚和區(qū)域經濟增長作為對象的研究較少，金融集聚與區(qū)域經濟增長的理論及實證研究深入到金融集聚對區(qū)域經濟增長的作用機制系統(tǒng)的理論分析比較缺乏。
主要參考文獻
[1]C P Kindleberger.The Formation of Financial Centers：A Study of Comparative Economic History[M].Princeton，N J：International Finance Section，1974.
[關鍵詞] 外商直接投資 Granger因果檢驗 自回歸分布滯后模型
一、引言
伴隨著經濟全球化的進一步發(fā)展，外商投資越來越成為全球經濟的普遍現(xiàn)象。改革開放以來，我國利用外資，吸引外資取得了舉世矚目的成就。對于外商投資對我國經濟的影響作用，國內許多專家學者對此做了大量的理論與實證研究。如鐘昌標(2000)以綜合生產諸要素為理論基礎，研究FDI對GDP的貢獻，認為FDI與GDP有明顯的正相關關系，F(xiàn)DI對GDP增長率的貢獻從沿海地區(qū)到中西部地區(qū)由強轉弱。姜東升等人對福建省的外商直接投資與經濟增長的關系進行研究得出了FDI與GDP是互為因果的。何曉琦(2005)等認為外資對我國經濟增長并沒有顯著的影響。盡管有學者對中國外商直接投資與經濟增長的關系做了實證研究，但由于研究方法或選取的計量工具和所建立的計量模型不同，因此他們得出的結論也不盡一致，有些研究結論是建立在簡單的相關分析或回歸分析的基礎上的，結論難免有些主觀?；诖耍疚膶⒗孟嚓P分析、Granger 因果關系檢驗與建立回歸模型等方法，對外商直接投資對我國經濟增長的影響作用做進一步的探討。
二、計量模型與實證分析
1.變量及樣本選取
研究過程中采用年度實際利用外商直接投資總額FDI（元）與年度國內生產總值GDP（元）兩個變量，樣本數(shù)據(jù)范圍為1983至2006年，所有樣本數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。為使變量的幣制統(tǒng)一，將年度FDI用當年平均匯率換算為以人民幣為單位的值。
本文利用時間序列數(shù)據(jù)建立計量模型，借助Eviews 3.1統(tǒng)計軟件, 以期通過對容量為24的樣本進行分析，找出外商直接投資與我國經濟增長的關系。為了消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差，對原序列分別進行自然對數(shù)變換，生成新序列分別為。
2.模型的建立與檢驗
用EViews軟件包對FDI與GDP進行相關分析，得相關系數(shù)，說明FDI與GDP是高度正相關，可以進行回歸分析。
首先設LFDI與LGDP的一元線性回歸模型:（1）
式中，分別表示時期相應變量的值，為截距，為斜率，和為兩個待估參數(shù)，表示均值為零的非相關誤差。采用OLS法進行回歸, 結果為:（2），該模型中各解釋變量的系數(shù)均以小于1％的顯著性水平通過t檢驗，模型調整后的，F(xiàn)統(tǒng)計量的相伴概率小于1％，表明LFDI對LGDP有顯著的影響，而從模型的自相關檢驗來看：DW統(tǒng)計量為0.2，顯然存在顯著的正自相關。這可能是由于在回歸過程中遺漏了某些影響經濟發(fā)展水平GDP的重要變量的緣故，這也說明FDI不是影響GDP的單因子。由于模型（1）中沒有包含這些變量，所以導致了誤差項出現(xiàn)自相關。這表明要完整的表現(xiàn)FDI與GDP的關系還要對模型（1）做進一步完善。
3.模型的完善
本文考慮到外商直接投資FDI對宏觀經濟發(fā)展的影響可能有滯后作用，即經濟增長不僅受同期FDI值的影響，還可能依賴于FDI的滯后值FDI(-1)、FD(-2)、…,同時反映宏觀經濟增長水平的國內生產總值GDP明顯受到上一年GDP值的影響，在動態(tài)計量經濟模型建立過程中，如果一個回歸模型不僅包含解釋變量的現(xiàn)期值，而且還包含解釋變量的滯后值和被解釋變量的滯后變量這個模型就是自回歸分布滯后（ADL）模型。下面利用Jorgenson(1966)提出的自回歸分布滯后（ADL:Auto-regressive Distributed Lag）模型重新建模。
首先建立變量LFDI與LGDP之間的自回歸分布滯后模型ADL（1，2），采用OLS法，對模型進行參數(shù)估計，回歸方程（2）如下：
各解釋變量中除LFD(-1)外其余變量的系數(shù)均以小于5％的顯著性水平通過t檢驗，模型調整后的，F(xiàn)統(tǒng)計量的相伴概率小于1％，對數(shù)似然值為42.59，AIC、SC的值較小，模型的擬合效果良好。
該模型可作為“一般模型”。根據(jù)“一般模型”中各解釋變量的系數(shù)t檢驗結果，剔除不顯著變量LFDI(-1)，重新建模得到“簡化模型”，回歸方程如下：
（3）
SE:(0.300) (0.041) (0.019) (0.26)
該模型中各解釋變量系數(shù)均以小于1％的顯著性水平通過t檢驗，模型調整后的，F(xiàn)檢驗的相伴概率小于1％，AIC和SC值分別為－3.5和-3.3較小，對數(shù)似然值較大，簡化模型的效果不錯。利用參數(shù)的Wald檢驗驗證模型約束的有效性，在模型（2）中對的原假設得到檢驗的相伴概率為0.63，所以不能拒絕該原假設。綜上，模型(3)可作為反映我國外商直接投資FDI與國內生產總值GDP的關系的自回歸分布滯后模型。
從模型(3)可以看出FDI對同期國內生產總值GDP的影響乘數(shù)為0.1092，但延期影響乘數(shù)為－0.096，則說明在短期內FDI對我國國內生產總值GDP起到了一定的促進作用，但長期的影響作用并不十分明顯，即從長期來看這種作用也是比較微小的。
4.FDI與GDP之間的Granger因果關系檢驗
本節(jié)將進一步探究我國FDI與GDP之間是否存在內在的因果關系。我們采用Granger因果關系檢驗方法來驗證FDI與GDP之間的因果關系。按照常理，如果變量X是變量Y的原因，則變量X的變化應先于Y的變化，基于此Granger（1969)提出了一種因果關系的計量經濟學定義：如果用X與Y的過去值對Y進行預測比僅用Y的過去值進行預測有更小的預測誤差，則稱X是Y的Granger原因。
下表給出了各變量之間的Granger因果關系檢驗結果(滯后期取3)
在滯后期取3時檢驗結果表明FDI不是決定宏觀經濟水平GDP的Granger成因的相伴概率只有0.02，表明在95％的置信水平下我們拒絕原假設，認為FDI是GDP的Granger原因,而GDP不是FDI的Granger成因的概率為0.68,不能拒絕原假設。再分別取滯后期為4、5、6時可以得到類似的結果。因此兩者的因果關系具有單向性，認為FDI與GDP的因果關系成立，F(xiàn)DI是GDP變化的原因。
三、結論
通過以上分析可知, 針對我國的經濟整體情況而言我國實際利用外商投資額FDI與國內生產總值GDP是正相關關系, 且二者之間存在內在的因果關系, 其中實際利用外商投資額FDI是國內生產總值GDP的動因, 但不是惟一動因, 也就是說還有其他重要原因影響著我國國內生產總值GDP的增長。由此可以得出,在我國大力發(fā)展經濟的步伐中, 要重視外商投資的作用。FDI的進入在短期內對我國的經濟發(fā)展起到了不可低估的促進作用。在我國資金、技術十分缺乏的情況下，通過吸引FDI，彌補了此方面的不足，對繁榮我國經濟是十分必要的。但從長期來看它對我國的經濟發(fā)展起不了決定性的作用。所以吸收和利用FDI的政策應該服從于我國的經濟結構、產業(yè)結構和體制結構，服從我國經濟形勢的需要，綜合考慮多方面因素，將外商直接投資規(guī)?？刂圃诰S護國家經濟安全和基本經濟制度所能承受的合理區(qū)間。與此同時，我國應著力提高利用外商直接投資的質量和水平，克服片面追求引資數(shù)量的錯誤傾向，才能充分發(fā)揮FDI在我國經濟發(fā)展中的積極作用。
參考文獻:
[1]賀鏗:《計量經濟學教程》，北京,中國統(tǒng)計出版社,2000
[2]胡新文:入世后外商直接投資的新動向及我國的應對策略調整，《世界經濟研究》2002年第1期，第19～22頁
投資作為拉動經濟增長的“三駕馬車”之一在拉動經濟增長的過程中發(fā)揮著重要的作用。投資是國民經濟持續(xù)、穩(wěn)定、快速增長的關鍵動因，與經濟增長之間存在著相互促進、相互制約的顯性關系，并通過以下兩種方式作用于宏觀經濟:一是短期的需求效應，即作為總需求的一個組成部分，直接拉動總需求增長，帶動總產出水平增長;二是長期的供應效應，通過形成新的后續(xù)生產能力，為長期的經濟增長提供必要物質保障和技術基礎。
2開發(fā)區(qū)投資數(shù)據(jù)分析
2．1GDP與固定資產投資趨勢分析
從信陽高新區(qū)固定資產投資與GDP看，投資占GDP的比重逐年上升，2004年占63．6%，2011年上升到276．9%;從投資增長速度看，高新區(qū)固定資產投資和GDP分別由2004年的4567萬元、7180．61萬元增長到2011年的7180．61萬元、264196．6萬元，8年時間內固定資產投資增長了167倍、GDP增長了28倍，投資年均增長26．7%，遠高于我國GDP年均11．2%的增速。經計算，投資每增加一個百分點，高新區(qū)的GDP將增加5．96個百分點。2004～2011年間，信陽高新區(qū)GDP曲線與固定資產投資曲線走勢基本相似。這說明對于處于發(fā)展階段的信陽高新區(qū)來說，經濟增長的主要源泉是固定資產投資，并且經濟增長對投資的依存度還在不斷提高［2］。也就是說，高新區(qū)區(qū)域經濟的高速增長主要是靠投資驅動的。2．
2.2固定資產投資與經濟增長變動趨勢分析
固定資產投資周期直接主導著經濟增長周期的波動，固定資產投資是誘發(fā)經濟波動的物質性基礎。信陽高新區(qū)經濟增長與固定資產投資變化周期高度吻合，而且投資增長率的振幅明顯大于經濟增長率，這表明在過去的經濟發(fā)展中，投資增長的增或減會導致經濟增長軌跡的變化。信陽高新技術產業(yè)開發(fā)區(qū)正處于發(fā)展階段，固定資產投資高速增長。2006～2011年間投資率由2005年的0．77增加到2011年的2．77，均值超過了1，尤其是2010年達到了最大值3．61，這說明投資與經濟增長之間具有高度的相關性。固定資產投資在這6年間對區(qū)域經濟增長起到了巨大的推動作用。
2．3固定資產投資彈性系數(shù)分析
2005～2011年，信陽市投資系數(shù)最大值是2010年的1．70，最小值是2005年的0．35，平均彈性系數(shù)0．64;高新區(qū)投資系數(shù)最大值是2011年的1．83，最小值是2006年的0．21，平均彈性系數(shù)0．81，信陽高新區(qū)投資彈性系數(shù)高于信陽市平均水平。信陽高新區(qū)投資彈性系數(shù)高達0．8，反映了投資的變化對經濟增長的變化推動力度非常大，效益明顯。鑒于投資的供給推動作用對于經濟增長有一定的滯后期，經測算，信陽高新區(qū)滯后一年的投資彈性系數(shù)絕大多數(shù)比同期的投資彈性系數(shù)要高［3］。因此，對于目前信陽高新技術產業(yè)開發(fā)區(qū)的經濟發(fā)展而言，投資是拉動經濟增長的主要動力。
3結論和措施
通過計量分析，我們可以得到如下結論:投資是拉動信陽高新區(qū)經濟增長的主要因素，經濟增長會帶來投資的迅速增加，兩者存在雙向的因果關系。要使信陽高新區(qū)的經濟保持長期均衡增長，必須使投資保持一定的增長速度，避免大起大落，同時要積極改善投資結構、投資環(huán)境以吸引民間投資和外商投資，擴大投資的來源。
關鍵詞：經濟增長;物質資本;人力資本;收入分配;機制
中圖分類號：F124.7文獻標識碼：A 文章編號：1002-2848-2008（06）-0015-07
引 言
改革開放以來，中國經濟一直保持著快速增長，GDP從1978年的3,624.1億元(以當年價格計)上升到2007年的249，529.9億元(以當年價格計)，這30年間的年均增長率為9.448%①。伴隨著中國經濟高速增長，居民收入差距卻不斷擴大，2006年中國城鄉(xiāng)居民基尼系數(shù)達到0.4483②。這樣不斷擴大的收入差距是否影響中國的經濟增長？
Galor從增長角度構造了不同增長模式下收入分配影響經濟增長的框架，研究了在不同的發(fā)展階段，收入分配通過物質資本和人力資本影響經濟增長，但該框架僅僅考慮了收入分配影響經濟增長的一種機制［1］。Galor 和Zeira構造了財富、收入分配與人力資本間的動態(tài)變化模型，分析收入差距與人力資本積累間的關系，但沒有明確分析收入差距影響人力資本的積累［2］。
收稿日期：2008-09-20
作者簡介：陳昌兵（1966-），江蘇省如東市人，中國社會科學院經濟研究所博士后流動站，研究方向：計量經濟學、數(shù)理模型、經濟增長、收入分配、經濟波動等。
① 數(shù)據(jù)來自《2008中國統(tǒng)計摘要》，中國統(tǒng)計出版社，2008。
② 根據(jù)作者計算所得，其計算方法可見《各地區(qū)居民收入基尼系數(shù)計算及其非參數(shù)計量模型分析》一文，《數(shù)量經濟技術經濟研究》，2007年第1期。
由內生增長理論，本文提出了收入分配影響經濟增長的間接機制和直接機制，并結合增長模式分析收入分配在不同階段影響經濟增長。在Galor 和Zeira（1993）模型的基礎上，我們構建數(shù)理模型分析收入差距影響人力資本的積累。這樣，我們可得到收入分配影響經濟增長的間接機制和直接機制，及不同增長模式下收入分配影響經濟增長機制的作用形式。
本文框架如下：簡要綜述內生增長理論、收入差距影響增長和增長模式轉型的文獻，這為第一部分：文獻綜述。在文獻評述的基礎上，提出了收入分配影響經濟增長的機制，這為第二部分：收入分配影響經濟增長的機制。在Galor 和Zeira（1993）的收入差距――人力資本模型基礎上，構建數(shù)理模型分析收入差距影響人力資本積累，這為第三部分：收入差距影響人力資本積累。在不同的增長模式下，收入分配影響經濟增長的間接機制和直接機制呈現(xiàn)出的不同作用形式，這為第四部分：收入差距影響經濟增長的內在機制。最后，小結并提出建議，這為第五部分：小結及建議。
一、文獻綜述
（一）有關內生增長文獻綜述
內生增長主要是從供給方面分析影響經濟增長，大致有兩類：AK類增長理論認為，技術創(chuàng)造是投資的一個副產品消除規(guī)模報酬遞減，達到經濟增長，同時強調人力資本是經濟增長重要源泉［3-4］；R&D類增長理論認為技術進步是經濟增長的源泉，并認為技術進步是由物質資本和人力資本所決定的［5］。
舒元,徐現(xiàn)祥利用Jones（1995）實證檢驗內生增長理論，分析1952~1998年間中國經濟增長的典型化事實，他們認為這些典型事實明顯拒絕了新古典增長理論和R&D類型增長理論，相對而言，比較支持AK類型增長理論，認為經濟增長是由物質資本和人力資本所推動的［6］。
（二）有關收入分配影響經濟增長文獻綜述
收入分配影響經濟增長主要有四個理論模型：一是內生財政政策，二是金融市場不完善與物質資本投資，三是金融市場不完善與人力資本投資，四是社會政治不穩(wěn)定。
1．內生財政政策
Alesina和Rodkik 在Barro (1993 )模型的基礎上構建了內生性財政增長模型，分析收入差距對經濟增長的影響［7］。該模型假定政府支出是由稅收來平衡預算的。稅收增加會減少私人投資者所獲得的資本稅后邊際產出，這樣就會降低投資和儲蓄率，從而降低經濟增長。而稅收水平是由選民投票的政治機制所決定的，而選民的收入水平是決定稅收大小的因素。收入越不均等，窮人就會越多，大多數(shù)選民就會投高稅收決策者的票，而高稅收不利于投資，從而阻礙經濟增長。
2．金融市場不完善與物質資本投資
卡爾多(Kaldor，1956）認為儲蓄率是財富的增函數(shù)，富人儲蓄傾向比窮人要高，社會越不平等，財富就會越向富人集中，資本積累就會越多，從而更有利于經濟增長。這樣收入不均等影響物質資本的積累從而間接影響經濟增長。
蓋勒（Galor and Zeira，1993）和阿洪（Aghion，1997）等人認為：進入生產活動需要一個最低的固定物資資本的投資［8-9］。雖然僅僅需要最少的初始投資資本，但對窮人來說可能需要負債。而在金融市場不完善的情況下，窮人償還債務的代價就會很高，在這種情況下，窮人雖然具有一定的勞動技能，但卻無法選擇從事具有較高生產率的活動。另外，阿洪（Aghion，1997）和貝蒂（Piketty，1997）等人從“生產努力的道德風險”角度出發(fā)，認為由于存在著不完善的金融市場，“努力程度”就不可能完全觀察到，窮人可能被排除參與經濟活動［10］。由于存在著金融市場的不完善或不完全的信息，收入差距會通過物質資本對經濟增長產生影響。
3．金融市場不完善與人力資本投資
個人對人力資本的投資是基于未來人力資本高回報的預期。在金融市場完善的條件下，個人均可為獲得教育帶來的未來收益而舉債。金融市場不完善時，由于貸款規(guī)范的約束及個人能力信息的不完整，個體將不能依據(jù)未來的收入而進行借款，這樣，個人的初始資源稟賦對投資和經濟增長將會產生一定的影響。
Galor and Zeira (1993)構建數(shù)理模型分析財富、收入分配和人力資本投資間的關系。他們認為初始收入分配越均等，將會有更多的個體進行人力資本的投資，從而提高經濟增長。當金融市場不完善時，個體進行人力資本投資將取決于個體所擁有的資產和收入。如果人力資本投資需要一個固定成本，低收入家庭(或個體)將會放棄對高回報率的人力資本進行投資。同時，由高收入者向低收入者進行收入再分配將會有助于提高人力資本投資的總量，收入差距的縮小有助于經濟增長。
Gregorio 研究了低消費水平時人們邊際消費傾向較高，由于存在金融市場的不完善，低收入者不能舉債進行教育投資，低收入家庭的后代與高收入家庭后代間的財富差距將由他們的初始狀態(tài)所決定［11］。這樣，收入差距的擴大不利于人力資本的積累和經濟增長。
班納布(Benabou,1996)認為擁有財富的差異體現(xiàn)在各個個體自身或后代所接受教育程度上，這樣收入差距通過人力資本從而影響經濟的增長。擁有財富多的個體自身或者后代所接受的教育較多,而擁有財富少的個體自身或者后代根本不接受教育或者接受很少的教育，即擁有財富的多少會影響人力資本投資［12］。收入差距體現(xiàn)在擁有財富的差異上，而擁有財富的差異會反映在擁人力資本的差異上，進而各個個體擁有人力資本的差異性（即擁有人力資本的分布）影響經濟增長。這樣收入差距通過人力資本影響經濟增長。
4．社會政治不穩(wěn)定
Alesina and Rodrik(1994)構建了社會政治不穩(wěn)定模型，認為財富和收入分配的不平等，大量低收入者面對少數(shù)非常富有的人時，對社會經濟現(xiàn)狀產生不滿，要求進行重大社會變革。社會變革會帶來政治體制的不穩(wěn)定，這種不穩(wěn)定也會導致法律和相關法規(guī)的短期性和不確定性，從而對經濟增長產生不利影響，同時，收入不平等增加低收入者從事犯罪，暴力及其它破壞性活動，而這些活動本身不會創(chuàng)造生產力，而且威脅對投資起決定作用的產權。因此，收入不平等將導致社會政治的不穩(wěn)定，投資水平下降，從而不利于經濟增長。
（三）有關增長模式轉型的文獻綜述
Galor（2000）認為工業(yè)化時期，由于物質資本稀缺，人力資本回報率小于物質資本回報率，經濟增長主要是由物質資本推動的。由于物質資本――技術間存在著互補關系，隨著物質資本積累量的增加，工業(yè)化時期后期，即現(xiàn)代經濟時期，人力資本的回報率就會比物質資本的回報率大，經濟增長主要是由人力資本積累所推動的。
中國學者就增長模式做了分析研究。吳敬璉的《中國經濟增長模式的抉擇》系統(tǒng)分析歸納中國的增長模式仍屬“舊型工業(yè)化道路”［13］；《中國奇跡》對傳統(tǒng)體制歸納為“趕超戰(zhàn)略”下的模式選擇，分析了中國現(xiàn)在正處于比較優(yōu)勢戰(zhàn)略下的發(fā)展模式［14］；張軍歸納為“過度工業(yè)化”問題［15］；劉世錦總結為“低成本競爭模式”［16］等。中國經濟增長與宏觀穩(wěn)定課題組歸納為“低價工業(yè)化增長模式”和“干中學”的微觀機制等，并分析中國經濟增長機制的形成［17］。由此可知，中國目前正處在工業(yè)化向現(xiàn)代經濟轉變的過程中。
二、收入分配影響經濟增長的機制
由前文內生增長理論和收入差距影響經濟增長文獻，我們構建如下的收入分配影響經濟增長機制。
（一）收入分配影響經濟增長間接機制
1．收入分配影響經濟增長間接機制一
儲蓄率是財富的增函數(shù)，富人儲蓄傾向比窮人要高；收入分配越不平等，財富就會越向富人集中，資本積累就會越多，從而有利于經濟增長。這樣收入不均等就會影響物質資本積累從而間接影響經濟增長，我們將這一機制稱為收入分配影響經濟增長的間接機制一（見圖1）。
圖1 收入分配影響經濟增長間接機制一
2．收入分配影響經濟增長間接機制二
假定個體有兩種選擇：一是作為未經訓練的勞動力在兩期工作，獲取較低的工資；二是在第一期進行人力資本投資而在第二期作為受過訓練的勞動力工作，但在第二期可獲取較高的工資。由于存在人力資本投資最小值和不完善金融市場的限制，并不是每個個體都能進行人力資本的積累,只有接受父母財產超過一定值的個體才能夠進行人力資本的積累，如個體接受父母財產的平均值較大時，個體接受父母財產越分散，則人力資本積累的個體就會越少，這樣總的人力資本積累就會越少，經濟增長就會緩慢，此時，收入差距的擴大不利于經濟增長。如個體接受父母財產平均值較小時，各個個體接受父母財產越分散，人力資本積累個體就會越多，這樣總的人力資本積累就會越多，經濟增長就會加快（見圖2），此時，收入差距的擴大有利于經濟增長。
圖2 收入分配影響經濟增長間接機制二
3．收入分配影響經濟增長間接機制
由上文可知，收入分配影響經濟增長間接機制二有兩個組成部分：一是收入分配影響物質資本和人力資本。由于存在著不完善金融市場等因素，收入差距影響物質資本和人力資本積累的大小；二是經濟增長是由物質資本和人力資本等要素所決定的。收入分配影響經濟增長間接機制是收入差距通過物質資本和人力資本物質影響經濟增長的（見圖3）。
（二）收入分配影響經濟增長直接機制
1．收入分配影響經濟增長直接機制一
由于存在金融市場的不完善，在物質資本總量一定的情況下，隨著收入差距的擴大，總量物質資本所發(fā)揮的作用效力就會越小。即在物質資本總量一定的情況下，由于存在著不完善的金融市場，收入差距的擴大，各個個體進行物資資本投資的差距就會越大；假定物質資本生產函數(shù)是凹的，這樣總的產出量就會越小。收入分配通過物質資本直接影響經濟增長，我們將這一機制稱為收入分配影響經濟增長的直接機制一（見圖4）。
圖3 收入分配影響經濟增長間接機制
圖4 收入分配影響經濟增長直接機制一
2．收入分配影響經濟增長直接機制二
收入差距體現(xiàn)在各個個體擁有財富上的差異，而擁有財富的差異反映在各個個體擁有的人力資本上的差異(人力資本的分布狀況)，而人力資本上的差異會影響經濟增長，即收入分配上的差距越大，人力資本的差距就會越大，在物質資本生產函數(shù)是凹的假定下，總的產出量就會越小。收入分配通過人力資本直接影響經濟增長，我們將這一機制稱為收入分配影響經濟增長的直接機制二（見圖5）。
圖5 收入分配影響經濟增長直接機制二
3．收入分配影響經濟增長直接機制
在資本總量一定的情況下，收入的差距擴大，由于存在金融市場不完善等因素，各個體進行資本投資的差距就會擴大，在生產函數(shù)是凹的假定下，總的產出量就會越小。這樣，收入差距通過物質資本和人力資本對經濟增長產生負向影響，我們把這一作用機制稱為收入分配影響經濟增長直接機制（見圖6）。
圖6 收入分配影響經濟增長直接機制
三、收入差距影響人力資本積累
由Galor和Zeira (1993)的模型可得到初始財富分配狀況與人力資本積累間的關系。設Dt(xt)為t代的初始財富xt的密度函數(shù)，且滿足：∫∞0Dt(xt)?dxt=1。這樣可得到初始財富密度函數(shù)Dt(xt)決定t代熟練工人和非熟練工人所占總的工人比重分別為：nst=∫+∞fDt(xt)?dxt(1)
nut=∫f0Dt(xt)?dxt(2)
這樣，初始財富xt密度函數(shù)決定了人力資本積累的狀況，即收入分配狀況影響人力資本投資。根據(jù)大數(shù)定理，初始財富的密度函數(shù)可用正態(tài)密度函數(shù)表示，如圖7和圖8所示。M1和M2分別表示兩個正態(tài)密度函數(shù)，它們的期望值都相等，但它們的分布狀況各不相同。M1表示的密度函數(shù)方差比M2表示的密度函數(shù)方差大，即M1表示初始財富分配差距比M2表示初始財富分配差距大。下面分析初始財富分配狀況與人力資本積累間的關系。
命題1：在其他條件不變化的情況下,當f的值小于初始財富的期望值時，初始財富分配差距越大,人力資本積累就會越小。
由上文可知，擁有初始財富大于f個體才可能進行人力資本的積累，由此可得到人力資本積累的概率，即人力資本投資的個體占總人口的比重。由圖7，一條垂直于橫軸的直線與橫軸相交于點A，該點在橫軸上的坐標為f，f的值小于初始財富的期望值。初始財富密度函數(shù)為M1，則人力資本積累概率為：1/2+四邊形ABFD的面積。初始財富密度函數(shù)M2，則人力資本投資的概率為：1/2+四邊形ABEC的面積。只有f值小于初始財富的期望值，總存在四邊形ABEC的面積大于四邊形ABFD的面積，即初始財富密度函數(shù)為M2的人力資本積累概率大于初始財富密度函數(shù)M1為的人力資本積累概率。由此可得：當f的值小于初始財富的期望值，初始財富分配差距越大,人力資本投資就會越小。
圖7 初始財富分布與人力資本積累關系一
推論1：在其他條件不變化的情況下,當f的值小于初始財富的期望值時，初始財富分配差距越大,則人力資本積累就會越小。
圖8 初始財富分布與人力資本積累關系二
命題2：在其他條件不變化的情況下,當f的值大于初始財富的期望值，初始財富分配差距越大,則人力資本投資就越大。
① 該分析拓寬了Galor(2000)的分析框架中現(xiàn)代經濟增長下的收入不均等不利于人力資本積累。本文的收入不均等影響人力資本積累的分析框架，既包含Galor(2000)的現(xiàn)代經濟增長下的收入不均等不利于人力資本積累，也能分析工業(yè)化時期，收入不均等利于人力資本積累。
初始財富密度函數(shù)為M1（見圖8），則人力資本積累的概率為：1/2－四邊形ABFD的面積。初始財富密度函數(shù)為M1，人力資本積累的概率為：1/2－四邊形ABEC的面積。f值大于初始財富的期望值，四邊形ABEC的面積大于四邊形ABFD的面積，由此可得：當f的值大于初始財富期望值時，初始財富分配差距越大，則人力資本投資就會越大。
推論2：在其他條件不變化的情況下,當f的值大于初始財富的期望值，初始財富分配差距越大,則人力資本積累就越大。
由上可知，收入差距擴大可能增加人力資本積累，也可能減少人力資本積累，這取決于f值與初始財富期望值之間的大小。
四、收入差距影響經濟增長的內在機制
Galor（2000）在增長模式轉變框架下分析收入分配通過物質資本和人力資本影響經濟增長，將增長模式的轉變和收入分配影響經濟增長結合起來進行分析，具有很大的創(chuàng)新。但他僅僅分析了收入分配影響物質資本和人力資本積累，從而影響經濟增長，即上文所提出的收入分配影響經濟增長的間接機制，但他并沒有分析收入分配影響經濟增長的直接機制。
由前文收入差距影響人力資本積累可知，當f值小于初始財富的期望值時，收入不均等不利于人力資本積累?，F(xiàn)代經濟增長時期，公共教育投資比較完善，此時f值小于初始財富的期望值，收入不均等不利于人力資本積累。而在工業(yè)化時期，公共教育投資不完善，此時f值大于初始財富的期望值，收入不均等有利于人力資本積累①。
在不同的增長階段，收入分配影響經濟增長呈現(xiàn)出不同的形式并起著不同的作用。工業(yè)化和現(xiàn)代經濟增長階段，收入分配影響經濟增長的兩大機制都產生作用，作用的大小和方向也不一樣的，呈現(xiàn)出收入分配對經濟增長的多種形式，具體形式和方向見表1。
由表1可知，工業(yè)化時期，物質資本是經濟增長的主要推動因素，收入分配影響經濟增長的是間接機制一和直接機制一，此時收入不均等對經濟增長的總的影響不能確定；現(xiàn)代經濟增長時期，人力資本是經濟增長的主要推動因素，收入分配影響經濟增長的是間接機制二和直接機制二，此時收入不均等不利于經濟增長，具體見表2。
注：收入分配對經濟增長作用形式是指收入不均等有利于人力資本積累或收入不均等不利于人力資本積累。
由表1，我們可得如下的函數(shù)：
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)分別表示收入分配影響經濟增長總函數(shù)、收入分配影響經濟增長間接機制一、收入分配影響經濟增長間接機制二、收入分配影響經濟增長直接機制一和收入分配影響經濟增長直接機制二，且g、K和R分別表示收入差距、物質資本和人力資本。由表1可得到：x′11-g(g,K)0和x′22-g(g,R)
由增長模式轉變路徑可將式（3）化為：
y=x1(g,k)+x2(g,k)（4）
其中x1(g,k)和x2(g,k)分別表示收入分配影響經濟增長間接機制和直接機制，且g和k=K/R分別表示收入差距和物質資本與人力資本之比。由表2，我們可得到：
存在一個k，當k≥k時，有：
x′1-g(g,k)>0,x′2-g(g,k)
當k>k時，有：
x′1-g(g,k)
其中x′1-g(g,k)表示x1(g,k)對g的偏導數(shù)。k>k表示經濟增長是由物質資本所推動的，即工業(yè)化階段；而k
① 由此可知，本文的分析框架是Galor（2000）分析收入分配影響經濟增長的擴展。
所推動的，即現(xiàn)代經濟時期。
由式（4）、（5）和（6），我們可得到：
當k
當k≥k時，y′g=x′1-g(g,k)+x′2-g(g,k)的符號不能確定，即工業(yè)化增長階段，收入不均等對經濟增長總的影響不能確定。
由式（4）可得知，Galor（2000）的分析框架僅僅考慮了收入分配影響經濟增長的間接機制，即：
y=x1(g,k)（7）
當k≥k時，x′1-g(g,k)>0；當k
五、小結及建議
由內生經濟增長理論出發(fā)，本文構建收入分配影響經濟增長的內在機制，考察收入分配在不同的經濟增長模式下對經濟增長的影響。在Galor（2000）的收入分配影響經濟增長的直接機制上，拓寬了收入分配影響經濟增長的作用機制，提出了收入分配影響經濟增長的間接機制和直接機制。在Galor 和Zeira（1993）模型的基礎上，分析了在不同情況下收入不均等對人力資本積累所起的作用。
由增長路徑可知道，在不同的增長階段，收入分配對經濟增長的影響具有不同的形式。在工業(yè)化生
產時期，物質資本是經濟增長的主要推動因素，收入分配影響經濟增長主要的是間接機制一和直接機制一，此時，收入差距影響經濟增長的方向是不能確定的。在現(xiàn)代經濟增長時期，人力資本是經濟增長的主要推動因素，收入分配影響經濟增長主要的是直接機制二和間接機制二，此時，收入差距的擴大不利于經濟增長。
由前文理論分析可知，工業(yè)化時期，收入差距擴大影響經濟增長的方向是不能確定的。1978年中國城鄉(xiāng)居民基尼系數(shù)為0.3330，2006年指標已達到0.4483；1978年至2007年這30年間中國經濟高速發(fā)展，GDP年均增長率達到9.448%。由此可知，在中國工業(yè)化時期，收入差距擴大對經濟增長不利影響不是主要的。目前中國收入差距不斷的擴大，與中國實現(xiàn)的經濟擴張增長模式是分不開的。中國存在著大量的勞動力，勞動力市場是不完善的，工資并不是由勞動力市場上供求關系所決定。相對于勞動力而言，資本是稀缺的，資本價格應該較高。為了追求經濟增長，政府利用擁有的貨幣金融配置權對資本價格實行扭曲，使得資本價格偏低。在資本價格偏低的情況下，企業(yè)使用資本替代勞動力，勞動力使用量相對較少，勞動者的收入占GDP的比重較小。同時，得到使用資本的個體由于資本價格較低，勞動力供給量較大可壓低勞動力工資，這樣得到使用資本的個體收入就偏高。勞動者收入與得到使用資本的個體收入間的差距就會擴大，這是中國收入差距擴大的主要方面。這樣，在工業(yè)化時期，中國收入差距的擴大與資本積累間存在著正向的關系。
中國目前正處于工業(yè)化增長的后期，正向現(xiàn)代經濟轉型。由本文理論分析可知，現(xiàn)代經濟增長時期，收入差距的擴大不利于經濟增長，中國不斷擴大的收入差距將對中國持續(xù)增長形成挑戰(zhàn)。因此，在大力發(fā)展經濟的同時，應努力縮小收入差距達到和諧發(fā)展，保持中國可持續(xù)增長。
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親愛的同志們：
華爾街驟然掀起的劇烈金融風暴迅速席卷美國及與美國相關聯(lián)的全球經濟。金融風暴逐步演化為金融危機，并蔓延至實體經濟，如果應對失當，金融危機就有可能引發(fā)經濟危機。而經濟危機的可怕之處在于它可能轉化為社會危機，乃至全面的政治危機。
面對這場突如其來的金融危機，大家可能關心兩個問題：一是金融危機對中國經濟的影響究竟有多大？二是中國在未來的發(fā)展中應如何應對國際經濟風暴？
在經濟全球化背景下，中國經濟同世界經濟融為一體的趨勢進一步增強，毫無疑問，美國發(fā)生劇烈的金融危機，一定會對中國經濟產生影響。
這種影響的第一個層面是顯性的。首先是不少投資機構，尤其是我國金融企業(yè)對美國投行的投資，隨著投行的倒閉或經營不景氣而蒙受損失；另外，一些走出去企業(yè)與美國本土企業(yè)合資或合作因危機影響將導致一定的利潤縮減。其次，華爾街金融危機在一定程度上造成世界經濟衰退，抑制美國、歐洲市場的消費需求，從而影響到中國的出口業(yè)增長。
另一個層面的影響是隱性的，就是通過不斷的經濟傳導來實現(xiàn)。比方，美國政府救市和即將可能發(fā)生的美國經濟衰退，將成為美元貶值的動因。匯率的變化不僅削弱我國外向型企業(yè)出口利潤的增長，增加出口成本，而且會直接導致匯兌損失。在我國長期依靠投資、出口和消費推動經濟增長的動力中，后兩個動力都會因華爾街金融危機的傳導而受到擠壓。
與1997—1998年金融危機時期相比，我們今天更有能力和實力應對這場金融危機；首先，我國有巨額的外匯儲備。其次，我國的財政收入充裕。這些為刺激經濟，避免經濟大幅下滑創(chuàng)造了有利條件。
同時，也應該認識到：金融危機對中國經濟的影響有限。從當前中國經濟增長的動力構成的角度看，宏觀經濟運行情況表明，目前，推動中國經濟增長的動力并未因華爾街金融風暴而受到根本性削弱，我國經濟基本面也并未因華爾街金融風暴而更改。從中美經濟相關度看，雖然兩國經濟發(fā)展互有咬合，但中國經濟涉足美國經濟程度畢竟不很深，中國金融體系相對獨立和穩(wěn)定，中國工農業(yè)生產形勢穩(wěn)定，內需強勁，消費對經濟增長的貢獻率日益提高。
中國政府采取有效措施，積極應對金融危機：推出了4萬億投資計劃，地方政府也陸續(xù)推出了大規(guī)模投資計劃，同時，一些更加積極的財政金融政策相繼出臺，有利地刺激消費，擴大內需，推動中國經濟向內需拉動型轉變。
面對金融危機，最重要的是信心。我們相信政府處置危機的能力，對中國經濟發(fā)展的基本面有信心，我們每個人的信心就是戰(zhàn)勝危機的良方，相信這場危機一定會轉化為中國經濟騰飛新起點！親愛的同志們：
華爾街驟然掀起的劇烈金融風暴迅速席卷美國及與美國相關聯(lián)的全球經濟。金融風暴逐步演化為金融危機，并蔓延至實體經濟，如果應對失當，金融危機就有可能引發(fā)經濟危機。而經濟危機的可怕之處在于它可能轉化為社會危機，乃至全面的政治危機。
面對這場突如其來的金融危機，大家可能關心兩個問題：一是金融危機對中國經濟的影響究竟有多大？二是中國在未來的發(fā)展中應如何應對國際經濟風暴？
在經濟全球化背景下，中國經濟同世界經濟融為一體的趨勢進一步增強，毫無疑問，美國發(fā)生劇烈的金融危機，一定會對中國經濟產生影響。
這種影響的第一個層面是顯性的。首先是不少投資機構，尤其是我國金融企業(yè)對美國投行的投資，隨著投行的倒閉或經營不景氣而蒙受損失；另外，一些走出去企業(yè)與美國本土企業(yè)合資或合作因危機影響將導致一定的利潤縮減。其次，華爾街金融危機在一定程度上造成世界經濟衰退，抑制美國、歐洲市場的消費需求，從而影響到中國的出口業(yè)增長
另一個層面的影響是隱性的，就是通過不斷的經濟傳導來實現(xiàn)。比方，美國政府救市和即將可能發(fā)生的美國經濟衰退，將成為美元貶值的動因。匯率的變化不僅削弱我國外向型企業(yè)出口利潤的增長，增加出口成本，而且會直接導致匯兌損失。在我國長期依靠投資、出口和消費推動經濟增長的動力中，后兩個動力都會因華爾街金融危機的傳導而受到擠壓。
與1997—1998年金融危機時期相比，我們今天更有能力和實力應對這場金融危機；首先，我國有巨額的外匯儲備。其次，我國的財政收入充裕。這些為刺激經濟，避免經濟大幅下滑創(chuàng)造了有利條件。
同時，也應該認識到：金融危機對中國經濟的影響有限。從當前中國經濟增長的動力構成的角度看，宏觀經濟運行情況表明，目前，推動中國經濟增長的動力并未因華爾街金融風暴而受到根本性削弱，我國經濟基本面也并未因華爾街金融風暴而更改。從中美經濟相關度看，雖然兩國經濟發(fā)展互有咬合，但中國經濟涉足美國經濟程度畢竟不很深，中國金融體系相對獨立和穩(wěn)定，中國工農業(yè)生產形勢穩(wěn)定，內需強勁，消費對經濟增長的貢獻率日益提高。
教育投入的外溢效應究竟有多大，如何衡量，一直是學術界研究的熱點，菲德爾模型不僅能夠分離出教育對經濟增長的總效應，而且能夠分離出教育投入的外溢效應，因此，本文借鑒菲德爾模型的思路，就金磚五國教育投資對經濟增長的貢獻進行比較研究。菲德爾模型最初是由經濟學家菲德爾①(Feder，1983)提出的，用來研究出口對經濟增長的作用，許多研究者將該模型引入教育投入(產出)對經濟增長的效應，分析教育的溢出作用以及教育部門和非教育部門生產率的差異。
實證分析
(一)變量指標及數(shù)據(jù)樣本投資(I)變量采用各國GDP構成中資本形成額，經濟增長(Y)變量采用各國國內生產總值(GDP)，勞動力(L)變量采用各國總就業(yè)人數(shù)，為了便于統(tǒng)一比較，金磚五國上述變量的數(shù)據(jù)均來自聯(lián)合國貿發(fā)會數(shù)據(jù)庫，鑒于數(shù)據(jù)來源可獲性，教育投資(E)變量采用各國公共教育投入數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來自世界銀行和聯(lián)合國教科文衛(wèi)組織數(shù)據(jù)庫，樣本期間為1998－2010年。為規(guī)避價格和匯率波動因素，上述變量均采用2005年不變價格和不變匯率數(shù)據(jù)。本文在公式6和公式8模型中分別引入常數(shù)項c，利用eviews6.0對金磚五國的面板數(shù)據(jù)進行回歸。(二)結果分析1.教育投資對經濟增長的總效應(γ)分析。表明金磚五國教育投資對經濟增長都具有正向的促進效應，其中俄羅斯教育投資對經濟增長的系數(shù)最大，值為8.18，其次是中國為7.06，南非最低僅為0.64，從回歸顯著度來看，俄羅斯和南非的γ系數(shù)t值沒有通過檢驗，巴西、中國和印度分別通過99%、95%和90%的顯著度檢驗。可見，巴西、中國、印度三國教育投資對經濟增長具有顯著的促進作用，俄羅斯和南非教育投資對經濟增長正向促進作用不顯著。整體結論和多數(shù)學者研究基本一致(見表2)，各學者關于我國教育投資總效應γ的研究都是正的，最小數(shù)值為葉阿忠估計的5.93，最大值為袁國敏估計的8.15，本文估計的為7.06，相差不大。2.教育投資對溢出效應(θ)分析。公式8中dEE系數(shù)θ的回歸結果都為正，表明金磚五國教育投資具有溢出效應，對非教育部門產出都具有正向的促進作用，最大的是俄羅斯，數(shù)值為0.72，處于第二梯隊的是中國、南非和印度，分別為0.35、0.33和0.29，外溢效應大小相差不大，最低的是巴西，只有0.09。從顯著度上看，俄羅斯和南非沒有通過顯著度檢驗，中國、巴西和印度分別通過99%、90%和和90%的顯著度檢驗?？梢?，金磚五國中中國、巴西和印度的教育投資具有顯著的溢出效應，俄羅斯和南非雖然具有溢出效應但不顯著。教育的溢出效應具有普遍性(如表2)，多數(shù)研究表明各國教育投入都具有正向的溢出效應，溢出效應最大的為我國的廣東省84.678，最小的是巴西0.087。關于我國教育投資溢出效應的大小，各學者研究結論存在一定差異，最大的是王文博估計的1.3371，最小的是姚益龍估計的0.254，但綜合來看，教育投資的外溢效應是顯著的。3.教育部門與非教育部門生產力差別(δ)分析。根據(jù)表1中公式8模型系數(shù)δ/(1+δ)－θ和θ系數(shù)的估計結果，經計算，我們得出金磚五國的教育部門與非教育部門生產率差異系數(shù)δ的數(shù)值(見表2)。從表2中可見，金磚五國δ的所有估計值都是負的，表明金磚五國教育部門生產力都低于非教育部門，差異最大的是巴西，最小的是俄羅斯。教育部門生產力低下是一個普遍現(xiàn)象，從表2中可見，多數(shù)研究者對不同國家的研究結論都表明，衡量教育部門與非教育部門生產力差別的δ都是負值。為什么教育部門的產出效率如此之低呢?盧卡斯(1988)認為行政部門的效率一般低于私人部門，在多數(shù)國家教育部門都受政府干預較多，政府的參與度較高，是一個非私人部門的準行政部門。而且教育部門的產出主要是非物質化的服務性產出，主要功能是傳授知識，競爭性和盈利性程度明顯低于非教育部門，相比較而言，私人部門在盈利和市場競爭的驅動下，資本和勞動投入的效率普遍較高，因此，教育部門要素的效率低于非教育部門，正因為如此，教育部門的成果通過知識和技能載體，提高的勞動力的素質，導致了教育部門的外溢效應。
結論與建議