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第1篇

對于衡量變量差異性的統(tǒng)計指標(biāo)，除了前文提到的變異系數(shù)以外，常用的還有全距、平均差、差異系數(shù)、泰爾指數(shù)等指標(biāo)。其中，泰爾指數(shù)（TheilIndex）因為具有可分解性的特點，不僅可以反映總體的差異，還可以衡量樣本內(nèi)部的差異，因而得到較為廣泛的應(yīng)用。泰爾指數(shù)是由H.Theil（1967）提出的，是一種廣義熵指數(shù)，可寫為GE（1）。以人均GRP差異為例，泰爾指數(shù)常用這樣，根據(jù)公式（1）~（3），筆者計算了1978年~2012年中國各省份人均名義GRP與人均實際GRP的泰爾指數(shù)。圖2與表1是人均名義GRP泰爾指數(shù)的基本情況。由于人均實際GRP的泰爾指數(shù)與之非常類似，限于篇幅，在此筆者就不再列出。從圖2與表1可以看出，我國各省份人均名義GRP的泰爾指數(shù)呈現(xiàn)出“下降—上升—再下降”的變動趨勢。具體來看，1990年以前，泰爾指數(shù)從1978年的0.1555不斷減少至1990年的0.0763；而1991年~2003年之間則呈現(xiàn)一直上升的態(tài)勢，到2003年回升至0.1420；2004年之后泰爾又開始回落，到2012年為0.0780，基本與1990年的數(shù)值持平。這表明我國區(qū)域經(jīng)濟水平的整體差異在1978年~1990年、2004年~2012年間有下降趨勢，而在1991年~2003年期間呈擴大趨勢。同時，我國東中西部地區(qū)之間經(jīng)濟增長的組間差異，在2003年之前基本呈擴大態(tài)勢，并在20世紀(jì)90年代初期取代區(qū)域組內(nèi)差異，成為區(qū)域經(jīng)濟整體差異的最主要因素。同時，2004年之后東中西部之間經(jīng)濟差異有減小趨勢，2012年的差異水平已回落至20世紀(jì)90年代初的水平。來東中西部區(qū)域經(jīng)濟的組內(nèi)差異則大體表現(xiàn)為縮小的趨勢，期間在2000年前后有所回升，但2003年之后又開始下降。具體來說，從表1中可以發(fā)現(xiàn)，我國東部省份內(nèi)部之間的經(jīng)濟差異雖然在東中西部三者之中最為顯著，但其縮小趨勢也最為明顯，其組內(nèi)泰爾指數(shù)由最開始的0.21（1978年）持續(xù)縮小至0.03（2012年）；中部省份內(nèi)部的人均名義GRP差異在東中西部三者中大致處于中間水平，但與西部差別很小，并且中部西區(qū)的組內(nèi)泰爾指數(shù)大體上也有所下降，由最初的0.039減少至現(xiàn)在的0.023；西部省份之間的差異變化很小，且在20世紀(jì)90年代前期略有擴大。總體來看，我國區(qū)域經(jīng)濟增長的組內(nèi)與組間兩種差異變化進(jìn)一步反映了我國區(qū)域經(jīng)濟增長具有“俱樂部趨同”的特點。

二、區(qū)域經(jīng)濟增長的相關(guān)性特征

除了差異性之外，區(qū)域經(jīng)濟之間的相關(guān)性也需要關(guān)注。而Moran''''sI統(tǒng)計量則是檢驗經(jīng)濟現(xiàn)象全局空間自相關(guān)特征的一種常用指標(biāo)（P.A.PMoran，1950），其計算公式為：GRP），N為地區(qū)總數(shù)，Wij為空間權(quán)重矩陣。Moran''''sI取值范圍為[-1，1]，其大于0表明變量之間存在空間正相關(guān)，小于0表明變量之間存在空間負(fù)相關(guān)，而等于（或近似為）0，則說明變量為空間零自相關(guān)（即在空間上隨機分布）。同時，如果Moran''''sI的絕對值越大，表明變量在空間分布的（正/負(fù)）相關(guān)性越強。同時，對于Moran''''sI顯著性，可以通過Z值及其對應(yīng)的P值進(jìn)行檢驗。根據(jù)（4）式，筆者以各省份省會之間距離的平方為權(quán)重，構(gòu)建了空間權(quán)重矩陣W，進(jìn)而計算了1978年~2012年我國人均名義GRP與人均實際GRP的Moran''''sI值。具體見圖3。其中，兩種人均GRP的Moran''''sI值均至少在3%的水平上顯著，且顯著水平也同Moran''''sI值一樣不斷提高。從圖3可以看出，不論是人均名義GRP還是人均實際GRP，兩者的Moran''''sI值在改革開放之后均呈現(xiàn)出不斷提高的趨勢。其中，人均名義GRP的Moran''''sI雖然在20世紀(jì)90年代初期有略微下降，但整體而言其上升的幅度更大，由最初時的0.09（1978年）逐漸上升至最高時的0.45（2010年）；而人均實際GRP的上升過程則相對平穩(wěn)一些，其最高值為2010年的0.32。綜上所述，我國各省份之間的人均GRP（包括名義與實際）具有比較顯著的全局正相關(guān)性（或空間集聚性）。在分析全局空間自相關(guān)之后，可以再考察我國區(qū)域經(jīng)濟增長的局部自相關(guān)特性，這主要通過Moran散點圖進(jìn)行分析，具體如圖4所示。可以看出，擬合曲線的斜率逐漸變大，表明省份人均實際GRP的全局自相關(guān)特征日趨明顯。同時，第一象限與第三象限（表示存在局域空間相關(guān)）的點逐步增多，而第二象限與第四象限（表示部存在局域空間相關(guān)）的點則有減少的趨勢。同時，1978年~2012年間我國各省份的名義GRP與實際GRP的Moran''''sI均為正，且都至少在10%水平下顯著。綜上所述，我國區(qū)域經(jīng)濟增長具有空間自相關(guān)特征。

三、基本結(jié)論

第2篇

但是,這兩類增長理論如果直接被用來分析和解釋發(fā)展中國家的增長路徑,則存在顯著的缺陷,它們的前提假設(shè)均不能完全適合發(fā)展中國家(特別是中國)所面臨的情況。一方面,新古典經(jīng)濟增長理論沒有充分考慮資本投入異質(zhì)性的情況,認(rèn)為充分發(fā)展的市場中,資本投入是無差異的。但是對于發(fā)展中國家而言,經(jīng)濟實現(xiàn)快速增長的階段中,年新增投資具有明顯的異質(zhì)性,即社會新增的機器設(shè)備都包含著相對于現(xiàn)有資本存量更為先進(jìn)的技術(shù),物化性技術(shù)設(shè)備占據(jù)全社會技術(shù)進(jìn)步的主要形式;另一方面,內(nèi)生經(jīng)濟增長理論解釋的多為發(fā)達(dá)國家的增長問題,所考慮自主研發(fā)為推進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的主要形式,是自身技術(shù)水平處于世界技術(shù)前沿的發(fā)達(dá)國家的情況,往往忽略發(fā)展中國家借助模仿來實現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步的可能性。

為擴展經(jīng)濟增長理論,更好地解釋發(fā)展中國家的經(jīng)濟增長過程,筆者曾構(gòu)造了一個新古典與內(nèi)生經(jīng)濟增長理論的綜合體(《資本積累、技術(shù)進(jìn)步與中國積極增長路徑轉(zhuǎn)換》,刊載于《中國軟科學(xué)》2009第3期)。其中,市場的活動主體為逐利的廠商,可以選擇模仿或者自主創(chuàng)新來推動技術(shù)進(jìn)步,同時也考慮了資本投入的異質(zhì)性,以中間產(chǎn)品種類的差別體現(xiàn)資本異質(zhì)性,其中的擴展模型是基于發(fā)展中國家的情況展開分析,當(dāng)條件滿足時,發(fā)展中國家能夠?qū)崿F(xiàn)趕超;當(dāng)條件不具備時,這些國家就只能陷于模仿陷阱,增長停滯。在發(fā)展中國家應(yīng)以模仿為主的發(fā)展階段,創(chuàng)新型企業(yè)無法在競爭中戰(zhàn)勝直接引進(jìn)國外先進(jìn)技術(shù)設(shè)備的模仿型企業(yè),因而研發(fā)投入并不會對經(jīng)濟增長表現(xiàn)出更多的促進(jìn)作用。而且,由于研發(fā)活動還要占用一定的生產(chǎn)資源,可能反而會表現(xiàn)出與經(jīng)濟增長負(fù)相關(guān)性。所以,在發(fā)展中國家技術(shù)水平處于較低階段時,技術(shù)進(jìn)步主要靠模仿來實現(xiàn)是有效率的,此時研發(fā)活動對于經(jīng)濟增長的推動作用較小,甚至?xí)璧K增長,投資特別是物化了更先進(jìn)技術(shù)的設(shè)備投資,對于經(jīng)濟增長應(yīng)有顯著的推進(jìn)作用;當(dāng)發(fā)展中國家的技術(shù)水平發(fā)展到一定階段以后,發(fā)達(dá)國家出于保護(hù)本國技術(shù)領(lǐng)先及國家安全等方面的考慮,會停止向發(fā)展中國家轉(zhuǎn)讓技術(shù),繼續(xù)模仿的成本上升至自主創(chuàng)新開始有利可圖時,發(fā)展中國家的自主研發(fā)才會表現(xiàn)出對經(jīng)濟增長的正向影響。此時,設(shè)備投資不再成為推動技術(shù)進(jìn)步的主要形式,對于經(jīng)濟增長的促進(jìn)作用讓位于研發(fā)活動了。在由以模仿主導(dǎo)的技術(shù)進(jìn)步向以獨立自主創(chuàng)新為主導(dǎo)的技術(shù)進(jìn)步轉(zhuǎn)變的過渡階段中,逐利企業(yè)也會發(fā)揮主體作用,同時政府干預(yù),向下扭曲要素價格,高估企業(yè)價值對于經(jīng)濟快速實現(xiàn)趕超也發(fā)揮著重要作用。與新古典增長模型相比,不同之處在于,筆者的“模仿通向創(chuàng)新之路”的模型之中,融合進(jìn)了內(nèi)生的技術(shù)進(jìn)步;而與內(nèi)生經(jīng)濟增長理論相比,最為顯著的不同之處在于推動技術(shù)進(jìn)步的主導(dǎo)形式具有階段性。

這樣,我們得出如下基于理論分析對于中國及發(fā)展中國家未來發(fā)展的幾點判斷:

1.對于發(fā)展中國家而言,技術(shù)進(jìn)步路徑具有內(nèi)生的演化機制。逐利的微觀主體為引導(dǎo)全社會推進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的主要形式發(fā)生變化,由以模仿發(fā)達(dá)國家先進(jìn)技術(shù)為主要形式推動技術(shù)進(jìn)步的階段,過渡到以自主研發(fā)為主要形式實現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步的階段。所以,后發(fā)國家要建立起市場環(huán)境,特別是培育具有創(chuàng)新精神的企業(yè)家,這種創(chuàng)新精神有助于推動全社會的技術(shù)進(jìn)步。

2.模仿的先進(jìn)技術(shù)多數(shù)物化在機器設(shè)備當(dāng)中,因而對于處在模仿階段的國家,高投資率是更多引入先進(jìn)設(shè)備,推動技術(shù)進(jìn)步,從而實現(xiàn)經(jīng)濟更快增長的保障。如果國內(nèi)的儲蓄率過低,不足以支撐高投資率,可以借助外國直接投資的方式彌補國內(nèi)投資不足。國際經(jīng)驗表明,相對于向國外借款,外國直接投資因無需還本付息,對于經(jīng)濟剛剛起步的發(fā)展中國家可能更為穩(wěn)妥。但是,當(dāng)一國技術(shù)水平發(fā)展到以自主創(chuàng)新為主要形式推動技術(shù)進(jìn)步的階段以后,外國直接投資對于本國經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)就會下降,所以不能盲目迷信引進(jìn)外資來促進(jìn)增長的作用,FDI加速經(jīng)濟增長具有階段性。

3.由于受到一些因素的影響,并非所有國家都能夠順利實現(xiàn)由模仿到創(chuàng)新的轉(zhuǎn)換,有的國家陷于模仿陷阱,經(jīng)濟停滯。陷于模仿陷阱的因素有很多,相應(yīng)地也為政策選擇留有很大余地。依靠高儲蓄率和高投資率,能夠得到較快的增長速度,但并不能使得陷入模仿陷阱的國家避免經(jīng)濟最終停滯在較低水平的均衡處。此時,需要選取的政策措施包括提高模仿效率和降低資本使用成本,增強企業(yè)的獲利能力,提高企業(yè)價值,借此擺脫模仿陷阱。

4.對于能夠自發(fā)實現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步形式提升的國家,在本國技術(shù)進(jìn)步處于模仿階段時,可以通過高估企業(yè)價值的政策手段加速經(jīng)濟增長過程,縮短該國經(jīng)濟處于模仿階段的時間。高估企業(yè)價值可以通過向下扭曲要素價格和本幣貶值得以實現(xiàn)。這樣的政策手段在依次創(chuàng)造了經(jīng)濟增長奇跡的新興工業(yè)化國家和中國的增長路徑中,都可以或多或少地看到。

5.中國30年經(jīng)濟快速增長,很大程度上得益于處在模仿階段中,低價工業(yè)化的加速效應(yīng),這在改革初期的制度變化帶來的效率提升消耗殆盡后更為明顯。所以,截至本世紀(jì)初,中國的經(jīng)濟增長都在最優(yōu)增長路徑上或在其附近運行。伴隨著經(jīng)濟增長,中國實現(xiàn)了大幅度的技術(shù)進(jìn)步,而非毫無意義的粗放式增長。

6.中國目前的經(jīng)濟增長路徑,基本處于由模仿向創(chuàng)新的過渡階段,對外模仿、吸引外資對于經(jīng)濟增長的促進(jìn)作用將會出現(xiàn)下降,而自主研發(fā)對于經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)會顯著上升。要保持經(jīng)濟長期穩(wěn)定地增長,必須處理好模仿階段和自主創(chuàng)新階段的銜接,不同階段支持經(jīng)濟增長的政策極為不同。模仿階段政府可以有較大的活動空間,甚至可以主導(dǎo)經(jīng)濟的發(fā)展,通過向下扭曲要素價格和超貶本國匯率等手段,直接干預(yù)經(jīng)濟,提高企業(yè)的獲利能力來加快經(jīng)濟增長的速度。在自主創(chuàng)新階段,政府的活動空間相對減小,因為任何違背市場的定價機制從長期來看都是難以為繼的,如果廠商和消費者具有完全理性,那么政府對于經(jīng)濟的干預(yù)在短期內(nèi)也是無效的。在由模仿階段向創(chuàng)新階段的過渡期間,最優(yōu)狀態(tài)應(yīng)該是政府逐漸減少對經(jīng)濟的扭曲,將生產(chǎn)資源的定價權(quán)逐步交還給市場。

7.由模仿階段向創(chuàng)新階段的過渡絕不是瞬間能夠?qū)崿F(xiàn)的跳躍式過渡,而是漸進(jìn)式的過渡。起先是整個國家處于模仿階段,生產(chǎn)中間產(chǎn)品的所有廠商完全向發(fā)達(dá)國家模仿;隨著本國技術(shù)水平的提升,小部分能力最強的廠商開始創(chuàng)新,而大部分廠商仍然處于模仿階段,此時模仿企業(yè)可能會將模仿對象轉(zhuǎn)移為國內(nèi)的技術(shù)領(lǐng)先者,特別是在國內(nèi)市場需求超過領(lǐng)先廠商生產(chǎn)能力時,更為顯著;當(dāng)國內(nèi)技術(shù)水平進(jìn)一步提升,大部分廠商開始轉(zhuǎn)向研發(fā)活動,只有小部分能力極差的廠商模仿,直至最后所有技術(shù)領(lǐng)先者均自主研發(fā)來推動技術(shù)進(jìn)步。在過渡階段中,國家支持經(jīng)濟增長的政策也要相應(yīng)地作出調(diào)整與變動,以適應(yīng)經(jīng)濟增長路徑的順利過渡。這就包括在模仿階段被扭曲的要素價格和被貶低的本國幣值的調(diào)整。理論與實踐都告訴我們,這種調(diào)整應(yīng)該謹(jǐn)慎對待,否則極易引起整個經(jīng)濟的大幅度震蕩。如日元升值過于激烈,相應(yīng)配套政策推出不利,致使日本的整體經(jīng)濟陷于停滯達(dá)十年之久。

向下扭曲要素價格,高估企業(yè)的獲利能力,確實實現(xiàn)了經(jīng)濟的快速增長。但是,這種增長只限于模仿階段,具有明顯的階段性。當(dāng)企業(yè)進(jìn)入創(chuàng)新階段以后,被扭曲的要素價格也包括被低估的匯率都要回升至正常值。如果中國真的已經(jīng)進(jìn)入了創(chuàng)新階段,或者是進(jìn)入由模仿到創(chuàng)新的過渡階段,那么這種價格重估就是常態(tài),而非短期沖擊。要做到兩個接受:一是接受模仿企業(yè)獲利能力逐漸下降的事實,二是接受經(jīng)濟增長率開始放緩的事實。

勞動力的價格增添了社會保障性的支出;資金價格的重新估值是恢復(fù)了資本的市場價格,或者,至少是資本價格向其自身的市場價格回歸;資源價格和土地出讓也不再為招商引資服務(wù),開始體現(xiàn)它們應(yīng)有的價值;這一切都在壓縮企業(yè)的獲利能力,進(jìn)而降低了企業(yè)的價值。企業(yè)價值的降低宏觀上相應(yīng)表現(xiàn)在經(jīng)濟增長率上,就是經(jīng)濟增速的減緩。

當(dāng)然,生產(chǎn)要素價格的回歸幅度與速度要有優(yōu)化選擇,與所處的技術(shù)進(jìn)步路徑的狀態(tài)(即模仿實現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步與創(chuàng)新推動技術(shù)進(jìn)步的相對比重)相適應(yīng)。特別是對勞動力的價格回歸更要平穩(wěn),如果分配給消費的資源過多,就極易形成未富先老的社會狀態(tài),追求過多的社會福利將使得經(jīng)濟增長的速度放緩。

對于匯率升值的認(rèn)識。一般理論研究認(rèn)為,匯率失衡不論是匯率的高估還是低估,都會使經(jīng)濟付出福利和效率方面的代價。匯率低估會破壞經(jīng)濟的內(nèi)部均衡和外部均衡,并由此引發(fā)一系列破壞宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定和經(jīng)濟可持續(xù)增長的問題。從國民福利和資源配置的角度來看,超貶匯率實際上是全體國民和非貿(mào)易部門為出口提供補貼,以匯率低估為代價維持長期的貿(mào)易順差是得不償失的。但是,在本文的模仿――創(chuàng)新階段論的分析框架下,本幣貶值不失為加快經(jīng)濟增長速度的一劑良藥,特別是在發(fā)展中國家陷于模仿陷阱之際,更是能夠有效地幫助該國脫離困境。當(dāng)然,一旦該國技術(shù)進(jìn)步的發(fā)展階段離開模仿階段,本幣貶值的這一好處也就隨之消失了。繼續(xù)對本幣貶值就會抑制企業(yè)的自主技術(shù)創(chuàng)新,阻礙了貿(mào)易結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級,降低全體國民的福利水平。因而,當(dāng)一國處在創(chuàng)新階段,或者是由模仿向創(chuàng)新過渡的階段時,政府就要下大氣力關(guān)注匯率的升值問題。

第3篇

一、我國經(jīng)濟增長潛在水平的決定

我國經(jīng)濟增長是否達(dá)到或逼近由充分就業(yè)水平?jīng)Q定的潛在水平呢？按照傳統(tǒng)經(jīng)濟學(xué)理論，市場機制的自發(fā)作用能實現(xiàn)勞動市場、資本市場、產(chǎn)品市場各自均衡以及它們之間的均衡，國民經(jīng)濟達(dá)到充分就業(yè)水平的均衡狀態(tài)，經(jīng)濟資源實現(xiàn)有效配置。這一經(jīng)濟學(xué)命題暗含著其它要素資源無限供給，從而勞動資源的有效利用成為決定經(jīng)濟潛在水平的關(guān)鍵因素。現(xiàn)實中，我國現(xiàn)階段生產(chǎn)要素供給的所謂“短邊”并不是勞動供給，富裕的勞動資源始終是我國經(jīng)濟發(fā)展需要安置的一個長期任務(wù)。人口基數(shù)大、增長快，農(nóng)村大量剩余勞動力和隱性失業(yè)人員大量存在；同時，城市就業(yè)問題壓力也很大。雖然公布的失業(yè)率較低，甚至低于西方發(fā)達(dá)國家，并不反映真實情況，因為我國現(xiàn)行城鎮(zhèn)人口失業(yè)率統(tǒng)計口徑以登記注冊失業(yè)人口為準(zhǔn)，而且地方各級政府追求政績的偏好容易導(dǎo)致虛報、瞞報等虛假數(shù)字。一個可行的方法是用城鎮(zhèn)人口從業(yè)率來進(jìn)行推斷。2003年城鎮(zhèn)人口從業(yè)率為48.95%，城鎮(zhèn)就業(yè)人數(shù)為25693萬，如果按照正常的城鎮(zhèn)人口從業(yè)率55%計算，即使不考慮農(nóng)村到城鎮(zhèn)中沒有找到工作的和長年下崗在家沒有解除勞動合同的人員，城鎮(zhèn)失業(yè)人口估計應(yīng)為2655萬左右，據(jù)此推算，2003年底城鎮(zhèn)失業(yè)率估計約為11%。并且，我國城鎮(zhèn)失業(yè)人口的絕對規(guī)模越來越大，1999年時為1650萬人，迄今業(yè)已翻番。而農(nóng)業(yè)剩余勞動力供給量過分龐大，是不爭的事實。因此，全國城鄉(xiāng)勞動總供給在當(dāng)前階段幾乎是無窮大彈性，由充分就業(yè)水平?jīng)Q定的經(jīng)濟潛在或自然增長率，是我國長期追求的一個目標(biāo)。維持較高的增長率不僅是實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展的必然選擇，也是就業(yè)問題使然。

新一輪增長雖然尚遠(yuǎn)離由勞動供給決定的潛在水平，但并不是說增長不存在來自要素供給方面的約束。事實上，中國經(jīng)濟增長已經(jīng)嚴(yán)重受制于能源、重要原材料的供給限制以及運輸能力和土地供給的約束。中國經(jīng)濟快速增長的能源支撐已經(jīng)顯得十分脆弱，一年多來，在全國各地頻頻發(fā)生的“電荒”、“煤荒”就是典型例證。目前，我國正處于重化工工業(yè)化快速推進(jìn)的重要時期，不僅對能源供給和運輸帶來很大沖擊，而且其它一些重要資源也面臨儲量不足、供給短缺的矛盾。我國已成為煤炭、鋼鐵、銅等資源消耗的世界頭號大國。雖然從資源總量看，我國在世界上屬于資源大國，但與龐大的人口規(guī)模相對照，又是一個人均資源量稀少的資源貧國，一些對經(jīng)濟發(fā)展有深遠(yuǎn)影響的戰(zhàn)略性資源，我國的人均擁有量遠(yuǎn)遠(yuǎn)不及世界平均水平。因此，經(jīng)濟快速增長給國內(nèi)資源保障造成很大壓力，一些重要資源的短缺將成為制約經(jīng)濟快速發(fā)展的瓶頸，對經(jīng)濟增長的約束性日益增強。

上述分析支持這樣一個基本判斷：無論是中國經(jīng)濟的新一輪增長還是在較長時期內(nèi)，難以達(dá)到由充分就業(yè)決定的潛在增長水平，而資源約束會對增長潛力的決定性變得越來越重要。宏觀調(diào)控政策應(yīng)該以擴大就業(yè)和提高資源利用效率為出發(fā)點。（1）提高就業(yè)率必須以維持較高的經(jīng)濟增長為基礎(chǔ)，我國經(jīng)濟發(fā)展的事實表明，大凡經(jīng)濟增長較快的年份，就業(yè)形勢就趨好，反之，經(jīng)濟增長放慢的年份，就業(yè)問題就顯得比較嚴(yán)重。為此，在國家財政逐步向公共財政轉(zhuǎn)變的過程中，財政支出結(jié)構(gòu)調(diào)整方向應(yīng)趨向于更加重視為擴大就業(yè)創(chuàng)造條件，大力發(fā)展教育事業(yè)和技能培訓(xùn)，規(guī)范勞動市場，提供信息服務(wù)。稅收政策一方面要充分發(fā)揮其“穩(wěn)定器”作用，另一方面要有利于創(chuàng)業(yè)和中小企業(yè)發(fā)展，為廣開門路、擴大就業(yè)創(chuàng)造機會。中央銀行的貨幣政策同樣要立足于以促進(jìn)經(jīng)濟增長和促進(jìn)就業(yè)為首要的長期目標(biāo)。要進(jìn)一步加快國有銀行商業(yè)化改革和利率市場化進(jìn)程，使其行為能夠符合市場經(jīng)濟的“游戲”規(guī)則，按照風(fēng)險與收益對稱原則，支持中小企業(yè)發(fā)展和民間投融資需要，這是解決中國就業(yè)問題的長久之計。（2）提高資源利用率。鑒于我國長期面臨以擴大就業(yè)為政策目標(biāo)的快速經(jīng)濟增長趨向，以及自然資源耗損及其開采與利用的邊際成本遞增，把促進(jìn)資源有效利用與促進(jìn)經(jīng)濟長期可持續(xù)增長有機統(tǒng)一起來的宏觀經(jīng)濟政策就顯得意義重大而必要。提高資源利用率要以促進(jìn)科技進(jìn)步為支撐，經(jīng)濟政策應(yīng)能較好地激發(fā)企業(yè)科技活動，實現(xiàn)增長集約化，并形成資源開采、利用與保護(hù)并重的有效激勵與約束的市場機制。財政支出要大力提高研發(fā)補貼，稅收政策要有利于孵化科技型企業(yè)發(fā)育成長，進(jìn)一步支持技術(shù)創(chuàng)新體系建設(shè)，鼓勵技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)改造，尤其鼓勵對涉及約束我國經(jīng)濟增長的重要資源領(lǐng)域?qū)嵤┘夹g(shù)創(chuàng)新與產(chǎn)品替代研發(fā)活動。貨幣政策在利率逐步市場化過程中，要擴大風(fēng)險投資放貸能力，支持高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，從整體上帶動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和國民經(jīng)濟素質(zhì)提升。資源利用效率提高終歸要依據(jù)市場機制來實現(xiàn)，這與我國經(jīng)濟體制改革和經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變密切相關(guān)。

二、我國經(jīng)濟自主增長程度的判斷

與政府推動或主導(dǎo)的增長方式相對應(yīng)的是經(jīng)濟自主增長方式。經(jīng)濟理論表明，在一般的競爭性領(lǐng)域，無約束的生產(chǎn)要素充分流動是獲得瓦爾拉斯經(jīng)濟中資源最優(yōu)配置的關(guān)鍵所在，政府的市場干預(yù)行為往往會導(dǎo)致生產(chǎn)要素流動扭曲,從而妨礙競爭性市場達(dá)到最優(yōu)配置和效率。隨著我國改革不斷深化和市場經(jīng)濟發(fā)展，市場配置資源的功能和基礎(chǔ)性作用日益增強，企業(yè)自主投資意愿變得越來越強烈，經(jīng)濟呈現(xiàn)出趨于自主增長的態(tài)勢。1998年之后的幾年時間里，由于受亞洲金融危機和需求不足影響，政府以積極財政政策為主要手段的擴大內(nèi)需政策的實施，在激發(fā)經(jīng)濟復(fù)蘇的同時，也引致經(jīng)濟自主增長顯弱的跡象，直至新一輪增長周期形成，這一苗頭才得以初步遏制。然而，我國經(jīng)濟增長的自主性無論與理論上的判定準(zhǔn)則相對照，還是與成熟的市場經(jīng)濟國家經(jīng)濟自主程度相比較，都還存在較大差異。從宏觀層面上看，雖然我國市場化改革進(jìn)程取得重大進(jìn)展，但是轉(zhuǎn)軌時期體制性束縛依然存在。在金融領(lǐng)域，貨幣市場利率管制、資本市場無序和缺乏流動性、外匯市場匯率形成機制僵化，以及四大國有銀行改革滯后等在很大程度上抑制了微觀經(jīng)濟主體意愿投資與消費的實現(xiàn)；在實體經(jīng)濟領(lǐng)域，一些行業(yè)仍然沿襲或在一定程度上存在政企不分的壟斷和半壟斷狀態(tài)，國有企業(yè)產(chǎn)權(quán)與經(jīng)營職能并未完全分離，競爭不足，效率低下；在政府事權(quán)與職責(zé)方面，財政分級體制激發(fā)了地方發(fā)展經(jīng)濟的熱情，也助長了地方政府過多干預(yù)或滲透經(jīng)濟活動的行為，一些行政特許權(quán)不甚規(guī)范，土地等重要資源供求關(guān)系還沒有真正以生產(chǎn)要素價格來決定。凡此種種，說明我國現(xiàn)階段經(jīng)濟運行的宏觀環(huán)境并不能達(dá)到生產(chǎn)要素的自由流動和最優(yōu)配置境界，有礙于經(jīng)濟增長的自主性發(fā)揮。

第4篇

關(guān)鍵詞：就業(yè) 回歸模型 階段性 協(xié)調(diào)性分析

近幾年來，內(nèi)蒙古的經(jīng)濟增長快的驚人，然而就業(yè)卻呈現(xiàn)了與經(jīng)濟發(fā)展不協(xié)調(diào)的現(xiàn)狀和階段性的特征，經(jīng)濟增長拉動的就業(yè)人數(shù)很低。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不合理，第一產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重占很大份額但產(chǎn)值很小；第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值很高而吸納的就業(yè)人數(shù)卻很小，產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)失衡；第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展滯后，吸納就業(yè)能力很弱。

實證研究

（一）變量和數(shù)據(jù)的選取

本文選取1980-2009年30年間的數(shù)據(jù)，來源于《2010年內(nèi)蒙古統(tǒng)計年鑒》。主要采用指標(biāo)為：一是衡量經(jīng)濟增長的量：內(nèi)蒙古國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP和各產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)總值GDPi（i=1，2，3）；二是內(nèi)蒙古的就業(yè)人數(shù)，包括總的就業(yè)人數(shù)L和各個產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)Li（i=1，2，3）。

（二）平穩(wěn)性、協(xié)整、格蘭杰因果關(guān)系檢驗

本文采用ADF檢驗法對LNGDP和LNL進(jìn)行檢驗，經(jīng)檢變量二階差分后是平穩(wěn)的。接著采用Johansen檢驗，發(fā)現(xiàn)至少存在一個協(xié)整向量，表明變量之間存在長期均衡關(guān)系。最后進(jìn)行Granger檢驗，發(fā)現(xiàn)GDP是L的Granger原因（0.0210.05），它們之間呈單向Granger因果關(guān)系。

（三）經(jīng)濟增長與總就業(yè)之間的關(guān)系

LNGDP與LNL的散點圖。從圖1可以看到LNGDP與LNL大致呈指數(shù)分布，設(shè)模型為L=aGDPα（α為就業(yè)彈性），變換為LNL=c+α*LNGDP（其中Lna=c），上述模型估計如下：

LNL=6.34+0.08LNGDP R2=0.81 D.W=0.17 （1）

（131.33）（11.19）

從方程（1）看出，模型在總體程度上擬合不錯，R2=0.81，各變量都通過了檢驗。

各產(chǎn)值與各產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)階段性特征

為了能夠深入研究經(jīng)濟增長與就業(yè)的關(guān)系，從各產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)與各產(chǎn)值之間入手。首先做了各產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)時序圖，如圖2、圖3、圖4所示（數(shù)據(jù)經(jīng)過sas標(biāo)準(zhǔn)化）。

由圖2、圖3、圖4看出，各產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)不是持續(xù)增長的，都有一定的間斷性，而各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值卻是持續(xù)增長的，它們之間呈現(xiàn)不協(xié)調(diào)關(guān)系，其中圖3表現(xiàn)最為明顯，從1980開始就業(yè)人數(shù)持續(xù)增長，到1996年突然下降，直到2004年才開始緩慢上升。為了進(jìn)一步分析問題，綜合了圖2、圖3、圖4，分三段進(jìn)行研究。第一段從1980-1995年；第二段從1996-2004年，第三段從2005-2009年。

（一）第一階段各產(chǎn)值和就業(yè)人數(shù)的特征

LNL1=6.05+0.04LNGDP1 （2）

（120.60）（3.84） R2=0.51 D.W=0.72

LNL2=4.11+0.25LNGDP2 （3）

（36.83）（9.88） R2=0.87 D.W=0.29

LNL3=3.76+0.34LNGDP3 （4）

（55.39）（21.79） R2=0.97 D.W=1.21

方程（2）、（3）、（4）各變量都通過了檢驗，各方程在整體上擬合還不錯。在第一時間段中，無論是第一、二產(chǎn)業(yè)還是第三產(chǎn)業(yè)，它們都對就業(yè)起到了拉動作用。第一產(chǎn)業(yè)拉動就業(yè)的彈性為0.04；第二產(chǎn)業(yè)為0.25；第三產(chǎn)業(yè)為0.34。第三產(chǎn)業(yè)吸納的就業(yè)空間最大。

第一階段從1980年到1995年，這時恰值“六五”“七五”和“八五”是改革開放初中期，內(nèi)蒙古的經(jīng)濟在粗放型的增長方式下運行，非農(nóng)經(jīng)濟有了很大的發(fā)展，所吸納的就業(yè)人數(shù)空間很大，呈現(xiàn)出每個產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加都能帶動產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的增加的特點。

（二） 第二階段各產(chǎn)值和就業(yè)人數(shù)的特征

LNL1=6.08+0.04LNGDP1 （5）

（57.62）（2.23） R2=0.41 D.W=2.02

LNL2=7.31-0.33LNGDP2 （6）

（35.98）（-10.34）R2=0.94 D.W=1.88

LNL3=5.03+0.11LNGDP3 （7）

（12.59）（1.79） R2=0.31 D.W=1.18

在方程（5）、（6）、（7）中，只有方程（6）通過了檢驗且擬合良好，其余方程都沒有通過檢驗，擬合效果較差。情況不如第一階段，第一產(chǎn)業(yè)拉動就業(yè)彈性0.04；第二產(chǎn)業(yè)為-0.33；第三產(chǎn)業(yè)為0.11。經(jīng)濟增長只對第一、三產(chǎn)業(yè)起到了拉動作用且很小，而對第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的拉動反而是負(fù)的，這說明經(jīng)濟的增長并不一定能帶來就業(yè)人數(shù)的同步增加，這與經(jīng)濟理論相背離。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)呈現(xiàn)不協(xié)調(diào)現(xiàn)狀。

第二階段從1996年到2004年，這時恰值“九五”和“十五”。內(nèi)蒙古經(jīng)濟發(fā)展較快，也是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和升級、經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變的重要時期。這時期經(jīng)濟的增長對就業(yè)的拉動作用變得緩慢，第二產(chǎn)業(yè)的就業(yè)彈性還是負(fù)數(shù)，出現(xiàn)了“排斥”現(xiàn)象。

（三）第三階段各產(chǎn)值和就業(yè)人數(shù)的特征

LNL1=6.05+0.03LNGDP1 （8）

（33.24）（1.36） R2=0.38 D.W=2.54

LNL2=3.87+0.16LNGDP2 （9）

（22.64）（7.72） R2=0.95 D.W=3.37

LNL3=4.00+0.23LNGDP3 （10）

（9.10）（4.17） R2=0.85 D.W=1.39

在方程（8）、（9）、（10）中，只有方程（8）沒有通過檢驗且擬合效果較差。第三階段情況還是不如第一階段，第一產(chǎn)業(yè)拉動就業(yè)的彈性為0.03；第二產(chǎn)業(yè)為0.16；第三產(chǎn)業(yè)為0.23，雖然對就業(yè)的拉動都是正作用，但全都是小于第一階段。

第三階段從2005年到2009年，這時恰值“十一五”，內(nèi)蒙古經(jīng)濟增長方式，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨于合理化，較第二階段情況有所好轉(zhuǎn)，每個產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值增加都能帶動各產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)的增加，但還是弱于第一段。

各產(chǎn)值與各產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)協(xié)調(diào)性分析

（一）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)不符

從表1看出1980年內(nèi)蒙古第一、二、三產(chǎn)業(yè)的比例為26.4∶47.2∶26.4，同期第一、二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)比例為65.97∶18.57∶15.46；2009年內(nèi)蒙古第一、二、三產(chǎn)業(yè)比例為9.5∶52.5∶38，同期第一、二、三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)人數(shù)比例為48.84∶16.92∶34.24。由此看出，在這三十年中第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重下降了16.9%，就業(yè)比重下降17.13%；第二產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重上升5.3%，就業(yè)比重下降1.65%；第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重上升11.6%，就業(yè)比重上升18.78% 。第一產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)“產(chǎn)值低，就業(yè)高”的特點，這顯然是不合理的。這說明農(nóng)村牧區(qū)存在著大量的富裕勞動力，大量的勞動力積壓在第一產(chǎn)業(yè)上，導(dǎo)致了農(nóng)牧民的低收入，低消費，成為第二、三產(chǎn)業(yè)進(jìn)一步發(fā)展的障礙。

第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重很大，但就業(yè)人數(shù)比重急劇的減少，呈現(xiàn)“產(chǎn)值高，就業(yè)低”的特點。從1980年的產(chǎn)業(yè)比重上升了5.3%，同期就業(yè)比重卻下降了1.65%。這說明第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展排斥勞動力。內(nèi)蒙古的工業(yè)結(jié)構(gòu)不合理，主要發(fā)展重工業(yè)，輕工業(yè)發(fā)展較慢。大量的資金都集中于重化工業(yè)行業(yè)，工業(yè)勞動密集型產(chǎn)業(yè)不斷地萎縮。資本密集型產(chǎn)業(yè)會導(dǎo)致勞動力資源的大量閑置和浪費，造成過高的失業(yè)率。投資的高增長率主要帶來的只是就業(yè)者的人均資本準(zhǔn)備水平的提高，拉動就業(yè)的作用較差，這是內(nèi)蒙古投資主導(dǎo)經(jīng)濟的快速發(fā)展而就業(yè)彈性卻下降的原因所在（劉仙梅，2007）。第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展速度緩慢，從這三十年中，第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比重上升11.6%，第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重上升18.78%

（二）外部環(huán)境和政策的影響

“九五”和“十五”期間內(nèi)蒙古受市場經(jīng)濟體制改革、亞洲金融危機和區(qū)內(nèi)外企業(yè)競爭的影響，大批虧損國有企業(yè)，集體企業(yè)不得不破產(chǎn)，兼并或調(diào)整結(jié)構(gòu)，從而導(dǎo)致了大量的富余職工失去原有的工作崗位淪為失業(yè)人員，成為了第二產(chǎn)業(yè)勞動力凈流出的原因。自1999年實施西部大開發(fā)以來，內(nèi)蒙古實施了更加傾斜的財政支付政策，而這些財政支出大多數(shù)都投放在能源和基礎(chǔ)原材料等開發(fā)項目上。這些項目雖然耗資很大，帶來經(jīng)濟的快速發(fā)展，但吸納的就業(yè)空間很有限。

政策建議

由上述分析可知，今后內(nèi)蒙古仍面臨很大的就業(yè)壓力。經(jīng)濟增長雖然是就業(yè)增長的前提條件，也是解決失業(yè)問題的根本出路，但經(jīng)濟增長并不一定能拉動就業(yè)增長，如果不實施一些輔助措施，經(jīng)濟增長不一定直接轉(zhuǎn)化為就業(yè)機會（李湘合等，2006）。因此提出以下幾方面的建議：

一是無論是哪個階段，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的增加對就業(yè)人數(shù)的拉動作用是最大的，所以要充分挖掘第三產(chǎn)業(yè)的就業(yè)空間，內(nèi)蒙古有豐富的自然資源和獨特的自然、人文景觀。應(yīng)該大力發(fā)展旅游業(yè)、房地產(chǎn)、奶制品等為主導(dǎo)的第三產(chǎn)業(yè)。二是實行有利于擴大就業(yè)的經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略合理化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)勞動密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。三是鼓勵和支持非國有經(jīng)濟和中小企業(yè)的發(fā)展，發(fā)展那些能吸納就業(yè)人數(shù)多的個體和私營經(jīng)濟，廣辟就業(yè)門路，多渠道地擴大就業(yè)。

參考文獻(xiàn)：

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2.齊建國.中國經(jīng)濟的最大威脅是就業(yè)彈性急劇下降[J].世界經(jīng)濟，2000（3）

3.雍紅月，李松林.內(nèi)蒙古人口就業(yè)與經(jīng)濟增長的實證分析[J].人口與經(jīng)濟，2004（2）

第5篇

關(guān)鍵詞：增長周期波動；狀態(tài)空間模型；Kalman濾波；HP濾波；BP濾波；景氣指數(shù)

中圖分類號：F061．2文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1000-176X（2009）01-0022-08

一、引 言

長期以來，經(jīng)濟周期波動問題一直是經(jīng)濟學(xué)界和政府部門關(guān)注和研究的焦點，經(jīng)濟學(xué)家們不僅提出經(jīng)濟周期波動研究的經(jīng)典理論，同時也在不斷開發(fā)定量判斷經(jīng)濟周期波動狀態(tài)和特點的方法，以期避免經(jīng)濟產(chǎn)生更大的波動。由于經(jīng)濟行為的繁榮和衰退可以通過不同部門經(jīng)濟變量的時間序列來觀測，因此，可以選取一組與經(jīng)濟周期波動一致的重要的經(jīng)濟指標(biāo)，捕捉經(jīng)濟周期的共同波動成分。美國國家經(jīng)濟研究局在20世紀(jì)60年代末開發(fā)了經(jīng)濟周期先行、一致和滯后合成指數(shù)（Composite Index），用來刻畫經(jīng)濟狀態(tài)和描述未來發(fā)展動向，對衰退和復(fù)蘇做出預(yù)測[7]。這種方法一直使用至今。近年來經(jīng)濟學(xué)家們不斷建立更嚴(yán)密的數(shù)學(xué)模型研究經(jīng)濟時間序列問題，識別經(jīng)濟周期的共同特征。自回歸移動平均（Autoregressive Moving Average，ARMA）模型、向量自回歸（Vector Autoregressive，VAR）模型、多元統(tǒng)計分析方法、狀態(tài)空間模型和Kalman濾波[6]、HP濾波[3]、帶通（BP）濾波方法[1]等等被廣泛地用來分析時間序列和經(jīng)濟周期問題。Hamilton用狀態(tài)轉(zhuǎn)移模型（Regime-Switching，RS）模擬了經(jīng)濟狀態(tài)的變化[5]。Stock和Watson利用狀態(tài)空間模型，并采用卡爾曼濾波方法構(gòu)造了捕捉經(jīng)濟變量之間協(xié)同變化的景氣指數(shù)，認(rèn)為宏觀經(jīng)濟變量的共同變化存在一個共同的成分，這個共同成分體現(xiàn)了經(jīng)濟系統(tǒng)的景氣狀態(tài)，刻畫了經(jīng)濟系統(tǒng)的協(xié)同變化[9-10]。

近年來國內(nèi)學(xué)者對我國經(jīng)濟增長周期波動做了大量研究，劉金全研究了現(xiàn)代經(jīng)濟周期理論中的宏觀經(jīng)濟沖擊及其傳導(dǎo)機制問題[12]；陳昆亭等用濾波方法研究了中國經(jīng)濟周期波動的特征[13]；陳磊對中國經(jīng)濟周期波動理論及測定方法做了詳細(xì)的論述[14]；劉樹成主編的《中國經(jīng)濟周期研究報告》中收集了國內(nèi)學(xué)者關(guān)于中國經(jīng)濟周期理論、模型和計量方法研究的新成果[15]。

1．古典周期波動（Classical Cycles）

早期的資本主義國家實行自由放任的經(jīng)濟制度，其局部平衡和資源配置依靠競爭機制和價值規(guī)律進(jìn)行自動調(diào)節(jié)。微觀經(jīng)濟的目標(biāo)是追求企業(yè)利潤最大化，宏觀經(jīng)濟運行具有很大的盲目性，因而周期性地出現(xiàn)供大于求，即總供求關(guān)系失調(diào)，結(jié)果導(dǎo)致經(jīng)濟蕭條，失業(yè)率上升，壟斷資本形成，競爭機制削弱，經(jīng)濟危機周期性地發(fā)生。從圖1可以看到20世紀(jì)30年代大蕭條帶來的美國GDP的深谷。第二次世界大戰(zhàn)前，資本主義國家進(jìn)入經(jīng)濟衰退時期，各種經(jīng)濟活動的“絕對水平”本身處于下降狀態(tài)，所以，人們研究經(jīng)濟周期波動時采用古典型經(jīng)濟周期的概念是自然的。第二次世界大戰(zhàn)后，各國政府運用立法、財政、金融等手段對經(jīng)濟進(jìn)行了大規(guī)模干預(yù)，這些努力雖然沒有能從根本上克服經(jīng)濟周期波動和經(jīng)濟危機，但是從圖2中可以看出經(jīng)濟波動變得比較平緩了，周期波動的收縮期變短了，擴張期延長了，同時波動的幅度也變小了。例如，美國1961年2月到1969年12月曾連續(xù)106個月處于擴張期，且1991年3月到2001年3月美國又連續(xù)10年保持一種低速增長的狀態(tài)。鑒于經(jīng)濟周期波動形態(tài)的變動，一些經(jīng)濟學(xué)家提出了增長周期波動（Growth Cycle）的概念。[8]

2．增長周期波動

宏觀經(jīng)濟學(xué)研究一國經(jīng)濟長期增長趨勢和短期波動狀況，前者構(gòu)成經(jīng)濟增長理論，后者構(gòu)成經(jīng)濟周期波動理論。傳統(tǒng)的宏觀經(jīng)濟學(xué)將經(jīng)濟的增長與周期、趨勢與波動、長期與短期問題割裂開進(jìn)行研究，而現(xiàn)代增長經(jīng)濟周期理論試圖把經(jīng)濟的長期增長趨勢與短期周期波動二者結(jié)合起來進(jìn)行研究。

經(jīng)濟增長周期波動的計算方法存在兩種類型：

1．增長循環(huán)（Growth Cycles）

增長周期波動的一種類型是把圍繞著趨勢線上下的短期波動稱為增長循環(huán)。作為增長循環(huán)應(yīng)用的典型例子，是OECD開發(fā)的OECD先行指標(biāo)[8]。OECD于1978年開始基于“增長循環(huán)”的概念，利用景氣分析的手法對其成員國的經(jīng)濟周期波動進(jìn)行研究，開發(fā)了各成員國除去趨勢的景氣指數(shù)CI（Composite Index），并確定了各成員國經(jīng)濟周期波動的基準(zhǔn)日期。

從圖1中可以看出中國工業(yè)總產(chǎn)值序列圍繞著趨勢線上下波動，圖2顯示了除去趨勢后增長周期波動的變化。圖1的趨勢序列和圖2的循環(huán)序列都采用BP濾波方法對工業(yè)總產(chǎn)值序列進(jìn)行分解的。

2．增長率循環(huán)（Growth Rate Cycles）

觀察經(jīng)濟時間序列的增長率（考察與上年同月或同季比的變化率），如果這些增長率上下波動具有某種規(guī)律性，稱為增長率周期波動。中國從改革開放至今的30年來，大多數(shù)經(jīng)濟指標(biāo)在絕對量上都是增長的，在圖5和圖6中可以看出，從1978年以來中國實際GDP不存在絕對水平的下降，經(jīng)濟周期波動表現(xiàn)為經(jīng)濟增長速度的高低。因此，中國大多數(shù)研究部門和政府機構(gòu)研究經(jīng)濟周期波動都利用增長率周期波動來研究中國的經(jīng)濟周期波動狀況。

二、利用狀態(tài)空間模型及卡爾曼濾波方法構(gòu)建景氣指數(shù)

1989年，Stock和Waston[9]提出了新的景氣指數(shù)概念和制作方法。他們認(rèn)為景氣變動不應(yīng)僅僅是針對GNP的變動而言，而應(yīng)該把景氣循環(huán)看做更廣泛的包括金融市場、勞動市場和商品銷售市場在內(nèi)的總體經(jīng)濟活動的循環(huán)。而為了反映以上這些方面的多個總量經(jīng)濟指標(biāo)的共同變動，可以認(rèn)為在這些變量的共同變動背后，存在著一個共同的因素，這一因素可由一個單一的、不可觀測的基本變量來體現(xiàn)。這一基本變量代表了總的經(jīng)濟狀態(tài)，它的波動才是真正的景氣循環(huán)。這一不可觀測的基本變量被稱為Stock-Waston型景氣指數(shù)。

由于Stock-Waston景氣指數(shù)是不可觀測變量，不能利用一般的統(tǒng)計模型求解，本文利用狀態(tài)空間模型（State Space Model）估計Stock-Waston景氣指數(shù)。狀態(tài)空間模型的特點是提出了“狀態(tài)”這一概念。而實際上，無論是工程控制問題中出現(xiàn)的某些狀態(tài)（如導(dǎo)彈軌跡的控制問題）還是經(jīng)濟系統(tǒng)所存在的某些狀態(tài)都是一種不可觀測的變量，正是這種觀測不到的變量反映了系統(tǒng)所具有的真實狀態(tài)，所以被稱為狀態(tài)向量。狀態(tài)空間模型建立了可觀測變量和系統(tǒng)內(nèi)部狀態(tài)之間的關(guān)系，從而可以通過估計各種不同的狀態(tài)向量達(dá)到分析和觀測的目的。利用狀態(tài)空間形式表示動態(tài)系統(tǒng)主要有兩個優(yōu)點：第一，狀態(tài)空間模型將不可觀測的變量（狀態(tài)變量）并入可觀測模型并與其一起得到估計結(jié)果。第二，狀態(tài)空間模型是利用強有力的迭代算法――卡爾曼濾波（Kalman filter）來估計的。

2．建立中國經(jīng)濟增長率周期波動景氣指數(shù)

為了利用前述的狀態(tài)空間模型和卡爾曼濾波方法建立中國經(jīng)濟增長率周期波動景氣指數(shù)，首先要決定的是構(gòu)成變量的選取問題。構(gòu)成變量必須是與我國的景氣變動基本一致，能反映各主要經(jīng)濟活動領(lǐng)域變化的、相互獨立的有代表性的宏觀經(jīng)濟變量。為此，我們將表1中所列一致指標(biāo)組的6個指標(biāo)作為一致景氣指數(shù)的構(gòu)成指標(biāo)。這6個指標(biāo)反映了工業(yè)生產(chǎn)、商品銷售、投資、消費、貨幣和外貿(mào)等6個經(jīng)濟領(lǐng)域的變動，所選數(shù)據(jù)的樣本區(qū)間為1980月―2008年3月。同時為了分析物價的波動還篩選了一組物價景氣指標(biāo)，所選數(shù)據(jù)的樣本區(qū)間為1997年1月―2008年3月。為了得到去掉趨勢的平穩(wěn)的時間序列，我們分別對所選指標(biāo)作了與上年同月比，得到增長率序列，并進(jìn)行季節(jié)調(diào)整消除季節(jié)性因素和不規(guī)則因素的影響，最后還要進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

表1中國經(jīng)濟增長率周期波動景氣指標(biāo)組本文數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局《中國經(jīng)濟景氣月報》和中國經(jīng)濟信息網(wǎng)《宏觀月度數(shù)據(jù)庫》。基準(zhǔn)指標(biāo)選擇工業(yè)增加值比較合適，但是由于統(tǒng)計數(shù)據(jù)的限制，該指標(biāo)的數(shù)據(jù)較短，而工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)較長，和工業(yè)增加值變化一致，因此采用工業(yè)總產(chǎn)值作為基準(zhǔn)指標(biāo)，固定資產(chǎn)投資1992年以前的數(shù)據(jù)是用基本建設(shè)投資增速向前推算得到的；全行業(yè)產(chǎn)品銷售收入1994年以前數(shù)據(jù)用預(yù)算內(nèi)企業(yè)銷售收入增速向前推算得到。進(jìn)口總額是用月度人民幣兌美元的匯率序列轉(zhuǎn)換為億元人民幣為單位。本文經(jīng)濟指標(biāo)篩選方法和景氣指數(shù)計算都是采用作者所編制的程序計算。

經(jīng)濟總量一致指標(biāo)組物價一致指標(biāo)組

指標(biāo)名稱超前或滯后月數(shù)相關(guān)系數(shù)指標(biāo)名稱超前或滯后月數(shù)相關(guān)系數(shù)

工業(yè)總產(chǎn)值增速01．00居民消費價格指數(shù)01．00

全行業(yè)產(chǎn)品銷售收入增速00．82商品零售價格指數(shù)00．97

社會消費品零售總額增速-10．68生活資料工業(yè)品出廠價格指數(shù)00．93

固定資產(chǎn)投資增速+10．43生產(chǎn)資料工業(yè)品出廠價格指數(shù)-20．75

進(jìn)口商品總值增速-10．57農(nóng)副產(chǎn)品類購進(jìn)價格指數(shù)-20．89

狹義貨幣供應(yīng)量（M1）增速-20．66原材料、燃料及動力購進(jìn)價格指數(shù)+10．81

注：經(jīng)濟總量一致指標(biāo)均是與上年同月比增長率序列，基準(zhǔn)指標(biāo)是工業(yè)總產(chǎn)值；物價指數(shù)都是上年同月=100的指數(shù)，物價一致指標(biāo)組的基準(zhǔn)指標(biāo)是居民消費價格指數(shù)，所有指標(biāo)都進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整，去掉了季節(jié)要素和不規(guī)則要素，“+”表示滯后，“-”表示先行。

分別對表1的2組k（k=6）個指標(biāo)計算景氣指數(shù)。方程（1）―（3）中的延遲構(gòu)造，即參數(shù)（p，q，r）的確定，主要根據(jù)BIC準(zhǔn)則，同時也參考AIC準(zhǔn)則和對數(shù)似然函數(shù)值的大小。通過對多種（p，q，r）不同組合模型的大量試算和結(jié)果比較，最終選擇（p，q，r）=（4，3，2）為最合適的模型。于是利用極大似然法求出了未知參數(shù)向量{1，…，4，γ11，…，γ63，θ11，…，θ26，h1，…，h6}的估計值，然后給出Kalman濾波的初值a0和P0，對t=1，…，n，利用Kalman濾波公式反復(fù)進(jìn)行計算便得到了狀態(tài)向量αt估計值。αt的第一個元素ct（t=1，…，n）即為經(jīng)濟增長率周期波動景氣指數(shù)。

圖3和圖4分別顯示了利用狀態(tài)空間模型和卡爾曼濾波方法合成的中國經(jīng)濟增長率周期波動的總量景氣指數(shù)（記為SS_GR）和物價景氣指數(shù)（記為SS_P）。為了便于比較分析，這2個景氣指數(shù)均以2000年平均值為100。

通過分析圖3中SS_GR景氣指數(shù)波動狀況，可以發(fā)現(xiàn)改革開放尤其是市場經(jīng)濟體制改革以來，經(jīng)濟增長率周期波動很頻繁，波動幅度也很大。2007年10月經(jīng)濟總量景氣指數(shù)SS_GR達(dá)到峰值。

從圖5可以看出以2000年為基年進(jìn)行比較，2004年以來物價的波動要比經(jīng)濟周期波動劇烈得多，并且物價波動的峰、谷都滯后于經(jīng)濟周期波動，大約滯后8個月左右。隨著經(jīng)濟增長率周期波動處于下降階段，物價增長率周期波動也會出現(xiàn)下降階段。

三、分解趨勢和循環(huán)要素的濾波方法

增長循環(huán)的研究需要對時間序列進(jìn)行趨勢和循環(huán)要素的分離，如何分離出趨勢和循環(huán)成分是增長循環(huán)研究的關(guān)鍵。較早的趨勢分解方法有一階差分方法、回歸分析方法和移動平均方法等。Beveridge和Nelson分析了差分平穩(wěn)的時間序列如何分離趨勢和循環(huán)，提出了基于ARIMA模型的B-N分解方法[2]。如果差分平穩(wěn)時間序列的趨勢成分和循環(huán)成分生成機制已知，可以將其作為不可觀測成分（Unobserved Component，UC），寫成狀態(tài)空間形式（State Space Form）并利用Kalman濾波進(jìn)行估計。對于多數(shù)應(yīng)用研究來說，B-N分解和UC模型方法過于復(fù)雜，因此，研究者又構(gòu)造了大多數(shù)情況下效果都較好的趨勢估計方法，使用最為廣泛的是HP（Hodrick-Prescott Filter）濾波。Baxter和King研制的BP濾波帶通濾波（Band-Pass Filter）有不同的計算方法，為了敘述方便起見，本文將Baxter和King[1]研制的帶通濾波簡稱為BP濾波。，能夠捕捉經(jīng)濟時間序列中的特定循環(huán)成分，可以在此基礎(chǔ)上計算具有經(jīng)濟增長周期波動特征的景氣指數(shù)[1]。

1．HP濾波方法

HP濾波因在宏觀經(jīng)濟分析中用來得到經(jīng)濟時間序列的長期趨勢而被廣泛使用[3]。設(shè)經(jīng)濟時間序列為Y = {y1，y2，…，yn}，趨勢要素為T={t1，t2，…，tn}，n為樣本長度。一般地，時間序列Y 中的不可觀測部分趨勢ti常被定義為下面最小化問題的解：

式（6）存在一個權(quán)衡問題，即要在趨勢要素對實際序列的跟蹤程度和趨勢光滑度之間做一個選擇。λ=0時，滿足最小化問題的趨勢等于序列yi；λ增加時，估計趨勢中的變化總數(shù)相對于序列中的變化減少，即λ越大，估計趨勢越光滑；λ趨于無窮大時，估計趨勢將接近線性函數(shù)。一般經(jīng)驗地，λ的取值如下：

圖6是社會消費品零售總額月度對數(shù)序列（季節(jié)調(diào)整后）、利用HP濾波方法對季節(jié)調(diào)整后的序列分離出來的趨勢序列圖形，從中可以看到分離結(jié)果較好地擬合了社會消費品零售總額月度對數(shù)序列趨勢。

2．BP濾波方法

自時間序列分析產(chǎn)生以來，人們對經(jīng)濟周期波動的分析不僅集中在時間域內(nèi)，即直接分析數(shù)據(jù)隨時間變化的結(jié)構(gòu)特征，而且從頻域角度研究經(jīng)濟周期波動的時間序列譜分析方法也在受到重視和應(yīng)用，譜分析方法又提供了一種研究經(jīng)濟周期波動的有力工具。譜分析的基本思想是：把時間序列看做是互不相關(guān)的周期（頻率）分量的疊加，通過研究和比較各分量的周期變化，以充分揭示時間序列的頻域結(jié)構(gòu)，掌握其主要波動特征。因此，在研究時間序列的周期波動方面，它具有時域方法所無法企及的優(yōu)勢。

式（11）為濾波的頻率響應(yīng)函數(shù)（frequency response function），稱|W（e-iλ）|2為濾波的功率傳遞函數(shù)（power transfer function）。通過適當(dāng)設(shè)計（11）式中的權(quán)重序列，可以使w（λ）在某些頻率區(qū)間內(nèi)等于或近似等于0，這樣就可以將輸入中所有在這個頻率帶中的分量“過濾”掉，留下其它成分。根據(jù)被保留下來的頻率位于低頻處、高頻處或某個中間帶上，分別稱為低通濾波（low-pass filter，LP）、高通濾波（high-pass filter，HP）和帶通濾波（band-pass filter，BP）。但是，在實際應(yīng)用中，我們只能對序列進(jìn)行有限項濾波，設(shè)截斷點為m，這時的頻率響應(yīng)函數(shù)為：

Baxter和King對比了BP濾波與包括HP濾波在內(nèi)的其他常用的方法，指出線性剔除趨勢方法和一階差分法具有明顯的缺陷，利用HP濾波方法得到循環(huán)成分的效果類似于BP濾波的一種特殊形式――高通濾波（high pass filter）[1]，HP濾波方法得到的結(jié)果沒有通過BP濾波得到的循環(huán)成分光滑。可見，在經(jīng)濟周期波動問題的研究中，BP濾波能夠比其他方法更好地達(dá)到提取合意的波動成分的目的，因此，得到了廣泛的實際應(yīng)用。Stock和Watson在研究美國宏觀經(jīng)濟時間序列的周期波動中采用了BP濾波方法[10]；Gerlach和Yiu在研究亞洲幾個國家的產(chǎn)出缺口中使用了BP濾波方法等[4]。

四、構(gòu)建中國經(jīng)濟增長循環(huán)景氣指數(shù)

1．利用BP濾波方法構(gòu)建經(jīng)濟增長循環(huán)景氣指數(shù)

筆者仍利用表1中一致指標(biāo)組的月度指標(biāo)，對這些宏觀經(jīng)濟指標(biāo)的對數(shù)序列本文BP濾波的計算使用Eviews5軟件。BP濾波在分離時間序列的趨勢和循環(huán)要素時，將二者視為相加關(guān)系，因此，為了得到實際經(jīng)濟增長相對于趨勢增長的偏離程度，即循環(huán)要素與趨勢要素的比值，可以對原序列進(jìn)行對數(shù)處理，然后再運用BP濾波，就可以得到循環(huán)成分相對于趨勢成分的偏離程度。進(jìn)行季節(jié)調(diào)整剔除季節(jié)性因素和不規(guī)則因素的影響，數(shù)據(jù)區(qū)間為1980年1月至2008年3月，然后利用BP濾波分離出循環(huán)要素。

在使用BP濾波時，截斷點m的選擇是決定近似理想濾波優(yōu)劣的根本因素，如果m取值過小，將會在剔除不想保留的成分的同時，也將想要保留下來的成分的一部分剔除掉了。但是，m選擇太大時，序列兩端將缺失過多數(shù)據(jù)。因此，在保證濾波效果較好的前提下，應(yīng)該選擇盡可能小的m值。為此，本文考察了不同截斷點數(shù)值對頻率響應(yīng)函數(shù)的影響，選擇m =18。BP濾波的周期范圍介于18―60個月之間。為了能夠充分利用近期的數(shù)據(jù)信息對當(dāng)前的特征進(jìn)行刻畫，本文利用ARIMA模型等方法將每個指標(biāo)都外推了18個月。

本文仍利用狀態(tài)空間模型和卡爾曼濾波方法，基于BP濾波計算出來的各指標(biāo)的循環(huán)要素，構(gòu)建反映中國經(jīng)濟增長偏離長期趨勢程度的增長循環(huán)景氣指數(shù)，記為SS_BP（以2000年平均值為100），見圖7。通過中國經(jīng)濟增長循環(huán)景氣指數(shù)SS_BP，可以對中國20世紀(jì)80年代以來經(jīng)濟增長中出現(xiàn)的周期波動進(jìn)行描述和分析。我們研究的增長循環(huán)的含義是經(jīng)濟的實際運行與趨勢水平的偏離程度，這表明中國經(jīng)濟增長與潛在增長水平的偏離程度的波動是很劇烈的。

2．比較中國經(jīng)濟增長率循環(huán)景氣指數(shù)和經(jīng)濟增長循環(huán)景氣指數(shù)

觀察中國20世紀(jì)80年代以來的經(jīng)濟增長路徑，可以看出宏觀經(jīng)濟總量長期處于一種沿著趨于指數(shù)型上升的趨勢增長路徑上下波動的狀態(tài)，但是短期內(nèi)實際產(chǎn)出和潛在產(chǎn)出呈現(xiàn)出很大的偏差（產(chǎn)出缺口），這就導(dǎo)致增長型經(jīng)濟周期波動的存在。經(jīng)濟在潛在產(chǎn)出的上方運行時，由于存在對生產(chǎn)擴張的約束，即可用資源不足，對向上擴張存在一個直接的限制，使得經(jīng)濟過熱難以維持。而經(jīng)濟在潛在產(chǎn)出的下方運行時，由于技術(shù)進(jìn)步、創(chuàng)新和為更新目的所進(jìn)行的新投資和新的消費熱點等出現(xiàn)，又會開始一種積聚向上的運動，回到長期趨勢水平。政府進(jìn)行宏觀經(jīng)濟調(diào)控的目的是力圖縮小中國增長型經(jīng)濟周期波動的幅度，延長經(jīng)濟周期波動的上升期，縮短下降期，保持經(jīng)濟處于持續(xù)、穩(wěn)定和適度增長的良好局面。

圖8中將2個景氣指數(shù)畫在一起，可以看出兩種景氣指數(shù)的差別。中國近年來研究經(jīng)濟周期波動多以增長率循環(huán)為主，增長率指標(biāo)的缺點是它的波動受前一年的基數(shù)影響較大，往往不能準(zhǔn)確地反映景氣波動的幅度。由圖8可以看出增長循環(huán)景氣指數(shù)SS_BP和增長率循環(huán)景氣指數(shù)SS_GR的大多數(shù)峰、谷時點差別不大，但是1990年達(dá)到谷后的回升有較大差別。由于1990年的谷太深，前一年的基數(shù)較小，故SS_RG回升得很快，而SS_BP在谷底徘徊了一段時間才緩慢回升。另外，在波動的幅度上，兩種不同類型的景氣指數(shù)也有差別。除了少數(shù)的幾個峰，如1985年和1989年的峰相差不多以外，增長循環(huán)景氣指數(shù)要比增長率循環(huán)景氣指數(shù)的波幅小。

五、結(jié)論與政策建議

本文使用三種濾波方法研究中國經(jīng)濟周期波動問題。篩選了反映國民經(jīng)濟各領(lǐng)域波動的多個重要宏觀經(jīng)濟月度指標(biāo)作為景氣指標(biāo)，這些景氣指標(biāo)涵蓋了改革開放以來較長的時間區(qū)間。首先利用狀態(tài)空間模型和卡爾曼濾波方法，計算了中國增長率循環(huán)景氣指數(shù)SS_RG和物價景氣指數(shù)SS_P；其次討論利用HP濾波和BP濾波計算景氣指標(biāo)的循環(huán)要素，最后同樣利用狀態(tài)空間模型和卡爾曼濾波方法構(gòu)建了反映中國經(jīng)濟增長偏離長期趨勢程度的增長循環(huán)景氣指數(shù)SS_BP。根據(jù)本文的計算結(jié)果，對改革開放以來中國經(jīng)濟增長周期波動的特征進(jìn)行了分析。本文認(rèn)為，雖然改革開放30年來我國經(jīng)濟一直高速增長，但增長型的周期波動還是很激烈的。宏觀調(diào)控趨于成熟和市場經(jīng)濟體制的逐步確立將使中國經(jīng)濟周期波動振幅減小，市場經(jīng)濟體系中總需求內(nèi)在持久的擴張決定了中國在當(dāng)前經(jīng)濟周期上升階段出現(xiàn)了平緩和持續(xù)期間延長的特征。

本文中經(jīng)濟增長率景氣循環(huán)指數(shù)SS_BP分別于2007年10月和12月出現(xiàn)了峰，進(jìn)入下降階段。由于美國次貸危機引發(fā)的金融動蕩及全球經(jīng)濟的不景氣，對我國經(jīng)濟穩(wěn)定造成較大的沖擊，使得2008年以來我國經(jīng)濟增長周期波動處于下行階段。

對于中國這樣的發(fā)展中國家，社會的發(fā)展離不開經(jīng)濟的快速增長，但是，在經(jīng)濟的快速增長中產(chǎn)生了對各種原材料、能源、礦產(chǎn)資源和土地資源等的高消耗及對環(huán)境的高污染等一系列問題。房地產(chǎn)和汽車等行業(yè)投資與生產(chǎn)的擴張，帶動了整個投資規(guī)模的過快增長。因此，在經(jīng)濟周期波動過程中出現(xiàn)的問題需要引起足夠的重視，要采取適當(dāng)?shù)暮暧^調(diào)控措施，減小經(jīng)濟周期波動的振幅，延長其上升期，縮短下降期，使經(jīng)濟快速增長與社會的和諧發(fā)展相適應(yīng)。同時，應(yīng)該促進(jìn)粗放型經(jīng)濟增長方式向節(jié)約型經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變，增強自主創(chuàng)新能力，提高經(jīng)濟增長質(zhì)量，把經(jīng)濟社會發(fā)展轉(zhuǎn)入全面協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展的軌道。

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第6篇

隨著大眾對于經(jīng)濟危機的恐懼，消費者正逐漸改變他們的消費模式，在選擇購買計算機時，會傾向在Mini-Note或是較低價的筆記本電腦中擇其一。而某些低階筆記本電腦的汰舊換新，雖然也是造成Mini-Note增長的原因之一，但主要還是因為消費者認(rèn)為，Mini-Note是一臺用較少的花費，就能買到具有基本功能的筆記本電腦。根據(jù)DisplaySearch調(diào)查顯示，這種特殊的消費行為，不久的將來將隨著全球景氣復(fù)蘇而在已開發(fā)國家逐漸消失，取而代之的是消費者原本的購買習(xí)慣，選擇具有特色即較高階的筆記本電腦。 屆時Mini-Note市場將轉(zhuǎn)移至金磚四國等開發(fā)中國家。

DisplaySearch調(diào)查并分析種種因果關(guān)系，例如在維持相同的迷你筆電市場銷售價格下，Mini-Note如何因應(yīng)面板跌價使得屏幕從7英寸轉(zhuǎn)換到8.9英寸，以及從8.9英寸再進(jìn)化到10英寸等等。 預(yù)計2009年Mini-Note將較去年增長66%，達(dá)到2700萬臺，而傳統(tǒng)筆記本電腦出貨將達(dá)1.33億臺，僅較去年微微上升3%。

在更遠(yuǎn)的未來，Mini-Note將持續(xù)維持市場的動力，但DisplaySearch并不認(rèn)為Mini-Note將取記本電腦。根據(jù)DisplaySearch近期在美國所舉辦的研討會中，Intel(英特爾)筆記本電腦事業(yè)處處長Anil Nanduri表示，筆記本電腦是被設(shè)計為適合少量上網(wǎng)，且時間不超過30分鐘的消費者。

第7篇

Gaggl和Steindl(2007)、Steindl和Tichy(2009)、Priesmeier和Sthler(2011)，以及盧二坡(2008)對宏觀波動影響經(jīng)濟增長的文獻(xiàn)進(jìn)行了綜述，曹永福(2007)則綜述了美國經(jīng)濟“大緩和”及其成因的相關(guān)文獻(xiàn)，以下結(jié)合其他學(xué)者的研究分別進(jìn)行概述。

(一)國外有關(guān)宏觀波動影響經(jīng)濟增長的理論研究通過將“技術(shù)創(chuàng)新”和“干中學(xué)”等內(nèi)生經(jīng)濟增長因素納入真實經(jīng)濟周期理論及其拓展模型，可從理論上解釋經(jīng)濟增長與宏觀波動的關(guān)系，但既有研究并無定論。主要包括:(1)標(biāo)準(zhǔn)封閉式經(jīng)濟增長模型認(rèn)為，資本積累推動經(jīng)濟增長，但宏觀波動對投資和經(jīng)濟增長的影響具有兩面性:波動及不確定性一方面會加大家庭預(yù)防性儲蓄和投資，且更高的風(fēng)險規(guī)避度和跨期替代彈性予以強化(Jones等，2005a、2005b;Wang和Wen，2011);另一方面，不確定性也會導(dǎo)致經(jīng)風(fēng)險調(diào)整的預(yù)期回報率下降并減少投資(Kebs，2003)［10］。(2)考慮“創(chuàng)造性破壞”機制的模型認(rèn)為，企業(yè)在衰退期會因機會成本更低而加大研發(fā)投資，且優(yōu)勝劣汰提升生產(chǎn)率，宏觀波動和經(jīng)濟增長正相關(guān)。該結(jié)論要求金融市場完備，但融資約束使企業(yè)在衰退期面臨更大流動性風(fēng)險，會削減投資，經(jīng)濟增長與波動可能負(fù)相關(guān)(Aghion等，2010)［11］。該理論認(rèn)為創(chuàng)新投資有逆周期性也受到質(zhì)疑(Barlevy，2007)［12］。(3)考慮“干中學(xué)”機制的模型強調(diào)人力資本和知識積累在生產(chǎn)率提升和經(jīng)濟增長中的作用，在衰退期，雇傭率下降，宏觀波動和經(jīng)濟增長負(fù)相關(guān)(Martin和Rogers，1997)［13］。但考慮知識積累函數(shù)呈邊際收益遞增時，經(jīng)濟增長與波動可能正相關(guān)(Canton，2002)［14］。(4)其他更復(fù)雜的研究認(rèn)為，理論模型選擇、參數(shù)設(shè)定、沖擊的不同類型等均影響經(jīng)濟增長與波動的相關(guān)性(如，Annicchiarico等，2011;Annicchiarico和Pelloni，2014)。

(二)國外有關(guān)宏觀波動影響經(jīng)濟增長的實證研究少數(shù)宏觀波動影響經(jīng)濟增長的實證研究利用行業(yè)或地區(qū)面板數(shù)據(jù)(如，Imbs，2007)，大量研究則基于跨國宏觀面板數(shù)據(jù)和國別宏觀時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行，但同樣沒有一致性結(jié)論:(1)基于跨國面板數(shù)據(jù)的多數(shù)研究認(rèn)為，宏觀波動對應(yīng)的不確定性導(dǎo)致資源錯配，并阻礙經(jīng)濟增長(Ramey和Ramey，1995;Norrbin和PinarYigit，2005)。也有研究認(rèn)為，宏觀波動與經(jīng)濟增長表現(xiàn)為與“風(fēng)險－收益”類似的正相關(guān)(Grier和Tullock，1989)［20］。(2)基于國別時間序列數(shù)據(jù)的實證研究一般采用各種GARCH-M模型進(jìn)行，有研究認(rèn)為，在美國、英國、日本等G7國家，宏觀波動對經(jīng)濟增長具有正效應(yīng)(Fountas和Karanasos，2007)［21］;但Bredin等(2009)、Bredin和Founta(2009)卻發(fā)現(xiàn)，在部分亞洲和歐盟國家，宏觀波動和經(jīng)濟增長負(fù)相關(guān);還有研究認(rèn)為，在美國、日本及其他OECD國家，產(chǎn)出波動和經(jīng)濟增長無顯著相關(guān)性(Grier和Perry，2000;Wil-son，2006)［。(3)部分研究認(rèn)為，宏觀波動對經(jīng)濟增長的影響具有階段性，非對稱性和非線性特征:少數(shù)研究關(guān)注經(jīng)濟發(fā)展階段對“宏觀波動－經(jīng)濟增長”關(guān)系的影響，如Kose等(2006)認(rèn)為貿(mào)易和金融一體化顯著弱化了波動對經(jīng)濟增長的負(fù)效應(yīng)［26］;Koren和Tenreyro(2007，2013)認(rèn)為［27］－［28］，隨著一國經(jīng)濟發(fā)展，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)將轉(zhuǎn)向波動更小產(chǎn)業(yè)，且投入趨于多元化，運用熟練技能和技術(shù)的廣度趨于深化，沖擊引致的波動更低，經(jīng)濟增長與波動因此負(fù)相關(guān)。宏觀波動對經(jīng)濟增長的影響還有非對稱性，如:Neanidis等(2013)發(fā)現(xiàn)G7國家的宏觀波動對經(jīng)濟增長的正效應(yīng)主要存在于低增長狀態(tài)，但Henry和Olekalns(2002)、Kim和Kim(2010)卻發(fā)現(xiàn)美國宏觀波動在繁榮和衰退期分別對經(jīng)濟增長有正、負(fù)效應(yīng)［30］－［31］。研究宏觀波動對經(jīng)濟增長的影響還需考慮二者的非線性特征，如:Fang和Miller(2008、2009)采用帶結(jié)構(gòu)突變點的GARCH-M模型［32］－［33］，證實了在日本和美國，經(jīng)濟增長與其波動無顯著相關(guān)性。但這一結(jié)論并不穩(wěn)健，如:采用類似方法，F(xiàn)ang和Miller(2014)發(fā)現(xiàn)宏觀波動對經(jīng)濟增長的正效應(yīng)在美國、日本等國家顯著［34］728;Fang等(2008)選取美國、日本等6國為研究對象，卻發(fā)現(xiàn)宏觀波動對經(jīng)濟增長的顯著影響僅在日本存在，且為負(fù)相關(guān)。

(三)中國宏觀波動影響經(jīng)濟增長的相關(guān)研究利用各種GARCH-M模型和宏觀數(shù)據(jù)的研究:基于月度數(shù)據(jù)，劉金全、張鶴(2003)證實了產(chǎn)出波動與經(jīng)濟增長正相關(guān)［36］32，Laurenceson和Rodgers(2010)也認(rèn)為二者正相關(guān)或不相關(guān)，但不存在負(fù)相關(guān)。基于年度數(shù)據(jù)，劉金全等(2005)認(rèn)為產(chǎn)出波動與經(jīng)濟增長正相關(guān)［38］5，徐偉(2013)、李永友(2006)則分別認(rèn)為二者有顯著或不顯著的負(fù)相關(guān)性［39］54，［40］8;盧二坡、呂介民(2012)還證實了產(chǎn)出波動對經(jīng)濟增長的作用在衰退期為負(fù)、繁榮期為正。基于省際面板數(shù)據(jù)的研究:杜兩省等(2011)認(rèn)為產(chǎn)出波動與經(jīng)濟增長顯著負(fù)相關(guān)［42］;盧二坡、王澤填(2007)證實了二者在改革開放前負(fù)相關(guān)，而后在多數(shù)省份表現(xiàn)為正相關(guān)。盧二坡、曾五一(2008)，陳昆亭等(2012)則分別將改革開放前后產(chǎn)出波動與經(jīng)濟增長相關(guān)性的差異歸因于市場化進(jìn)程加快，以及教育投入和人力資本積累增加。此外，邵軍、徐康寧(2011)發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟向下波動反而促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，支持“創(chuàng)造性破壞”的觀點。

(四)國內(nèi)外宏觀波動“大緩和”的相關(guān)研究美國及其他工業(yè)化國家的宏觀經(jīng)濟波動于20世紀(jì)80年代后相繼進(jìn)入“大緩和”時期，究其成因，大致包括外部沖擊減弱、信息技術(shù)與庫存管理改善、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)向波動更小的產(chǎn)業(yè)、貨幣政策的成功運用、金融創(chuàng)新與金融市場完善、技術(shù)進(jìn)步與全要素生產(chǎn)率波動下降等多個方面(曹永福，2007)。此外，次貸危機盡管導(dǎo)致工業(yè)化國家宏觀波動快速而短暫攀升，但仍于2010年初回落，“大緩和”仍將持續(xù)(Clark，2009;Charles等，2014)［47］－［48］。就中國而言，劉樹成(2000)較早認(rèn)為經(jīng)濟波動將從大起大落轉(zhuǎn)向微波化［49］，并認(rèn)為從21世紀(jì)開始，經(jīng)濟波動將表現(xiàn)為適度高位平滑化特征(劉樹成等，2005)［50］。劉金全、劉志剛(2005)發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)出波動于1997年前后表現(xiàn)為“凸型”特征，并伴隨投資、政府支出和凈出口波動降低［51］。張成思(2010)發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長、通脹、貨幣供給、有效匯率等宏觀經(jīng)濟變量波動在20世紀(jì)90年代中期均發(fā)生顯著結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)變［52］。林建浩、王美今(2013)證實了“大緩和”在次貸危機前中斷，且于2010年初重返“低波動、高增長”狀態(tài)。大量研究還認(rèn)為，結(jié)構(gòu)性沖擊減弱、貨幣政策更為完善、國際貿(mào)易發(fā)展，以及市場化進(jìn)程等因素均有助于解釋中國宏觀波動“大緩和”(如:雎國余、藍(lán)一，2005;殷劍鋒，2010;萬曉莉，2011;洪占卿、郭峰，2012;He等，2013;He，2014)。

(五)文獻(xiàn)簡評綜上所述，融合真實經(jīng)濟周期理論、內(nèi)生經(jīng)濟增長理論的研究盡管認(rèn)同宏觀波動對經(jīng)濟增長的影響，但其相互關(guān)系受到諸多因素制約，理論研究并無定論。由此，從客觀數(shù)據(jù)出發(fā)，探究宏觀波動影響經(jīng)濟增長的經(jīng)驗證據(jù)尤為重要。然而，實證研究同樣無法給出一致性答案，特別的，與本文研究對應(yīng)，既有基于國別宏觀數(shù)據(jù)的研究在以下方面有待完善:(1)國內(nèi)研究在經(jīng)濟增長指標(biāo)和數(shù)據(jù)頻率的選取方面并不恰當(dāng)。Statsny和Zagler(2007)指出［59］2，利用時間序列數(shù)據(jù)考察宏觀波動對經(jīng)濟增長影響時，廣為采用的GARCH-M模型需注意:其一，與其在金融市場運用一致，應(yīng)采用高頻數(shù)據(jù)“捕捉”波動集聚性;其二，樣本區(qū)間應(yīng)足夠長，以避免待估參數(shù)較多導(dǎo)致的結(jié)論不穩(wěn)健。從國內(nèi)研究來看，少數(shù)學(xué)者采用年度和季度GDP數(shù)據(jù)度量經(jīng)濟增長，數(shù)據(jù)頻率相對較低，樣本區(qū)間也相對較短;還有研究將季度GDP增長率分解為月度數(shù)據(jù)，盡管滿足“高頻”需求，但并沒有增加有效信息量。(2)Statsny和Zagler(2007)認(rèn)為［59］3，宏觀波動對經(jīng)濟增長的影響應(yīng)考慮序列結(jié)構(gòu)突變，但國內(nèi)研究并未加以關(guān)注，由此導(dǎo)致波動平穩(wěn)性和持續(xù)性的誤判。如:劉金全、張鶴(2003)選取GARCH(1，1)模型描述經(jīng)濟增長條件方差［36］34，α1和α2分別為0．8150和0．4489，波動持續(xù)性參數(shù)(α1+α2)＞1;劉金全等(2005)采用ARMA(1，2)-ARCH(1)-M模型描述經(jīng)濟增長與宏觀波動關(guān)系［38］7，α1=1．6380＞1，條件波動均不平穩(wěn)。又如:李永友(2006)用GARCH(1，1)模型刻畫經(jīng)濟增長波動［40］12，(α1+α2)高達(dá)0．99和0．97(分別以GDP和人均GDP度量經(jīng)濟增長)，選用TGARCH(1，1)模型時(α1+α2)則為0．92和0．95;徐偉(2013)選取ARMA(1，2)-GARCH(1，1)和ARMA(1，2)-GARCH(1，1)-M模型刻畫宏觀波動與經(jīng)濟增長關(guān)系［39］56，(α1+α2)的估計值也分別高達(dá)0．99和0．95，即宏觀波動均表現(xiàn)為高持續(xù)性。(3)既有國內(nèi)外研究均未關(guān)注到“宏觀波動－經(jīng)濟增長”關(guān)系的階段性特征，以及次貸危機對此的影響，因而無助于后危機時代重新審視宏觀波動對經(jīng)濟增長的作用機制。少數(shù)國內(nèi)外研究關(guān)注到經(jīng)濟發(fā)展階段、高低增長狀態(tài)，以及改革開放、全球化、市場化進(jìn)程等對“宏觀波動－經(jīng)濟增長”關(guān)系的影響，但均未界定經(jīng)濟周期并分階段予以考察。Fang和Miller等學(xué)者在結(jié)構(gòu)突變點分析基礎(chǔ)上考察了宏觀波動對經(jīng)濟增長的影響，但結(jié)論并不穩(wěn)健甚至前后矛盾，可能的原因是:盡管區(qū)分了經(jīng)濟增長與宏觀波動各自的階段性特征，但并未考慮到二者關(guān)系也會呈現(xiàn)出階段性差異，即二者不存在全樣本區(qū)間內(nèi)、一致性的正相關(guān)或負(fù)相關(guān)。(4)如何結(jié)合高頻數(shù)據(jù)判定經(jīng)濟增長及其波動的結(jié)構(gòu)突變與階段性特征，國內(nèi)學(xué)者也未予以關(guān)注。既有國內(nèi)外研究均認(rèn)同宏觀波動“大緩和”的存在，且次貸危機僅造成短暫沖擊而未改變波動平穩(wěn)化趨勢。就檢驗數(shù)據(jù)來看，相關(guān)研究多基于季度GDP增長率進(jìn)行，但國內(nèi)數(shù)據(jù)樣本量相對偏少，選取月度增長率指標(biāo)不但能極大拓展樣本容量，且能對比檢驗既有研究結(jié)論的穩(wěn)健性，也能為考察“宏觀波動－經(jīng)濟增長”階段性關(guān)系提供有力支撐。針對既有研究的不足，本文選取1993年以來規(guī)模以上工業(yè)增加值的月度同比增長率高頻數(shù)據(jù)，結(jié)合結(jié)構(gòu)突變分析考察經(jīng)濟增長、宏觀波動，以及二者關(guān)系的階段性特征。論文創(chuàng)新性如下:(1)內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變點判別發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長及其波動分別有2個和3個突變點，經(jīng)濟增長呈現(xiàn)“降－升－降”的分段趨勢，宏觀波動可分為“高－低－高－低”4個時段，這一結(jié)論和既有基于季度數(shù)據(jù)的研究有別，且與直觀圖示和經(jīng)濟趨勢更為相符。(2)在AR(p)-GARCH(1，1)模型中納入上述均值和條件波動突變啞變量，可“捕捉”經(jīng)濟增長序列的高自相關(guān)、非正態(tài)性，與國內(nèi)研究不同，宏觀波動的高持續(xù)性不復(fù)存在。(3)與國內(nèi)外研究不同，含均值、條件波動雙突變的AR(p)-GARCH(1，1)-M模型檢驗表明，宏觀波動對經(jīng)濟增長存在階段性影響，在經(jīng)濟增長趨緩時二者正相關(guān)、經(jīng)濟增長向好時負(fù)相關(guān)，具體為:宏觀波動整體上對經(jīng)濟增長有不顯著的負(fù)效應(yīng);結(jié)合經(jīng)濟增長的分段趨勢，宏觀波動在經(jīng)濟增長的第一、二階段分別對其具有顯著的正效應(yīng)和負(fù)效應(yīng)，在第三階段有不顯著的正效應(yīng);考慮次貸危機影響后，宏觀波動在經(jīng)濟增長的第三階段對其有較顯著的正效應(yīng)。

二、數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計

本文將基于中國經(jīng)濟增長的時間序列數(shù)據(jù)，采用含結(jié)構(gòu)突變的AR(p)-GARCH(1，1)-M模型研究宏觀波動對經(jīng)濟增長的階段性影響，數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計如下:

(一)數(shù)據(jù)來源與預(yù)處理既有研究認(rèn)為，改革開放和市場化進(jìn)程是影響中國宏觀波動“大緩和”及其與經(jīng)濟增長關(guān)系的重要因素，鑒于1992年底黨的十四大明確提出了“經(jīng)濟體制改革的目標(biāo)是建立社會主義市場經(jīng)濟體制”，由此選取1993年1月至2014年12月為實證樣本區(qū)間。同時考慮到滯后項影響，在數(shù)據(jù)預(yù)處理時還納入了1992年7月－12月數(shù)據(jù)，所用數(shù)據(jù)源于Wind咨詢。選取規(guī)模以上工業(yè)增加值的月度同比增長率(IPt)作為經(jīng)濟增長變量，原因如下:有部分研究采用了這一做法;滿足高頻數(shù)據(jù)要求;有相對較長的樣本區(qū)間;符合樣本區(qū)間內(nèi)我國處于工業(yè)化階段的事實;通過圖示發(fā)現(xiàn)樣本區(qū)間內(nèi)該指標(biāo)與GDP增長率表現(xiàn)為相同趨勢。數(shù)據(jù)預(yù)處理:(1)因春節(jié)影響，工業(yè)增加值增長率序列{IPt}的部分1、2月數(shù)據(jù)值缺失，在此采用三次樣條函數(shù)插值予以補全。(2)由于異常點會影響研究結(jié)論穩(wěn)健性，借鑒Fang和Miller(2014)的方法［34］733，對{IPt}序列，利用|IPt－mean|＞k．SD來識別異常值(其中mean和SD分別為均值和標(biāo)準(zhǔn)差)，一般取k=3，這也符合一般的3σ原則，能基本保證識別出的異常值數(shù)量適度。(3)異常點的修正:估計AR(p)-GARCH(1，1)模型，其滯后項階數(shù)p由“t-sig”準(zhǔn)則確定(選擇最大滯后期為6，顯著性水平為5%，從最大滯后階數(shù)開始檢驗，直到滿足顯著性水平終止，以確定對應(yīng)滯后項階數(shù))，再用模型所得預(yù)測值替代異常值。后繼研究均基于經(jīng)異常值修正后的{IPt}序列進(jìn)行，且主要采用SAS9．1軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。

(二)研究設(shè)計1．經(jīng)濟增長及其波動序列的結(jié)構(gòu)突變點判別選取Bai和Perron(1998，2003，2000)等提出的方法［60］49－52，［62］，并借鑒其提供的GAUSS程序檢驗經(jīng)濟增長變量及其波動的內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變點。該方法由Bai和Perron(1998)提出［60］49－52，通過全局最小化殘差平方和得到可能的多個突變點，然后據(jù)以下統(tǒng)計量加以檢驗:F統(tǒng)計量的上確界檢驗(SupF)、雙極大值檢驗(UDmax和WDmax)、序貫檢驗(SupF(l+1|l))等。Bai和Perron(1998，2003)還考察了這一方法的實際運用問題［60］56－65，［61］，并認(rèn)為:當(dāng)樣本容量不大時，截斷參數(shù)(trimmingparameter)選取較小會導(dǎo)致規(guī)模扭曲(sizedistortion);序貫統(tǒng)計量SupF(l+1|l)的檢驗勢最高，但存在多個突變點時，對SupF(1|0)的檢驗往往難以拒絕原假設(shè)。因此，在實際應(yīng)用時，可考慮如下策略:先用UDmax或WDmax檢驗是否至少存在1個突變點，若是，再用SupF(l+1|l)依次檢驗是否存在2個以上突變點。

三、實證檢驗

(一)經(jīng)濟增長變量的描述性統(tǒng)計與平穩(wěn)性分析數(shù)據(jù)預(yù)處理:首先對{IPt}序列進(jìn)行插值，1992年7月至2014年12月共涉及27個樣本;然后結(jié)合3σ原則和AR(p)-GARCH(1，1)模型，判別并修正了5個異常值點。表1列示了經(jīng)上述修正后的{IPt}序列的初步考察結(jié)果(1993年1月～2014年12月)。據(jù)表1數(shù)據(jù)，對{IPt}序列而言:JB統(tǒng)計量表明，1%顯著性水平下拒絕正態(tài)性假設(shè);無論是檢驗自相關(guān)的廣義DW統(tǒng)計量，還是檢驗異方差的LM和LBQ2統(tǒng)計量，均表明序列具有非常強而顯著的自相關(guān)和ARCH效應(yīng);采用ADF檢驗平穩(wěn)性，基于AIC準(zhǔn)則判別滯后階數(shù)(最大滯后階數(shù)設(shè)定為6)，發(fā)現(xiàn)序列基本滿足平穩(wěn)性條件。以上分析表明，{IPt}序列存在明顯的自相關(guān)、異方差和非正態(tài)特征，且滿足平穩(wěn)性要求。可考慮納入序列的結(jié)構(gòu)突變點，運用AR-GARCH類模型進(jìn)行后繼研究。

(二)經(jīng)濟增長變量及其波動的結(jié)構(gòu)突變點檢驗主要依據(jù)序貫檢驗判別{IPt}序列突變點個數(shù)與位置:鑒于樣本觀測數(shù)為264，且檢驗式中含有自回歸項，選取截斷參數(shù)為0．15并設(shè)置最大突變點數(shù)為5。判別{IPt}波動序列的突變點時，鑒于檢驗式中無自回歸項，選取截斷參數(shù)為0．2，最大突變點數(shù)為3。按照t-sig準(zhǔn)則，可判別{IPt}序列的最大自相關(guān)滯后階數(shù)為3(見表1);據(jù)此結(jié)合前述Step2方法檢驗序列的內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變點，結(jié)果如表2所示。由表2可見:5%的顯著性水平下，純結(jié)構(gòu)突變模型、部分結(jié)構(gòu)突變模型均可檢測出{IPt}序列存在2個突變點。這兩種模型檢測到的第一個突變點較為一致，但第二個突變點存在較大差異。由于純結(jié)構(gòu)突變模型的設(shè)置更為靈活，以其所得突變點為準(zhǔn)，進(jìn)行后繼研究。對純結(jié)構(gòu)突變模型而言，所得2個突變點將樣本區(qū)間劃分為3個時期，即:1993年初至1998年中，經(jīng)濟在過熱之后趨于下行(軟著陸);1998年7月至2009年中，經(jīng)濟增長在筑底反彈之后趨于上升，且因次貸危機沖擊而出現(xiàn)短暫的深度下調(diào)與快速的回升;2009年7月至2014年底，經(jīng)濟增長在后危機時代回落并進(jìn)入“新常態(tài)”。據(jù)前述Step3的方法得到{IPt}序列的條件波動，并依據(jù)Step4的方法對其進(jìn)行結(jié)構(gòu)突變點判別，5%的顯著性水平下，得到3個突變點，如表3所示。據(jù)表3，盡管SupF(3|2)未通過檢驗，但按照信息準(zhǔn)則，BIC和LWZ檢驗均判別為3個突變點，對應(yīng)統(tǒng)計量值分別為1．10和1．25，均通過5%顯著性檢驗，且序貫檢驗總體上判斷{IPt}序列的條件波動有3個突變點，分別為1997年底4月、2006年4月和2010年8月。這3個突變點將條件波動分為4個時段，期間條件方差均值分別為4．87、1．12、2．90和0．81。結(jié)合突變點位置，由圖1可知:伴隨市場化改革進(jìn)程，經(jīng)濟增長呈現(xiàn)三階段特征。此外，宏觀波動也呈現(xiàn)階段性“大緩和”特征:從1993年初到1997年中期，伴隨經(jīng)濟過熱及其治理，宏觀波動處于高位;隨后經(jīng)濟軟著陸，宏觀波動處于較低水平;受經(jīng)濟過熱及次貸危機影響，宏觀波動于2006年中之后再次攀升至高位，并于2010下半年開始重新回歸平穩(wěn)化。由此可見，經(jīng)濟過熱、外在沖擊等因素增加不確定性，宏觀波動趨高，反之則趨于緩和。從宏觀波動“高”或“低”的4個時段來看:第一、三階段，即波動維持高位的時間不到4．5年;對波動平穩(wěn)化時期，第二階段為9年，第四階段截止2014年底將近4．5年且預(yù)期仍可持續(xù)。

(三)宏觀經(jīng)濟波動對經(jīng)濟增長的階段性影響檢驗首先檢驗考慮{IPt}序列及其條件波動結(jié)構(gòu)突變的AR(p)-GARCH(1，1)模型，并結(jié)合殘差分析表明其有效性;在此基礎(chǔ)上估計均值、波動雙突變的AR(p)-GARCH(1，1)-M模型，驗證宏觀波動與經(jīng)濟增長的關(guān)系具有階段性特征;最后基于次貸危機視角，再次考察宏觀波動與經(jīng)濟增長的關(guān)系，以證明次貸危機前后“宏觀波動－經(jīng)濟增長”關(guān)系發(fā)生了改變。1．宏觀波動與經(jīng)濟增長的階段性特征:含結(jié)構(gòu)突點的AR(p)-GARCH(1，1)模型估計結(jié)合前述檢驗所得{IPt}序列及其條件波動的結(jié)構(gòu)突變點，估計含均值、條件波動雙突變啞變量的AR(p)-GARCH(1，1)模型。同時選取2組AR(p)-GARCH(1，1)模型進(jìn)行對照:未考慮均值或條件波動結(jié)構(gòu)突變的一般形式的AR(p)-GARCH(1，1)模型，以及僅考慮均值結(jié)構(gòu)突變的AR(p)-GARCH(1，1)模型。所得結(jié)果如表4所示，其中Model3為主要的檢驗?zāi)Ｐ停琈odel1和Model2為對照模型，Model4在Model3基礎(chǔ)上剔除了部分不顯著變量。由表4中的參數(shù)估計結(jié)果，可得如下結(jié)論:(1)由Model2～Model4可知，與{IPt}序列結(jié)構(gòu)突變點對應(yīng)的趨勢參數(shù)b、b1和b2均很顯著，且分別為“負(fù)－正－負(fù)”，很好刻畫了經(jīng)濟增長“降－升－降”的三階段特征。(2)由Model3～Model4可知，刻畫條件波動結(jié)構(gòu)突變的參數(shù)λ1、λ2和λ3較顯著，特別是在Model4中，λ2和λ3在10%水平下顯著。λ1～λ3的符號分別為“負(fù)－正－負(fù)”，也與{IPt}序列條件波動的四階段特征對應(yīng)，即:條件波動分別在第一個突變點之后下降;在第二個突變點之后上升;在第三個突變點之后重新趨于下降。此外，b2和λ3的符號表明，后危機時代經(jīng)濟增長與宏觀波動“雙降”，二者可能因此正相關(guān)。(3)JB統(tǒng)計量表明，Model1即一般AR(p)-GARCH(1，1)模型不能保證殘差的正態(tài)性，Model2～Model4表明，在均值方程或同時在波動方程中納入結(jié)構(gòu)突變啞變量，可保證殘差正態(tài)性。(4)對比Model1～Model4，考察納入條件波動突變啞變量的必要性:對GARCH(1，1)的波動方程σ2t=α0+α1ε2t－1+α2σ2t－1而言，參數(shù)(α1+α2)1表明波動持續(xù)性高，一般選用IGARCH模型。但也有研究表明，持續(xù)性參數(shù)(α1+α2)很多時候被高估。特別的，忽略時間序列及其波動的結(jié)構(gòu)突變，也將導(dǎo)致其波動的高持續(xù)性，由此誤用IGARCH模型是不可取的(Mikosch和Stric，2004;Hillebrand，2005;Krmer和Azamo，2007)。由表4數(shù)據(jù)可知，Model1和Model2的持續(xù)性參數(shù)分別為0．99和0．98，說明在一般的AR(p)-GARCH(1，1)模型中，即便在均值方程中考慮結(jié)構(gòu)突變，也無法改變波動高持續(xù)性現(xiàn)象(IGARCH效應(yīng))。一旦在波動方程中納入結(jié)構(gòu)突變參數(shù)，Model3和Model4的持續(xù)性參數(shù)下降為0．65和0．68，說明條件波動的結(jié)構(gòu)突變是導(dǎo)致其高持續(xù)性的主因。2．宏觀波動對經(jīng)濟增長的階段性影響:含結(jié)構(gòu)突變點的AR(p)-GARCH(1，1)-M模型估計接下來考慮{IPt}序列及其條件波動雙突變，估計以下AR(p)-GARCH(1，1)-M模型，以檢驗宏觀波動對經(jīng)濟增長的影響。表5的部分結(jié)果與表4類似:經(jīng)濟增長及其條件波動的階段性特征明顯，考慮均值與波動雙突變可消除波動高持續(xù)性。此外，λ1～λ3的系數(shù)之絕對值有所提升，顯著性均有所加強。令人遺憾的是，對于我們所關(guān)注的系數(shù)δ而言，盡管在4個模型中均為負(fù)值(在Model5中絕對值很小)，但在10%的水平下無一顯著。說明即便考慮均值和條件波動雙突變(Model7和Model8)，也無法檢測到宏觀波動對經(jīng)濟增長的顯著影響。結(jié)合圖1中{IPt}序列及其條件波動的階段性趨勢，導(dǎo)致表5中系數(shù)δ不顯著的一個可能原因是:宏觀波動對經(jīng)濟增長的影響可能具有階段性特征。相對于表5中的Model8，表6中的參數(shù)估計效果有明顯改進(jìn):一方面，δ、δ1和δ2的符號分別為“正－負(fù)－正”，且δ和δ1非常顯著，說明宏觀波動對經(jīng)濟增長在第一、二階段有顯著的正效應(yīng)和負(fù)效應(yīng);在第三階段即2009年7月以后，宏觀波動與經(jīng)濟增長正相關(guān)但不顯著。另一方面，其他均值方程的變量系數(shù)仍在5%水平下顯著，b、b1和b2的符號同樣符合預(yù)期;值得注意的是，與Model4、Model8相比，波動方程參數(shù)的系數(shù)也全部顯著;此外，持續(xù)性參數(shù)λ1～λ3的估計效果良好且符合預(yù)期，表征擬合效果的R2也略有改善。3．宏觀波動與經(jīng)濟增長關(guān)系的再檢驗:考慮次貸危機的影響結(jié)合圖1可知，源于次貸危機的影響，從2008年6月開始，我國經(jīng)濟增長急轉(zhuǎn)直下，與此同時，財政與貨幣政策也迅速轉(zhuǎn)向，并于2008年底相繼推出四萬億計劃等宏觀舉措，經(jīng)濟增長也從2009年底開始逐步回歸正常軌道。為考慮上述次貸危機對宏觀波動及經(jīng)濟增長的影響，當(dāng)t在2008年6月至2009年12月之間時，定義啞變量Crisis=1(否則為0)。由表7中數(shù)據(jù)可見:在考慮均值、條件波動雙突變的AR(p)-GARCH(1，1)模型(Model9)中加入Crisis啞變量后，發(fā)現(xiàn)次貸危機導(dǎo)致經(jīng)濟增長顯著下降(φ)，均值方程中的其他參數(shù)仍顯著，且b、b1和b2的符號符合預(yù)期;就波動方程而言，次貸危機對宏觀波動有微弱且很不顯著的正效應(yīng)(φ)，但除GARCH參數(shù)外，其他變量系數(shù)(包括λ1～λ3)均不顯著，這一結(jié)果與表4中的Model4存在很大差別。Crisis啞變量對含雙突變點的AR(p)-GARCH(1，1)-M模型(Model11)的影響:波動方程、均值方程的檢驗結(jié)果與Model9基本一致，但參數(shù)φ的顯著性趨于下降，條件波動對經(jīng)濟增長的影響(δ)仍表現(xiàn)為不顯著的負(fù)相關(guān)(與表5中的Model8)一致。Model9和Model11中，Crisis啞變量的加入導(dǎo)致波動方程參數(shù)估計效果顯著變差，可能的原因是Crisis啞變量與VDk(k=1～3)不相容，為此在波動方程中僅保留Crisis啞變量，并重新估計Model9與Model11，所得結(jié)果見表7的Model10和Model12。結(jié)果發(fā)現(xiàn):相對Model9而言，Model10中對應(yīng)參數(shù)估計的顯著性有明顯上升，特別的，α0～α2的顯著性大為上升，參數(shù)的估計值也由0．08上升到0．51，但仍不顯著(P值由0．90下降到0．26)。Model12相對Model11的比較也存在類似規(guī)律，且δ仍為不顯著的負(fù)值。進(jìn)一步結(jié)合表6的檢驗?zāi)Ｐ停贛odel12，考察宏觀波動對經(jīng)濟增長的階段性影響是否會因Crisis啞變量的加入而有所不同，由此估計如下AR(p)-GARCH(1，1)-M模型。由表8中數(shù)據(jù)可知:與表6類似，在考慮“宏觀波動－經(jīng)濟增長”階段性關(guān)系之后，主要參數(shù)的估計效果大為改善。φ和的估計值及顯著性表明，次貸危機直接導(dǎo)致經(jīng)濟下滑(期間工業(yè)增加值月度同比增長率平均約降低1．58%)，也在一定程度上助漲了宏觀波動上升。與表6相比:δ、δ1和δ2符號并未改變，δ和δ1仍顯著;特別的，δ2的數(shù)值與顯著性大幅改善(估計值由0．15升至7．93，P值由0．76降為0．12)，表明后危機時代宏觀波動對經(jīng)濟增長有一定的正效應(yīng)。此外，其他波動方程變量、絕大部分均值方程變量的系數(shù)仍顯著。

四、結(jié)論與政策含義

第8篇

關(guān)鍵詞：新疆；經(jīng)濟增長方式；全要素生產(chǎn)率

傳統(tǒng)研究經(jīng)濟增長的理論是從土地、資本和勞動力的貢獻(xiàn)來分析，無法揭示出經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的源泉。內(nèi)生增長理論特別是新增長理論把技術(shù)進(jìn)步內(nèi)生化，強調(diào)技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟長期增長的唯一源泉，為經(jīng)濟可持續(xù)增長指出方向。索洛指出，美國長期人均收入增長中,技術(shù)進(jìn)步起到了80%的作用,投資增加只解釋了余下的20%。正如克魯格曼指出的中國經(jīng)濟增長的問題一樣，經(jīng)濟取得了卓越的增長率，卻沒有與之相當(dāng)?shù)淖吭降纳a(chǎn)率增長。經(jīng)濟的增長大部分是資源投入，而不是效率提升的結(jié)果。

當(dāng)前，新疆正處于大發(fā)展的新時期，面臨歷史性重大機遇，中央新疆工作座談會提出了新疆跨越式發(fā)展和長治久安的戰(zhàn)略決策，進(jìn)入了新的歷史發(fā)展階段。在這一背景下，新疆要實現(xiàn)中央制定的跨越式發(fā)展目標(biāo)，傳統(tǒng)的發(fā)展模式不可持續(xù)，必須要轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式。

一、新疆經(jīng)濟增長方式特征

改革開放30多年來，新疆的經(jīng)濟發(fā)展取得了舉世矚目的成績，從1978年的39.07億元增長到2011年的6574.54億元，年均實際增長率高達(dá)10.4％。新疆在大力發(fā)展經(jīng)濟的同時，也在著力調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和加快農(nóng)牧業(yè)現(xiàn)代化、新型工業(yè)化和新型城鎮(zhèn)化“三化”建設(shè)來轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，但新疆經(jīng)濟增長方式仍存在增量不增質(zhì)的問題。經(jīng)濟增長方式的“三高一低”特征明顯，即高投入、高消耗、高污染和低效益。具體表現(xiàn)為:

（一）資源性產(chǎn)業(yè)支撐經(jīng)濟，產(chǎn)業(yè)長期處于低端化，產(chǎn)業(yè)利潤長期處于低水平狀態(tài)

雖然新疆產(chǎn)業(yè)已經(jīng)融入國際國內(nèi)產(chǎn)業(yè)體系中，但是基本處于價值鏈低端，主要集中在低附加值的能源、原材料等初級產(chǎn)品上。新疆石油石化產(chǎn)業(yè)仍占主導(dǎo)地位。2011年，石油石化產(chǎn)業(yè)增加值占工業(yè)增加值的60%（加上礦產(chǎn)業(yè)合計約為67%）。2011年新疆原煤、原油產(chǎn)量分別為1.12、0.26億噸，分別增長20.8％和2.2％。2011年新疆重點監(jiān)測的十大產(chǎn)業(yè)中，資源類的有色、化學(xué)、煤炭、鋼鐵工業(yè)分別增長32.9%、31.2%、22.5%、17.7%，而裝備制造工業(yè)則下降3.3%。

（二）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比例不協(xié)調(diào)，重化工業(yè)特征明顯

與發(fā)達(dá)國家和我國東部省區(qū)相比，新疆的整體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)明顯存在比例不協(xié)調(diào)的問題。2011年，新疆的第一產(chǎn)業(yè)占GDP的17.3%，第二產(chǎn)業(yè)占50%左右，服務(wù)業(yè)占32.7%。相比2002年18.9︰37.4︰43.7的結(jié)構(gòu)，近十年產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)呈逆向調(diào)整，當(dāng)前進(jìn)一步強化了重化工業(yè)化趨勢，第三產(chǎn)業(yè)則呈下降趨勢。橫向與全國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)10︰47︰43相比，也呈現(xiàn)出第一二產(chǎn)業(yè)過高，第三產(chǎn)業(yè)偏低的特征。2010年新疆輕重工業(yè)比例為13.7:86.3，重工業(yè)中加工制造業(yè)僅占工業(yè)增加值的8.3%，說明新疆工業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)薄弱，工業(yè)體系不健全，產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)育不完備。

（三）新型工業(yè)化發(fā)展不足

新疆2005年提出的新型工業(yè)化，比全國晚了3年，是以農(nóng)業(yè)為重點向以現(xiàn)代工業(yè)為重點的重大戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型。但當(dāng)前的工業(yè)增長仍然依賴于石油開采、化工、電力等傳統(tǒng)行業(yè)。在信息工業(yè)基礎(chǔ)上發(fā)展起來的新型工業(yè)絕對發(fā)展迅猛，相對發(fā)展不足。全國新型工業(yè)化戰(zhàn)略持續(xù)穩(wěn)步上升，但新疆尚處于起步階段。按照胡毅與邢瑞軍（2011）的綜合新型工業(yè)化指數(shù)，新疆從2001年的52分降低至2008年的43分。以新疆風(fēng)電產(chǎn)業(yè)為例，風(fēng)電裝機量增長緩慢，從2000年的7.3萬KW，增加到2009年的100.3萬KW，但占全國份額卻從21.08％下降到3.89％。

（四）高投入與高消耗并存

2011年新疆全社會固定資產(chǎn)投資總額為4712.77億元，占GDP的比重逐年增大，從1978年的33%逐年增加到2011年的72％。這反映出新疆經(jīng)濟的高速增長在相當(dāng)程度上是靠高投入支撐的。新疆經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)所占比重很大，這種格局決定了其經(jīng)濟增長必然要依賴相當(dāng)大的資源與要素投入。新疆的石油加工、建材、鋼鐵、有色、電力等高耗能行業(yè)能源消費比重占規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)能耗的四分之三。2009年，新疆萬元GDP能耗為1.93噸標(biāo)準(zhǔn)煤/萬元，是全國平均水平的1.8倍，其中，萬元工業(yè)增加值能耗為3.10噸標(biāo)準(zhǔn)煤/萬元，是全國平均水平的1.5倍。新疆屬于典型的高耗能工業(yè)。

二、基于全要素生產(chǎn)率的新疆經(jīng)濟增長分析

探討和描述經(jīng)濟增長方式的文獻(xiàn)非常多，依據(jù)不同的判斷標(biāo)準(zhǔn)和視角有多種增長方式，但從定量的方法來分析經(jīng)濟增長方式的方法是全要素生產(chǎn)率(Total Factor Productivity，簡稱TFP)方法。TFP方法是分析經(jīng)濟增長方式的重要工具，估算TFP有助于進(jìn)行經(jīng)濟增長源泉分析，即分析各種要素對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)，確定增長的可持續(xù)性。TFP的增長是支持經(jīng)濟長期增長的唯一源泉，是一個國家和地區(qū)經(jīng)濟增長質(zhì)量、技術(shù)進(jìn)步和管理效率提高的重要標(biāo)志。

（一）全要素生產(chǎn)率

第9篇

【關(guān)鍵詞】中國需求結(jié)構(gòu) 經(jīng)濟增長 經(jīng)濟波動

消費、投資和出口是帶動經(jīng)濟增長的三駕馬車，同時也是導(dǎo)致經(jīng)濟波動的重要因素，需求結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變是發(fā)展中國家經(jīng)濟發(fā)展的中心特征，也是影響經(jīng)濟增長速度和發(fā)展模式的本質(zhì)因素，然而，需求結(jié)構(gòu)的不穩(wěn)定性會影響經(jīng)濟長期持續(xù)的發(fā)展，為了促進(jìn)中國經(jīng)濟的平穩(wěn)較快發(fā)展，政府應(yīng)該充分考慮需求結(jié)構(gòu)合理化的必要性，在努力創(chuàng)造需求結(jié)構(gòu)高級化的同時，盡量做到需求結(jié)構(gòu)合理化。

一、需求結(jié)構(gòu)演變的形式

（一）指標(biāo)解析及建構(gòu)

隨著一體化進(jìn)程的不斷加快，外部需求對中國經(jīng)濟發(fā)展的影響與日俱增，這就要求政府及相關(guān)財政部門在需求結(jié)構(gòu)的分析過程中，充分考慮到外需，在封閉條件下投資與消費規(guī)模的比較其實是投資與產(chǎn)出的比較。而在開放的條件下，產(chǎn)出規(guī)模還包括國內(nèi)提供給國外產(chǎn)品，也就是國內(nèi)消費與出口之和，因而投資與產(chǎn)出規(guī)模的比較就是投資與消費和出口之和的比較，即總投資率=資本形成總額/支出法。資本形成總額具體是指常住單位在核算期內(nèi)非金融生產(chǎn)資本的積累，是常住單位在核算期內(nèi)新形成的國定資產(chǎn)和增加的庫存貨物的價值。新形成的固定資產(chǎn)是固定資本形成總額，增加的庫存貨物的價值是存貨增加。存貨投資的變化反應(yīng)了生產(chǎn)與需求的變化，如果生產(chǎn)大于需求時，存貨投資增加，稱為補庫存，如果生產(chǎn)小于需求時，存貨投資相對減少，稱為去庫存。在需求結(jié)構(gòu)中，投資與消費是不能分開的，研究需求結(jié)構(gòu)演進(jìn)需要將兩者結(jié)合。

（二）目標(biāo)選擇及分析

國家的總投資率與國家發(fā)達(dá)程度無關(guān)，而與區(qū)域的相關(guān)性較強。一些新興國家的平均總投資率并不高于發(fā)達(dá)國家，與發(fā)達(dá)國家平均總投資率基本相同，這充分說明國家的平均總投資率與國家的發(fā)達(dá)程度無關(guān)。但如果按區(qū)域區(qū)分比較，會發(fā)現(xiàn)國家平均總投資率與區(qū)域相關(guān)性較強。

二、模型建構(gòu)及分析

（一）計量模型的形式

需求結(jié)構(gòu)演進(jìn)影響經(jīng)濟增長和經(jīng)濟波動，為了更好的研究需求結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長和經(jīng)濟波動的影響，需要對其他因素進(jìn)行控制。為了避免在控制變量選擇上的習(xí)慣性，本文直接采用經(jīng)濟增長與需求結(jié)構(gòu)指標(biāo)的交互項進(jìn)行控制。

（二）樣本數(shù)據(jù)及指標(biāo)說明

為了擴大樣本量，增加自由度以緩解共線性的問題，同時，鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性，可以選擇固定的數(shù)據(jù)作為研究樣本，在考察需求結(jié)構(gòu)演進(jìn)對經(jīng)濟增長和經(jīng)濟波動的影響的基礎(chǔ)上，通過對樣本區(qū)間的劃分進(jìn)一步研究需求結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長與經(jīng)濟波動的動態(tài)變化特征。

（三）實證分析

采用LLC檢驗方法檢驗各變量的平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果表明在1%的顯著性水平下，所有變量均是平穩(wěn)的。初步回歸結(jié)果顯示，無論是用何種估計方法，各變量的回歸系數(shù)僅存在較小差異而且符號一致，說明需求結(jié)構(gòu)高級化與經(jīng)濟增長的關(guān)系穩(wěn)定。同時，中國需求結(jié)構(gòu)合理化和需求結(jié)構(gòu)高級化的演進(jìn)對經(jīng)濟增長產(chǎn)生穩(wěn)定影響。然而，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的不合理并不會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負(fù)面影響，在經(jīng)濟趕超階段，為了經(jīng)濟的快速增長，可以允許一定程度的需求結(jié)構(gòu)不合理，但需求結(jié)構(gòu)不合理程度較大時會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生負(fù)面影響，必須進(jìn)行相應(yīng)的戰(zhàn)略性調(diào)整。

三、需求結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長及經(jīng)濟波動的影響

需求結(jié)構(gòu)演進(jìn)與經(jīng)濟體自身特點及發(fā)展階段密切相關(guān)，發(fā)展中經(jīng)濟體一般會面臨需求結(jié)構(gòu)合理化水平偏低和需求結(jié)構(gòu)高級化水平不斷下降的演進(jìn)特征，但這種需求結(jié)構(gòu)演進(jìn)特征往往與經(jīng)濟快速增長及波動幅度有較大關(guān)聯(lián)，當(dāng)經(jīng)濟發(fā)展進(jìn)入發(fā)達(dá)國家的水平之后，需求結(jié)構(gòu)合理化水平相對較高，需求結(jié)構(gòu)高級化水平也不斷提高，但經(jīng)濟增長速度也會相對下降。

中國經(jīng)濟發(fā)展過程中的需求結(jié)構(gòu)演進(jìn)與經(jīng)濟增長和經(jīng)濟波動之間存在穩(wěn)定關(guān)系，需求結(jié)構(gòu)合理化和需求結(jié)構(gòu)高級化的適度降低能夠直接加快經(jīng)濟增長的速度，需求結(jié)構(gòu)合理化和需求結(jié)構(gòu)高級化的適度提高也能在一定程度上有效的抑制經(jīng)濟波動。

需求結(jié)構(gòu)合理化對經(jīng)濟波動的影響主要分為直接影響和間接影響，直接影響主要是指需求結(jié)構(gòu)合理化的程度會直接導(dǎo)致經(jīng)濟幅度的增大。間接效應(yīng)則是需求結(jié)構(gòu)合理化與其他因素之間相互作用從而影響經(jīng)濟波動的幅度。

四、促進(jìn)經(jīng)濟增長的建議

在宏觀需求結(jié)構(gòu)中，消費對于經(jīng)濟增長的促進(jìn)作用最大，凈出口與投資次之。消費沖擊在初期對經(jīng)濟增長呈現(xiàn)負(fù)效應(yīng)，但后期呈現(xiàn)正效應(yīng)。因此，短期可以依靠大量投資刺激經(jīng)濟增長，但是這種方法不具有可持續(xù)性，長期使用不利于經(jīng)濟長期穩(wěn)步增長。所以應(yīng)該選擇消費主導(dǎo)經(jīng)濟增長的方式。

應(yīng)加大農(nóng)村的消費。在微觀需求結(jié)構(gòu)中，城鎮(zhèn)的消費相對于農(nóng)村的消費對經(jīng)濟的增長作用較大，但是城鎮(zhèn)消費對經(jīng)濟增長的負(fù)效時間長，所以顯然農(nóng)村消費更能促進(jìn)經(jīng)濟增長。

適當(dāng)減稅。減稅是促進(jìn)經(jīng)濟增長的有效途徑之一，政府購買對經(jīng)濟增長的作用最小，政府購買還具有擠出消費的作用，因此，可以通過適當(dāng)?shù)臏p稅政策減少政府開支，增加消費支出。

投資。適當(dāng)?shù)耐顿Y也可以有效的促進(jìn)經(jīng)濟增長，同時，投資對農(nóng)村消費也有一定的促進(jìn)作用，由于農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施、經(jīng)濟水平、生活條件等相對落后，所以適當(dāng)?shù)耐顿Y對改善農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施，增加農(nóng)民收入有較大的促進(jìn)作用。因此要增加投資，改善農(nóng)村居民的生活水平。

需求變動直接影響經(jīng)濟增長，在經(jīng)濟增長的過程中需求總量持續(xù)擴張，需求結(jié)構(gòu)也隨之變動，同時，需求結(jié)構(gòu)的失衡也會導(dǎo)致經(jīng)濟增長受到相對的制約。因此，政府要采取適應(yīng)需求變動規(guī)律的相關(guān)經(jīng)濟政策，采取措施爭取擴大居民消費需求，在需求總量的擴張中實現(xiàn)需求機構(gòu)均衡化發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：