经济增长的特征例1

中国是一个幅员辽阔的国家，地区之间经济增长具有明显差异。在本文笔者对改革开放以来我国区域经济增长所呈现的统计特征进行分析，以便对我国经济增长有更全面的认识。

一、 区域经济增长的整体特征

1978年以来，我国区域经济增长在总量表现上非常明显。如图1所示，无论是31个省份名义GRP（Gross Regi-onal Product，地区生产总值）的平均值，还是实际GRP（以1978年的不变价格换算）的平均值，在30多年中均实现高速增长，二者的年均增速分别达到了16.22%、11.13%。简而言之，名义GRP与实际GRP的均值在这35年中分别增加了164倍与35倍。同时，人均名义GRP与人均实际GRP也由1978年的457.13亿元人民币增长分别以年均14.30%与9.30%的速度增长至2012年的43 045.02亿元与9 390.27亿元。由此可见，改革开放以来我国各地区经济增长在整体上都表现出良好的发展态势。

同时，各地区之间经济增长的差异也日趋凸显。从图2可以看出，31个省份名义GRP与实际GRP的变异系数值的在1978年～2007年之间呈波动上升的趋势，由最初的0.65分别上升到最高时的0.85与0.88，其中是在20世纪90年代上升最为显著，2008年之后变异系数值有所回落。可以看出，整体上而言，我国各省份经济在显著增长的同时，区域间的经济差异也具有扩大的态势。

具体来看一下我国东、中、西部地区经济增长的差异状况。1978年东、中、西部省份的名义GRP之和的比值为2.61∶1.59∶1，而到了2012年三者的比值也变为3.27∶1.61∶1。可以发现，一方面与全国情况一样，三个地区的经济增长都比较迅速，1978年～2012年间东、中、西部名义GRP之和的年均增速分别达到16.58%、15.84%和15.80%，都超过了10%；而另一方面，在改革开放之处已经存在的东、中、西部之间阶梯型（或俱乐部型）经济差距，由于近30多年来的平均增速的差异而使得东部与中西部、中部与西部之间进一步拉开差距。

同时，从GRP的人均值来看，1978年，东、中、西部省份的人均名义GRP分别为158.51亿元、118.30亿元和60.72亿元人民币，到2012年则分别达到5 219.27亿元、2 838.09亿元和1 430.66亿元人民币，三个地区之间的人均名义GRP不仅在绝对值方面不断拉开差距，而且在相对值方面的差距也逐步扩大。1978年东、中、西部地区之间人均名义GRP的比值为2.61∶1.95∶1，而2012年三者的比值则变为3.27∶1.97∶1，可以看出1978年以来东部省份与中西部省份、中部省份与西部省份之间的人均名义GRP差距都具有逐步加大的趋势。这表明我国东中西部地区的经济增长存在类似“俱乐部趋同”性质的差异。

二、 区域经济增长的差异性特征

对于衡量变量差异性的统计指标，除了前文提到的变异系数以外，常用的还有全距、平均差、差异系数、泰尔指数等指标。其中，泰尔指数（Theil Index）因为具有可分解性的特点，不仅可以反映总体的差异，还可以衡量样本内部的差异，因而得到较为广泛的应用。

泰尔指数是由H.Theil（1967）提出的，是一种广义熵指数，可写为GE（1）。以人均GRP差异为例，泰尔指数常用的计算公式为：

T=■■（■）ln（■）=■■■■ln（■）=Tw+Tb（1）

Tw=■（■）Twi=■■（■）（■）ln（■）（2）

Tb=■（■）ln（■）（3）

其中，T、Tw、Tb分别表示总体泰尔指数、组内差距和组间差距；Y、N分别代表整体（如全国）的GRP之和与总人口，Yi、Ni代表第i组（如东、中、西部）的GRP之和与总人口，Yij、Nij代表第i组中第j亚组（如省份）的GRP和人口， ■ij为第i组第j亚组的人均GRP，■为全国的人均GRP。

这样，根据公式（1）～（3），笔者计算了1978年～2012年中国各省份人均名义GRP与人均实际GRP的泰尔指数。图2与表1是人均名义GRP泰尔指数的基本情况。由于人均实际GRP的泰尔指数与之非常类似，限于篇幅，在此笔者就不再列出。

从图2与表1可以看出，我国各省份人均名义GRP的泰尔指数呈现出“下降―上升―再下降”的变动趋势。具体来看，1990年以前，泰尔指数从1978年的0.155 5不断减少至1990年的0.076 3；而1991年～2003年之间则呈现一直上升的态势，到2003年回升至0.142 0；2004年之后泰尔又开始回落，到2012年为0.078 0，基本与1990年的数值持平。这表明我国区域经济水平的整体差异在1978年～1990年、2004年～2012年间有下降趋势，而在1991年～2003年期间呈扩大趋势。

同时，我国东中西部地区之间经济增长的组间差异，在2003年之前基本呈扩大态势，并在20世纪90年代初期取代区域组内差异，成为区域经济整体差异的最主要因素。同时，2004年之后东中西部之间经济差异有减小趋势，2012年的差异水平已回落至20世纪90年代初的水平。

同时，改革开放以来东中西部区域经济的组内差异则大体表现为缩小的趋势，期间在2000年前后有所回升，但2003年之后又开始下降。具体来说，从表1中可以发现，我国东部省份内部之间的经济差异虽然在东中西部三者之中最为显著，但其缩小趋势也最为明显，其组内泰尔指数由最开始的0.21（1978年）持续缩小至0.03（2012年）；中部省份内部的人均名义GRP差异在东中西部三者中大致处于中间水平，但与西部差别很小，并且中部西区的组内泰尔指数大体上也有所下降，由最初的0.039减少至现在的0.023；西部省份之间的差异变化很小，且在20世纪90年代前期略有扩大。总体来看，我国区域经济增长的组内与组间两种差异变化进一步反映了我国区域经济增长具有“俱乐部趋同”的特点。

三、 区域经济增长的相关性特征

除了差异性之外，区域经济之间的相关性也需要关注。而Moran's I统计量则是检验经济现象全局空间自相关特征的一种常用指标（P. A. P Moran，1950），其计算公式为：

Moran′s I=■（4）

式中，■=■■Yi，S2=■■■（Yi-■）2。

其中，Yi、Yj分别表示第i、j个地区的观测变量（如人均GRP），N为地区总数，Wij为空间权重矩阵。Moran's I取值范围为[-1，1]，其大于0表明变量之间存在空间正相关，小于0表明变量之间存在空间负相关，而等于（或近似为）0，则说明变量为空间零自相关（即在空间上随机分布）。同时，如果Moran's I的绝对值越大，表明变量在空间分布的（正/负）相关性越强。同时，对于Moran's I显著性，可以通过Z值及其对应的P值进行检验。

根据（4）式，笔者以各省份省会之间距离的平方为权重，构建了空间权重矩阵W，进而计算了1978年～2012年我国人均名义GRP与人均实际GRP的Moran's I值。具体见图3。其中，两种人均GRP的Moran's I值均至少在3%的水平上显著，且显著水平也同Moran's I值一样不断提高。

从图3可以看出，不论是人均名义GRP还是人均实际GRP，两者的Moran's I值在改革开放之后均呈现出不断提高的趋势。其中，人均名义GRP的Moran's I虽然在20世纪90年代初期有略微下降，但整体而言其上升的幅度更大，由最初时的0.09（1978年）逐渐上升至最高时的0.45（2010年）；而人均实际GRP的上升过程则相对平稳一些，其最高值为2010年的0.32。综上所述，我国各省份之间的人均GRP（包括名义与实际）具有比较显著的全局正相关性（或空间集聚性）。

在分析全局空间自相关之后，可以再考察我国区域经济增长的局部自相关特性，这主要通过Moran散点图进行分析，具体如图4所示。可以看出，拟合曲线的斜率逐渐变大，表明省份人均实际GRP的全局自相关特征日趋明显。同时，第一象限与第三象限（表示存在局域空间相关）的点逐步增多，而第二象限与第四象限（表示部存在局域空间相关）的点则有减少的趋势。同时，1978年～2012年间我国各省份的名义GRP与实际GRP的Moran's I均为正，且都至少在10%水平下显著。综上所述，我国区域经济增长具有空间自相关特征。

四、 基本结论

改革开放以来，我国区域经济增长也取得了突出的成就，各省GRP均得到大幅度提高，无论是名义GRP还是实际GRP增长率都超过10%。同时，在这一增长过程中也伴随着各省份之间的经济差距经历了“缩小――扩大――缩小”的变化，然而东部地区与中西部地区之间的组间差距日益凸显。而在区域内部的经济差异中，东部地区内部的差异最为明显，但1978年以来具有明显的缩小趋势，中西部地区内部的差距则在数值与波动幅度上都较之于东部要小一些。同时，我国各省份经济增长之间的空间相关性日益显著，为此在进行关于我国区域经济增长的实证研究中最好能考虑相关变量的空间自相关问题。

参考文献：

1. 蔡，都阳.中国地区经济增长的趋同与差异.经济研究，2000，（10）：30-37.

2. Theil H.， Economics and InformtationTheo- ry. Amsterdam： North Holland Publishing Company， 1967.

3. Moran P.A.P.， Notes on Continuous Stoc- hastic Phenomena. Biometrika，1950，（6）：7-23.

4. 周卫峰.中国区域经济增长收敛性研究.中国社会科学院研究生院学位论文，2005.

5. 郑凯捷.分工与产业结构发展.复旦大学学位论文，2006.

经济增长的特征例2

中图分类号：F151．2　文献标志码：A　文章编号：1008－0961(2007)02－0021－04

俄联邦经济历经十余年的衰退、大幅波动和金融危机的冲击后，从1999年起进入了新一轮增长阶段。新一轮经济增长速度较快，波动较小，持续时间较长，各方面经济指标均有所改善，在这个背景下，俄政府提出了2010年GDP比2000年翻一番的目标。

一、俄联邦新一轮经济增长

俄经济新一轮增长不但摆脱了转轨以来经济持续下滑的局面，而且实现了持续稳定的增长。从1999年的恢复性增长开始，七年来俄GDP增长速度保持在5％－10％之间，波动幅度远小于上世纪90年代，2000－2004年五年平均增速7％，2005年国内生产总值增幅为6.4％(见图1)。

俄新一轮经济增长除了表现在GDP稳定持续增长外，还体现为可支配收入的增加和消费领域爆炸式增长。2005年俄进口车销售量达到60万辆，比2004年增加了57％，比2001年增加了6倍；手机用户也从2000年的300万增加到2006年6月的8000万；至少20％的家庭拥有电脑，是2001年的4倍。消费能力的迅速提升与俄罗斯人均收入的迅速提高是密不可分的。过去五年，俄罗斯人均年收入的平均增幅接近29％。高盛公司预测，俄罗斯人均年收入在2025年之前将高达4.5万美元。美林公司和凯捷集团最近公布的调查结果显示，目前俄罗斯约有8.8万名百万富翁。俄罗斯最大的外国汽车进口销售商罗尔夫连锁公司的总裁马特・唐纳利表示，在他们那里买车的不只是百万富翁。他估计有800万俄罗斯人月收入至少有2000美元，350万俄罗斯人月收入至少4000美元。

经济状况持续转好的另外一个标志是外债大幅减少，黄金外汇储备跃居全球第四。1999年，俄外债曾高达1545亿美元，占当年GDP的84％。而到2006年6月，俄黄金外汇储备达2460亿美元。为使国家节省77亿美元的利息，俄政府决定在8月底之前全部偿清所欠巴黎俱乐部的213亿美元债务，并同意支付10亿美元作为补偿金。俄MDM银行首席经济学家认为，那些在八年前曾经嘲笑过俄罗斯的人现在不得不承认，俄罗斯是世界上最具潜力的市场之一，是一个有信誉的大国。

二、新一轮经济增长的特征

(一)出口拉动下的经济增长

分析一国经济增长原因的方法很多，可以从政治经济角度分析，也可以从经济增长理论角度出发分析。GDP是衡量一国经济总量的重要指标，而且经济结构不合理、增长方式粗放一直是困扰俄经济的问题，因此从GDP研究的角度人手，分析GDP各种构成部分对经济增长的作用具有较强的现实意义。从支出的角度看，构成GDP的主要内容包括消费、投资、政府开支、出口、进口，采用多元线性回归方法对上述变量进行分析以便比较各变量对俄GDP增长的影响(见表1)。

由于构成GDP的变量之间关系密切，为避免变量自相关导致的信息失真，分析过程中不采用变量全部进入分析的方法，而采取逐步筛选法对各变量进行筛选。本分析所用工具为SPSS13，分析结果为公式1。

回归曲线：

GDP=0.783＋1.322×出口＋0.629×投资(公式1)

(t=9.85 18.59　5.19)

(R2=0.989，DW=2.427，)

从分析结果看，出口和投资是俄GDP的主要决定因素，相关系数0.989，DW检验值2.427，说明各变量之间的自相关关系不是很强烈，因此得到的结论是可信的。分析结果说明俄罗斯出口、投资是支撑俄罗斯GDP增长的主要因素，在回归方程中出口乘数为1.155，出口值占GDP的1／3左右，因此可以认为俄经济明显受到出口因素的影响。消费、进口因素对GDP增长的重要性在模型中没有得到体现。在俄罗斯出口产品中自然资源是最重要的产品，其中石油的作用尤为突出。从图1可以看出，石油价格的波动幅度与俄GDP增长趋势关系非常密切，石油价格大幅波动与俄经济大幅波动几乎同时发生。因此，无论从回归分析还是观察曲线走势，都可以认为俄罗斯的经济增长与石油出口价格有密切关系。

(二)俄经济已经初步具备持续增长的基础

国内消费能力不断增强，国内消费对GDP增长的贡献显著提高。石油出口一方面拉动俄经济增长，另一方面也掩盖了其他因素对经济增长的贡献。为分析消费、投资、政府支出等因素对经济增长的贡献，需要剔除石油出口对经济增长的影响。在GDP中直接剔除石油份额的做法很难实现，为解决此问题，世界银行专家组在2005年3月公布的《从转轨到发展――俄联邦经济发展备忘录》中提出了通过石油价格对GDP增长的弹性来剔除石油出口对经济增长影响的方法。该方法认为，根据对俄罗斯经济增长和石油价格的关系的分析，近年来俄罗斯GDP增长对石油价格变动的弹性系数在0.05－0.10之间，即石油价格每变动1个百分点，将影响俄GDP同向变化0.05－0.10个百分点。同时该备忘录认为选取0.07这个弹性系数是较好的。本文采用世界银行推荐的标准对俄GDP进行调整，结果见表1最右一列。以调整后的GDP为因变量，重新进行多元线形回归，结果如公式2所示。

调整后的GDP=0.744＋1.39×消费(公式2)

(t=5.63　13.82)

(R2=0.955，DW=2.090)

分析结果表明，剔除石油价格波动的影响后，消费成为影响GDP的主要因素。由于构成GDP的五大因素都是密切相关的，简单应用线性回归分析很难消除变量之间复相关的影响，消费变量不仅解释了消费对GDP的贡献也可能解释了其他因素的贡献，尽管如此，剔除石油因素后消费对GDP的贡献显著提高却是毋庸置疑的。

为弥补线性回归分析的不足，有必要从其他角度分析消费对GDP的贡献。从表2数据可以看出，七年来俄罗斯的消费能力不断增强，消费占GDP总量的份额不断提高，从1999年的47.5％稳步提高至2004年的52.6％；进口占GDP的比例也显著上升，七年间增长了14个百分点；而同时期贸易顺差占GDP的比例却不断下降，从1998年的24.6％逐渐下降至2004年的11.9％。这说明

内需对俄经济增长的贡献越来越大，而且这种趋势呈现稳步发展的势态，这对于严重依赖资源出口的俄联邦来说是非常好的势头。尽管俄GDP增长受石油价格的明显影响，但随着国内消费等国内经济活动的影响逐步加强，俄经济正逐步摆脱对外经济依赖。与石油出口价格的大幅波动相比，消费等国内经济活动的稳定性要强得多。

投资效率不断提高。投资效率反映了投资每变动百分之一所引起的GDP变化率，可用于衡量资本形成对一国经济增长的贡献。俄经济的投资效率除了在1998年金融危机冲击下出现大幅波动外，总体呈现逐渐增长的趋势。1999年以前，俄经济的平均投资效率低于5％，此后不断提高，2001年以后从11％逐步提高到18％，并且呈现稳定增长的趋势(见图2)。投资效率稳定持续提高也是俄经济实现比较稳定、持续增长趋势的重要因素之一。综合以上各项分析可以认为俄经济已经初步具备了稳定增长的基础。

三、俄新一轮经济增长的问题

(一)过度依赖资源出口，俄经济中尚存在不稳定因素

俄罗斯以石油和天然气以及原材料的生产和出口为主的这样一种经济结构，不仅会耗竭自然资源，而且会时常受国际市场行情波动的影响，从而使本国经济发展不可避免地受外部因素的左右。不仅如此，这种不合理的经济结构还造成高科技部门和高新技术产业发展缓慢。在未来一段时间内，俄经济增长还将存在一定程度上的不稳定因素。因此逐步改变对资源出口的依赖，逐步优化出口结构是俄经济发展所面临的一个突出问题。此外，俄GDP中消费所占份额略高于50％，尽管高于中国，但仍低于日本、美国等发达国家。提高俄经济增长的持续性和稳定性还有赖于不断提高居民收入水平，提高消费在国内生产总值中的份额。

(二)经济增长的动力单一

从回归分析的结果看，如果考虑石油因素影响，俄经济增长的主要动力是出口和投资，而且许多是与石油产业有关；如果不考虑石油因素影响，俄经济增长的主要动力是国内消费。因此无论是否剔除石油因素影响，俄经济增长都面临动力单一的问题。为说明问题，本文对中国GDP的构成同样作多元回归分析，所采用方法与分析俄经济时所采用的方法相同。为突出重点，避免罗列过多数字，这里仅提供分析结果。分析中所用原始数据均摘自国家统计总局网站公布的《2005年中华人民共和国统计年鉴》。

GDP=0.174＋1.474×消费＋0.481×投资＋0.741×出口－0.381×进口(公式3)

(t=1.681 t=39.562 t=4.992t=4.661 t=-2.901)

R2=1.000．DW＝2.507GDP＝-3357.437＋1.444×消费＋0.705×投资＋0.602×净出口

公式3的分析结果表明，消费、投资、进口、出口是影响中国经济增长最主要的变量，与俄罗斯的情形相比，影响中国增长的各项因素关系更加均衡。进口和出日同时成为影响GDP增长的重要变量，说明中国经济已经处于较高的开放水平。对比各变量不难发现，无论从总量(占GDP的百分比)还是回归曲线的系数(1.474)来看，消费都是影响GDP增长的最重要变量。国内消费具有稳定增长的特性，这些年来中国经济实现较稳定的持续增长与这种消费占主要地位、其他变量均有显著影响的模式是有关系的。因此，从GDP构成的角度看，俄罗斯经济要实现更加稳定的持续增长，应该进一步提高消费在GDP中的份额，同时均衡消费、投资、进口、出口等因素的关系。俄罗斯是一个拥有近1.5亿人口和丰富自然资源的大国，不可能依靠某些产业的畸形发展而获得持续发展，俄罗斯经济增长最终还是要依靠自身的消费、投资等力量的推动。

对比中俄两国的出口乘数发现，两国对出口的依赖性都比较强。与俄经济不同的是，中国出口中有近2／3是外商在华投资企业实现的。外资企业在华投资是利用中国较为完善的基础设施和廉价的劳动力，不仅为中国创造了就业机会、增加了税收，而且提高了国内市场竞争力，带动中国技术、管理水平不断提高，推动中国的市场化改革不断走向深入。俄罗斯严重依赖石油和天然气出口，虽然能换来大量外汇，但对国内经济发展的贡献却很有限，更不用说推动技术、管理水平的提高了。因此，中国外向型经济与单纯依赖自然资源出口的俄罗斯经济相比，无论在稳定性还是在经济效果上都要优越许多。这能够在一定程度上解释中俄两国虽然对出口都有较强的依赖性，但是中国经济在外部冲击面前表现出很强的稳定性，即使1998年的金融危机也没有让中国经济大幅衰退，而俄罗斯受到了那次危机的重创。

经济增长的特征例3

中图分类号：F124.7　文献标识码：A　文章编号：1003―5656(2007)04―0031―07

目前国内理论界和实务界普遍认为，只有维持相对高的经济增长率，才有可能创造足够多的就业机会，才能满足社会就业的需要。近两年，GDP每增长一个百分点可以新增大约110万个就业岗位。50多年来，中国经济一直保持着快速持续的增长率。改革开放前(1953-1978)的平均增长率为6.1％，而改革开放后(1978-2003)，中国经济则呈现高速增长的态势，平均经济增长率高达9.4％。是什么支撑了中国经济的长期高速发展?这种高增长率的潜力有多大?是否具有可持续性?应采取何种政策有利于经济的长期增长?这些问题都是中国经济发展迫切需要解答的问题。目前关于中国经济增长的研究很多，但是这些研究总体上不超出中国经济增长的表现特征、可持续性和潜在路径三方面的范畴，本文将分别从这三方面进行分析。

一、中国经济增长的表现特征

经济特征既是经济研究的出发点又是其归宿，经济研究要从经济现象提炼经济特征，从中找寻规律，提出和验证假设，进行逻辑分析或者数理建模，最后通过研究提出对这种特征进行改进的对策建议。图1反映的是中国实际GDP增长率序列(1978-2004)，大量文献针对这个时间序列的形成原因和表现特征进行过多角度的详细分析，这些分析主要集中在中国经济周期及其特征、中国经济增长的动力机制方面。

(一)中国经济周期及其特征

在中国经济的周期划分方面，刘树成利用1953-1995年数据，按照“谷―谷”法，认为中国经济增长在此期间经历了九个周期，并对改革前后进行对比，认为改革前波动状态的特点：振幅大、峰位高、谷位深、平均位势低、扩张长度短；而改革后波动状态由“大起大落”型向“高位一平缓”型转变。袁志刚、何樟勇在刘树成的研究基础上指出，从1952年以来，中国经济增长经历了十个周期，其中五个是在改革开放以后发生的。

从经济周期的表现特征方面，刘树成认为，从建国以来到1992年，我国经济波动表现出在波动幅度上的“大起大落”和在上升、回落期时间长度上的“短起短落”。原因在于适时的财政政策和货币政策的调控。张军认为，白上世纪90年代以来，中国经济继续维持高速增长的难度似乎越来越大，特别是自1994-2000年来，中国经济的增长速度出现了显著而持续的下降趋势，1995年之前中国经济的高度波动趋势可能已经被1995年之后经济增长率的持续下降趋势所取代。

在研究角度方面，有些文献从产出缺口研究经济周期和经济波动，如郭庆旺、贾俊雪在估算中国潜在产出过程中发现，1978-2002年我国的产出缺口出现波动正负交替的古典周期情形，1995年以前，产出缺口波动比较剧烈而且频繁；1996年特别是1999年以后，产出缺口变化较为平缓；从1999年开始，我国产出缺口扩大的势头明显趋缓，但在2002年出现了一些反转迹象。原因在于自1998年开始实施的积极财政政策在遏制经济下滑、治理经济衰退方面发挥了重要作用。近年来一些考察经济周期和经济波动的新方法开始出现，黄赜林利用三部门实际经济周期(RBC)模型考察中国经济的周期特征，发现中国经济周期波动是技术冲击、劳动供给变动和政府支出冲击综合影响的结果。刘金全研究发现，经济周期波动与价格货币等名义量值波动密切相关，产出波动性降低的主要原因在于投资波动性、政府支出波动性和进出口波动性。

(二)中国经济增长的动力机制

李善同的研究表明，1978-1997年中国经济增长中，资本投入的贡献接近60％，生产率的贡献为30％，劳动力总量扩张的贡献占10％左右，而生产率提高主要来自于资源配置优化，企业微观效率提高、技术进步、外资和外贸的溢出效应等贡献。王小鲁利用生产函数对1953-1999年的经济增长进行计量分析，认为经济高速增长不能简单归结为“投入带动型经济增长”，主要应是外延型增长。世界银行在《2020年中国》中提到，1978年以后中国高速经济增长是由以下四个原因导致：一是高储蓄率，有高储蓄率才有活跃的投资和高的资本积累率；二是产业结构的变化，产业结构的变化既是增长的原因也是增长的结果；三是改革，改革方式很适合中国国情；四是1978年的经济条件易于被改革接受。经济增长和经济波动反映了经济发展过程中的长短期的关系，刘霞辉结合中国经济增长的周期特征来研究经济波动，认为中国经济虽保持了整体的高增长速度，但经济的波动幅度较大，原因在于货币政策对经济的频繁干预，中国经济正是由于人为干预破坏了经济发展的既定路径，使得经济系统出现不正常的过度波动，经济发展已经偏离了经济的常态。

袁志刚、何樟勇从供求关系和增长方式来探讨中国经济增长的动力机制的常态特征，认为在传统体制下，价格体系僵化，“经济粗放式高速增长一短缺一进一步粗放增长”成为中国宏观经济运行和经济增长的常态，形成这种常态的机制在于政府的经济发展追求规模目标和微观经济主体的投资饥渴，使得宏观经济长期处于供不应求的非均衡短缺常态。在经济转轨初期，随着价格体系的逐步放开，经济开始并长期处于“经济扩张冲动一瓶颈制约加剧一通货膨胀一政府暂时的经济调控一宏观经济中瓶颈短缺缓解一新一轮的经济扩张”的宏观经济运行。1997年以后，供给能力相对过剩和需求相对不足转而成为宏观经济运行的常态。在总需求不足的条件下，通货紧缩趋势持续出现，此时宏观决策层通过持续五年的凯恩斯式的扩张性政策来推动GDP的增长，但是仍未改变这种经济运行的现状。

二、中国经济增长的可持续性

经济增长的可持续性和稳定性是中国经济面临的关键性问题。特别是近几年，中国面临着多方面的增长压力，长期高速经济增长能否持久就不可避免地成为了宏观经济学家研究的中心问题。这方面的研究主要体现在经济增长的国际比较和经济增长的现状。

(一)经济增长的国别比较分析

从世界各国的经济增长历程来看，一国在经历了一个较长时间的高速增长之后，要经历一个经济减速发展或者调整的过程。江小娟通过国际比较研究得出，在上世纪下半叶，有近50个发展中国家和地区的经济增长明显加速，其中韩国、中国香港和新加坡三个经济体的年均增长速度在7％以上。在40年的增长过程中，增长较快的国家和地区表现出前高后低的共性：在高速增长持续二、三十年之后，经济会出现较大波动，多数在第三个10年增长速度开始明显下降，到第四个10年，则大多数进入了低于4％的增长时期。李扬、殷剑锋认为，在中国经济增长过程中，长期伴随着高储蓄率和高投资

率。对于储蓄率和投资率长期居高甚至不断上升的现象，新古典增长理论对此解释力有限。杨认为这种现象是东亚经济增长的典型特征，而不是世界经济的典型特征，因为在其他经济里，投资和GDP之比是不变或下降的，据此认为，东亚依赖资本投资的外延式增长将会停顿。国内许多经济学者认为，目前中国经济增长率仍然低于潜在经济增长率，仍然存在经济继续快速发展的空间，如果深化体制改革，调整产业结构，中国经济可以获得持续的快速增长。虽然增长速度会低于过去20年的平均水平，但中国经济在中长期内仍可保持快速增长，供给方面和需求方面都具有很大潜力。

(二)中国经济面临的现实困难和有利条件

杨多贵等较乐观地认为当前中国经济增长具备五大显著特征：第一，经济增长速度进入一个新上升的增长时期；第二，支撑中国经济增长的制度机制和市场机制正日趋完善；第三，支撑中国经济增长的企业群体、产业构造和地区布局正不断提高竞争力；第四，经济全球化对中国经济影响越来越显著；第五，支撑中国经济增长的新发展观念已经确立。

但是，更多的经济学者对中国经济增长持谨慎态度。改革开放以来，中国通过粗放式的经济增长方式，取得了长达20余年的高速增长，但其增长方式背后蕴涵着高昂的发展成本。当前，我国经济已经在多方面呈现出高增长的潜在困难。李善同认为结构性因素已经造成了中国经济增长速度的下滑，主张推行政策以消除促使增长放慢的结构性因素，消除社会投资增长的制约因素。为了实现经济增长的潜力，从需求方面，一是要提高居民消费支出能力，变居民的潜在需求为现实需求；二是要消除投资增长的“瓶颈”。从供给方面要提高资源的配置效率。王小鲁认为，外延型经济增长的动力正在减弱，体制缺陷正成为经济持续增长的障碍，且面临结构调整和产业升级的重大挑战。江小娟进一步扩展了王小鲁和李善同的分析，认为中国经济持续高速增长的现实难度体现在：一是原有支柱产业难以支撑持续高速增长，需要结构调整升级，而国内资金和技术的供给能力无法满足结构调整升级的要求；二是体制因素抑制经济增长，如社会化的产权保护制度不完善、金融体系的不稳定性、大范围的企业重组、收入差距拉大、社会稳定压力大、外资大规模流进流出等。张军从中国经济发展的一些特征来考察制约了经济增长的因素，认为从90年代中期以来，增长下降趋势主要是由于资本产出比的过快上升。

中国经济从1980年以来，经历了25年的持续高增长，形成高储蓄一高投资一高增长一高储蓄的循环发展模式。研究表明，高投资一高增长创造了大量的就业机会，短期内高投资仍是中国经济增长的动力，但如果没有技术进步，带有高额成本的高投资一高增长模式是不可持续的，这种增长模式是以高坏帐、高污染和高能耗为代价的。短期内政府决策必须考虑到粗放式经济增长的宏观收益和宏观成本，以实现社会福利的最大化。在这种增长方式转变方面，“十一五”期间粗放式经济扩张已经走到了尽头，而转变经济增长方式是要从高投入、高消耗、高排放、低效率的粗放式经济增长方式，转变为低投入、低消耗、低排放、高效率的资源节约型经济增长方式。

三、中国经济潜在增长率的内涵与计算

对经济增长的探讨旨在研究一国经济增长的本质特征，这种探讨无外乎两个方面的内容，即潜在增长率的大小以及如何才能达到潜在增长率的增长过程。因此，研究潜在增长率的实质是经济增长理论的核心问题。现代经济增长理论在“卡尔多程式化”事实的假定下，默认了潜在增长率的存在性，然后采取各种方法去测度潜在增长率。经济学界为了找寻中国经济增长的长期趋势，对于中国经济的潜在增长率做过很多估算。

(一)基于定性分析层面的估计

刘迎秋从经济增长阶段论探讨潜在增长率的存在区间，认为东亚和中国的经济起飞大体符合罗斯托的起飞标准，中国经济正在进入一个实现起飞后从自我持续增长向成熟推进的阶段，并指出中国经济增长率的上限为9％，下限为6％。左大培估计中国经济的潜在增长率在9％左右。刘国光根据20世纪80-90年代的实际平均增长率10％，过渡到1998-2001年7―8％的事实，估计2000-2010年的实际增长率应该在7-8％之间，中国的潜在增长率在8-10％之间。王诚指出，3―4％以内的通货膨胀率是经济中的正常现象，5％的失业率为自然失业率，9―10％的经济增长率是中国改革开放以来经济的潜在增长率。而程晓农则认为，8％为无利润增长点，如果经济增长率低于8％，经济就会陷入高失业率和大面积亏损的两难窘境。

胡祖六对中国经济的中长期前景表示乐观。认为中国经济具备保持长期较快增长的一些基本要素，如目前人均GDP与发达国家相比具有很大的追赶空间；经济增长主要靠内需拉动，而且高投资率有高储蓄率作后盾，在长期内投资快于消费增长的状况将得到扭转；劳动力资源丰富，成本低廉；政府在宏观经济调控方面积累了丰富经验；中国加入世界贸易组织后，外向型经济特征有利于资源配置的优化和生产力的提高。郑斯林等预测，如果国内外经济运行环境能够处于常态，今后5-10年中国经济潜在的增长率应是8―10％。

(二)基于定量分析层面的计算

中国社科院经研所宏观经济课题组研究表明，中国投资与经济增长的波动基本上是一致的，国有投资的波动则是经济周期波动的直接原因。根据对20世纪80年代后期和90年代中期国有和非国有投资作用的分析发现，当经济增长率超过9％时，非国有投资增长率高于国有投资增长率；当经济增长率低于9％时，非国有投资增长率就要低于国有投资增长率。因此9％的经济增长率可以作为经济景气的判断值，也就是中国经济的潜在增长率。李善同等通过开发动态递推CGE模型DRCCGE分析，发现中国经济快速增长的源泉依次为资本积累、劳动力投入和全要素生产率的提高，并预测中国“十一五”期间将保持快速增长，年均增长率为8％左右，2010-2020年年均增长率下降到7％左右，在此期间增长的首要动力仍为资本积累。

近年来很多新方法也相继引入潜在增长率的估算中。如陈玉宇、谭松涛从产品市场价格出发，解释经济增长影响通货膨胀的原因，验证稳态通货膨胀的经济增长率(SIRG)在中国的适用性，并测算出我国的SIRG在9.8％左右。刘金全、佟新华检测了中国经济增长自然率水平，得出充分就业条件下自然率为8.7％，宏观调控和谐有效条件下自然率为8.6％，经济持续稳定增长条件下自然率为8.1％。张鸿武在对潜在产出和产出缺口估计方法进行归纳的基础上，对1992-2004年的潜在产出和产出缺口进行估计，得出我国1992-2004年间季度GDP的潜在增长率为2.25％，折合年均潜在经济增长率约为9％，并认为9％的经济增长率可以作为政府调控经济的标准。

四、中国经济增长研究小结及简评

中国宏观经济的发展经历了从供给短缺到有效需求不足，再到现在的资源瓶颈和有效需求不足并存的局面。影响中国经济增长的因素很多，涉及中国经济增长的研究角度也很多，对经济增长的研究主

要是寻找、验证和解释经济增长的表现特征，并为今后的经济发展提供借鉴。通过对上文的分析，笔者有以下见解：

第一，中国经济周期的十周期划分法及对于“大起大落、短起短落”到快速平稳发展态势的分析是很科学的，但是对于其时间分割来说，笔者认为选取1994年较之刘树成所选取的1992年要更为合理，因为在1992年，经济增长速度虽然在保持回落态势，但是它并没有回落到后期经济增长的平稳路径，这个增长的平稳路径应该是从1994年才开始的，所以，选择1994年作为这两个阶段之间时间分割点更为合理。

第二，经济增长理论主要是从生产供给的角度分析，力图在既定资源条件下实现产量和产值最大化。但是，当今世界总供给大于总需求已经成为经济发展的常态，而经济增长中考虑需求方面的研究还比较少。从我国经济发展的阶段性来看，当前总需求不足的宏观经济环境下，应着重研究总需求不足如何影响经济发展，什么是促进经济供求平衡的机制，力求谋求经济的协调发展。

第三，当前中国经济增长分析缺乏福利性分析。经济增长并非经济发展的目标，只是改善人们生活的中间目标而已，最终目标仍然还是追求人们的福利最大化。因此，有必要进行经济增长的福利性评估。因为经济增长和福利增长并非同一，为了最大化社会福利，单纯追求经济增长速度最大化不一定会是经济发展的最优选择。探讨这两者之间的关系，是我们制定未来经济发展战略的必要条件。

经济增长的特征例4

近几年来，内蒙古的经济增长快的惊人，然而就业却呈现了与经济发展不协调的现状和阶段性的特征，经济增长拉动的就业人数很低。产业结构不合理，第一产业就业比重占很大份额但产值很小；第二产业产值很高而吸纳的就业人数却很小，产业内部结构失衡；第三产业发展滞后，吸纳就业能力很弱。

实证研究

（一）变量和数据的选取

本文选取1980-2009年30年间的数据，来源于《2010年内蒙古统计年鉴》。主要采用指标为：一是衡量经济增长的量：内蒙古国内生产总值GDP和各产业的生产总值GDPi（i=1，2，3）；二是内蒙古的就业人数，包括总的就业人数L和各个产业的就业人数Li（i=1，2，3）。

（二）平稳性、协整、格兰杰因果关系检验

本文采用ADF检验法对LNGDP和LNL进行检验，经检变量二阶差分后是平稳的。接着采用Johansen检验，发现至少存在一个协整向量，表明变量之间存在长期均衡关系。最后进行Granger检验，发现GDP是L的Granger原因（0.0210.05），它们之间呈单向Granger因果关系。

（三）经济增长与总就业之间的关系

LNGDP与LNL的散点图。从图1可以看到LNGDP与LNL大致呈指数分布，设模型为L=aGDPα（α为就业弹性），变换为LNL=c+α*LNGDP（其中Lna=c），上述模型估计如下：

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

（131.33）（11.19）

从方程（1）看出，模型在总体程度上拟合不错，R2=0.81，各变量都通过了检验。

各产值与各产业就业人数阶段性特征

为了能够深入研究经济增长与就业的关系，从各产业就业人数与各产值之间入手。首先做了各产业就业人数时序图，如图2、图3、图4所示（数据经过sas标准化）。

由图2、图3、图4看出，各产业的就业人数不是持续增长的，都有一定的间断性，而各产业产值却是持续增长的，它们之间呈现不协调关系，其中图3表现最为明显，从1980开始就业人数持续增长，到1996年突然下降，直到2004年才开始缓慢上升。为了进一步分析问题，综合了图2、图3、图4，分三段进行研究。第一段从1980-1995年；第二段从1996-2004年，第三段从2005-2009年。

（一）第一阶段各产值和就业人数的特征

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）各变量都通过了检验，各方程在整体上拟合还不错。在第一时间段中，无论是第一、二产业还是第三产业，它们都对就业起到了拉动作用。第一产业拉动就业的弹性为0.04；第二产业为0.25；第三产业为0.34。第三产业吸纳的就业空间最大。

第一阶段从1980年到1995年，这时恰值“六五”“七五”和“八五”是改革开放初中期，内蒙古的经济在粗放型的增长方式下运行，非农经济有了很大的发展，所吸纳的就业人数空间很大，呈现出每个产业产值增加都能带动产业就业人数的增加的特点。

（二） 第二阶段各产值和就业人数的特征

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）通过了检验且拟合良好，其余方程都没有通过检验，拟合效果较差。情况不如第一阶段，第一产业拉动就业弹性0.04；第二产业为-0.33；第三产业为0.11。经济增长只对第一、三产业起到了拉动作用且很小，而对第二产业就业人数的拉动反而是负的，这说明经济的增长并不一定能带来就业人数的同步增加，这与经济理论相背离。产业结构和就业呈现不协调现状。

第二阶段从1996年到2004年，这时恰值“九五”和“十五”。内蒙古经济发展较快，也是产业结构调整和升级、经济增长方式转变的重要时期。这时期经济的增长对就业的拉动作用变得缓慢，第二产业的就业弹性还是负数，出现了“排斥”现象。

（三）第三阶段各产值和就业人数的特征

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）没有通过检验且拟合效果较差。第三阶段情况还是不如第一阶段，第一产业拉动就业的弹性为0.03；第二产业为0.16；第三产业为0.23，虽然对就业的拉动都是正作用，但全都是小于第一阶段。

第三阶段从2005年到2009年，这时恰值“十一五”，内蒙古经济增长方式，产业结构趋于合理化，较第二阶段情况有所好转，每个产业的产值增加都能带动各产业的就业人数的增加，但还是弱于第一段。

各产值与各产业就业人数协调性分析

（一）产业结构和就业结构不符

从表1看出1980年内蒙古第一、二、三产业的比例为26.4∶47.2∶26.4，同期第一、二、三产业就业人数比例为65.97∶18.57∶15.46；2009年内蒙古第一、二、三产业比例为9.5∶52.5∶38，同期第一、二、三产业的就业人数比例为48.84∶16.92∶34.24。由此看出，在这三十年中第一产业的产值比重下降了16.9%，就业比重下降17.13%；第二产业的产值比重上升5.3%，就业比重下降1.65%；第三产业产值比重上升11.6%，就业比重上升18.78% 。第一产业呈现“产值低，就业高”的特点，这显然是不合理的。这说明农村牧区存在着大量的富裕劳动力，大量的劳动力积压在第一产业上，导致了农牧民的低收入，低消费，成为第二、三产业进一步发展的障碍。

第二产业产值比重很大，但就业人数比重急剧的减少，呈现“产值高，就业低”的特点。从1980年的产业比重上升了5.3%，同期就业比重却下降了1.65%。这说明第二产业的发展排斥劳动力。内蒙古的工业结构不合理，主要发展重工业，轻工业发展较慢。大量的资金都集中于重化工业行业，工业劳动密集型产业不断地萎缩。资本密集型产业会导致劳动力资源的大量闲置和浪费，造成过高的失业率。投资的高增长率主要带来的只是就业者的人均资本准备水平的提高，拉动就业的作用较差，这是内蒙古投资主导经济的快速发展而就业弹性却下降的原因所在（刘仙梅，2007）。第三产业发展速度缓慢，从这三十年中，第三产业的产值比重上升11.6%，第三产业就业比重上升18.78%

（二）外部环境和政策的影响

“九五”和“十五”期间内蒙古受市场经济体制改革、亚洲金融危机和区内外企业竞争的影响，大批亏损国有企业，集体企业不得不破产，兼并或调整结构，从而导致了大量的富余职工失去原有的工作岗位沦为失业人员，成为了第二产业劳动力净流出的原因。自1999年实施西部大开发以来，内蒙古实施了更加倾斜的财政支付政策，而这些财政支出大多数都投放在能源和基础原材料等开发项目上。这些项目虽然耗资很大，带来经济的快速发展，但吸纳的就业空间很有限。

政策建议

由上述分析可知，今后内蒙古仍面临很大的就业压力。经济增长虽然是就业增长的前提条件，也是解决失业问题的根本出路，但经济增长并不一定能拉动就业增长，如果不实施一些辅助措施，经济增长不一定直接转化为就业机会（李湘合等，2006）。因此提出以下几方面的建议：

一是无论是哪个阶段，第三产业产值的增加对就业人数的拉动作用是最大的，所以要充分挖掘第三产业的就业空间，内蒙古有丰富的自然资源和独特的自然、人文景观。应该大力发展旅游业、房地产、奶制品等为主导的第三产业。二是实行有利于扩大就业的经济发展战略合理化产业结构，促进劳动密集型产业的发展。三是鼓励和支持非国有经济和中小企业的发展，发展那些能吸纳就业人数多的个体和私营经济，广辟就业门路，多渠道地扩大就业。

参考文献：

1.刘仙梅.内蒙古经济增长与扩大就业的关系研究[J].经济论坛，2007（11）

2.齐建国.中国经济的最大威胁是就业弹性急剧下降[J].世界经济，2000（3）

经济增长的特征例5

已有研究不足之处主要有两点：其一，现有的方法忽略了经济区域内不同观测点的市场一体化对当地经济增长影响的不同，只得到一个平均结果；其二，忽视了观测点存在空间溢出效应等导致观测点之间存在空间相关性，回归结果将无法满足一致性和无偏性。因此，本文以珠三角9个城市为例，研究最近十年内珠三角商品市场一体化对珠三角各城市经济增长的影响。

二、市场一体化的经济增长效应概述

区域市场一体化是区域市场化和一体化的融合，是指一国内部区际资源的自由流动以及产品和要素在区际间的无歧视，市场一体化是过程和状态的统一。过程是指区际资源自由流动的障碍被消除的运动，状态是指区际市场的一体化程度，区域市场化和一体化的深化同时推动着区域市场一体化水平的提高。其中，区际市场化是推动区际资源自由流动的主要动力，区际合作的深化，即市场层面的一体化则消除产品和要素在区际间的歧视。商品市场一体化是区域市场一体化的部分内容，此外还有要素市场一体化等。

市场一体化的测度是研究的难点之一，已有研究分别从状态和过程进行测度。对市场一体化状态测度的方法主要有：生产法、经济周期法和相对价格法；对过程的测度方法有：贸易流法、社会网络分析法和问卷调查法。

市场一体化的测度有两个作用：研究区域市场一体化的趋势和现状，量化它对经济的影响。理论分析认为，市场一体化导致交易成本的降低，企业实现规模经济，地区竞争加剧使得消费者获益增加，需求增加又导致投资进一步的增加，投资增加又促使价格的下降，实现良性的经济循环。因此，市场一体化意味着竞争加剧和技术进步与创新，从而提高整个地区的经济效率。

然而，经验研究结果并不完全支持理论分析，实证结论包括三种情形：第一种，市场一体化有助于经济增长；第二种，市场非一体化会促进经济增长；第三种，市场非一体化对经济增长影响与区域经济发展水平有关。

概述之，市场一体化对经济增长的影响并非一成不变，个体和时期的差异性会影响结果，但是并未得出统一性的结论。文献阅读发现，已有研究至少忽略了区域空间异质性和相关性两个方面的不足。为弥补已有研究方法的不足，本文基于内生增长模型，采用空间面板数据地理加权回归方法，实证研究珠三角商品市场一体化影响内部9个城市经济增长的差异性。

三、研究方法选择和模型设定

（一）研究方法的选择

已有文献对市场一体化的经济增长效应研究采用传统的不变系数模型，即假定变量之间的经济关系在观测点之间保持一致性，变量系数不随观测点位置的移动而改变。传统方法既存在忽略样本差异性，从而可能得到与实际情况不符的结论，又存在应用对象的局限性。

为了解决传统方法对异质性的忽视，Brunsdon等提出了变系数的地理加权回归方法（GWR，Geographically Weighted Regression）。GWR方法能够有效处理空间参数的非均衡，而且其处理异质性的模型更为灵活，其参数随空间变动而不再依赖于具体的函数形式。本文将GWR方法扩展至面板数据，同时考虑了空间相关性，最后应用于商品市场一体化的经济增长效应研究。

（二）模型设定与估计

1.GWR模型介绍

GWR模型的设定形式：

Yi=Xiβ（ui，vi）+εi i=1，2，...，N（1）

其中，Yi表示被解释变量，Xi是1×K的解释变量，β（ui，vi）表示参数，ui、vi表示回归点i的空间属性变量，如经度和纬度，εi～N（0，δ2）。该模型将样本点的空间位置引入到回归参数中，利用局部加权回归方法分别对每个样本点进行估计，获得各样本点参数的不同估计值。若i为回归点，j点的权重是其与i点空间距离的函数，如wij=exp，其中，h为带宽。从wij的表达式可以看出，h直接决定了在对i点进行回归时j点的权重。

2.空间面板数据GWR模型的设定与估计

空间面板数据地理加权回归模型：

Y=ρoWY+Xβo+u， u=v+ε（2）

其中，Y=（Y1，Y2，...YN）T表示因变量向量，Yi=（Yi1，...，YiT）T。ρo为空间自相关系数矩阵，矩阵W表示空间权重矩阵，通常对其进行行和等于1的标准化，WY表示因变量的空间滞后项，表示Kronecker积。X为NT×NK的外生变量对角矩阵，其对角线上的元素为T×K矩阵，βo为NK×1维参数矩阵。u为NT×1维干扰项向量，v为个体效应向量，ε～N（0，δ2εINT）是随机扰动项。

根据空间面板数据地理加权回归模型的设定方式，采用ML估计方法可得到模型（2）中个体效应v为随机效应时的参数估计值由于篇幅所限，文中未列出混合效应和固定效应模型的估计过程，实证模型中其他变量的回归结果也未详细列出，有兴趣的读者可向作者索取。：

i=（X′Ω-1iX）-1X′Ω-1iAY（3）

2ε=F（Ψ2，hi，ρi）=（u′（（TΨ2IN+Gi）-2GiT+G-1i（IT-T））u）∑j=1，...NgijTΨ2+gij+N（T-1）（4）

其中，Ωi表示估计i点时干扰项的方差协方差阵，ET=IT-T，T=JT/T，JT表示元素全为1的T阶方阵，Ωi=（Tδ2vINT+δ2εGiIT）（INT）+（δ2εGiIT）（INET），2ε表示回归时得到的δ2ε的估计值。Ψ2=δ2v/δ2ε，δ2v表示个体效应v的方差。

然后根据随机效应模型的集中化对数似然函数CLNFC（Ψ2，hi，ρi）：

CLNFC（Ψ2，hi，ρi）=c-12∑j=1，...，NΨ1-NT2lnF（Ψ2，hi）-12u′^Ψ21F（Ψ2，hi）+lnabs∏q=1，...，NT（1-ρiwq）（5）

其中，P=INT，Q=INT-P，Ψ1=ln（TΨ2+goi）+（T-1）ln（gij），Ψ2=（（TΨ2IN+Gi）-1IT）P+（G-1iIT）Q，表示干扰项的估计值。模型（5）需要估计3个参数，Ψ2、hi和ρi，将其估计值代入式（3）和式（4），即可完成随机效应模型的估计。

四、商品市场一体化影响经济增长的实证研究

（一）珠三角商品市场一体化的测度

本研究采用Parsley和Wei提出的相对价格法测度珠三角商品市场一体化指数。该方法的研究思路从冰川成本模型出发：假设商品k在i地价格为pi，在j地的价格为pj，在i和j之间销售商品k的交易成本为商品价格的一个比例C，0pkj或者pkj（1-C）>pki时，存在套利活动，即会有人进行跨区域的贸易活动获取利润，直至达到均衡状态。因此，得到相对价格pki/pkj的无套利区间。由于众多商品的绝对价格很难获得，而且现实的统计数据通常采用相对价格形式，Parsley和Wei等提出利用区际间相对CPI或相对商品零售价格指数的方差Var（qkijt）来测度区域商品市场非一体化程度，Var（qkijt）越大则说明区域间的商品市场非一体化越严重，反之则反是。

本文以2001～2010年《广东省统计年鉴》中珠三角各城市的9大类居民消费价格指数包括服务项目、食品、烟酒及用品、衣着、家用设备用品及维修服务、医疗保健和个人用品、交通和通信、娱乐教育文化用品及服务、居住。为基础，根据相对价格法测度珠三角商品市场一体化指数。

根据桂琦寒等（2006）的定义，商品市场一体化指数越大，对应城市的商品市场非一体化程度越深，反之则反是。表1的统计结果表明，研究期内各城市的商品市场非一体化水平总体呈下降趋势，在2008年普遍出现了提高，很可能是“次贷危机”导致地方保护加剧。此外，珠三角各城市的商品市场一体化程度，广州最高，深圳和东莞最低。

（二）商品市场一体化的经济增长差异效应研究模型

本研究基于陆铭和陈钊（2009）的研究文献，得出商品市场一体化的经济增长效应模型：

growthit=ci+βi1MIit+βi2MI2it+ρi∑j=1，...，i-1，i+1，..Nwijgrowthjt+γiXit+uit，uit=vi+εit（6）

其中，growthit表示地区i在时期t的真实人均GDP增长率（%），ci表示常数项，MIit是地区i在t时期的商品市场一体化指数，MI2it表示MIit的平方项，ρi表示空间自相关系数，wij是空间权重系数。系数下标i表示该系数与回归点i的地理位置有关。在模型中分别用滞后一至三期的MI_LAG代替MI，以研究商品市场一体化对经济增长影响的滞后效应，即表2中的模型Ⅱ～模型Ⅳ。Xit表示一系列控制变量，包括人均资本k的对数lnk，通货膨胀率CPI，对外开放OPEN，实际利用外资（AFC）占GDP比重，人口增长率PG（‰）。uit表示扰动项，包含个体效应vi和独立同正态分布的随机扰动项εit。

lnk的估算采用永续盘存法：

Kit=Kit-1（1-δit）+IitKit（7）

其中，Kit和Kit-1分别表示第t年和t-1年的物质资本总量，δit表示资本重置率，Iit表示当年的投资总量。令δit=9.6%，并用各城市1980年的全社会固定资产投资总额除以10%作为该市的初始资本存量，得到人均资本存量kit=Kitpopit，popit表示年初和年末人口总数的算术平均。

（三） 数据来源和回归结果

模型（6）和模型（7）的数据均来源于2001～2010年《广东省统计年鉴》。回归分析包含模型的估计和检验两部分：首先，采用ML方法对混合效应、固定效应和随机效应下的模型（6）进行估计；其次，采用基于拟合优度的拟合χ2分布检验固定效应模型相对于混合效应模型，以及渐进χ2分布的随机效应模型相对于混合效应模型的LM检验。两个检验统计量值分别为F（1.01，54.9）=0.00015和LM=8.00。因此，本研究认为随机效应模型适合所使用数据。

在包含MI的回归模型中，空间自回归系数ρ的估计结果不显著，而且在不变系数面板数据模型的空间自相关Moran’s I检验也表明自变量不存在空间自相关（Pmoran’s I=0.53）。该统计结果表明珠三角各城市的经济增长在研究期内并无显著的空间溢出效应，即周围城市的经济增长对该地区经济增长无统计上显著的影响。因此，在分别包含MI_LAG1、MI_LAG2和MI_LAG3的模型Ⅱ～Ⅳ中未再加入被解释变量的空间滞后项。

表2为包含不同时期商品市场非一体化指数模型的估计结果。总的来看，研究期内珠三角商品市场一体化对各个地区经济增长的影响存在显著的个体差异性。其中，商品市场一体化程度的提高会提高广州、深圳、惠州和江门的经济增长水平，但会降低肇庆和东莞的经济增长水平。此外，珠海的市场一体化对经济增长的影响随滞后期变动：

模型Ⅰ，模型的商品市场一体化指数只包含当期MI，大部分城市的经济增长不受珠三角商品市场一体化当期值的影响。但是，东莞和中山的MI显著为正，即说明采取商品市场非一体化的方式将更有利于同期的经济增长；江门的MI显著为负，说明商品市场非一体化程度的提高会降低当地的经济增长水平。

模型Ⅱ～模型Ⅳ的回归结果显示，商品市场一体化指数的滞后期对地方经济增长效应更显著，与MI相比，MI_LAG1、MI_LAG2和MI_LAG3在9个地区中分别有7个、4个和5个地区显著。广州、深圳、珠海、惠州、中山和江门的MI_LAG系数总体为负数，即商品市场一体化对这些地区的经济增长有明显滞后的积极影响；东莞和肇庆的MI_LAG1和MI_LAG3系数都显著为正，说明滞后一期和滞后三期的商品非市场一体化对这两个地区的经济增长有促进作用。

表2的实证结果表明，经济发展水平相对较高的城市的经济增长受商品市场一体化的有利影响。当商品市场一体化程度提高至一定水平时，商品市场一体化将不利于相对发达地区的经济增长（见表3）。由于发达地区在高技术产业拥有比较优势，且通常具有较快的技术进步速度，所以往往在贸易利益的分享中得到较大的份额，商品市场一体化对较发达地区的经济增长更有利。但随着商品市场一体化程度的不断提高，相对落后地区通过获得相对发达地区的技术溢出，或者采用赶超战略等方式使其拥有部分高技术产业的生产能力，提高其与相对发达地区贸易中所享受的利益份额，相对发达地区的经济增长不再受益于商品市场一体化。本文结果一定程度上可以解释国际或国内部分区域的一体化组织不断扩大的原因，只有通过不断添加相对落后的个体，才能够保持较发达地区获取区际贸易的正面影响。

但是，在经济发展水平相对较低的城市中，只有肇庆市和东莞市的经济增长明显受商品市场非一体化的有利影响，江门和惠州的经济增长受商品市场一体化的有利影响，两种不同的影响同样会随着商品市场（非）一体化程度提高而出现拐点（见表3）。虽然商品市场分割能够保护当地企业免受外部竞争，从而促进经济增长，但是这种经济增长是以牺牲经济效率为代价的结果。根据区域经济增长理论，决定区域经济增长的因素可分为两大类：需求因素和供给因素。商品市场一体化通过区际贸易同时直接或间接影响需求因素和供给因素，商品非市场一体化则只能影响供给因素①。如果相对落后地区的产品和企业太缺乏竞争力，促进落后地区经济增长的只有供给因素，则商品市场非一体化更有利于当地经济增长，这样能够保护本地企业免受外地企业的竞争（肇庆和东莞）。但是随着商品非市场一体化程度的提高，过于封闭的商品市场会给技术创新等供给因素造成负面影响，从而对地方经济增长起阻碍作用。如果促进落后地区经济增长的同时包含需求因素和供给因素，则商品市场一体化更有利当地经济增长（江门和惠州）。

表3的结果可检验商品市场非一体化对经济增长的影响是否存在拐点，即是否存在U型或倒U型的趋势。回归结果表明，除了模型Ⅰ的东莞和模型Ⅱ的江门以外，β1显著的绝大部分城市都存在拐点，即商品市场一体化对大部分城市经济增长存在拐点，该结论与陆铭和陈钊（2009）的结论相似。根据拐点公式-β12β2计算得出，大部分观测点仍处于拐点的左侧，即说明商品市场（非）一体化对经济增长影响的趋势在大部分地区未发生方向性的变动。

从β2的总体分布情况来看，商品市场（非）一体化对几乎所有研究对象的经济增长影响都存在拐点，当商品市场一体化达到一定程度后，商品市场一体化会不利于相对发达地区的经济增长。同样地，当商品市场非一体化达到一定程度时，商品市场非一体化也会阻碍相对落后地区的经济增长。

此外，其他系数的估计结果显示，所有地区的lnK系数都显著为正，说明物质资本的增加对dylw.net 所有地区的经济增长具有促进作用。4个模型的CPI系数都显著为负，陆铭和陈钊（2009）认为当期的通货膨胀导致经济的周期波动，当年的通货膨胀有可能伴随着未来更低的经济增长。东莞和肇庆的对外开放OPEN系数显著为负，珠海和江门对外开放OPEN系数显著为正。说明对外开放加剧了地区的竞争，但并非一定能促进地区经济增长，所处经济发展阶段不同，地区本身的特征差异影响区域对外来竞争的消化能力，因此表现出区域之间的差异性。同样地，实际利用外资AFC变量也出现了区域间方向性的差异性，其中，东莞和肇庆的AFC系数显著为负，珠海和江门的AFC变量系数显著为正。综合OPEN和AFC两个变量来看，虽然东莞和肇庆在进出口贸易对经济增长带来负面影响，但是外来资本的投入对地区经济增长带来了正面影响，而珠海和江门则出现与它们相反的结论。为了有效地吸收贸易及外资的有利方面，去除其不利影响，这两组城市之间应该相互借鉴，增进交流，从而实现共同进步。

五、结论及建议

本文的研究表明，商品市场一体化对经济增长的影响具有明显的时滞性。商品市场一体化对地方经济增长的影响存在两种不对称性：相对发达地区和相对落后地区之间的不对称，以及相对落后地区内部之间的不对称。商品市场一体化有利于相对发达地区的经济增长，但是不一定有利于相对落后地区的经济增长。商品市场一体化对经济增长的影响主要通过需求因素直接或间接起作用，由于构成相对落后地区的产品和产业结构差异，有些相对落后地区无法消化外来产品的竞争，从而商品市场非一体化对当地经济增长更有利（如东莞和肇庆）。相反地，如果相对落后地区的产品结构和当地企业竞争力可享受到区际贸易中的利益分配，则商品市场一体化同样能促进当地经济增长（如江门和惠州）。

商品市场一体化对研究对象的经济增长影响都存在拐点（模型Ⅱ的中山市除外），当商品市场一体化达到一定程度后，其对地方经济增长的影响会发生方向性的转变。即随着商品市场一体化程度的变化，相对发达地区或者相对落后地区不会一直收益或受损，这可能是影响区际关系波动的原因之一。

总之，商品市场一体化降低了区际间的交易成本，有利于区际间的产业分工，从而提高整个区域的经济效率。不同经济体的经济发展水平和经济系统的构

成存在空间非均衡，导致经济组织内部成员受商品市场一体化的影响不同。提高区域商品市场一体化，完善区际经贸关系需要重（上接第4页）

点解决落后地区与相对发达地区在商品市场一体化过程中的利益分配。因此，相对发达地区需要在发展本地技术创新和生产能力的同时，兼顾相对落后地区的可持续发展，一味地实现自身利益最大化不仅会损害落后地区的利益，而且会促使落后地区选择带来市场非一体化。同样地，相对落后地区在商品市场一体化过程中的获利有赖于自身的产品竞争力，当地政府和企业应该更多地生产具有比较优势的产品，而不是单纯选择技术含量高，利润可观的产品。最后，相对发达地区和相对落后地区在实现区际合作时，应该形成互惠互利的政策，从而减少区际贸易中的摩擦，降低区际贸易的风险，以提高区际合作为手段，促进区域经济增长、提高人民生活水平为目的。

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经济增长的特征例6

人类的知识不论怎样区分，基本上可以概括为关于自然的知识和关于人类自身的知识两类，前者是人类探知和改造自然的技术性知识，而后者是关于人类自我组织的知识，可分别称之为技术知识和制度知识。如果说各种经济增长理论中涉及知识的作用，大体都是指技术知识对经济增长的作用。不论是李嘉图强调资本有机构成提高的传统经济增长，还是马歇尔的新古典主义增长，最终都只是把知识对经济增长的作用局限于技术知识的作用。直至当前，人们在研究知识对经济增长的作用时，大都是指技术知识在推动经济增长中的作用，如往往将信息技术作为知识的典型代表。这种认识的主要原因，不仅在于经济增长分析中的新古典主义倾向，而且在于人们注重于从定量上确定知识在经济增长中的作用，而技术知识更容易量化。

但是，从现实经济增长来看，人类的制度知识直接影响到社会经济制度的形成和有效性(张尚毅，1998a)，进而影响甚至决定经济增长的方式和成果。新古典主义的一个最基本特征是在经济分析中不考虑制度对经济的影响，将经济制度视为经济分析的外生因素;而李嘉图的传统增长理论虽然涉及制度因素，但是并没从知识的角度进行这方面的分析。事实上，我们从经济增长理论的基本发展脉络可以看到这点。

二、经济增长的知识基础

当我们依赖于自然资源推进经济增长时，自然会得出增长存在极限的结论(米都斯，1997);而新经济增长理论对增长极限进行了否定，提出由知识所决定的增长递增效益。今天，在现实经济中出现的更多地依靠技术知识而相对较少地依靠其他资源推进经济增长的现象，正如罗默所说的那样，从本质上来说只不过是人类对于自然界认识的深化以及运用这些技术性知识推进经济增长。但是，由于主流的经济增长理论继承了新古典主义传统，虽然指出了知识对经济增长起着十分巨大的作用，却不能用人类全部知识的进展来解释经济增长，也正因为如此，无法解答我们前述的一些基本问题。

奥地利学派学者哈耶克在他的有关论著中将人类知识作为经济分析的基础，指出均衡仅仅以人们在试图执行可能达到均衡的初始计划的过程中确实获得的知识为基础(哈耶克，1989)，从而将知识完全融入整个经济分析中，这种无区别地将人类关于自然的知识和人类自身的知识融入经济分析，与国际经合组织关于知识经济中知识的基本认识是一致的。用人类全部知识解释经济增长所要说明的问题是，社会经济均衡并非如新古典主义经济学假设的是具有同质性经济主体的均衡，而是具有异质性经济主体(拥有不同量和质的关于自然和自身的知识)的均衡，这就必须解决异质性经济主体相互耦合的问题，必须明确具有不同知识的经济主体之间为什么存在相互冲突，怎样才能相互耦合，进而达到均衡，保持一个经济态的稳定与发展(张尚毅，1998b)。从制度知识的角度，我们可以比较容易解决这个问题，因为不同的经济主体不但具有不同的个性知识，而且具有作为耦合基础的共性知识，这些知识就是我们所称的知识传统;知识传统决定了一个经济态可能具有的经济制度优化水平，从而也就决定了该经济态可能接受或者拥有的技术知识水平，进而呈现出与之相适应的经济增长水平①。正如诺思所指出的那样，制度框架为经济增长提供了一个适宜的环境(诺思，1989)。总之，具有不同知识水平(包括制度知识和技术知识)的经济主体决定了经济均衡状态的不同，从而使经济发展呈现出不同的阶段性特征。

经济增长的特征例7

中图分类号：F061.2；F061.3 文献标志码：A 文章编号：1674-8131（2014）06-0096-04

经济增长是各国（地区）普遍追求的目标，也是经济学着力解决的问题。纵观主流经济学的发展，从重农主义强调土地的作用到重商主义强调市场的作用，到古曲主义和新古典主义综合强调各类生产要素（当然包括土地）和发挥市场效率等的作用，都展示出这样一幅图景：人们在分析经济增长时，越来越多地把各类相关要素纳入分析框架，从而越来越客观、准确地描述现实经济增长过程以及各因素所起的作用和其存在的原因，推动了经济学的发展，进而提高了人们调控经济发展的能力。但是，一个比较明显的问题却还没有引起人们的足够重视：人之所成为经济活动的主体并在一定程度上掌控经济活动的均衡发展的根本原因，在于人区别于其他物种而具有智能生命的特质，换句话说，就是人类可以通过知识积累提高其“掌控经济活动”的能力，而这正是我们推进经济增长的根本，但是这点却在很大程度上被主流经济学所忽视。本文拟通过对经典经济增长理论的反思，探讨人类知识，尤其是制度知识在经济增长中的作用。

一、经济增长理论的反思及问题的提出

人类的知识不论怎样区分，基本上可以概括为关于自然的知识和关于人类自身的知识两类，前者是人类探知和改造自然的技术性知识，而后者是关于人类自我组织的知识，可分别称之为“技术知识”和“制度知识”。如果说各种经济增长理论中涉及知识的作用，大体都是指技术知识对经济增长的作用。不论是李嘉图强调资本有机构成提高的传统经济增长，还是马歇尔的新古典主义增长，最终都只是把知识对经济增长的作用局限于技术知识的作用。直至当前，人们在研究知识对经济增长的作用时，大都是指技术知识在推动经济增长中的作用，如往往将信息技术作为知识的典型代表。这种认识的主要原因，不仅在于经济增长分析中的新古典主义倾向，而且在于人们注重于从定量上确定知识在经济增长中的作用，而技术知识更容易量化。

但是，从现实经济增长来看，人类的制度知识直接影响到社会经济制度的形成和有效性（张尚毅，1998a），进而影响甚至决定经济增长的方式和成果。新古典主义的一个最基本特征是在经济分析中不考虑制度对经济的影响，将经济制度视为经济分析的外生因素；而李嘉图的传统增长理论虽然涉及制度因素，但是并没从知识的角度进行这方面的分析。事实上，我们从经济增长理论的基本发展脉络可以看到这点。

张尚毅：制度知识对经济增长的作用及人力资本第二特征随着经济的发展以及人们对经济发展的要求，经济增长理论也不断发展演变，从重农主义到重商主义等无不如此。现代经济增长理论源于哈罗德和多马的经济增长模型，他们假定技术等经济变量不发生改变，从资本和储蓄的相互关系引出经济增长模型，从而推出一个最优经济增长路径，并以此提出经济增长的制约因素。作为新古典主义的继承者，哈罗德等人在其模型中沿袭了新古典主义传统，将经济增长直接与储蓄转化为资本联系起来，指出经济发展主要取决于资本的投入量，但这只是从一个方面论证了经济增长的因素。随着新古典主义增长模型的发展，产生了以索洛模型为代表的新的经济增长模型。索洛模型以定量分析的方法，引入劳动、技术等变量，从而使经济增长不仅和资本，而且和劳动、技术的变化联系起来（索洛，1988）。经济学的发展使人们可以用定量方法分析出技术对经济的具体贡献和大多数经济理论一样，通过将实际经济数据引入经济增长模型，进而推导出各个变量的具体效应，是在数理上有说服力的方法，正如马克思所指出的那样：“一门科学只有在它成功运用数学时，才算达到了真正完美的地步”（拉法格，1957）。经济学也正因为充分运用了数学成果，从而使其成为真正的科学，经济增长才得以在一定程度上为人类所掌控。 ，索洛在这方面作出了杰出贡献，他通过设立和技术有关的规模变量，分析出技术进步对经济增长的贡献度索洛采用美国1909―1940年经济发展的有关数据，估算出美国平均经济增长率中技术进步的贡献约占51%左右；而对1909―1949年美国非农部门的估算，这个比例提高至87.5%，并且在这40年中后半部分技术进步的贡献约为前半部分的5.83倍（索洛 等，1991）11。这些实证数据不仅验证了技术对经济增长的贡献，而且也说明了随着经济发展，技术对经济增长的作用越来越大。 。新古典主义经济增长模型强调资本、劳动、技术等经济变量对经济增长的贡献，但制度等经济变量依然被排除在经济增长分析之外。

引入技术变量，实质上是在一定程度上将知识引入经济分析中，新古典主义经济增长理论可以从定量的角度论述知识、技术等经济变量对经济的贡献度。如丹尼森曾估算出美国在1948―1973年的经济增长有28%左右归因于知识的进展（索洛 等，1991）256。这些关于知识对经济增长作用的论述，引起了人们对知识对经济增长作用的重视，一些学者也逐渐将知识纳入经济增长分析之中，从而使知识在经济增长分析中由外生变量内生化。然而，真正将知识明确引入经济增长分析的是保罗・罗默。罗默所提出的新经济增长理论，进一步从技术分解出知识对经济增长的重要性。与索洛不同的是，罗默的经济增长理论不仅使经济分析能预测经济的长期趋势，而且可以将经济的短期变化预测出来，从而能更准确地测量知识对经济发展的贡献。新经济增长理论明确指出经济增长并不依赖于劳动力的增长，进而提高了人们对知识在经济增长中作用的认识（Romer，1986）。

知识在经济增长中的重要性被人们发现并重视，得益于现实的经济发展，也得益于于经济学的发展。经济学中经济增长理论的发展，向我们展示了这样一幅图景：经济实践和经济理论相一致，而经济理论又往往超越经济实践，给经济实践以指导，而这在很大程度上要归功于人类关于经济增长的知识的进展。目前，主流经济增长理论虽然将各种生产要素纳入经济增长分析中，但是对于知识在经济增长中的作用，主要强调了技术知识的作用，忽略了制度知识的作用，也没有较为普遍地指明各类知识（特别是制度知识）分别在经济增长中所起的作用。因此，其无法说明为什么知识（实际上是技术知识）在一些经济态中的作用较强，而在另一些经济态中的作用相对较弱；更无法回答为什么技术主导的经济增长发生在一些国家或地区，而不发生在其他国家或地区。因此，要将知识真正引入经济增长分析中，不能仅从技术知识方面着手，还要将人类关于自身的知识纳入其中。由于新古典义传统理论在技术知识方面作了比较系统的论述，下文着重分析制度知识对经济增长的作用。

二、经济增长的知识基础

当我们依赖于自然资源推进经济增长时，自然会得出增长存在极限的结论（米都斯，1997）；而新经济增长理论对增长极限进行了否定，提出由知识所决定的增长递增效益。今天，在现实经济中出现的更多地依靠技术知识而相对较少地依靠其他资源推进经济增长的现象，正如罗默所说的那样，从本质上来说只不过是人类对于自然界认识的深化以及运用这些技术性知识推进经济增长。但是，由于主流的经济增长理论继承了新古典主义传统，虽然指出了知识对经济增长起着十分巨大的作用，却不能用人类全部知识的进展来解释经济增长，也正因为如此，无法解答我们前述的一些基本问题。

奥地利学派学者哈耶克在他的有关论著中将人类知识作为经济分析的基础，指出“均衡仅仅以人们在试图执行可能达到均衡的初始计划的过程中确实获得的知识为基础”（哈耶克，1989），从而将知识完全融入整个经济分析中，这种无区别地将人类关于自然的知识和人类自身的知识融入经济分析，与国际经合组织关于知识经济中知识的基本认识是一致的。用人类全部知识解释经济增长所要说明的问题是，社会经济均衡并非如新古典主义经济学假设的是具有同质性经济主体的均衡，而是具有异质性经济主体（拥有不同量和质的关于自然和自身的知识）的均衡，这就必须解决异质性经济主体相互耦合的问题，必须明确具有不同知识的经济主体之间为什么存在相互冲突，怎样才能相互耦合，进而达到均衡，保持一个经济态的稳定与发展（张尚毅，1998b）。从制度知识的角度，我们可以比较容易解决这个问题，因为不同的经济主体不但具有不同的个性知识，而且具有作为耦合基础的共性知识，这些知识就是我们所称的知识传统；知识传统决定了一个经济态可能具有的经济制度优化水平，从而也就决定了该经济态可能接受或者拥有的技术知识水平，进而呈现出与之相适应的经济增长水平这点我们可以从中国以及许多国家经济发展的历史事实看到。中国近代的落后并非在于不知道当时西方世界技术知识的发达程度，也引进过在当时较为先进的技术，但是，仍然无法改变中国落后的经济社会状况；反之，一些国家（如日本）在近代的崛起也不是因为比我们更多地了解当时先进的技术知识。决定经济发展差异的关键在于我们关于制度知识的缺乏，或者说拥有先进制度知识的人很少，不足以自我产生或接受新的经济制度。 。正如诺思所指出的那样，“制度框架为经济增长提供了一个适宜的环境”（诺思，1989）。总之，具有不同知识水平（包括制度知识和技术知识）的经济主体决定了经济均衡状态的不同，从而使经济发展呈现出不同的阶段性特征。

我们认为当一个经济态的人群中关于制度知识的分布程度相对较低时，是不可能产生出更有效率的经济制度的。因此，具有足够多的不断优化的制度知识的人群就成为一个经济态不断进化的基础。这仅仅是从经济态自组织内部看问题，如果考虑到经济增长不仅是自组织内部进化的结果，而且还可以通过获得外部性知识来实现，那么，具有先进的制度知识，或者更通俗地讲具有前沿性制度知识的人群分布状况，将决定一个经济态进化的可能性，从而决定经济增长状况。因此，人类经济发展与进步的历史，从实质上看就是人类各种经济制度进步的历史，各类不同的经济制度决定了经济可能达到的增长程度。因此，经济增长（包括我们今天所说的知识经济）事实上都是人类技术知识和制度知识共同进步的结果。

经济发展是人类知识普遍发展的结果，人类关于自然和自身的知识逐步深化过程也就是经济增长随之加快的过程。不同阶段的知识构成了经济发展的相应阶段的基础，也就是说，人类对自然和自身不同的认知阶段实现了不同程度的经济增长。每一个时代都有着自身前沿的知识，这是一个经济态乃至一个社会发展与进步的充要条件。社会经济发展虽然在传统知识的基础上进行，但是，如果没有社会前沿性知识的普遍发展，那么，这个经济态将停留在原有的基础上。这就是为什么有些国家和地区在经历了一定发展以后，停留在不发达陷阱的原因。然而，这仍然无法回答这些国家和地区为什么没有将他们的前沿性知识运用于经济发展和社会进步的这个问题。关于这点罗默也没有给出答案，他虽然指出了技术知识的增长递增效益，但是没有指出一个经济态为什么要运用前沿性技术推进经济增长。诺思对此作出了解答，他认为一些国家和地区之所以停留在不发达陷阱的关键原因，在于没有制订或实施诱致这些前沿性知识运用于经济的经济制度，“正是人类组织的成功或失败决定着社会是进步还是倒退”（诺思，19992）。对此，汪丁丁（2001）作出了更进一步的分析，他认为人类社会经济制度不断完善的原因在于人类关于制度的知识不断丰富，在探索过程中，人类代代相传、不断积累的关于制度的知识构成知识传统，而在知识传统基础上的制度创新引发了技术知识的不断进步。因此，人类在推进经济增长过程中必须全面地运用关于自然的知识和关于自身的知识，从而实现经济增长以技术进步为主导，进而使知识成为经济增长的基础。这个基础既得益于人类关于自身知识的进展――实现经济制度的演进，同时也得益于人类关于自然知识的进展――实现生产技术的进步，进而在两方面的共同作用下实现以知识为基础的经济增长。

三、制度知识：人力资本第二特征

知识对经济增长的递增作用，我们可以视为知识的经济化。知识依托于人类自身，知识所表明的经济特征和人力资本有着十分密切的关系。经济学家在研究知识对经济的作用时，几乎无一例外地要论及人力资本。从相互关系上来说，人力资本和知识是相互依存的，这点我们可以从经济以及经济学发展史中看到。费雪在1906年发表的《资本的性质与收入》一文中首次提出人力资本的概念，并将其纳入经济分析的理论框架中；1935年美国经济学家沃尔什发表了《人力资本观》，明确地指出了人力资本和个人知识的相互性，也进一步强调了受教育的经济意义；其后，舒尔茨系统阐述了人力资本在经济中的作用，指出通过对成人和儿童进行教育、提高他们健康状况等本身就是资本积累。从舒尔茨等人的基本观点中我们可以发现，和物质资本相对应的人力资本应用于经济活动的过程从本质上来说就是知识的经济化。知识在经济增长中的运用实际上就是人力资本优化的结果，这和我们在现实经济发展中所看到的现象是一致的。

人力资本的积累和经济发展是一致的，人力资本在全部资本中比例越高，知识经济化程度也越高。有关研究表明，一国人力资源占世界的比重与其国民生产总值占世界的比重基本是一致的，如美国人力资源占世界比重居前，其国民生产总值比重也居世界前列（李仲生，2006）。值得注意的是，教育是决定与现代经济增长相适应的人力资本的主要因素，也是现代人类获得知识的主要途径。从一定意义上来说，教育发达程度决定了一个国家或地区的知识分布状况，从而也就决定了其经济增长状态中国改革开放以来的发展证明了这点：经济发展比较快的地区，往往也也是教育水平相对较高的地区。相关研究表明，1982年，东部地区人均受教育年限是中西部地区的1.32倍，而到2004年扩大到1.53倍（张邦辉 等，2007）。 。

技术知识可以通过实验的方法获得，我们可以视其为人力资本的第一特征；制度知识是不能通过实验的方法获得的经验性知识，我们可以视其为人力资本的第二特征。可以说，人类经过长期积累的制度知识是制度创新的基础，具有相应制度知识的人群数量和分布状况与制度创新之间服从概率分布。而从概率的角度看，人群制度知识的分布将依大数定律收敛于某一期望值，这个期望值代表制度的优化程度。比如，中国改革开放以来，之所以受教育程度相对较高的地区经济增长较快，是由于这些地区有较多具有相应制度知识的人群。另外，从技术水平相对较低的不同地区利用后发优势发展的不同成效来看，一个地区能够吸收和消化的技术水平取决于其制度优化程度，也就是说其现实技术知识的先进程度决定于制度知识。正如诺思所指出的那样：“尽管可以利用其他社会的成就，发达国家和欠发达国家之间的差距却在继续扩大”（诺思，2013），分析其中的原因就在于欠发达国家人群的制度知识分布状况不能支持先进技术的高效应用，更不能促成新的技术创新。因此，不论是从内部产生技术知识，还是从外部引入技术知识，技术知识对经济增长作用的发挥都将取决于制度知识的分布状况，具有较先进制度知识的地区最终将成为发达地区。这给我们的启示是：着力培养人力资本，特别是提高制度知识水平是一个国家或地区经济发展的根本途径。

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经济增长的特征例8

一、引言

截至2013年3月末，我国M2余额首次突破100万亿元大关，高达103.61万亿元。M2突破百万亿元关口，再次引起对央行存在货币超发问题的讨论。而截至去年底，我国M2余额为97.42万亿元，居世界第一，约占全球货币供应总量的1/4，是美国的1.5倍，英国的4.9倍，日本的1.7倍，比整个欧元区的货币供应量还多出20多万亿元，就此许多学者和民众开始将巨额M2与物价、房价对应起来，认为货币超发是物价上扬和房价高企的根源，并以M2/GDP指标过大来佐证中国存在严重的货币超发。针对这一问题我们进行探讨和分析。

二、概念分析

货币供应量，是指一国在某一时期内为社会经济运转服务的货币存量，它由包括中央银行在内的金融机构供应的存款货币和现金货币两部分构成，一般用M2表示。根据国际货币基金组织要求，现阶段我国货币供应量分为三个层次：M0=流通中的现金；M1（狭义货币量）=M0+活期存款；M2（广义货币量）=M1+定期存款+储蓄存款+其他存款+证券公司客户保证金。从M2涵盖的范围来看，广义货币基本上指的是全社会的货币购买力，货币供应的变化很大程度上反映的是货币需求的变化。在M2的构成中，M0的规模近年来基本稳定在5-6万亿元左右，占M2的比例在6%左右且呈现下降趋势，M2中规模最大也是影响其快速增长的根本因素是银行存款。

M2/GDP，是常用的衡量金融深化的指标，实际衡量的是在全部经济交易中，以货币为媒介进行交易所占的比重，也常被用来衡量货币超经济发行。从学术角度讲，这一指标反映一个经济体的金融深度。随着市场经济的发展、分工的细化，经济活动必然越来越依赖于货币和金融工具的使用，该过程既是市场化经济不断发展的过程中，也是金融业不断市场化的过程，金融总资产占经济总量的比重也必然不断上升。事实上，不同经济体间因M2和GDP的统计口径差异，影响因素因时因地的变化，所处发展阶段的不同等均会导致M2/GDP存在较大的差异，往往并不具有可比性。

三、M2/GDP不适宜作为衡量中国存在货币超发的指标

M2/GDP比率的变化，在很大程度上说明一国货币性财富对当年GDP的贡献度，可以在一定程度上反映出各国经济活动的活跃度或生产效率。实际上，没有任何经济学理论认为，M2必须与GDP存在一个固定的比例关系。M2作为一个存量指标，反映的是一个国家累积下来的货币供应量，GDP则是一个增量指标，反映一定时期内经济活动中生产、投资、消费创造的附加价值部分，而这些经济活动所需的中间交易并不纳入统计。以一个存量指标去与一个增量指标比较，意义并不大。货币存量本身所反映的经济活动包含的范围更广，特别是在土地、房产等交易领域，会产生大量的货币存量，却并不一定创造出较多的附加价值。

中国改革开放三十多年来，随着经济总量的增长，经济活动对货币和相关交易工具的依赖越来越重，货币化进程加速，导致金融资产规模在经济总资产中的比重上升。2012年底，我国M2余额高出GDP45.49万亿元，M2与GDP之比达到188%。据世界银行统计，2011年全球M2/GDP平均值超过125%，其中欧元区接近180%，日本达到240%，我国香港超过300%，而卢森堡高达489%。日本和卢森堡这一比率尽管非常高，但却并没有出现严重通货膨胀，相反，日本还一直努力在摆脱通货紧缩。M2与GDP比值的高低与通货膨胀并不存在必然联系。目前，国际货币基金组织常使用金融总资产/GDP这一指标来衡量一国金融资源禀赋。其中金融总资产为银行总资产加上公开发行的债券总市值和股票总市值。根据IMF计算，2011年世界平均水平为366%，其中美国、欧元区、英国、日本分别为424%、449%、784%和540%，平均水平为476%；亚洲四小龙平均水平为544%多；我国仅为303%，低于世界平均水平。说明当前我国的金融资产或金融禀赋与GDP增长相比相对不足。

通过上述分析，简单以M2/GDP指标较高来衡量中国存在货币超发是不够科学合理，难以令人信服。与此同时，我国M2存量大并未引起通货膨胀，近几年我国物价指数始终保持在合理范围之内，说明我国货币供应量增长是适应社会经济发展需要并促进经济增长的，进一步否定了货币超发的观点，否定了货币超发引起通货膨胀的观点。与经济发展情况相似度较高的金砖国家相比，2013年1月，中国、俄罗斯、巴西、印度四国的M2与GDP之比分别是188%、45%、37%和18%，但1月份CPI的涨幅却分别是2%、7.1%、6.15%和6.62%。可见，若无其他条件配合，M2存量高并不一定会直接导致通胀。

目前，我国M2/GDP较高虽不致引起很大问题，但如果不高度重视，并采取相应调控措施，可能会继续明显走高，随着总需求持续扩张、要素成本持续推升，长期内也可能会形成通胀压力。

四、基于社会经济发展需求的货币供应量增长分析

近年来，我国M2增长呈现出逐渐加速的态势。2000年底M2余额约13万亿元，到2008年底M2余额为47.52万亿元，而至2013年3月底达到103.61万亿元。这主要源于我国经济社会发展现实性货币需求。

（一）市场化改革深入推进引致货币供应量快速增长

在渐进改革的市场化过程中，我国政府通过宏观调控政策措施，采取渐进方式不断将自然资源、劳动力、资金、技术、管理等资源和要素推向市场，使得各类资源持续货币化。同时，在我国持续深入推进工业化、信息化、城镇化和农业现代化建设中，各级地方政府和各类企业，均存在较强的融资动机和较大的融资需求。融资需求的增加为银行贷款投放提供了广阔的市场，引致更大幅度的信贷资源投入。因此，随着改革开放的深入和市场化程度的提高，引起我国货币需求水平不断上升。

（二）货币增长内生性特征催生货币供应量快速增长

我国货币增长存在一定的内生性特征，即货币需求推动货币供给。1978年至上世纪90年代初期，因为产品的商品化，通过市场交易发现了商品价格，才导致货币需求增加，最终推动货币供给增长。另在我国市场经济发展前期，由于央行不具备完全独立性，在货币供给方面略显“被动”，呈现部分内生性的特征。如在上世纪八十年代，为了满足政治主导模式下的经济发展需求，不得不通过发放再贷款和对中央财政透支来“被动”投放基础货币。同时，在现行外汇管理体制下，外汇占款规模不断攀升，央行又承担了稳定汇率的重要任务，在购汇过程中不得不“被动”投放人民币。这均体现了货币供给的内生性特征。

（三）货币信贷需求高速增长引发货币供应量快速增长

M2快速增长的直接源头是信贷高速增长，因我国直接融资渠道不发达，信贷需求始终非常旺盛，银行只要有钱就可以迅速贷出去，从而使这个多倍创造货币的功能不断发挥作用，令M2存量几何式扩张。特别是为应对世界金融危机，在一揽子经济刺激计划的作用下，为配合国家4万亿经济刺激措施，2009年以来，我国信贷规模出现了大幅增长，带动了M2存量的持续走高和快速积累。

（四）金融资源配置效率较低推动货币供应量快速增长

金融配置效率的不足必然表现为同等的GDP增长需要更多的货币供给来推动，导致货币化比率的偏高。在我国，银行主导型的融资结构决定了金融资源的配置主要是通过银行进行的，而我国多数银行融资服务对象仍主要面向大型企业，以致国有经济一直是信贷资源的主要占有者。在直接融资领域，大型企业也是股票市场和企业债券市场的融资主体，中小微企业整体上仍然较难通过直接融资方式获取大量金融资源。在我国经济的高速增长以及倒闭机制的影响下，为保证经济的持续增长，银行体系只能被动增加货币供给、提供新的信贷以满足社会对资金的需求。导致M2快速增长。另外，改革开放以来，我国居民的收入普遍大幅增加，但居民缺乏多样性的投资渠道，加之国人的高储蓄偏好和银行存款的高安全性，使得居民储蓄余额长期增长，导致广义货币的沉淀和货币的体外循环。

（五）外汇占款是货币供应量快速增长的重要推动因素

外汇占款是指央行买入外汇形成储备时投放的等值人民币，多年国际收支双顺差条件下的央行购汇行为使央行每年被迫向银行体系中注入大量货币。入世以来，中国出口高增长以及累计的外汇储备已经严重改变了我国货币创造的机制和供给结构。截至2012年底，我国外汇储备已高达3.31万亿美元，这意味着100多万亿元M2中有20万亿元左右是由国际收支不平衡所带来的。外汇占款虽不具备直接多倍创造货币的功能，却会导（下转第167页）（上接第164页）致银行存贷比下降，从而进一步增强银行信贷投放的能力。

（六）积极财政政策实施对货币供应量快速增长产生重要影响

新一轮积极财政政策自2008年12月实施以来，我国货币供应量由2008年底的47.52万亿增加到2013年3月的103.61万亿，积极财政政策发挥了重要作用。扩张性财政政策是国家通过财政分配活动刺激和增加社会总需求的一种政策行为。这一政策的实施必然带来政府支出和社会居民支出的持续增加，刺激货币需求快速增长，货币需求增加必然引致货币供应量增长。

五、政策建议

我国货币供应量快速增长是基于社会经济发展的现实性需求，事实上，我们也应清醒的认识到我国经济发展仍存在着结构性失衡问题，政府一定程度上主导着要素货币化分配，金融体系发展相对滞后，金融资源配置效率偏低。经济发展过度依赖投资，而投资又过度依赖于直接融资。货币供应存在国际资本循环下的“被动创造”问题等。为保持合理的货币供应量规模以满足社会经济发展需求，将物价指数控制在合理区间内，以此促进我国经济发展方式转变和经济结构调整，建议：一是优化融资模式，减少间接融资比例，扩大债券市场和资本市场的规模。未来一个时期应坚定不移地发展信贷以外的融资方式，扩大非信贷社会融资规模，持续改善社会融资结构，从而实质性地降低M2的增长动力。二是转变政府主导的粗放型经济发展方式，提高稀缺金融资源的配置效率，警惕地方政府高涨的投资热情带来的总需求迅速扩张的压力，避免融资需求的快速增长。三是对于银行业机构来说，应当努力推进战略转型，改变过度依赖规模扩张和存贷款利差的经营现状，全方位拓展各项业务。同时，要进一步加强信贷结构调整，以国家重点项目、战略性新兴产业、中小企业和“三农”等领域作为投放的重点，进一步提高信贷资金的使用效率，最大程度地发挥信贷对经济的支持作用。四是在汇率政策方面，我国应进一步增加汇率改革的灵活性和针对性，增强汇率弹性，努力促进国际收支平衡，减轻外汇占款增长对M2总量带来的压力。

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经济增长的特征例9

我国经济增长是否达到或逼近由充分就业水平决定的潜在水平呢？按照传统经济学理论，市场机制的自发作用能实现劳动市场、资本市场、产品市场各自均衡以及它们之间的均衡，国民经济达到充分就业水平的均衡状态，经济资源实现有效配置。这一经济学命题暗含着其它要素资源无限供给，从而劳动资源的有效利用成为决定经济潜在水平的关键因素。现实中，我国现阶段生产要素供给的所谓“短边”并不是劳动供给，富裕的劳动资源始终是我国经济发展需要安置的一个长期任务。人口基数大、增长快，农村大量剩余劳动力和隐性失业人员大量存在；同时，城市就业问题压力也很大。虽然公布的失业率较低，甚至低于西方发达国家，并不反映真实情况，因为我国现行城镇人口失业率统计口径以登记注册失业人口为准，而且地方各级政府追求政绩的偏好容易导致虚报、瞒报等虚假数字。一个可行的方法是用城镇人口从业率来进行推断。2003年城镇人口从业率为48.95%，城镇就业人数为25693万，如果按照正常的城镇人口从业率55%计算，即使不考虑农村到城镇中没有找到工作的和长年下岗在家没有解除劳动合同的人员，城镇失业人口估计应为2655万左右，据此推算，2003年底城镇失业率估计约为11%。并且，我国城镇失业人口的绝对规模越来越大，1999年时为1650万人，迄今业已翻番。而农业剩余劳动力供给量过分庞大，是不争的事实。因此，全国城乡劳动总供给在当前阶段几乎是无穷大弹性，由充分就业水平决定的经济潜在或自然增长率，是我国长期追求的一个目标。维持较高的增长率不仅是实现经济发展的必然选择，也是就业问题使然。

新一轮增长虽然尚远离由劳动供给决定的潜在水平，但并不是说增长不存在来自要素供给方面的约束。事实上，中国经济增长已经严重受制于能源、重要原材料的供给限制以及运输能力和土地供给的约束。中国经济快速增长的能源支撑已经显得十分脆弱，一年多来，在全国各地频频发生的“电荒”、“煤荒”就是典型例证。目前，我国正处于重化工工业化快速推进的重要时期，不仅对能源供给和运输带来很大冲击，而且其它一些重要资源也面临储量不足、供给短缺的矛盾。我国已成为煤炭、钢铁、铜等资源消耗的世界头号大国。虽然从资源总量看，我国在世界上属于资源大国，但与庞大的人口规模相对照，又是一个人均资源量稀少的资源贫国，一些对经济发展有深远影响的战略性资源，我国的人均拥有量远远不及世界平均水平。因此，经济快速增长给国内资源保障造成很大压力，一些重要资源的短缺将成为制约经济快速发展的瓶颈，对经济增长的约束性日益增强。

上述分析支持这样一个基本判断：无论是中国经济的新一轮增长还是在较长时期内，难以达到由充分就业决定的潜在增长水平，而资源约束会对增长潜力的决定性变得越来越重要。宏观调控政策应该以扩大就业和提高资源利用效率为出发点。（1）提高就业率必须以维持较高的经济增长为基础，我国经济发展的事实表明，大凡经济增长较快的年份，就业形势就趋好，反之，经济增长放慢的年份，就业问题就显得比较严重。为此，在国家财政逐步向公共财政转变的过程中，财政支出结构调整方向应趋向于更加重视为扩大就业创造条件，大力发展教育事业和技能培训，规范劳动市场，提供信息服务。税收政策一方面要充分发挥其“稳定器”作用，另一方面要有利于创业和中小企业发展，为广开门路、扩大就业创造机会。中央银行的货币政策同样要立足于以促进经济增长和促进就业为首要的长期目标。要进一步加快国有银行商业化改革和利率市场化进程，使其行为能够符合市场经济的“游戏”规则，按照风险与收益对称原则，支持中小企业发展和民间投融资需要，这是解决中国就业问题的长久之计。（2）提高资源利用率。鉴于我国长期面临以扩大就业为政策目标的快速经济增长趋向，以及自然资源耗损及其开采与利用的边际成本递增，把促进资源有效利用与促进经济长期可持续增长有机统一起来的宏观经济政策就显得意义重大而必要。提高资源利用率要以促进科技进步为支撑，经济政策应能较好地激发企业科技活动，实现增长集约化，并形成资源开采、利用与保护并重的有效激励与约束的市场机制。财政支出要大力提高研发补贴，税收政策要有利于孵化科技型企业发育成长，进一步支持技术创新体系建设，鼓励技术创新和技术改造，尤其鼓励对涉及约束我国经济增长的重要资源领域实施技术创新与产品替代研发活动。货币政策在利率逐步市场化过程中，要扩大风险投资放贷能力，支持高技术产业发展，从整体上带动产业结构升级和国民经济素质提升。资源利用效率提高终归要依据市场机制来实现，这与我国经济体制改革和经济增长方式转变密切相关。

二、我国经济自主增长程度的判断

经济增长的特征例10

一、引言

经济增长收敛性研究对区域经济增长的长期趋势和区域经济差异的变化都具有较强的解释能力，因此被广泛应用到区域经济领域。收敛假说指出，基于资本边际报酬递减倾向，如果区域间要素可以自由流动，在市场机制的作用下，区域间的人均产出或收入水平将趋于均衡。如果区域经济增长存在收敛趋势，则意味着区域经济差距会在市场机制作用下自动趁于缩小，从而有助于政府实现区域经济差距的缩小。如果区域经济增长存在发散(趋异)的趋势，区域经济差距将会拉大，则意味着政府缩小区域经济差距的难度加大，缩小区域经济差距的政策效果会受到影响。政府可以通过创设有利于收敛发生的条件，来有效地缩小区域经济差距。

二、模型选择及数据定义

本文在以前这些研究结果的基础上，采用β-收敛法来测算区域经济增长的收敛性，这是由新古典增长模型演变而来的，通过测算β-收敛系数来考察地区经济增长的收敛性，β-收敛系数是指落后地区的某些经济指标接近发达地区水平的速度。该模型中，仅有两个时点t-T和t上的观测值，T是时段的长度，这一时间区间上的平均增长率即为：

为尽可能保持各区域间经济体制变量一致性的假定，时期的选取是从建立市场经济体制后的1994年开始的，分析的总时段是从1994年到2005年，以1999年为分界点。本文选取人均国内生产总值(GDP)作为衡量各省经济增长的基本指标，人均GDP的增长反映了区域经济增长实际带来的人均财富的提高，能比较真实地反映区域经济增长的实际效果。

本文分析的原始数据主要来自《中国统计年鉴》(国家统计局，1994～2006)。本文分析中提到的人均GDP均为真实人均GDP，即对人均GDP进行平减指数的修正。考虑到各省的GDP名义指数、可比价格GDP指数难以获得，统一采用同年全国的GDP名义指数、可比价格GDP指数进行处理，全国的可比价格GDP指数采用以1978年为基期，GDP的名义指数同样采用1978年为基期，具体的计算公式为：

第i年的平减指数=第i年的GDP名义指数/第i年按可比价格计算的GDP指数。

各省第i年真实人均GDP=各省第i年人均GDP/第i年平减指数。

三、区域经济增长收敛性的实证分析

(一)绝对收敛分析

绝对收敛假说是指技术、制度、文化、偏好等相似结构特征的区域有相同的经济稳态，无论经济的初始条件如何，人均产出的增长率与初始人均产出水平负相关，长期内不同区域的人均收入水平将收敛于相同的稳态水平。首先笔者采用上述经典回归方程(1)分时段对各省截面数据进行了非线性回归(回归结果见表1)。由表中回归结果可见，各个方程都具有较强的解释能力。单从收敛系数β的估计值来看，3个时段的估计值B均小于零，说明这3个分析时段全国各省都没有收敛的趋势，各省经济都趋于发散。从β值的显著性检验t值来看，1999年到2005年这一时段，t值显著水平不是很高，其他两个时段在5％的显著水平下通过检验，说明发散的特征很显著。从发展阶段来看，社会主义市场经济体制实行的初期，1994～1999年全国各省的经济具有明显发散的特征，1999年以后各省的经济发散的迹象并不是很显著。所以总体来看，全国各省的经济没有收敛的倾向，具有明显的发散的特征。

由于收敛研究关注经济发展的长期趋势，而非短期阶段性变化。因此从1994年到2005年来看，中国省际经济增长并不存在明显的收敛趋势。也就是说。从长期趋势和整体上而言，中国各省之间经济增长不存在绝对收敛的特征。

(二)条件收敛分析

条件收敛指出，不同区域之间具有不同的结构特征，从而具有不同的经济稳态，无论经济的初始条件如何长期内不同区域的人均水平将收敛与各自的稳态水平。由于条件收敛承认不同区域具有不同的结构特征和稳态值，比绝对收敛更加接近现实，更具有说服力。

在(1)式中再加入其他变量，构建条件收敛的回归模型：

是一些用于测度区域稳态值的变量，也被称为收敛条件。如果回归方程8大于零，且能很好的度量稳态值，则说明发生了条件收敛。

条件收敛研究的关键问题是收敛条件的寻找和确定。巴罗强调政府支出是“增长的催化剂”。他检验了政府各种支出对经济增长率的贡献度，这些变量分别以独立的形式直接加入，结果表明它们对经济增长率的贡献截然有别：其中公共教育支出部分估计系数显著为正，而用于纯政府消费的部分估计系数显著为负。财政支出作为政府干预经济的一个重要特征参数，它自然是分析框架中一个不可或缺的重要元素。

参考巴罗的上述结果，我们选择财政支出――一个反映政府综合行为的经济变量，来进一步观察政府行为对中国经济增长收敛性的影响。本文中采用财政支出与GDP比例这一变量在总体上考察政府行为对经济增长的宏观干预程度，此变量只能反映上述各种变量的一个综合效应。

笔者将条件收敛回归模型(2)式中控制稳态的变量设置为财政支出与GDP之比的变量gi，回归模型如下：