國民經(jīng)濟(jì)增長范文

導(dǎo)語：如何才能寫好一篇國民經(jīng)濟(jì)增長，這就需要搜集整理更多的資料和文獻(xiàn)，歡迎閱讀由公務(wù)員之家整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

一．引言

西方主流經(jīng)濟(jì)學(xué)中的宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控措施，往往在原理上說不通。例如，把政府開支當(dāng)作經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)外部的所謂外生變量，這怎么行呢。政府開支受制于稅收，而稅收多了，利潤、工資就會減少，否則錢從那里來？又說中央銀行的貨幣發(fā)行量是個外生變量，對國民經(jīng)濟(jì)能夠起到調(diào)控作用。我不否認(rèn)中央銀行的貨幣發(fā)行量對國民經(jīng)濟(jì)能夠起到調(diào)控作用，但這是一種什么樣的調(diào)控作用呢？或者說貨幣發(fā)行的依據(jù)究竟是什么呢？舉個簡單的例子，貨幣發(fā)行量增加一倍，國民經(jīng)濟(jì)將會怎么樣？我認(rèn)為數(shù)據(jù)一定令人興奮：收入翻一番，GDP翻一番，當(dāng)然，物價也都翻一番。有人根據(jù)1998年由國家統(tǒng)計局編寫的《中國統(tǒng)計年鑒》計算過，從1952年－1997年，我國名義國民生產(chǎn)總值年均增長率為18.5%（張金水，1999，第92－95頁）。2003年我國GDP增長率才9.1%，真是小數(shù)見大數(shù)。貨幣調(diào)控國民經(jīng)濟(jì)的“威力”可見一斑。本文不打算多談旁人的調(diào)控方法，本文依據(jù)馬克思的經(jīng)濟(jì)理論，簡單介紹一種國民經(jīng)濟(jì)的調(diào)控方案。

二．國民經(jīng)濟(jì)調(diào)控原理

筆者曾經(jīng)在網(wǎng)文［3］中，根據(jù)馬克思的剩余價值原理，將一年的國民生產(chǎn)總值Y一步步分解為固定資產(chǎn)折舊，消費C，追加投資I和政府開支G（不考慮進(jìn)出口）：

再假定固定資產(chǎn)折舊占國民生產(chǎn)總值的比率為f，消費占國民生產(chǎn)總值的比率為b，0＜f＜1，0＜b＜1，即有下列式子：

這樣，由式（1）可以得到關(guān)于投資的方程式：

I=(1－f－b)Y－G(3)

國民生產(chǎn)總值Y中有一部分是稅收和規(guī)費，占國民生產(chǎn)總值的比率為τ，稅費額就是τY；國家對式（3）中的投資額可能也要征收投資調(diào)節(jié)稅，設(shè)這項稅率為q，0≤q＜1，稅費額就是qI。這樣，總的稅收T由下式表示：

T=τY+qI(4)

假定政府開支G跟蹤總稅收T，按照總稅收T與政府開支G的差額進(jìn)行調(diào)控，調(diào)節(jié)關(guān)系式為：

假定政府開支G跟蹤總稅收T，按照總稅收T與政府開支G的差額進(jìn)行調(diào)控，調(diào)節(jié)關(guān)系式為：

式中β>0，稅收多于政府開支時可以增加政府開支。另外，投資額I扣掉調(diào)節(jié)稅以后的實際追加投資額為(1－q)I。所以，設(shè)資本存量為K，則實際資本存量的增長率由下式表示：表示：

設(shè)資本量為K時，產(chǎn)出的國民生產(chǎn)總值為Y，資本產(chǎn)出率為u，則有下式：

Y=uK(7)

資本產(chǎn)出率u的意義是：投資1億元，每年的產(chǎn)出為u億元。現(xiàn)在歸納一下經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的運動方程：

給定初始條件，就可以求解上列方程。經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)圖，見圖1所示。

由圖1可以看出，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)在不考慮進(jìn)出口的情況下，是個封閉系統(tǒng)，不存在什么外生變量。這是一個自我成長系統(tǒng)。我們地球就是個封閉的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)，它并沒有得到外星人的資助，經(jīng)濟(jì)成果不是也發(fā)展到今天的水平嗎！

三．經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的求解

對上述經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的運動方程進(jìn)行整理可得：

初始條件是：t=0，資本存量為K(0)，政府開支為G(0)。對上式稍加運算，改寫成矩陣形式如下：

下面為了有個具體的結(jié)果，代入數(shù)值：f=0.25，b=0.25，τ＝0.25，u=0.25，q=0.1，β＝0.1。系數(shù)矩陣A如下：

對上式采用拉普拉斯變換求解，s為變換變量，則有：

對上式求反變換可以得到K(t)、G(t)。如果再假定：

G(0)=0.25Y(0)=0.25uK(0)=0.25×0.25K(0)=0.0625K(0)

則可以得到（下面直接給出結(jié)果）：

K(t)=K(0)｛0.8666exp(0.07626t)+0.1334exp(－0.07376t)｝

Y(t)=Y(0)｛0.8666exp(0.07626t)+0.1334exp(－0.07376t)｝

由以上數(shù)據(jù)可知，年經(jīng)濟(jì)增長率為7.6%。

四．經(jīng)濟(jì)增長率的討論

在通常情況下，由矩陣A的特征值，可以近似得到關(guān)于年經(jīng)濟(jì)增長率r的公式：

將前面的數(shù)據(jù)代入得：r≈0.075=7.5%，與上面的結(jié)果差不多。由式（16）可知，提高資本產(chǎn)出率、降低稅率、減少浪費、提高調(diào)控效率都能夠加速經(jīng)濟(jì)增長。

由圖1可以看出，這里對投資采取了適當(dāng)課稅的調(diào)控策略，既可以抑止過度投資，又起到扶持投資不足的平衡效果。調(diào)控過程中，要始終保持政府開支對稅收收入的跟蹤狀態(tài)。

五．結(jié)束語

有些學(xué)者，按照西方主流經(jīng)濟(jì)學(xué)的建模思想，所建立的宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控模型，與“真實經(jīng)濟(jì)過程”相比較，“方程中所有的常系數(shù)幾乎是不存在的，甚至這些系數(shù)很難找出可觀測量，因為有可能這些關(guān)系本身在統(tǒng)計上是不成立的。”（鄭輝，2001，第89頁）而本文所列經(jīng)濟(jì)模型中采用的經(jīng)濟(jì)量、經(jīng)濟(jì)參數(shù)，都是真實經(jīng)濟(jì)活動中的變量、參數(shù)，如墊付資本、周轉(zhuǎn)率、折舊、工資、利潤、投資、稅收、GNP、稅率，等等，由過去和現(xiàn)在的經(jīng)濟(jì)變量和參數(shù)的數(shù)值，調(diào)控將來的經(jīng)濟(jì)變量的數(shù)值，完全具有可操作性。如果建立某種目標(biāo)函數(shù)，也可以探討最佳路徑。西方主流經(jīng)濟(jì)學(xué)中動不動就是“均衡值”，“均衡值”等于多少？說得再頭頭是道，就是缺乏可操作性。經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)不是什么穩(wěn)定平衡系統(tǒng)；如果經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)是個穩(wěn)定平衡系統(tǒng)的話，我們只能一直呆在原始社會。

有文獻(xiàn)借托外賓的話說：托賓（JamesTobin）寫道：“可以毫不夸張地說，任何論文如果沒有運用‘微觀基礎(chǔ)’的方法，就根本不能在任何主要經(jīng)濟(jì)學(xué)雜志上發(fā)表；任何研究報告如果被懷疑違背了‘微觀基礎(chǔ)’的戒律，就逃脫不了同行的批評；一個新獲得博士學(xué)位的學(xué)者，如果不能表明博士論文中假設(shè)的關(guān)系式是用‘微觀基礎(chǔ)’方法推導(dǎo)出來的，他就很難在學(xué)術(shù)圈子里找到理想的工作。”（鄭輝，2001，第70頁）我的這篇文章，既沒有運用西方主流經(jīng)濟(jì)學(xué)中的‘微觀基礎(chǔ)’，又不講“均衡”，也不是“非均衡”，完全依據(jù)西方民間經(jīng)濟(jì)學(xué)家馬克思的剩余價值理論，卻也討論了經(jīng)濟(jì)增長和宏觀調(diào)控，這當(dāng)然難逃“根本不能在任何主要經(jīng)濟(jì)學(xué)雜志上發(fā)表”的可悲下場。

參考文獻(xiàn)

［1］鄭輝，2001，《資本控制與短期宏觀經(jīng)濟(jì)動態(tài)穩(wěn)定》，復(fù)旦大學(xué)出版社。

篇2

關(guān)鍵詞：房地產(chǎn)；經(jīng)濟(jì)；國民；發(fā)展

房產(chǎn)的市場化使得我國生產(chǎn)力得到有效的釋放。近年來，國家對房價的控制時刻都沒有放松，然而由于城鎮(zhèn)化的發(fā)展，很多地方的房價都相對活躍。房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)成為帶動當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的重要牽引力。國民經(jīng)濟(jì)的增長與房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)有著密不可分的聯(lián)系。房地產(chǎn)市場是一個產(chǎn)業(yè)鏈，不僅僅是刺激消費，還有引導(dǎo)其上下游產(chǎn)業(yè)發(fā)展，實現(xiàn)就業(yè)的作用。這都間接地作用在國民經(jīng)濟(jì)的增長上。

1.房地產(chǎn)對國民經(jīng)濟(jì)增長的作用分析

1.1直接推動增長

房地產(chǎn)作為我國的一項重要產(chǎn)業(yè)集群，在國內(nèi)，不斷發(fā)展，成為我國國民經(jīng)濟(jì)增長的重要極點。房地產(chǎn)業(yè)主要涉及房產(chǎn)開發(fā)、物業(yè)管理、房屋中介等經(jīng)濟(jì)活動。這些都在各自的領(lǐng)域中，不斷產(chǎn)生社會價值和經(jīng)濟(jì)價值。這些產(chǎn)業(yè)已經(jīng)成為國內(nèi)第三大重要產(chǎn)業(yè)的組成部分。房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)增長率已經(jīng)是一個地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的情侶表，可以有效衡量當(dāng)?shù)鼐用竦纳钯|(zhì)量。例如：某地的居民自住住房與出租住房之間的關(guān)系直接反映當(dāng)?shù)鼐用竦纳钚腋Ｖ笖?shù)。房地產(chǎn)的稅收、土地出讓金等成為一些地區(qū)的重要經(jīng)濟(jì)來源，在國民經(jīng)濟(jì)增長的重要性不言而喻，直接推動了國民經(jīng)濟(jì)的增長。

1.2拉動上下游產(chǎn)業(yè)的發(fā)展

房地產(chǎn)是一個產(chǎn)業(yè)鏈，不僅是新建房屋的交易經(jīng)濟(jì)，這一產(chǎn)業(yè)需要有更多的產(chǎn)業(yè)環(huán)節(jié)參與其中。房地產(chǎn)的上下游產(chǎn)業(yè)有很多，例如：建筑業(yè)、建材行業(yè)、金融借貸、物業(yè)管理等。上述產(chǎn)業(yè)都是房地產(chǎn)有關(guān)的行業(yè)。而這種產(chǎn)業(yè)聯(lián)系也在不斷加長。例如：隨著國家對環(huán)境保護(hù)的重視，房地產(chǎn)前置產(chǎn)業(yè)中的建材行業(yè)也需要進(jìn)一步拓展對環(huán)保建材的生產(chǎn)，因為一些建筑內(nèi)墻的涂料等都需要降低污染指標(biāo)。再如：房地產(chǎn)中的建筑業(yè)也需要拓展樓宇的智能設(shè)備，建設(shè)智能樓宇，這是以人為本的建筑房產(chǎn)理念，這將進(jìn)一步拉動當(dāng)前自動化的裝備產(chǎn)業(yè)，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)鏈的進(jìn)一步延伸。

1.3城鎮(zhèn)化進(jìn)程的提升

城鎮(zhèn)化建設(shè)最為顯著的標(biāo)志就是高樓大廈，這些都是房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)拉動起來的，因此城鎮(zhèn)化建設(shè)，城市結(jié)構(gòu)的調(diào)整，都是需要有房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)的支持。房地產(chǎn)行業(yè)帶來人口的聚集，人口的聚集需要城市公共服務(wù)配套設(shè)施的不斷完善，城市的建設(shè)規(guī)模不斷拓展。配套的交通，醫(yī)療、教育等都需要及時提升，從而適應(yīng)當(dāng)前城鎮(zhèn)化人口的集聚。因此城鎮(zhèn)化進(jìn)程都是由房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不斷拉動。

1.4激發(fā)居民消費

住房成為當(dāng)前城市居民所需消費的重要內(nèi)容。一對年輕人結(jié)婚需要購買住房，孩子上學(xué)需要調(diào)整學(xué)區(qū)房，有了閑余資金需要投資住房。這些都是現(xiàn)代城市居民的消費新方向。因此，房地產(chǎn)逐漸改變居民的消費結(jié)構(gòu)和理念。商品房出現(xiàn)之前，居民的主要主要是依靠單位分配。那時候，人們基本上沒有住房的消費。房地產(chǎn)市場的放開，居民可以選擇自己所需要的住房，實現(xiàn)了更大的自由度，同時這種房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)對居民消費的刺激是顯著的。

1.5幫助吸收就業(yè)人口

由于房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，不斷帶動上下游產(chǎn)業(yè)，實現(xiàn)以房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)為核心的產(chǎn)業(yè)集聚帶逐漸形成。這樣可以更大程度的吸收就業(yè)人口，房地產(chǎn)產(chǎn)業(yè)屬于第三產(chǎn)業(yè)，需要更多的銷售、服務(wù)人員，這一產(chǎn)業(yè)就業(yè)人口的吸取較為密集，有效緩解社會就業(yè)壓力，成果政府解決居民就業(yè)的重要產(chǎn)業(yè)。

2.促進(jìn)房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)良性發(fā)展的必要手段

2.1實現(xiàn)房價的合理性

房地產(chǎn)最為關(guān)鍵的就是房價高低，因為虛高的房價將使得整個房地產(chǎn)市場面臨崩盤的危險。政府需要嚴(yán)格觀察當(dāng)?shù)胤績r走勢，對今后一段時期的房屋價位有著準(zhǔn)確地預(yù)期。面對可能出現(xiàn)的一些房地產(chǎn)危機(jī)，政府需要及時出臺政策進(jìn)行調(diào)動，使得房價在合理區(qū)間浮動。

2.2設(shè)計調(diào)控預(yù)案

在房地產(chǎn)市場的發(fā)展過程中，政府需要尋找其發(fā)展規(guī)律，不斷構(gòu)建他們對房地產(chǎn)市場的預(yù)期，針對不同的問題，政府需要設(shè)計出一系列的應(yīng)對方案，這些方案將可以有效解決問題。政府需要建立一套應(yīng)激的預(yù)案。即在出現(xiàn)問題之后，可以及時出臺相對應(yīng)的措施，調(diào)控房地產(chǎn)市場[4]。

2.3優(yōu)化金融政策

金融政策直接決定房地產(chǎn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，實現(xiàn)房地產(chǎn)的良性發(fā)展，就需要培育積極的金融政策。針對當(dāng)前的房地產(chǎn)發(fā)展現(xiàn)狀，科學(xué)合理的設(shè)計信貸政策，通過改變?nèi)谫Y方式進(jìn)一步提升金融政策的合理性，同時運用公積金的優(yōu)惠政策進(jìn)一步調(diào)整信貸方式，優(yōu)化金融政策。

2.4綜合發(fā)展

優(yōu)化房地產(chǎn)經(jīng)紀(jì)在地區(qū)經(jīng)濟(jì)中的地位，不僅需要合理發(fā)展房地產(chǎn)，同時也需要進(jìn)一步拓展其他產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，實現(xiàn)綜合的發(fā)展模式，這樣就可以進(jìn)一步提升地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展合理性。政府需要優(yōu)化科學(xué)設(shè)計相關(guān)的政策引導(dǎo)，實現(xiàn)綜合性的發(fā)展。

結(jié)語

篇3

關(guān)鍵詞 流通發(fā)展 消費增長 實證

中圖分類號：F061.5 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

現(xiàn)代宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)為，消費、投資和出口是拉動國民經(jīng)濟(jì)增長的“三駕馬車”。改革開放以來，中國的消費保持了較快增長，但是消費的增長速度長期低于同期外貿(mào)增長速度和經(jīng)濟(jì)增長速度，居民消費占GDP的比重從1978年的48.8%下降到35.3%，下降多達(dá)13.5個百分點，消費需求的不足始終是困擾我國經(jīng)濟(jì)增長的主要障礙，也直接影響到人民生活水平的提高。

影響消費需求增長的的原因很多，商品流通的發(fā)展無疑是一個重要因素。流通業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)各部門之間的橋梁和紐帶，以往我國重視外貿(mào)，輕視內(nèi)貿(mào)的問題非常突出，但隨著改革發(fā)展的深入，流通業(yè)已經(jīng)成為引導(dǎo)生產(chǎn)、消費和經(jīng)濟(jì)運行的先導(dǎo)性力量。在轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式的大背景下，如何充分發(fā)揮流通業(yè)對消費的促進(jìn)作用具有重大的現(xiàn)實意義，值得我們?nèi)ド罹俊?/p>

一、流通發(fā)展促進(jìn)消費增長的理論分析

首先，流通影響消費的最終實現(xiàn)及實現(xiàn)程度。在商品經(jīng)濟(jì)條件下，商品的實現(xiàn)必須通過流通，沒有流通作為中介和紐帶，產(chǎn)品就無法進(jìn)入市場，因此也無法滿足消費者需要。另一方面，流通組織得好，消費者才能方便快捷地購買到所需要的消費品，使消費者獲得最大程度的滿足。

其次，流通的數(shù)量、規(guī)模和結(jié)構(gòu)影響消費水平、規(guī)模及結(jié)構(gòu)。一般而言，消費者的消費需求能否得到滿足和能在多大程度上得到滿足，都取決于流通的數(shù)量、速度和結(jié)構(gòu)。在一定條件下，商品充足和流通暢通可以促進(jìn)消費水平的提高和消費規(guī)模的擴(kuò)大。

最后，流通引導(dǎo)和調(diào)解消費。流通對消費的引導(dǎo)主要表現(xiàn)在消費結(jié)構(gòu)和消費方式等方面。如流通部門可將生產(chǎn)方開發(fā)新產(chǎn)品的數(shù)量、種類等信息及時傳遞給消費者，可促使消費者更新消費觀念，改變消費購買方向，調(diào)節(jié)消費者需求，從而促進(jìn)消費結(jié)構(gòu)和消費方式的調(diào)整。

二、流通發(fā)展促進(jìn)消費增長的實證分析

（一）變量選取與模型建立。

收入被認(rèn)為是是消費的決定因素，而通過前文理論分析可知，流通業(yè)的發(fā)展對消費增長也起著不可忽視的作用，有必要在消費函數(shù)中加入反映商品流通發(fā)展?fàn)顩r的變量。建立消費模型：

C= 0+ 1I+ 2Y

其中C代表消費水平，I代表收入水平，Y代表流通水平。

決定商品流通狀況的要素是資本和勞動，其投入密集程度能夠反映出該行業(yè)的發(fā)展水平。這里應(yīng)用Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)：

Y=A?K ?L

其中Y代表流通水平，K代表投入流通業(yè)的資本要素，L代表勞動力要素。

進(jìn)一步地，為了把非線性的流通模型線性化并消除消費模型中可能存在的異方差現(xiàn)象，將等式兩端同時取對數(shù)，再將流通模型并入消費模型，于是得到基本模型：

lnC=（ 0+lnA）+ 1lnI+ lnK+ lnL

（二）指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)采集。

綜合考慮指標(biāo)的相關(guān)性和可得性，在1999～2008年《中國統(tǒng)計年鑒》選取了具有代表性的四組指標(biāo)：以居民消費支出代表消費水平C，以城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入代表收入水平I――為使所有數(shù)據(jù)都折算為不變價格，本文以1978為基期對這兩項數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理；以流通業(yè)固定資產(chǎn)總額代表資本要素K，以流通業(yè)從業(yè)人員總數(shù)代表勞動力要素L――這里的流通業(yè)僅包括零售、批發(fā)和餐飲。

（三）回歸結(jié)果與分析解釋。

對以上變量進(jìn)行多元線性回歸，得到結(jié)果發(fā)現(xiàn)方程總體的擬合效果優(yōu)良，但是流通業(yè)從業(yè)人數(shù)labor的參數(shù)無法通過t顯著性檢驗。剔除該變量后，得到估計結(jié)果：

lncons=3.71+0.78lninc+0.10lnass

在同方差，無自相關(guān)的經(jīng)典假定得以滿足的條件下，消費模型各解釋變量均達(dá)到顯著性要求，擬合效果優(yōu)良。調(diào)整后的可決系數(shù)達(dá)到99%，說明方程的解釋力很強(qiáng)。

由此可知：可支配收入水平、流通業(yè)固定資產(chǎn)總額與居民消費支出水平呈正相關(guān)關(guān)系，當(dāng)期的流通業(yè)固定資產(chǎn)每增加1%的投資，會引起軍民消費支出增加0.10%，實證的結(jié)果印證了理論分析的結(jié)果，即流通的發(fā)展會引起消費的增長。

同時，也必須看到，流通業(yè)的勞動力要素投入對流通和消費的促進(jìn)作用并不顯著，這是因為盡管商貿(mào)流通從業(yè)人數(shù)在不斷增多，但是從業(yè)人員的素質(zhì)較低，帶來的商業(yè)效益不明顯。在生產(chǎn)要素的邊際報酬遞減規(guī)律下，如果不能有效改善人力資本狀況和勞動力素質(zhì)，僅靠資本投入很難使流通業(yè)獲得進(jìn)一步發(fā)展。

三、結(jié)論

本文初步分析了我國流通業(yè)發(fā)展對消費增長的影響，利用的統(tǒng)計數(shù)據(jù)建模得到了支持理論的實證結(jié)果：流通業(yè)發(fā)展雖然不是消費增長快慢的決定性因素，但仍是具有明顯促進(jìn)作用的重要因素，流通業(yè)能否發(fā)展壯大直接關(guān)系到國民經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步增長和增長方式的轉(zhuǎn)變。同時，實證研究還發(fā)現(xiàn)：流通業(yè)發(fā)展受到勞動力要素的制約越發(fā)明顯，主要是從業(yè)人員的素質(zhì)限制了流通對消費的促進(jìn)作用。

（作者：南京財經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院碩士研究生）

參考文獻(xiàn)：

[1]王新利，呂火花.農(nóng)村流通體系對農(nóng)村消費的影響.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)問題，2006，（3）.

篇4

關(guān)鍵詞：影子銀行 國民經(jīng)濟(jì) 實證研究 對策建議

影子銀行的界定

影子銀行系統(tǒng)的概念由美國太平洋投資管理公司執(zhí)行董事麥卡利首次提出并被廣泛采用，所謂“影子銀行”，是指那些游離于監(jiān)管體系之外的、與傳統(tǒng)、正規(guī)、接受中央銀行監(jiān)管的商業(yè)銀行系統(tǒng)相對應(yīng)的金融機(jī)構(gòu)，又稱為平行銀行系統(tǒng)，它包括投資銀行、對沖基金、貨幣市場基金、債券保險公司、結(jié)構(gòu)性投資工具（SIV）等非銀行金融機(jī)構(gòu)（王曉雅，2010）。這些機(jī)構(gòu)通常從事放款，也接受抵押，是通過杠桿操作持有大量證券、債券和復(fù)雜金融工具的金融機(jī)構(gòu)。在帶來金融市場繁榮的同時，影子銀行的快速發(fā)展和高杠桿操作給整個金融體系帶來了巨大的脆弱性，并成為此次全球金融危機(jī)的主要推手。目前較為權(quán)威的說法是美國金融穩(wěn)定委員會（FSB）在《影子銀行：劃定范圍》一文中提到的“任何在正規(guī)銀行體系之外的信用中介機(jī)構(gòu)和信用中介活動”都能夠歸屬到“影子銀行”的范圍中。

我國影子銀行的分類以及規(guī)模估算

在我國，由于資產(chǎn)證券化及利率市場化的進(jìn)程還處于逐步開放的過程中，因此，我國的影子銀行體系相對于歐美市場的劃分還是有較大的區(qū)別。對我國的影子銀行體系的劃分，可以從狹義和廣義兩種范圍進(jìn)行劃分：從狹義影子銀行的角度來看，只有游離于監(jiān)管范圍之外的融資活動才能屬于影子銀行體系；從廣義影子銀行的角度看，凡是通過非銀行信貸渠道提供信用活動，都可以納入銀子銀行的范疇，這部分信用規(guī)模的估算有助于加深對整個貨幣市場信用供給的了解。我國影子銀行采用的是與傳統(tǒng)銀行類似的組織形式、資金來源和運作模式實現(xiàn)其融資功能。其對應(yīng)的主要是商業(yè)銀行的融資和股權(quán)資本融資的職能，主要服務(wù)于實體經(jīng)濟(jì)，解決的是實體經(jīng)濟(jì)金融供給效率。因此，我國把影子銀行稱為“直接融資型”影子銀行。主流觀點認(rèn)為我國影子銀行主要為三種形式：第一類是銀行表外業(yè)務(wù)（銀行渠道），如理財產(chǎn)品；第二類是非銀行金融機(jī)構(gòu)，如信托、小貸公司、租賃等；第三類則是非金融機(jī)構(gòu)的民間金融（屈慶、余文龍，2013）。

由于計算口徑不同，當(dāng)前影子銀行的規(guī)模，并沒有一個準(zhǔn)確的數(shù)值，近期多家機(jī)構(gòu)估算的我國影子銀行規(guī)模，從5.8萬億至30萬億元不等。我國人民銀行統(tǒng)計司從2011年開始統(tǒng)計和社會融資規(guī)模數(shù)據(jù)，內(nèi)容涵蓋了人民幣貸款、外幣貸款、委托貸款、信托貸款、未貼現(xiàn)的銀行承兌匯票、企業(yè)債券、非金融企業(yè)境內(nèi)股票融資等7項指標(biāo)，這是目前我國市場上的比較權(quán)威的與影子銀行相關(guān)的數(shù)據(jù)（見表1）。 據(jù)央行透露，未來該數(shù)據(jù)還將增加私募股權(quán)基金、對沖基金等新型融資渠道數(shù)據(jù)。

按照本文采用的廣義影子銀行的定義范圍， 可以將提供影子銀行信用的路徑劃分為三個渠道：銀行渠道、非銀行金融機(jī)構(gòu)渠道和非金融機(jī)構(gòu)渠道，也就是與主流觀點對影子銀行形式的劃分相一致。如表1所示，其中不同計算口徑存在的重復(fù)計算部分需要從總規(guī)模中間扣除。

由以上數(shù)據(jù)可知，我國影子銀行規(guī)模主要是由銀行渠道的委托貸款，非銀行金融機(jī)構(gòu)渠道的信托產(chǎn)品以及非金融機(jī)構(gòu)渠道的民間借貸三部分組成，在進(jìn)行實證檢驗之前，必須對我國影子銀行規(guī)模進(jìn)行說明，以便為實證檢驗提供比較權(quán)威可靠數(shù)據(jù)。

我國影子銀行發(fā)展與國民經(jīng)濟(jì)關(guān)系的實證檢驗

（一）數(shù)據(jù)的選取及處理

本文研究選取了2006年1月至2013年6月我國國民經(jīng)濟(jì)和影子銀行規(guī)模數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)均來自于國家統(tǒng)計局、中國人民銀行、發(fā)改委、證監(jiān)會、保監(jiān)會、中央國債登記結(jié)算有限責(zé)任公司和銀行間市場交易商協(xié)會等。其中， 國民經(jīng)濟(jì)由國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）來表示；由于民間貸款規(guī)模很難有準(zhǔn)確的數(shù)據(jù)，因此影子銀行規(guī)模數(shù)據(jù)以委托貸款、信托貸款的總規(guī)模（TS）來表示，兩組數(shù)據(jù)均為季度數(shù)據(jù)，所有的數(shù)據(jù)都采用Eviews6.0 軟件進(jìn)行處理（李子奈，2010）。

（二）實證分析

1.ADF檢驗。首先對上面兩個變量進(jìn)行ADF檢驗來判斷是否滿足同階單整序列，是否滿足同階單整可以進(jìn)行協(xié)整檢驗的條件。

由表2可以看出，國內(nèi)生產(chǎn)總值、影子銀行規(guī)模水平數(shù)據(jù)序列都是不平穩(wěn)的（概率值大于0.05），而經(jīng)過一階差分后， 這兩個序列又是平穩(wěn)的（概率值小于0.05），因此可以進(jìn)行協(xié)整檢驗。

2.協(xié)整檢驗。協(xié)整關(guān)系表示一種長期的均衡關(guān)系，本文采用Engle和G range r提出的兩步檢驗法，即E-G檢驗。國內(nèi)生產(chǎn)總值與影子銀行規(guī)模的協(xié)整檢驗：首先，對兩個序列進(jìn)行OLS回歸，得出模型如下：

GDP=63995.84+8.783247*TS+et

T=（9.457538） （5.371076）

調(diào)整后的R2=0.489872，DW=1.989846，et為殘差。

再對et進(jìn)行單位根檢驗，結(jié)果如表3所示。

表3的檢驗結(jié)果表明，兩個變量之間存在協(xié)整關(guān)系，說明國民經(jīng)濟(jì)與影子銀行存在著長期的均衡關(guān)系。存在長期均衡關(guān)系，不一定存在因果關(guān)系，因此需要進(jìn)行格蘭杰因果檢驗。

3.誤差修正模型ECM的建立。即使國民經(jīng)濟(jì)與影子銀行之間存在長期的均衡關(guān)系，但在短期內(nèi)也會出現(xiàn)失衡（例如突發(fā)事件的影響），也就是說短期內(nèi)的變量可能存在偏離長期均衡的情況，因此，需要對數(shù)據(jù)的短期動態(tài)非均衡關(guān)系進(jìn)行調(diào)整和修正。為達(dá)到這個目的，采用誤差修正模型（Error Correction-Model）對兩個變量之間的短期關(guān)系與長期關(guān)系進(jìn)行分析。

影子銀行與國民經(jīng)濟(jì)的誤差修正模型如下：

TS=0.022463*GDP-0.747242*

ECMt-1-2096.479

T=（0.018302） （0.225534）（1349.519）

調(diào)整后的R2=0.240035

DW=2.099874

該模型結(jié)果表明，GDP的短期變動對影子銀行規(guī)模存在正向影響， 誤差修正項的系數(shù)為負(fù)， 符合反向修正原則。

4.格蘭杰因果檢驗。本文選取滯后期為2期的數(shù)據(jù)來考察國民經(jīng)濟(jì)與影子銀行之間的因果關(guān)系，檢驗結(jié)果如表4所示。根據(jù)表4的檢驗結(jié)果，表示接受TS不是GDP的granger原因，但拒絕GDP不是TS的granger原因，即GDP是TS的granger原因，國民經(jīng)濟(jì)與影子銀行之間存在單項因果關(guān)系，由協(xié)整方程相關(guān)系數(shù)得知，兩者存在正相依存關(guān)系。

5.VAR模型。為了檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)定性，需要進(jìn)行AR根檢驗，只有穩(wěn)定的VAR模型才可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)，如圖1所示。所有AR根都位于單位圓內(nèi)，由此可以判斷VAR系統(tǒng)是穩(wěn)定的，可以對結(jié)果進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析和方程分解。為了進(jìn)一步驗證理論模型，分析影子銀行規(guī)模受到意外沖擊時的反應(yīng)和方向，本文構(gòu)建主要的脈沖響應(yīng)圖，這里的期限設(shè)為10個季度，給定GDP一個正向沖擊，得到相應(yīng)的脈沖響應(yīng)圖，如圖2所示。

實證結(jié)果分析

（一）國內(nèi)生產(chǎn)總值與影子銀行規(guī)模兩個序列的單整檢驗（ADF）結(jié)果

兩個序列的單整檢驗結(jié)果表明，我國國民經(jīng)濟(jì)一直在穩(wěn)步提高，影子銀行規(guī)模一直在逐漸擴(kuò)大，兩個序列均為非平穩(wěn)變量， 而一階單整檢驗結(jié)果說明了它們具有一階差分穩(wěn)定， 反映出國內(nèi)生產(chǎn)總值與影子銀行規(guī)模的穩(wěn)定性， 國民經(jīng)濟(jì)處于穩(wěn)定改善之中， 影子規(guī)模并沒有出現(xiàn)過量增長，整個經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于穩(wěn)態(tài)。

（二）國內(nèi)生產(chǎn)總值與影子銀行規(guī)模兩個序列的協(xié)整檢驗結(jié)果

實證檢驗結(jié)果表明，殘差項時間序列的ADF檢驗是平穩(wěn)的，即國民經(jīng)濟(jì)與影子銀行發(fā)展存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。說明國民經(jīng)濟(jì)增長與影子銀行發(fā)展之間存在相互依存、相互依賴的關(guān)系。

（三）GDP受到正向沖擊時影子銀行的反應(yīng)和方向

給定GDP一個正向沖擊，即國民經(jīng)濟(jì)增長時，影子銀行規(guī)模增大，并且正向影響在第3期的時候達(dá)到最大，而后逐漸減弱，當(dāng)前經(jīng)濟(jì)增長，對于影子銀行的發(fā)展存在有利條件。

（四）國民經(jīng)濟(jì)增長是促進(jìn)影子銀行發(fā)展的因素之一

根據(jù)格蘭杰因果檢驗得知，應(yīng)接受國民經(jīng)濟(jì)增長是影子銀行發(fā)展的原因，經(jīng)濟(jì)發(fā)展促進(jìn)金融發(fā)展，越來越多的金融創(chuàng)新工具隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展的要求不斷出現(xiàn)，形成了多元化金融服務(wù)，影子銀行就是金融技術(shù)、制度創(chuàng)新的產(chǎn)物，甚至它自身就是金融創(chuàng)新（李揚，2010）。然而影子銀行的發(fā)展并不是經(jīng)濟(jì)增長的決定因素，影子銀行雖然某種程度上彌補(bǔ)了傳統(tǒng)銀行業(yè)務(wù)的不足，促進(jìn)了中小企業(yè)融資，在一定程度上對經(jīng)濟(jì)分發(fā)展是有利的，并且隨著影子銀行這樣的金融創(chuàng)新的發(fā)展，使得金融市場變的多層次，從而提高了金融市場的效率（王國剛，2010）。但是隨著影子銀行的發(fā)展，它并不是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的決定因素，美國次貸危機(jī)就是典型的案例，說明影子銀行存在一些潛在的風(fēng)險因子，并不利于經(jīng)濟(jì)的增長（易憲容，2009）。具體分析如下：

高杠桿率風(fēng)險。由于影子銀行不受金融監(jiān)管機(jī)構(gòu)的監(jiān)管，不需要留存準(zhǔn)備金，資本運作的杠桿率很高，直接提高整個金融體系的杠桿率，放大了系統(tǒng)性風(fēng)險。

流動性風(fēng)險。影子銀行從短期資本市場獲得融資，投資于長期資產(chǎn)，存在難以克服的期限錯配，當(dāng)市場出現(xiàn)不穩(wěn)定因素，很可能出現(xiàn)類似與商業(yè)銀行的擠兌現(xiàn)象，影子銀行將無法將其長期資產(chǎn)立即變現(xiàn)，將直接導(dǎo)致流動性不足。

風(fēng)險跨境傳遞。許多影子銀行通過跨境投資在全球范圍內(nèi)配置資產(chǎn)。它們受到外部沖擊后，通過資產(chǎn)負(fù)債渠道、信心渠道等將風(fēng)險傳遞給了全球主要金融市場和金融機(jī)構(gòu)。

監(jiān)督風(fēng)險。影子銀行和傳統(tǒng)銀行并舉的金融體系中，各監(jiān)管當(dāng)局在各自分業(yè)監(jiān)管的模式下，無法充分有效地實行監(jiān)管，尤其是影子銀行體系日趨繁榮的時候，美國金融監(jiān)管不到位反而日益顯現(xiàn)。

結(jié)論及對策建議

（一）結(jié)論

本文通過對我國影子銀行發(fā)展規(guī)模與國民經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證研究，證實隨著金融業(yè)的發(fā)展，經(jīng)濟(jì)的快速運行，影子銀行在規(guī)模壯大的過程里，由于影子銀行自身的高杠桿性，流動性風(fēng)險、跨境風(fēng)險的傳遞以及監(jiān)管的疏漏，卻給經(jīng)濟(jì)的增長帶來一些不利的因素。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，越來越多的金融創(chuàng)新也會不斷涌現(xiàn)，對于影子銀行的存在，不能給予全盤否定的態(tài)度。這是經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷程中的必然產(chǎn)物，影子銀行的出現(xiàn)對于中小金融機(jī)構(gòu)貸款，對于利率市場化、商業(yè)銀行經(jīng)營業(yè)務(wù)轉(zhuǎn)型、金融業(yè)監(jiān)管當(dāng)局來說，都會產(chǎn)生一定的影響和改變，然而這是一個金融業(yè)的新的挑戰(zhàn)，也是必須面對的問題，所以金融行業(yè)及政府部門應(yīng)積極引導(dǎo)我國影子銀行向好的方向發(fā)展，監(jiān)控風(fēng)險，提高市場透明度，加快金融改革中的利率市場化，進(jìn)一步推進(jìn)以減政放權(quán)為主導(dǎo)的市場化改革進(jìn)程，創(chuàng)造更好的經(jīng)濟(jì)環(huán)境。引導(dǎo)投資于影子銀行產(chǎn)品的投資者增強(qiáng)自我風(fēng)險意識，使得我國影子銀行的發(fā)展能夠更好地服務(wù)于金融平穩(wěn)發(fā)展和實體經(jīng)濟(jì)增長。

（二）對策建議

隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，影子銀行規(guī)模的擴(kuò)大，并非對國民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生刺激作用，由于影子銀行具備以下特點：其一，交易模式采用批發(fā)形式，有別于商業(yè)銀行的零售模式。其二，進(jìn)行不透明的場外交易。影子銀行的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)設(shè)計非常復(fù)雜，而且鮮有公開的、可披露的信息。這些金融衍生品交易大都在柜臺交易市場進(jìn)行，信息披露制度很不完善。其三，杠桿率非常高。由于沒有商業(yè)銀行那樣豐厚的資本金，影子銀行大量利用財務(wù)杠桿舉債經(jīng)營。所以，影子銀行規(guī)模發(fā)展越大，其潛在風(fēng)險就越大，并對經(jīng)濟(jì)增長以及金融系統(tǒng)構(gòu)成威脅，所以提出相應(yīng)的應(yīng)對政策，有利于對影子銀行的規(guī)范以及對風(fēng)險的規(guī)避。

第一，逐步完善的監(jiān)管制度。鑒于影子銀行目前已有 21.75萬億的規(guī)模，與常規(guī)銀行體系及實體經(jīng)濟(jì)關(guān)系緊密卻不透明，目前的影子銀行已經(jīng)具有明顯的跨行業(yè)特征，國內(nèi)金融機(jī)構(gòu)對于類混業(yè)經(jīng)營也有著很大的沖動，實行集中統(tǒng)一的監(jiān)管模式將是行業(yè)監(jiān)管的未來趨勢。監(jiān)管措施應(yīng)該重點關(guān)注影子銀行體系產(chǎn)生的風(fēng)險和外部性（周莉萍，2012）。在監(jiān)管體系逐步完善過程中，影子銀行業(yè)務(wù)也應(yīng)得到進(jìn)一步的清理和規(guī)范，其總體風(fēng)險也會逐步置于監(jiān)管體系控制下。使得那些運作不規(guī)范的影子銀行業(yè)務(wù)將逐漸透明化，運作透明和規(guī)范的理財產(chǎn)品和影子銀行體系則會得以保存并繼續(xù)發(fā)展。加大信息共享力度，盡快實現(xiàn)各監(jiān)管機(jī)構(gòu)、交易所和各行業(yè)協(xié)會統(tǒng)計標(biāo)準(zhǔn)的統(tǒng)一，定期匯總、分析并市場數(shù)據(jù)。設(shè)計信息披露內(nèi)容，包括影子銀行機(jī)構(gòu)、產(chǎn)品和交易方式。明確監(jiān)管主體，負(fù)責(zé)監(jiān)督影子銀行履行信息披露義務(wù)，建立信息披露的激勵和懲罰機(jī)制。

第二，對于不同渠道產(chǎn)生的影子銀行監(jiān)管方式有所區(qū)別。對于銀行渠道產(chǎn)生的影子銀行業(yè)務(wù)，由于我國商業(yè)銀行在整個金融體系內(nèi)的主導(dǎo)地位，導(dǎo)致信托、券商資管等影子銀行業(yè)務(wù)的背后有相當(dāng)部分是從銀行渠道產(chǎn)生，其中形成的重復(fù)規(guī)模給統(tǒng)計和監(jiān)管都造成了一定的難度。因此在當(dāng)前分業(yè)監(jiān)管模式下，對于涉及多個行業(yè)的金融產(chǎn)品，各個監(jiān)管部門需要加大協(xié)調(diào)力度，形成良好的長效協(xié)同機(jī)制。

對于非銀行金融機(jī)構(gòu)渠道產(chǎn)生的影子銀行業(yè)務(wù)，主要為信托、券商和基金公司資產(chǎn)管理業(yè)務(wù)等，相對來說該部分的監(jiān)管部門比較明確，需要加強(qiáng)的是監(jiān)管制度體系的完善。從風(fēng)險控制層面看，該部分業(yè)務(wù)的風(fēng)險是基本可控的。

對于非金融機(jī)構(gòu)渠道產(chǎn)生的影子銀行業(yè)務(wù)，目前這部分業(yè)務(wù)受到的監(jiān)管相對較少或者直接完全不受監(jiān)管，總體而言該部分的業(yè)務(wù)風(fēng)險較高。自 2012 年初開始的溫州金融改革，是國家對于將狹義民間借貸行為納入監(jiān)管體系的一次嘗試。監(jiān)管層對于民間借貸行為的規(guī)范和梳導(dǎo)，將是一個長期進(jìn)行的過程。未來我國金融領(lǐng)域有序向民營資本開放，將會引導(dǎo)民間資本進(jìn)入陽光化的市場交易環(huán)境中，從而降低民間借貸業(yè)務(wù)的總體風(fēng)險，狹義民間借貸的問題將得到有效解決。

第三，推動信貸市場建設(shè)，化解影子銀行風(fēng)險。信貸資產(chǎn)交易打通了信貸與資本市場的連接通道，更多企業(yè)可以先向銀行貸款，再由銀行進(jìn)行轉(zhuǎn)讓或證券化，從而實現(xiàn)“間接的直接融資”。銀行可以從資本市場獲得資金，保險、證券、基金等投資者可以分享貸款收益，資金配置效率和市場深度廣度將大大提高。同時，信貸資產(chǎn)交易也將成為化解“影子銀行”風(fēng)險隱患、“開正道、堵邪路”的重要途徑。

第四，完善相關(guān)法律，引導(dǎo)影子銀行健康發(fā)展。我國經(jīng)濟(jì)正處于轉(zhuǎn)型升級的階段，而銀行正在逐步由傳統(tǒng)的吃利差盈利模式向節(jié)約資本、發(fā)展中間業(yè)務(wù)、增值業(yè)務(wù)的增長方式轉(zhuǎn)變，由于影子銀行業(yè)務(wù)使信貸更易被普通大眾獲得，對市場有激勵作用，所以從各國法案來看，對影子銀行只是加強(qiáng)監(jiān)管，而未阻止其存在于發(fā)展。對于我國來講，在完善法律和監(jiān)管框架下，更合理的利用影子銀行業(yè)務(wù)的市場效率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展及影子銀行自身的發(fā)展，是一種可取的雙贏策略，建議完善或建立信托法、民間借貸等相關(guān)法律。

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篇5

關(guān)鍵詞：政府消費；居民消費；經(jīng)濟(jì)發(fā)展；格蘭杰因果檢驗；脈沖響應(yīng)

中圖分類號：F014.5

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1002-2484-2008（05）-0049-07

一、引 言

投資、消費、出口是拉動一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“三駕馬車”，三者均衡增長，國民經(jīng)濟(jì)才能健康、平穩(wěn)地發(fā)展。但是，投資需求只是中間需求，只有消費需求才是真正的最終需求，消費需求規(guī)模的擴(kuò)大和結(jié)構(gòu)升級才是經(jīng)濟(jì)增長的源動力。馬克思的消費理論和西方經(jīng)濟(jì)學(xué)理論都肯定了消費在經(jīng)濟(jì)增長中的重要作用。馬克思的消費理論指出，消費是生產(chǎn)的最終目的，因而最終消費是引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的源動力。西方經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為消費需求是真正的最終需求，對于投資需求進(jìn)而對整個經(jīng)濟(jì)增長起著直接的和最終的制約作用，是經(jīng)濟(jì)增長的根本動力。因此，如何增強(qiáng)消費對經(jīng)濟(jì)的拉動作用，進(jìn)而確立消費主導(dǎo)拉動的經(jīng)濟(jì)增長模式，始終是經(jīng)濟(jì)學(xué)界和國家實際部門研究的熱點問題。

改革開放以來，在“三駕馬車”的拉動下，我國經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了近30年的高增長。但是，近年來，我國消費率不斷下降，投資率持續(xù)上升，經(jīng)濟(jì)增長主要依靠投資需求拉動。在投資與出口雙雙大幅增長的同時，我國消費率明顯下降，1978年到2006年間，我國的消費率總體呈現(xiàn)下降趨勢，已經(jīng)從1981年最高的67.1%，下降到2006年最低的49.9%。尤其是2000年以后，下降幅度明顯加大［1］。消費率過低、消費需求持續(xù)低迷所引發(fā)的一系列問題，已經(jīng)成為中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的最突出挑戰(zhàn)之一。消費需求的持續(xù)低迷，使得我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的后勁不足，經(jīng)濟(jì)增長不得不更多地依靠投資和出口需求拉動，進(jìn)而惡化“產(chǎn)能過剩”問題和加劇國際貿(mào)易摩擦，“產(chǎn)能過剩”問題惡化和國際貿(mào)易摩擦加劇反過來又使得投資和出口拉動型經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式越來越難以為繼。經(jīng)濟(jì)增長中的結(jié)構(gòu)性矛盾日漸突出，并將影響我國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定健康發(fā)展。從各國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實踐看，消費占GDP的比重越高，其對國民經(jīng)濟(jì)的拉動作用就越強(qiáng)［2］。因此，消費對經(jīng)濟(jì)發(fā)展動力問題直接影響到國民經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)健康發(fā)展，我國消費率明顯下降，在一定程度上影響了我國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展，深入研究消費對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的拉動問題具有重要意義。

研究居民消費、政府消費和經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在某種長期均衡關(guān)系，居民消費增長與經(jīng)濟(jì)增長之間、政府消費與經(jīng)濟(jì)增長之間以及居民消費增長與政府消費增長之間是否存在因果關(guān)系，對政府調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)，制定經(jīng)濟(jì)政策將是一種重要依據(jù)。本文利用協(xié)整理論、格蘭杰因果檢驗和向量自回歸模型，對我國居民消費、政府消費和經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系進(jìn)行因果關(guān)系分析，對制訂國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略，調(diào)整居民消費與政府消費關(guān)系，增強(qiáng)消費總需求對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用具有重要的意義。

但從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，至少在以下兩個方面還存在一些問題：

首先是研究的范圍。現(xiàn)有研究文獻(xiàn)大多限于總消費［3］、居民消費［4-7］或政府消費［8-10］同經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，這樣來研究消費需求對經(jīng)濟(jì)增長的影響，必然會產(chǎn)生一定偏誤。在分析消費總需求不足等問題時，僅僅關(guān)注居民消費或政府消費對經(jīng)濟(jì)的調(diào)節(jié)功能都存在著重大缺陷。

其次是研究的方法論。傳統(tǒng)的計量經(jīng)濟(jì)方法研究消費時存在著動態(tài)穩(wěn)定性假設(shè)，而實際上經(jīng)濟(jì)不斷增長的趨勢使大多數(shù)經(jīng)濟(jì)變量序列是非平穩(wěn)的，這樣直接運用傳統(tǒng)的計量經(jīng)濟(jì)方法來研究非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系從方法論方面考慮就缺乏一定的可靠性。

基于以上問題，我們在研究中國消費與經(jīng)濟(jì)發(fā)展問題時，選取1978～2006年的年度時間序列數(shù)據(jù)（資料來源于2007年《中國統(tǒng)計年鑒》）。用GDP、PCE、GCE分別代表國民生產(chǎn)總值、居民消費和政府消費，為了更容易得到平穩(wěn)序列，分別對各個變量取自然對數(shù)，這種變換不改變變量之間的協(xié)整關(guān)系和短期調(diào)整模式，同時可方便的考察居民消費和政府消費對GDP的敏感性。在研究方法方面運用協(xié)整理論和向量自回歸模型（VAR）來彌補(bǔ)傳統(tǒng)計量經(jīng)濟(jì)方面的不足，將它們納入一個向量自回歸(VAR)模型中，采用JJ極大似然估計方法，檢驗GDP、PCE、GCE之間是否存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，如果存在這種關(guān)系，則在此基礎(chǔ)上，根據(jù)格蘭杰因果檢驗方法，檢驗GDP、PCE、GCE之間的因果關(guān)系，最后，在向量自回歸(VAR)模型的基礎(chǔ)上運用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解技術(shù)來分析我國政府消費和居民消費對經(jīng)濟(jì)增長的影響程度。

二、政府消費、居民消費與

經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系檢驗

本文通過對GDP、居民消費、政府消費三者之間進(jìn)行協(xié)整和因果關(guān)系檢驗，來進(jìn)一步確定三者之間的內(nèi)在關(guān)系。實證檢驗分四個步驟完成：第一，利用單位根檢驗確定時間序列的平穩(wěn)性；第二，確定變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系；第三，采用格蘭杰因果性檢驗考察變量之間的因果關(guān)系；第四，通過VAR模型進(jìn)一步驗證三者的內(nèi)在關(guān)系。本文所有檢驗結(jié)果均使用Eviews5.1計量經(jīng)濟(jì)分析軟件進(jìn)行了多次回歸分析而得。

（一）變量平穩(wěn)性檢驗

本文利用ADF（Augmented Dickey Fuller Test）單位根檢驗來確定三個變量的平穩(wěn)性，最優(yōu)滯后期用AIC最小準(zhǔn)則確定，以保證殘差非自相關(guān)。結(jié)果見表1。

表1 單位根的ADF檢驗表 變量[]檢驗類型（C，T，K）[]ADF檢驗值[]各顯著性水平

K)分別表示單位根檢驗方程中包含常數(shù)項、趨勢項和滯后階數(shù)。

由ADF檢驗可知，三個序列都是一階單整的。

（二）協(xié)整關(guān)系的檢驗結(jié)果及分析

協(xié)整檢驗的基本思想是：盡管兩個或兩個以上的變量序列為非平穩(wěn)序列，但它們的某種線性組合卻呈現(xiàn)穩(wěn)定性，則這些變量之間便存在長期穩(wěn)定關(guān)系即協(xié)整關(guān)系，這種關(guān)系可以看作是對經(jīng)濟(jì)學(xué)中所說的規(guī)律性的定量描述。目前關(guān)于協(xié)整關(guān)系的檢驗和估計有許多具體的模型和技術(shù)，常用的有E-G(Engle-Granger)兩步法和J-J(Johansen-Jusdius)跡統(tǒng)計量法(或稱最大特征值法)，尤其是后者有許多優(yōu)點，并得到廣泛應(yīng)用。

本文利用J-J跡統(tǒng)計量法進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果如下：

lnGDP=0.312477lnPCE+0.506360lnGCE+0.033824@TREND(79)（1）

(0.06683)

(0.07517)

(0.00760)

LR（r=0）=53.68025（42.91525）

LR（r=1）=19.64535（25.87211）

模型中括號內(nèi)為估計標(biāo)準(zhǔn)差，協(xié)整矩陣的秩r=0的似然比統(tǒng)計量的值為53.68025，相應(yīng)的5%的臨界值為42.91525，其余式做類似理解。

協(xié)整關(guān)系說明lnGDP與lnPCE、lnGCE之間存在協(xié)整關(guān)系，揭示了lnPCE、lnGCE對lnGDP的影響度，而且表明lnGDP與lnPCE、lnGCE之間存在長期均衡關(guān)系。可以看出，在長期內(nèi)，lnGDP與lnPCE、lnGCE之間具有很密切的相關(guān)性，lnPCE、lnGCE的擴(kuò)大對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用；從回歸方程可以看出，lnPCE、lnGCE相關(guān)比率每增加1％，lnGDP分別增長0.3％和0.5％。可見lnGCE更有效的促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長。

（三）格蘭杰（Granger）因果性檢驗

上述協(xié)整檢驗結(jié)果告訴我們變量之間存在長期的均衡關(guān)系，但這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系，還需要進(jìn)一步驗證。C.W.J.Granger在1969年提出的因果關(guān)系檢驗的基本思想是“過去可以預(yù)測現(xiàn)在”，即如果X是Y變化的原因，則X的變化應(yīng)該發(fā)生在Y變化之前。如果X是引起Y的原因，則在Y關(guān)于Y滯后變量的回歸中，添加X的滯后變量作為獨立的解釋變量，應(yīng)該顯著增加回歸的解釋能力，此時，稱X為Y的格蘭杰原因，如果添加X的滯后變量后，沒有顯著增加回歸模型的解釋能力，則稱X不是Y的格蘭杰原因。

由于因果關(guān)系檢驗對滯后的階數(shù)非常敏感，本文采取依次多滯后幾階，看結(jié)果是否具有同一性。對消費與經(jīng)濟(jì)增長之間的Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果見表2。

表2 格蘭杰檢驗結(jié)果表 零假設(shè)[]滯后期[]F統(tǒng)計量[]概率[]結(jié)論lnPCE對lnGDP不存在Granger因果關(guān)系[]lnGDP對lnPCE不存在Granger因果關(guān)系[]1[] 8.243[] 0.008[]拒絕9.178[]0.006[]拒絕lnPCE對lnGDP不存在Granger因果關(guān)系[]lnGDP對lnPCE不存在Granger因果關(guān)系[]2[] 3.316[] 0.056[]拒絕 5.789[] 0.001[]拒絕lnPCE對lnGDP不存在Granger因果關(guān)系[]lnGDP對lnPCE不存在Granger因果關(guān)系[]3[]1.678[]0.207[]不拒絕3.786[]0.029[]拒絕lnGCE對lnGDP不存在Granger因果關(guān)系lnGDP對lnGCE不存在Granger因果關(guān)系[]1[] 1.207[] 0.283[]拒絕 3.316[] 0.081[]不拒絕lnGCE對lnGDP不存在Granger因果關(guān)系[]lnGDP對lnGCE不存在Granger因果關(guān)系[]2[] 1.172[] 0.329[]拒絕[] 1.871[] 0.179[]拒絕lnGCE對lnGDP不存在Granger因果關(guān)系[]lnGDP對lnGCE不存在Granger因果關(guān)系[]3[]1.296[]0.306[]拒絕 2.328[] 0.109[]拒絕lnGCE對lnPCE不存在Granger因果關(guān)系lnPCE對lnGCE不存在Granger因果關(guān)系[]1[]4.832[]0.038[]不拒絕0.992[]0.329[]拒絕lnGCE對lnPCE不存在Granger因果關(guān)系[]lnPCE對lnGCE不存在Granger因果關(guān)系[]2[]3.761[]0.040[]不拒絕1.613[]0.223[]拒絕[]lnGCE對lnPCE不存在Granger因果關(guān)系[]lnPCE對lnGCE不存在Granger因果關(guān)系[]3[]2.587[]0.085[]不拒絕[]1.712[]0.200[]拒絕

由表2可以看出：

在滯后1-2期情況下，存在lnPCE和lnGDP之間的雙向Granger意義上的因果關(guān)系。在滯后3期情況下，僅存在lnGDP到lnPCE的單向Granger意義上的因果關(guān)系。

在滯后1期情況下，僅存在lnGDP到lnGCE的單向Granger意義上的因果關(guān)系。

在滯后1-3期情況下，僅存在lnGCE到lnPCE的單向Granger意義上的因果關(guān)系。

（四）VAR模型的估計

1980年C．A．Sims將向量自回歸(Vector Auto Regressive，VAR)模型引入到經(jīng)濟(jì)學(xué)中，推動了經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)動態(tài)性分析的廣泛應(yīng)用。這種模型采用多方程聯(lián)立形成，它是用模型中所有內(nèi)生當(dāng)期變量對它們的若干滯后值進(jìn)行回歸，從而估計全部內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系。其明顯的優(yōu)點在于對外生變量和內(nèi)生變量不必加以區(qū)別而同等對待，因而VAR模型估計的結(jié)果具有更高的可靠性，并且可以被看作是更精確的因果關(guān)系檢驗。

1．本文構(gòu)造的VAR模型可以表示為：

Yt=α+∑p[]i=1βiYt-i+Ut（2）

其中：Yt=lnGDPi

lnPCEi

lnGCEi，α=α1

α2

α3，

βi=β11,i[]β12,i[]β13,i

β21,i[]β22,i[]β23,i

β31,i[]β32,i[]β33,i,U=U1t

U2t

U3t,UitN(0,σ2)在實際應(yīng)用中面臨如何選擇滯后階數(shù)的問題，滯后階數(shù)越大，越能完整反映模型的動態(tài)特征，但是滯后期越長，模型待估參數(shù)越多，自由度越少，因此應(yīng)在滯后期與自由度間尋求平衡。表3綜述了根據(jù)各種準(zhǔn)則選定的VAR滯后階數(shù)。

表3 選擇VAR滯后階數(shù)的各種準(zhǔn)則 內(nèi)生變量：lnGDP,lnPCE, lnGCE；外生變量：C；樣本區(qū)間：1985～2006年 Lag[]LogL[]LR[]FPE[]AIC[]SC[]HQ[]0[]141.697[]NA [] 3.05e-09[]-11.096[]-10.950[]-11.0551[]159.857[]30.509*[]1.48e-09*[] -11.829*[] -11.244*[] -11.666*2[]165.773[]8.518[]1.96e-09[]-11.582[]-10.558[]-11.2983[]176.460[]12.825[]1.89e-09[]-11.717[]-10.254[]-11.311

注：*表示根據(jù)該準(zhǔn)則選定的階數(shù)。LR：連續(xù)修正LR檢驗統(tǒng)計量(在5%水平顯著)；FPE：最終預(yù)測誤差；AIC(Akaike)：信息準(zhǔn)則；SC ( Schwarz )：信息準(zhǔn)則；HQ ( Harman-Quinn)信息準(zhǔn)則。

因此我們選則VAR的滯后階數(shù)為1。構(gòu)建的VAR模型為：

ΔlnGDPi=1.38525ΔlnGDPt-1-0.876792ΔlnPCEt-1+0.174980ΔlnGCEt-1+0.039279

t=［3.964］［-2.771］［0.993］［1.78212］

R2=0.628R2=0.580F=12.954

ΔlnPCEi=0.860081ΔlnGDPt-1-0.292779ΔlnPCEt-1+0.234451ΔlnGECt-1+0.016839

(3)

t=［2.286］［-0.860］［1.236］［0.710］

R2=0.585R2=0.531F=10.809

ΔlnGCEi=0.826969ΔlnGDPt-1-0.444377ΔlnPCEt-1+0.080339ΔlnGCEt-1+0.072780

t=［1.865］［-1.107］［0.359］［2.602］

R2=0.302R2=0.211F=3.318

由以上的模型中可以看出，經(jīng)濟(jì)增長主要受自身lnGDP(-1)和lnPCE(-1)的影響；居民消費主要受lnGDP(-1)的影響。這也對照了前面格蘭杰因果關(guān)系檢驗的論斷。經(jīng)過檢驗，模型是顯著的，且所有特征根根模的倒數(shù)都小于1，說明該VAR模型的結(jié)構(gòu)是穩(wěn)定的(見圖1)。所以，滿足脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解分析的前提條件。下面，運用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解做出合理的解釋。

圖1 VAR穩(wěn)定性檢驗圖2．脈沖響應(yīng)函數(shù)

VAR模型的脈沖反應(yīng)函數(shù)（IRF）可以反映來自隨機(jī)擾動項的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值的影響，刻畫內(nèi)生變量對隨機(jī)擾動的動態(tài)反應(yīng)，顯示任意變量的隨機(jī)擾動（新息Innovation）如何通過模型影響其他變量，并反饋到自身的動態(tài)過程。如果隨機(jī)擾動存在相關(guān)性，他們將包含不與特定變量相聯(lián)系的共同部分，通常將共同部分的效應(yīng)歸屬于VAR系統(tǒng)中第一個出現(xiàn)的變量（依照方程順序）。圖2為基于上述VAR模擬的脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線，橫軸代表響應(yīng)函數(shù)的追蹤期數(shù)，縱軸代表因變量對解釋變量的響應(yīng)程度。在模型中，將響應(yīng)函數(shù)的追蹤基數(shù)設(shè)定為十年。圖中實線部分為響應(yīng)函數(shù)的計算值，虛線為響應(yīng)函數(shù)值加或減兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信帶。

從圖2可以看出：

lnGDP對自身的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊立即有較強(qiáng)的反應(yīng)，在第1期達(dá)最大后開始慢慢回落，到第5期為負(fù)值，負(fù)值的最大值出現(xiàn)在第7期后開始逐漸回升；lnGDP對來自lnPCE的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的反應(yīng)一開始較弱，但這種負(fù)面沖擊效應(yīng)逐步增強(qiáng)并在第3期下降到低谷，然后又逐漸回升；lnGDP對來自lnGCE的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的反應(yīng)立即有較強(qiáng)的反應(yīng)，在第2期達(dá)最大后開始慢慢回落，到第4期為負(fù)值，負(fù)值的最大值出現(xiàn)在第6期后開始逐漸回升，多數(shù)觀察為負(fù)值。

lnPCE對自身的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊反應(yīng)相對不是很大，在第1期達(dá)最大后開始慢慢回落，在第3期達(dá)到谷底隨后又開始回升；lnPCE對lnGDP的沖擊反應(yīng)強(qiáng)烈，在第1期達(dá)到最高點后從第6期開始趨于平緩；lnPCE對來自lnGCE的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的反應(yīng)立即有較強(qiáng)的反應(yīng)，在第2期達(dá)最大后開始慢慢回落，從第4期開始趨于平緩。

lnGCE對其自身的沖擊反應(yīng)一開始就很強(qiáng)，在第1期達(dá)到最大，隨后一直趨于回落；lnGCE對lnGDP的沖擊反應(yīng)強(qiáng)烈，在第1期達(dá)到最高點后從第6期開始趨于平緩；lnGCE對來自lnPCE的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的反應(yīng)立即有較強(qiáng)的反應(yīng)，從第1期開始就慢慢上升，從第8期開始趨于平緩。

圖2 脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線圖

可見，經(jīng)濟(jì)增長對居民消費的提高在短期內(nèi)會帶來一定的正面沖擊效應(yīng)，但隨著滯后期增加，正面沖擊效應(yīng)會隨著時間慢慢減弱，即在長期來看經(jīng)濟(jì)增長會帶來居民消費的增長；同時，居民消費的提高對經(jīng)濟(jì)增長在短期內(nèi)會帶來一定的負(fù)面沖擊效應(yīng)，但經(jīng)過一定時間，這種效應(yīng)會改變?yōu)檎鏇_擊效應(yīng)；經(jīng)濟(jì)增長對政府消費的提高在短期內(nèi)會帶來一定的正面沖擊效應(yīng)，但隨著滯后期增加，正面沖擊效應(yīng)會隨著時間慢慢減弱；同時，政府消費對經(jīng)濟(jì)增長有一定的促進(jìn)作用，效應(yīng)不是很強(qiáng)但一直比較穩(wěn)定。

3．預(yù)測方差分解

VAR模型的方差分解是將系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量的波動按其成因分解為與各方程新息相關(guān)聯(lián)的組成部分，從而了解各新息對模型內(nèi)生變量的相對重要性。方差分解表示的是當(dāng)系統(tǒng)的某個變量受到了一個單位的沖擊以后，以變量的預(yù)測誤差方差百分比的形式反映變量之間的交互作用程度，它的基本思想是把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量的變動按其成因分解為與各方程隨機(jī)擾動項(新息)相關(guān)聯(lián)的各組成部分，以了解各新息對模型內(nèi)生變量的相對重要性。本文利用方差分解技術(shù)分析了各個變量對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。方差分解的結(jié)果見表4。

表4 lnGDP方差分解表 lnPCE方差分解表 lnGCE方差分解表 Period[]SE[]lnGDP[]lnPCE[]lnGCE[]Period[]SE[]lnGDP[]lnPCE[]lnGCE[]Period[]SE[]lnGDP[]lnPCE[]lnGCE1[]0.042[]100.000[]0.000[]0.000[]1[]0.045[]77.304[]22.696[]0.000[]1[] 0.053[]從表4可以發(fā)現(xiàn)：

從lnGDP方差分解影響結(jié)果可以看出lnGDP的預(yù)測誤差主要是由自身引起的，在第1期受自身波動的影響，隨著滯后時期的增多，lnPCE對lnGDP的影響越來越大，但是最終也未超過35%。lnGCE對lnGDP的影響一直很弱。可見居民消費的沖擊對GDP的影響是逐漸遞增的，但是經(jīng)濟(jì)增長的大部分波動還是由自身引起的，由自身引起的波動的影響始終在64%以上，而政府消費對經(jīng)濟(jì)增長的影響很小，可忽略不計。

從lnPCE的方差分解的結(jié)果可以看出lnPCE的波動大部分可由自身的波動和lnGDP的影響引起的，lnGCE的影響太微不足道，可忽略不記。其中l(wèi)nPCE自身的波動是趨于遞增的，而來自lnGDP的影響是趨于遞減的，隨著滯后時期的推進(jìn)，lnPCE大部分預(yù)測誤差可由lnGDP的影響來解釋。可見從短期還是長期來看lnGDP對lnPCE的影響都是很顯著的。

從lnGCE的方差分解的結(jié)果可以看出lnGCE一開始的預(yù)測誤差是由自身和lnGDP來解釋的，但隨時間的推進(jìn)，lnGCE的波動大部分可由lnPCE和lnGDP共同來解釋。也可以說，從第5期開始lnGCE的波動受自身和lnPCE、lnGDP的影響趨于穩(wěn)定，但lnGDP對lnGCE的影響還是占主導(dǎo)地位的。

從方差分解表的信息來看，我國的lnGDP、lnGCE和lnPCE的慣性比較大，一開始大部分都是由自身和lnGDP的影響造成的，除lnPCE外，lnGDP、lnGCE隨著時間的推移，由自身的擾動帶來的影響趨于減弱。還有長期來看lnPCE對lnGDP影響是逐漸增大的，因此應(yīng)注重發(fā)展居民消費。

四、結(jié)論與啟示

以上根據(jù)1978～2006年的數(shù)據(jù)對消費與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了分析，得出如下結(jié)論：

1. lnGDP與lnPCE、lnGCE之間存在著穩(wěn)定的長期均衡關(guān)系，具有長期穩(wěn)定和短期波動的特性并且lnGCE更有效地促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長。

2. 在滯后1-2期情況下，存在lnPCE和lnGDP之間的雙向Granger意義上的因果關(guān)系。在滯后3期情況下，僅存在lnGDP到lnPCE的單向Granger意義上的因果關(guān)系。在滯后1期情況下，僅存在lnGDP到lnGCE的單向Granger意義上的因果關(guān)系。在滯后1-3期情況下，僅存在lnGCE到lnPCE的單向Granger意義上的因果關(guān)系。

3.從脈沖函數(shù)上分析，政府消費對GDP影響很小，而我國政府消費占GDP的比重在10%～14%之間波動，已經(jīng)快要超過15%的上限。政府消費隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和工業(yè)化進(jìn)程城市化進(jìn)程的加快，規(guī)模會擴(kuò)大，但是在今后的發(fā)展中應(yīng)盡力控制好規(guī)模，以達(dá)到最優(yōu)，也可以避免政府消費對居民消費的擠出效應(yīng)。從方差分解來看，居民消費對GDP的影響要超過政府消費。因此，擴(kuò)大內(nèi)需的重要是擴(kuò)大居民消費，而不是擴(kuò)大政府消費。但是消費對經(jīng)濟(jì)的沖擊并沒有預(yù)想的那么大，從實證分析來看卻沒有發(fā)揮其真正作用。在穩(wěn)健的財政政策的背景下我們應(yīng)該實行擴(kuò)大居民消費，適當(dāng)縮減政府消費，我們應(yīng)當(dāng)從觀念機(jī)制和制度上大力發(fā)展消費信貸減輕居民的流動性約束，而且要增加居民尤其是農(nóng)村居民的收入。

不論是理論分析還是各國經(jīng)驗均表明，消費對經(jīng)濟(jì)增長具有非常重要的拉動作用。消費率高，經(jīng)濟(jì)增長就快。消費率低，經(jīng)濟(jì)增長就慢。深入分析發(fā)現(xiàn)，上述的結(jié)論與我國實際情況相吻合。改革開放以來，我國的經(jīng)濟(jì)得到了迅速的發(fā)展，它帶來了消費的增長，而消費的增長，又反過來推動著經(jīng)濟(jì)的迅速發(fā)展。我國雖然在消費率很低的情況下依然保持經(jīng)濟(jì)的高速增長，但主要依賴于投資和出口貿(mào)易推動。因此，這種投資推動的經(jīng)濟(jì)增長是很難持續(xù)的，沒有最終消費的支持，經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量也就上不去。針對我國居民消費率嚴(yán)重偏低的情況，政府不應(yīng)該是束手無策，而應(yīng)該積極通過調(diào)整政府消費將最終消費率保持在一個適度的水平上。最理想的狀態(tài)當(dāng)然是政府消費能夠有效促進(jìn)居民消費，因為居民消費才是最終消費的主體。但即使政府消費不能拉動居民消費，也至少應(yīng)當(dāng)根據(jù)居民消費的消費進(jìn)行調(diào)整，以補(bǔ)充居民消費之不足，從而使最終消費率保持在適度水平上。可喜的是，我們的實證檢驗的結(jié)果均肯定了上述兩種假設(shè)關(guān)系的存在，這說明政府的消費政策是有效的。

但是，總的來說我國目前消費率偏低，這在一定程度上嚴(yán)重制約著國民經(jīng)濟(jì)的健康快速發(fā)展。因此我們要了解妨礙消費需求增長的因素并采取相應(yīng)的策略以求我國經(jīng)濟(jì)能夠得到更快的發(fā)展。

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篇6

［關(guān)鍵詞］農(nóng)村居民消費;收入;貢獻(xiàn)率;經(jīng)濟(jì)增長

［中圖分類號］F121 ［文獻(xiàn)標(biāo)識碼］A ［文章編號］1005-6432（2011）31-0118-03

中國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)、穩(wěn)定、健康的發(fā)展,不僅要靠投資的支撐,更主要的應(yīng)靠國內(nèi)消費。多年以來,我國經(jīng)濟(jì)增長主要依靠出口和投資需求來拉動,消費需求對經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用嚴(yán)重不足。其主要癥結(jié)在于居民消費需求不足,而居民消費需求不足的最大癥結(jié)在于農(nóng)民消費水平低下。我國是一個擁有9億多農(nóng)村人口的大國,農(nóng)業(yè)的消費需求和購買能力是經(jīng)濟(jì)興衰的決定性因素。如何積極開拓農(nóng)村市場,擴(kuò)大農(nóng)村人口對消費品和生產(chǎn)資料的需求,努力使廣大農(nóng)村的消費市場成為中國經(jīng)濟(jì)的強(qiáng)勁動力源之一,是當(dāng)前亟待研究解決的問題。

1 當(dāng)前農(nóng)村消費不足的表現(xiàn)

中國農(nóng)村消費市場長期啟而不動、發(fā)展滯后,不僅表現(xiàn)在與自身市場規(guī)模極不匹配的消費總量上,還表現(xiàn)在與城市消費市場的巨大差距上。整體水平偏低、消費結(jié)構(gòu)失衡、增長速度趨緩等現(xiàn)象嚴(yán)重遏制了消費市場發(fā)展的活力。

首先,我國農(nóng)村居民總體消費水平偏低、增長速度趨緩。長期以來,中國農(nóng)村消費市場的客觀現(xiàn)狀與市場規(guī)模很不匹配,其市場潛力沒有成為推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動力。農(nóng)戶消費水平的增長率低落,消費市場增長速度緩慢,農(nóng)村消費市場長期僵持于低迷狀態(tài)。從城鄉(xiāng)居民人均消費水平的差距可以看到,農(nóng)村居民消費一直以低水平運行。從1990年以來,中國城鄉(xiāng)居民人均消費水平的絕對差距持續(xù)擴(kuò)大,相對差距在波動中略有擴(kuò)張。

其次,農(nóng)村居民消費支出結(jié)構(gòu)失衡。目前,中國農(nóng)戶的消費仍集中在食品、衣著、居住等基本生活消費品,恩格爾系數(shù)的下降幅度偏小。對于交通通信、文教娛樂用品及服務(wù)等較高層次的消費剛剛起步,這既不利于農(nóng)村家庭生活水平的改善,也無法帶動當(dāng)?shù)毓I(yè)和服務(wù)業(yè)的發(fā)展進(jìn)而提高務(wù)工農(nóng)民收入。我國農(nóng)村居民的恩格爾系數(shù)雖然呈逐年下降趨勢,從2001年的47.7%下降到2007年的43.1%。但是與城鎮(zhèn)居民36.7%的恩格爾系數(shù)相比,農(nóng)村居民的整體消費水平仍然較低。

2 當(dāng)前制約農(nóng)村消費市場發(fā)展的主要因素

近幾年來,農(nóng)村市場日益受到黨和政府的高度重視,而且把農(nóng)村市場作為今后市場建設(shè)的重點。然而近幾年農(nóng)村市場由于下列各種因素的影響發(fā)展嚴(yán)重滯后。

(1)農(nóng)民收入與城鎮(zhèn)居民收入相比還很低且增幅緩慢。農(nóng)民的消費行為已從攀附式的消費行為上升到有風(fēng)險預(yù)期的理性消費行為,盡管國家將增加農(nóng)民收入作為“三農(nóng)”問題的重要工作來抓,但是由于主要通過減免稅收和增加補(bǔ)貼這兩項不可持續(xù)的方式進(jìn)行,因此農(nóng)民增收問題并沒有得到根本性解決,收入依然制約著農(nóng)民消費水平的提高。因此,政策的制定,應(yīng)以穩(wěn)定增加農(nóng)民的持久收入為出發(fā)點,增強(qiáng)農(nóng)民提高收入的預(yù)期。

(2)社會保障制度缺失,農(nóng)民的非消費支出增多。首先,基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)如修鄉(xiāng)村公路需要農(nóng)民集資；其次,目前農(nóng)村基層政權(quán)建設(shè)和維持的費用大多數(shù)需要由農(nóng)民來負(fù)擔(dān)。雖然國家一再強(qiáng)調(diào)對農(nóng)民要“多予,少取”,但不少地方仍存在亂集資、亂收費、亂攤派的現(xiàn)象,有的甚至采用非法手段,向農(nóng)民收取各種費用。

(3)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)不完善和農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)缺失導(dǎo)致的消費環(huán)境不完善。這主要體現(xiàn)在路、電、通信設(shè)備等設(shè)施的不配套,影響了農(nóng)村的消費市場。從目前來看,很大一部分農(nóng)民已具備了購買耐用消費品的經(jīng)濟(jì)支付能力,而且有強(qiáng)烈的消費需求,只是缺乏相應(yīng)的消費硬件設(shè)施。

3 農(nóng)民收入與消費關(guān)系的數(shù)量分析

在這里,根據(jù)持久收入假說理論建立農(nóng)民收入――消費函數(shù)模型,擬合農(nóng)村持久收入消費函數(shù),希望據(jù)此可以推算農(nóng)民收入的增加,尤其是持久收入的增加對擴(kuò)大內(nèi)需的拉動作用。

根據(jù)費里德曼的觀點,收入由兩個部分組成：持久收入和暫時收入。消費者對不同類型的收入變動會作出不同的反應(yīng)。如果收入的變動是永久性的,那么人們就可能消費掉所增加的大部分收入。另外,如果收入的變動具有明顯的暫時性,那么增加的收入中相當(dāng)大的部分就會被儲蓄起來。在各種影響消費傾向的因素中,持久性收入具有特別重要的意義。

費里德曼在對模型估計的過程中采用不同λ的值進(jìn)行估計,選取R2最高的作為消費函數(shù),此時相對應(yīng)的λ值為0.333。故可采用收入的三階段移動平均值來近似表示持久收入,暫時收入為現(xiàn)期實際收入與持久收入之間的差值。下表給出了計算出的農(nóng)村居民的持久收入、暫時收入和消費傾向。

從上表中可以看出：①2000年之前農(nóng)村居民的持久收入一直呈上升趨勢,2001年之后,持久收入比重持續(xù)下降。②2000年之后農(nóng)村居民的暫時收入絕對值和比重都在上升。③從2001年之后,總體的平均消費傾向要小于邊際的消費傾向,根據(jù)兩者的內(nèi)在關(guān)系,平均消費傾向呈下降趨勢。從以上的分析可以得出,目前農(nóng)民的持久收入的比例呈不太穩(wěn)定的增長態(tài)勢,而且存在下滑的可能性,這必然會影響農(nóng)民現(xiàn)期的消費行為。

4 中國農(nóng)村消費和經(jīng)濟(jì)增長

中國經(jīng)濟(jì)增長過分依賴于投資與出口,對消費需求的重視不足,這已經(jīng)在一定程度上導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)增長原動力的傾斜。因此,打破農(nóng)村消費市場啟而不動的僵局是中國保障國民經(jīng)濟(jì)可持續(xù)健康增長的前提和基礎(chǔ)。

(1)農(nóng)村居民消費對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率較低。農(nóng)民消費水平增長慢于人均GDP增長,消費對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率低。事實上,在最近10年間(1996―2005年),我國農(nóng)村居民人均消費支出平均每年的增長速度僅為4.8%,遠(yuǎn)落后于同期人均GDP 8.2%的增長率。正是由于農(nóng)村居民消費支出增長緩慢,導(dǎo)致農(nóng)村居民最終消費對GDP增長的貢獻(xiàn)率處于很低水平。這種狀況與我國龐大的農(nóng)村人口所應(yīng)產(chǎn)生的消費經(jīng)濟(jì)效應(yīng)是不相適應(yīng)的。

(2)農(nóng)民消費水平低下極大制約我國經(jīng)濟(jì)增長。一方面,農(nóng)民消費水平低下會直接影響總消費需求的增長,進(jìn)而影響商品的銷售,影響經(jīng)濟(jì)的增長；另一方面,農(nóng)民消費層次低下,使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化轉(zhuǎn)型滯后。

(3)農(nóng)村居民消費的市場規(guī)模和潛力對經(jīng)濟(jì)增長具有重要的促進(jìn)作用。我國農(nóng)村人口的消費需求潛力巨大。這個潛力的充分釋放,將對我國經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生巨大的推動作用。近30年來,我國農(nóng)村居民的消費率從最高點1983年的32.3%下降到最低點2007年的9.1%,下降了23%。在居民消費總額中,農(nóng)村居民消費所占比重從1978年的62.1%下降到2007年的25.6%,下降了近37%。

5 促進(jìn)農(nóng)村居民消費,拉動內(nèi)需的政策建議

(1)城鎮(zhèn)化建設(shè)和新農(nóng)村建設(shè)同步雙軌運行,促進(jìn)農(nóng)村消費的增長。一方面,加快發(fā)展農(nóng)村小城鎮(zhèn)建設(shè),有利于促進(jìn)我國城市化進(jìn)程、有利于促進(jìn)農(nóng)村工業(yè)化的發(fā)展、有利于有效地轉(zhuǎn)移農(nóng)業(yè)剩余勞動力,通過城市化擴(kuò)大內(nèi)需。這需要完善農(nóng)業(yè)富余人員在城鎮(zhèn)務(wù)工經(jīng)商政策及生活、子女入學(xué)等相關(guān)配套政策。另一方面,積極開展新農(nóng)村建設(shè),提高綜合生產(chǎn)能力,深入挖掘農(nóng)業(yè)增收的各項潛力,增加農(nóng)民收入,促進(jìn)農(nóng)村消費的增長。

(2)建立和完善農(nóng)村社會保障體系,積極發(fā)展農(nóng)村消費信貸。經(jīng)過30年的持續(xù)發(fā)展,中國農(nóng)村初步具備了以社會保障制度替代家庭保障制度的條件。建立農(nóng)村社會保障制度,降低未來收入的不確定性,從而抑制過高的儲蓄。繼續(xù)穩(wěn)定農(nóng)村,發(fā)揮其重要的經(jīng)濟(jì)社會保障作用,解除農(nóng)村居民即期消費和信貸消費的后顧之憂。

(3)優(yōu)化農(nóng)民消費結(jié)構(gòu),促進(jìn)消費結(jié)構(gòu)升級。調(diào)整產(chǎn)品結(jié)構(gòu),為農(nóng)村消費市場開發(fā)和提供適銷對路的商品。生產(chǎn)企業(yè)要轉(zhuǎn)變觀念,深入農(nóng)村市場調(diào)查、認(rèn)真研究農(nóng)民的消費心理、消費特點、消費習(xí)慣、消費結(jié)構(gòu),根據(jù)農(nóng)村即期需求和潛在需求調(diào)整產(chǎn)品的品種結(jié)構(gòu),加快適宜農(nóng)村市場需求的產(chǎn)品開發(fā),促進(jìn)農(nóng)村消費結(jié)構(gòu)升級。

(4)完善農(nóng)村商品流通網(wǎng)絡(luò),加強(qiáng)農(nóng)村市場建設(shè),不斷完善農(nóng)業(yè)和農(nóng)村社會化服務(wù)體系。要突破傳統(tǒng)的集市貿(mào)易的方式,建立農(nóng)村的流通網(wǎng)絡(luò)。加強(qiáng)農(nóng)業(yè)社會化服務(wù)體系建設(shè)是促進(jìn)農(nóng)村消費的客觀要求,同時對于促進(jìn)中國農(nóng)業(yè)的產(chǎn)業(yè)化、社會化、市場化、信息化發(fā)展以及提高農(nóng)業(yè)參與國際競爭的能力也具有重要意義。

參考文獻(xiàn)：

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篇7

關(guān)鍵詞：匯率，經(jīng)濟(jì)增長，巴拉薩一薩繆爾森效應(yīng)

一、人民幣匯率與中國經(jīng)濟(jì)增長現(xiàn)狀

名義匯率是指一種貨幣表示的另一種貨幣的相對價梅實際匯率在名義匯率的基礎(chǔ)上剔除國內(nèi)外價格水平后得到，反映了以同種貨幣表示的兩國商品的相對價格水平，從而反映了本國商品的國際競爭力。因此，經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為真正對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響的是實際匯率。

在中國經(jīng)濟(jì)的對外開放度和依存度越來越高以及對世界經(jīng)濟(jì)的影響力越來越大的情況下，作為聯(lián)系國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)的橋梁――匯率越來越成為人們關(guān)注的焦點。圖1給出了1978-2006年人民幣實際匯率與國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP各自的發(fā)展趨勢，圖中顯示出人民幣實際匯率貶值與國內(nèi)生產(chǎn)總值增長之間可能存在較強(qiáng)的正相關(guān)性。從總的趨勢來看，人民幣實際匯率貶值與經(jīng)濟(jì)增長之間的同向相關(guān)性還是占主導(dǎo)地位。

二、人民幣匯率影響經(jīng)濟(jì)增長的分析

經(jīng)濟(jì)增長的直接影響因素主要為：勞動力(L)，資本(K)，技術(shù)水平(A)，但是還是有很多間接影響因素，在開放經(jīng)濟(jì)下匯率就是核心因素之一。

1.人民幣匯率對中國經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰因果檢驗

從圖l的關(guān)于1978-2006年人民幣實際匯率與中國國內(nèi)生產(chǎn)總值的趨勢，顯示出兩者可能存在較強(qiáng)的相關(guān)性。然而，相關(guān)性并不等于因果性，必須通過因果檢驗來判斷究竟是人民幣實際匯率貶值促使經(jīng)濟(jì)增長，還是經(jīng)濟(jì)增長導(dǎo)致實際匯率貶值。作者利用圖1數(shù)據(jù)進(jìn)行格蘭杰因果檢驗，滯后階數(shù)為一年，檢驗結(jié)果見下表：成因的原假設(shè)，拒絕它犯第一類錯誤的概率是O.32，因此不能拒絕原假設(shè)，即認(rèn)可國內(nèi)生產(chǎn)總值不是實際匯率的格蘭杰成因。

對于實際匯率不是國內(nèi)生產(chǎn)總值的格蘭杰成因的原假設(shè)，拒絕它犯第一類錯誤的概率是0.0044，表明至少在95.60／0的置信水平下，可以認(rèn)為實際匯率是國內(nèi)生產(chǎn)總值的格蘭杰成因，這意味著人民幣實際匯率貶值確實是促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)增長的一個重要因素。

由此可見，圖1中人民幣實際匯率與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間較強(qiáng)的相關(guān)性，反映的是人民幣實際匯率貶值促進(jìn)了中國經(jīng)濟(jì)的正向因果效應(yīng)，而不是經(jīng)濟(jì)增長引致實際匯率貶值的逆向因果關(guān)系。

2.克魯格曼的“匯率無關(guān)緊要”說

有關(guān)匯率對經(jīng)濟(jì)的影響，保羅?克魯格曼(Paul Krugman，2000)則意識到匯率波動與宏觀經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)的不相關(guān)現(xiàn)象，并在其著作《匯率的不穩(wěn)定性》一書中提出了“匯率無關(guān)緊要”命題。在書中，為了論證匯率穩(wěn)定與否對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響并不是很重要的事情，克魯格曼比較了德國和美國的產(chǎn)出變化與馬克和美元之間匯率變化的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)兩者之間幾乎不存在任何相關(guān)性。這表明匯率與現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)之間存在著一道隔閡，他用“因市定價”和“沉淀成本模型”來解釋匯率與現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)之間的這種隔離。

克魯格曼的結(jié)論是，由于世界經(jīng)濟(jì)的不完全一體化(意味著匯率不可能是穩(wěn)定的)，以及匯率與現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)之間的隔離，同時內(nèi)部均衡又重要于外部均衡，因此匯率即使不穩(wěn)定也是不重要的。既然匯率(外部價格)變化相對于內(nèi)部價格的變化對經(jīng)濟(jì)的影響要小得多，因此沒有必要為了維護(hù)匯率穩(wěn)定而犧牲國內(nèi)價格的穩(wěn)定。

然而，“匯率無關(guān)緊要”說是否適合人民幣匯率與中國經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系呢?由于克魯格曼進(jìn)行分析的對象都是發(fā)達(dá)國家的數(shù)據(jù)和情況，因此不具有世界經(jīng)濟(jì)的普遍適合性。事實上，對于事實固定匯率制度的發(fā)展中國家而言，匯率并不像發(fā)達(dá)國家中一樣影響渺小，而是影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展從而影響現(xiàn)代化進(jìn)程的重要變量。

三、經(jīng)濟(jì)增長影響人民幣匯率的分析

1.“巴拉薩――薩繆爾森效應(yīng)”分析

“巴拉薩――薩繆爾森效應(yīng)”是從生產(chǎn)率的角度分析經(jīng)濟(jì)增長對人民幣匯率的影響。其基本思想來自巴拉薩和薩繆爾森各自在1964年發(fā)表的論文。該理論認(rèn)為當(dāng)一國經(jīng)濟(jì)增長速度在較長期內(nèi)高于對比國時，該國可貿(mào)易品生產(chǎn)部門相對不可貿(mào)易品生產(chǎn)部門的生產(chǎn)率提高幅度往往也會高于對比國，這使得該國相對于對比國的實際匯率往往會出現(xiàn)升值趨勢。

《長期經(jīng)濟(jì)成長與實際匯率演變――巴拉薩一薩繆爾森效應(yīng)假說及其經(jīng)驗證據(jù)》(盧鋒、韓曉亞，北京大學(xué)中國經(jīng)濟(jì)研究中心，2006年)一文中不僅介紹巴拉薩一薩繆爾森效應(yīng)假說的理論內(nèi)容，討論相關(guān)變量度量數(shù)據(jù)和經(jīng)驗研究文獻(xiàn)，并且利用多個發(fā)展中國家的最新統(tǒng)計數(shù)據(jù)考查其主要經(jīng)驗證據(jù)并給以分析和評估。

2.克魯格曼的“貿(mào)易差額與匯率”模型

保羅?克魯格曼和鮑德溫(Baldwirl)于1987年提出了一個簡單但是具有一般性的模型。

考慮世界上只包括美國和另一個國家，這兩個國家各生產(chǎn)一種產(chǎn)品，此產(chǎn)品及用于本國消費，也用于出口。令其他國家的產(chǎn)出是計價單位，定義p為美國產(chǎn)品的相對價格。首先我們假設(shè)充分就業(yè)，因此美國生產(chǎn)一個固定的產(chǎn)出y，國外生產(chǎn)y*。美國的支出用美國生產(chǎn)的產(chǎn)品表示為a，則a*是用國外產(chǎn)品表示國外支出，那么就有：

pa＋a*＝py＋y*　(1)

根據(jù)會計恒等式，貿(mào)易差額等于收入超過支出的部分，因此買美國貿(mào)易差額為：t＝y(tǒng)－a　(2)

如圖2所示，橫軸是美國真實支出水平a，縱軸是美國產(chǎn)出的相對價格p，TT是一條等貿(mào)易差額線，即與某個給定貿(mào)易差額相一致的點的軌跡，反映了不管相對價格如何，貿(mào)易差額都等于收入減去支出，即(2)式。直線UU代表美國產(chǎn)品市場出清的點。如果美國居民在美國產(chǎn)品上的邊際支出傾向高于其他國家的居民在美國產(chǎn)品上的邊際支出傾向，則UU直線斜率為正。

美國貿(mào)易赤字下降的同時，美國產(chǎn)品的相對價格p也必然下降。美國真實支出的相對價格也必然下降。但是在以下情況，如圖3，相對價格不會發(fā)生調(diào)整：如果外國(例如中國)產(chǎn)出y*增加，使得UU直線向上移。因此，如果其他國家沒有過剩生產(chǎn)能力，就可能發(fā)生美國產(chǎn)出下降而沒有任何真實貶值的情況。(如圖3)

四、中國人民幣匯率制度評析

2005年7月匯率制度改革后，目前的人民幣匯率制度是“以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進(jìn)行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度”，事實上成為了盯住美元的固定匯率制。

這種人民幣匯率制度的有利之處主要表現(xiàn)為：第一，中央銀行可以通過在外匯市場上買賣外會對匯率進(jìn)行調(diào)節(jié)，從而使人民幣匯流處不至于大幅度低估或高估，這樣就有利于出口貿(mào)易和外商投資，從而最終有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。第二，這種匯率形成機(jī)制是中央銀行集中了龐大的外匯儲備，有利于提升中國的國際清償能力和國有銀行的國際信用等級，使中國的金融系統(tǒng)走向強(qiáng)壯。

篇8

關(guān)鍵詞：國內(nèi)居民；旅游消費；經(jīng)濟(jì)增長

一、引言

改革開放以來，我國一直致力于工業(yè)化和市場經(jīng)濟(jì)的建設(shè)，逐步由“短缺經(jīng)濟(jì)”時代轉(zhuǎn)向“過剩經(jīng)濟(jì)”時代，隨著居民收入與消費水平的不斷提高，消費需求成為經(jīng)濟(jì)增長的主要制約因素和拉動經(jīng)濟(jì)增長的最根本動力。特別是進(jìn)入21世紀(jì)以來，消費需求對經(jīng)濟(jì)增長的影響逐漸增強(qiáng)。旅游消費行為的興起和發(fā)展，是一國社會、經(jīng)濟(jì)、文化和居民生活水平達(dá)到一定程度時的必然產(chǎn)物。

二、旅游消費影響經(jīng)濟(jì)增長的理論分析

旅游消費是一種高層次的居民消費，從宏觀的經(jīng)濟(jì)影響的角度來看，旅游消費從屬于居民消費，是最終消費需求的一部分，所以，對經(jīng)濟(jì)增長具有與一般消費相同的拉動作用。基于此，本文以一般消費影響經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)理為基礎(chǔ)，結(jié)合旅游消費的特點，認(rèn)為國內(nèi)旅游消費主要從兩個方面影響經(jīng)濟(jì)增長：一是旅游消費總量對經(jīng)濟(jì)增長的影響，二是旅游消費結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟(jì)增長的影響。

旅游消費總量主要從三方面影響經(jīng)濟(jì)增長：一是旅游消費作為最終消費的一部分，對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生直接的拉動作用；二是旅游消費需求總量的增加導(dǎo)致旅游消費品生產(chǎn)的增長，誘發(fā)旅游業(yè)和相關(guān)行業(yè)增加投資，從而拉動經(jīng)濟(jì)增長；三是旅游消費需求總量的增加，帶動旅游業(yè)及相關(guān)行業(yè)就業(yè)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

旅游消費結(jié)構(gòu)變動也主要從三個方面影響經(jīng)濟(jì)增長：一是旅游消費結(jié)構(gòu)變動影響消費總量，進(jìn)而對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生拉動作用；二是旅游消費結(jié)構(gòu)引發(fā)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動，促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨于合理，提高資源配置效率，從而對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生積極影響；三是旅游消費結(jié)構(gòu)的變動引發(fā)就業(yè)結(jié)構(gòu)的變動，使從業(yè)人員從生產(chǎn)率較低的產(chǎn)業(yè)流向生產(chǎn)率較高的產(chǎn)業(yè)，提高整體勞動生產(chǎn)率，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

三、國內(nèi)居民旅游消費現(xiàn)狀分析

近年來，隨著人們可自由支配收入的提高，閑暇時間的增多以及國家一系列利好政策的出臺，國內(nèi)旅游日益興盛。本文將從國內(nèi)旅游人數(shù)及旅游消費支出情況、國內(nèi)游客增長率及旅游消費增長率情況兩個方面對國內(nèi)居民旅游消費的現(xiàn)狀進(jìn)行分析。

（一）2004-2013年國內(nèi)旅游人數(shù)及旅游消費支出情況

從表1中可以看出，除特殊年份以外，城鄉(xiāng)居民國內(nèi)旅游出游人次、旅游消費支出均表現(xiàn)出強(qiáng)勁的增長態(tài)勢。從國內(nèi)游客人數(shù)來看，由2004年的1102百萬人次增加到2013年的3262百萬人次，年均增長12.81%。其中城鎮(zhèn)居民游客人數(shù)從2004年的459百萬人次增加到2013年的2186百萬人次，年均增長18.93%；農(nóng)村居民游客人數(shù)由2004年的643百萬人次增加到2013年的1076百萬人次，年均增長5.86%。從旅游總花費來看，由2004年的4710.7億元增加到2013年的26276.1億元，平均每年增長2156.54億。其中城鎮(zhèn)居民旅游總花費從2004年的3359.0億元增加到2013年的20692.6億元，平均每年增長1733.36億；農(nóng)村居民旅游總花費由2004年的1351.7億元增加到2013年的5583.5億元，平均每年增長423.18億。

（二）2004-2013國內(nèi)游客增長率及旅游消費增長率情況

國內(nèi)游客增長率和旅游消費增長率可以根據(jù)表1中的數(shù)據(jù)計算得出，其計算公式如下：

某年國內(nèi)游客增長率=本年出游人次-上年出游人次上年出游人次×100%（1）

某年旅游消費增長率=本年旅游消費支出-上年旅游消費支出上年旅游消費支出×100%（2）

計算結(jié)果見圖1、圖2所示。

圖1 2004-2013年城鄉(xiāng)居民國內(nèi)游客增長率

圖2 2004-2013年城鄉(xiāng)居民國內(nèi)旅游消費增長率

圖1顯示了城鄉(xiāng)居民國內(nèi)游客增長率變化情況。從圖1中可以看出，各年的游客增長率上下波動起伏，有的年份城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民的游客增長率相差較大。例如2009年城鎮(zhèn)居民國內(nèi)游客增長率為28.4%，而農(nóng)村居民國內(nèi)游客增長率為-1.0%，相差近30個百分點；2011年城鎮(zhèn)居民國內(nèi)游客增長率為58.4%，而農(nóng)村居民國內(nèi)游客增長率為-8.1%，相差近68個百分點。

圖2顯示了城鄉(xiāng)居民國內(nèi)旅游消費增長率的變化情況。從圖2中可以看出，各年的旅游消費增長率變動幅度較大，顯現(xiàn)先升后降的趨勢，2011年以前整體呈上升趨勢，2011年以后下降趨勢非常明顯。其中城鎮(zhèn)居民國內(nèi)旅游消費增長率從2005年的8.8%上升到2011年的57.5%，然后又從2011年的57.5%下降到2013年的17.1%；農(nóng)村居民旅游總花費增長率從2005年的20.6%上升到2011年的41.6%，然后又從2011年的41.6%下降到2013年的11.0%。

四、國內(nèi)居民旅游消費對經(jīng)濟(jì)增長的影響

從前文旅游消費影響經(jīng)濟(jì)增長的理論分析得知，國內(nèi)旅游消費主要從兩個方面影響經(jīng)濟(jì)增長，一是旅游消費總量對經(jīng)濟(jì)增長的影響，二是旅游消費結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟(jì)增長的影響。接下來將從這兩個方面來分析其對經(jīng)濟(jì)增長的影響。

（一）國內(nèi)居民旅游消費總量對經(jīng)濟(jì)增長的影響

國內(nèi)居民旅游消費總量對經(jīng)濟(jì)增長的影響有很多衡量指標(biāo)，而這里將從旅游消費率和旅游消費貢獻(xiàn)率這兩個指標(biāo)來進(jìn)行分析。

1.旅游消費率分析

國內(nèi)旅游消費率是指一定時期內(nèi)，某國家或某地區(qū)國內(nèi)旅游消費支出額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重。它反映該國家或地區(qū)居民國內(nèi)旅游消費的強(qiáng)度，也反映國內(nèi)旅游消費對經(jīng)濟(jì)增長影響的大小，其計算公式如下：

國內(nèi)旅游消費率=國內(nèi)旅游消費總支出GDP×100%（3）

例如2008年國內(nèi)旅游消費率=8749.3316751.7×100%=2.8%，其它計算結(jié)果見表2所示。從表2中可以看出，2004-2013年間我國城鄉(xiāng)居民旅游消費率保持小幅上升態(tài)勢，波動較小。從2004年的2.9%上升到2013年的4.5%，僅上升了1.6個百分點。

2.旅游消費貢獻(xiàn)率分析

旅游消費對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率是指一定時期旅游消費需求總量的增加量與當(dāng)期GDP增量的比值。它反映旅游消費需求增量對GDP增量的貢獻(xiàn)程度，其計算公式如下：

國內(nèi)旅游消費貢獻(xiàn)率=旅游消費支出增加量GDP增加量×100%（4）

例如2008年國內(nèi)旅游消費貢獻(xiàn)率=8749.3-7770.6316751.7-268019.4×100%=2.0%，其它計算結(jié)果見表2所示。從表2中可以看出，2004-2013年間我國居民旅游消費對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率有較大幅度的上升。從2005年的2.3%上升到2013年的6.6%，年平均貢獻(xiàn)率為4.45%，即GDP增長的4.45%是由國內(nèi)旅游消費引起的，但總體來看，現(xiàn)階段我國國內(nèi)旅游消費對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)還較小。

（二）國內(nèi)居民旅游消費結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟(jì)增長的影響

旅游消費結(jié)構(gòu)是指旅游者在旅游消費過程中消費的相關(guān)消費資料的比例關(guān)系。按照旅游消費資料用途的不同，可以將旅游消費結(jié)構(gòu)劃分為吃、住、行、游、購、娛等六個方面的消費需求，而根據(jù)其重要性和必要性的程度又可以將其劃分為基本旅游消費和非基本旅游消費，并將餐飲、住宿、交通、景區(qū)游覽歸入基本旅游消費，將購物、娛樂及其他服務(wù)歸入非基本旅游消費。一般而言，非基本旅游消費被看作是衡量一地旅游消費水平的重要標(biāo)志，其在旅游消費中的比重越大，比重提高速度越快，消費總量的增加就越快，旅游消費對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響就會越大。

1.城鎮(zhèn)居民國內(nèi)旅游消費結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟(jì)增長的影響

從表3中可以看出，2004-2013年間，城鎮(zhèn)居民國內(nèi)旅游消費支出主要集中在餐飲、交通、購物這三個部分，約占總消費支出的60%左右。其中，基本旅游消費的比重整體呈現(xiàn)上升趨勢，從2004年的66.3%上升到2013年的77.7%，交通支出的比重上升比較明顯；非基本消費的比重在下降，從2004年的33.7%下降到2013年的22.3%，其他支出的比重在2010年以后下降較快。說明這10年來城鎮(zhèn)居民國內(nèi)旅游消費結(jié)構(gòu)不太合理，對經(jīng)濟(jì)增長的影響在減小。

2.農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟(jì)增長的影響

從表4中可以看出，2004-2013年間，城鎮(zhèn)居民國內(nèi)旅游消費支出主要集中在交通、購物這兩個部分，約占總消費支出的50%左右。其中，基本旅游消費的比重整體呈現(xiàn)上升趨勢，從2004年的48.8%上升到2013年的71.0%，餐飲支出的比重上升比較明顯；非基本消費的比重在下降，從2004年的51.2%下降到2013年的29.0%，其他支出的比重在2010年以后下降較快。說明這10年來農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費結(jié)構(gòu)不太合理，對經(jīng)濟(jì)增長的影響在減小。

城鄉(xiāng)比較來看，農(nóng)村居民非基本消費比重高于城鎮(zhèn)居民，這說明農(nóng)村居民旅游消費結(jié)構(gòu)要高于城鎮(zhèn)居民。

五、結(jié)論

旅游消費的經(jīng)濟(jì)影響研究是旅游學(xué)界的焦點問題，同時也是一個難點問題。本文采用比較分析、統(tǒng)計分析等定量分析方法，從理論和實證兩方面對我國城鄉(xiāng)居民國內(nèi)旅游消費對經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行了簡單的定量研究。理論方面，以一般消費影響經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)理為基礎(chǔ)，結(jié)合旅游消費的特點，構(gòu)建了國內(nèi)旅游消費影響經(jīng)濟(jì)增長的理論分析框架。實證方面，在全面分析我國城鄉(xiāng)居民國內(nèi)旅游消費現(xiàn)狀的基礎(chǔ)上，依據(jù)理論分析框架，從旅游消費總量和旅游消費結(jié)構(gòu)兩方面，對我國城鄉(xiāng)居民國內(nèi)旅游消費對經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行了較為全面的研究。（作者單位：1.湘潭大學(xué)旅游管理學(xué)院；2，3.武漢檢安石化工程有限公司乙烯維護(hù)分公司）

參考文獻(xiàn)：

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[2] 張麗峰，柳彬德.我國居民旅游消費對經(jīng)濟(jì)增長的影響分析[J].技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2009，28（5）：81-85.

[3] 李一偉，夏林根.國內(nèi)城鎮(zhèn)居民旅游消費結(jié)構(gòu)分析[J].旅游科學(xué)，2004，18（2）：30-32.

[4] 鄭群明.農(nóng)村居民的旅游態(tài)度和出游特征研究[J].旅游科學(xué)，2004，18（2）：9-14.

[5] 顧雅清.農(nóng)村居民旅游特征分析及其市場開發(fā)策略[J].商業(yè)時代，2009，（3）：102-103.

[6] 王文瑞.我國農(nóng)村居民國內(nèi)旅游基本特征分析[J].云南師范大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2009，40（4）：120-124.

篇9

關(guān)鍵詞：民間借貸；經(jīng)濟(jì)增長；格蘭杰因果檢驗

一、引言

民間借貸作為為我國金融的重要組成部分，在我國的發(fā)展史上有著不可替代的地位，對中國經(jīng)濟(jì)的快速增長發(fā)揮了巨大作用。但民間借貸對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響程度到底如何，他們之間又具有怎樣的相互關(guān)系，還需要有更深入的研究。目前，眾多文獻(xiàn)都是從定性的角度分析了民間借貸對于經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，而本文將采用定量的分析方法，運用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，通過對1987-2011年間相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，研究民間借貸與我國經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。

二、指標(biāo)選取

為剔除人口的影響，本文選取人均民間借貸規(guī)模AUF和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值A(chǔ)GDP兩個指標(biāo)來衡量民間借貸和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。由于數(shù)據(jù)的自然對數(shù)變化可消除時間序列中存在的異方差問題，同時又不會改變原有的協(xié)整關(guān)系，因此將對數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)化處理，分別記為LNAUF、LNAGDP。具體數(shù)據(jù)見表1。

表1 1987-2011年AUF和AGDP數(shù)據(jù) 單位：萬人，元

數(shù)據(jù)來源：1.《中國統(tǒng)計年鑒》（1996-2012年），《中國金融年鑒》（1986-2010年）

2.民間借貸規(guī)模由地下經(jīng)濟(jì)規(guī)模測算得出

模型構(gòu)建方面，本文使用Eviews軟件，對人均民間借貸規(guī)模和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值兩個變量進(jìn)行格蘭杰因果檢驗，以進(jìn)一步確定民間借貸規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在因果關(guān)系及其影響方向。

三、單位根檢驗

在時間序列分析中，首先遇到的問題就是關(guān)于時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性問題，因此，在做回歸分析前，應(yīng)該先對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，即單位根檢驗。

本文采用ADF檢驗，ADF檢驗采用t統(tǒng)計量進(jìn)行檢驗，原假設(shè)H0：序列有一個單位根。其檢驗結(jié)果如表2所示。DLNAUF、DLNAGDP分別表示相應(yīng)變量的一階差分。

表2 LNAUF和LNAGDP的單位根檢驗結(jié)果

說明：1.檢驗類型中c、t、k分別代表常數(shù)項、時間趨勢項和滯后階數(shù)；

2.ADF檢驗的臨界值來自軟件Eviews6.0，當(dāng)ADF值小于臨界值時說明序列平穩(wěn)；

3.滯后階數(shù)k的選擇根據(jù)AIC信息準(zhǔn)側(cè)和SC準(zhǔn)則最小原則確定；

4.***表示1%顯著水平下穩(wěn)定，**表示5%顯著水平下穩(wěn)定，*表示10%顯著水平下穩(wěn)定。

從表2可以看出，序列DLNAUF的ADF檢驗t統(tǒng)計量值=-5.23141，其相應(yīng)的概率值P=0.0003非常小，遠(yuǎn)小于1%的檢驗水平，因此拒絕序列DLNAUF存在單位根的原假設(shè)，即可認(rèn)為序列DLNAUF是平穩(wěn)的，也即序列AUF是一階自然對數(shù)差分平穩(wěn)的。從表3-1也可以看出，序列DLNAGDP的ADF檢驗t統(tǒng)計量值=-2.86523，其相應(yīng)的概率值P=0.0657，小于10%的檢驗水平，因此拒絕序列DLNAUF存在單位根的原假設(shè)，即可認(rèn)為序列DLNAGDP是平穩(wěn)的，也即序列AGDP也是一階自然對數(shù)差分平穩(wěn)的。

四、格蘭杰因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗的結(jié)果表明，我國民間借貸發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期的動態(tài)均衡關(guān)系，但是，這種長期均衡關(guān)系是否存在因果關(guān)系，還需要通過格蘭杰因果檢驗做進(jìn)一步的驗證。這里對我國人均民間借貸規(guī)模的變化和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的變化進(jìn)行格蘭杰因果檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

根據(jù)表3的分析結(jié)果可知，從滯后長度3到7，都不存在LNAGDP至LNAUF的單向因果關(guān)系，即LNAGDP不是LNAUF的格蘭杰原因；對于滯后長度5和6，存在LNAUF至LNAGDPA的單向因果關(guān)系，其檢驗F統(tǒng)計量在5%的檢驗水平上顯著，可認(rèn)為LNAUF是LNAGDP的格蘭杰原因。可見，我國民間借貸的發(fā)展的確造成了經(jīng)濟(jì)增長的變動，但經(jīng)濟(jì)的增長對民間借貸的發(fā)展卻并沒有起到推動作用，也就是說，我國民間借貸對經(jīng)濟(jì)增長有顯著影響，且這種影響是單向的。

五、協(xié)整檢驗

根據(jù)以上單位根的檢驗結(jié)果，可以看出人均民間借貸規(guī)模和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù)序列都是一階單整序列，滿足時間序列協(xié)整檢驗兩序列是同階單整的前提條件。本文采用基于模型回歸殘差的協(xié)整檢驗方法，其協(xié)整檢驗的思想是對回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗，若殘差序列是平穩(wěn)序列，則表示方程的因變量和解釋變量之間存在協(xié)整關(guān)系，否則不存在協(xié)整關(guān)系。

以LNAGDP為因變量，LNAUF為解釋變量，建立回歸模型：

■ （1）

用Eviews對公式1進(jìn)行回歸估計，結(jié)果見表4。

表4 回歸結(jié)果

既得回歸模型如下：

■ （2）

對模型2的殘差μ做單根檢驗，結(jié)果如表3-1所示。說明殘差μ在5%的顯著水平下沒有單位根，是平穩(wěn)的時間序列，所以LNAUF與LNAGDP之間存在協(xié)整關(guān)系，即民間借貸的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期穩(wěn)定的動態(tài)均衡關(guān)系。人均民間借貸規(guī)模每增長1%，會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)平均增長約0.89%，可見民間借貸對經(jīng)濟(jì)的發(fā)展影響十分顯著。

六、誤差修正模型

模型2刻畫了序列LNAGDP和序列LNAUF之間的長期均衡關(guān)系，為了考察實際人均民間借貸規(guī)模與人均國內(nèi)生產(chǎn)總值間的動態(tài)關(guān)系，還需要借助誤差修正模型來進(jìn)行分析。構(gòu)建的誤差修正模型如下：

■ （3）

其中，是誤差修正項，且令=μ，估計結(jié)果見表6-1。

表5 誤差修正模型的估計結(jié)果

如上表所示，誤差修正模型的和通過統(tǒng)計檢驗。估計系數(shù)為正，說明民間借貸的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有短期的促進(jìn)作用；估計系數(shù)為負(fù)，說明假如前一期人均國內(nèi)生產(chǎn)總值偏離長期均衡時，為維持實際人均國內(nèi)生產(chǎn)總值與人均民間借貸規(guī)模的長期均衡關(guān)系，當(dāng)期將以-0.080867的速度對前一期人均國內(nèi)生產(chǎn)總值與人均民間借貸規(guī)模之間的非均衡狀態(tài)進(jìn)行調(diào)整，將其拉回到長期均衡狀態(tài)。

七、結(jié)論

通過格蘭杰因果檢驗，我們發(fā)現(xiàn)在1987-2011年間，我國經(jīng)濟(jì)增長和民間借貸發(fā)展之間存在著顯著的單向因果關(guān)系，這從定量的角度驗證了民間借貸對我國經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，民間借貸的存在與發(fā)展不僅是必然也是必要的。在這種情況下，我們需要正確看待民間借貸的存在，對待民間借貸活動不可一味的打壓抑制，應(yīng)當(dāng)充分認(rèn)識其正向積極的一面并加以利用，而面對其反向消極的一面，我們應(yīng)采取適當(dāng)?shù)拇胧┘右员O(jiān)督與規(guī)范，使其能夠朝正確的軌道發(fā)展前進(jìn)。

參考文獻(xiàn)：

篇10

我國債券市場近十年取得了快速發(fā)展，債券發(fā)行量從2004年的不到3萬億元，增長到2016年的36萬億元；債券托管量從2004年的5.16萬億元，發(fā)展到2016年末的63.6萬億元。中國債券市場也從名不見經(jīng)傳的小市場成長為全球第三大債券市場。在發(fā)展過程中，債券市場在金融體系中的重要作用也日益凸@。

首先，債券市場已經(jīng)成為直接融資的主力軍，對做強(qiáng)實體經(jīng)濟(jì)“筋骨”發(fā)揮了重要作用。2016年，企業(yè)通過債券市場凈融資規(guī)模達(dá)3萬億元，占社會融資總量的16.8%，債券融資成為除貸款之外實體企業(yè)獲得資金的第二大渠道，融資成本也低于貸款成本。如果沒有債券市場，實體經(jīng)濟(jì)的融資成本每年至少上升1000億元。與此同時，債券市場在穩(wěn)增長、調(diào)結(jié)構(gòu)、防風(fēng)險方面的作用日益突出。穩(wěn)增長方面，債券市場支持重點行業(yè)領(lǐng)域融資的力度不斷加大。一些重要的交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、保障性住房建設(shè)、城市停車場建設(shè)、城市地下綜合管廊建設(shè)等重要領(lǐng)域和重大項目均通過債券市場融資，僅非金融企業(yè)債務(wù)融資工具，就為棚戶區(qū)改造、保障房建設(shè)、鐵路建設(shè)、戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)等領(lǐng)域提供融資上萬億元。調(diào)結(jié)構(gòu)方面，債券市場已成為綠色產(chǎn)業(yè)、公共交通、環(huán)保技術(shù)等領(lǐng)域企業(yè)融資的重要渠道，同時也在淘汰落后產(chǎn)能、推進(jìn)產(chǎn)業(yè)優(yōu)化升級方面發(fā)揮了積極作用。補(bǔ)短板方面，債券市場持續(xù)加大對“三農(nóng)”、小微企業(yè)等薄弱環(huán)節(jié)的支持力度，為新興農(nóng)業(yè)主體、家庭農(nóng)場等“三農(nóng)”企業(yè)建立綠色通道，并支持創(chuàng)業(yè)投資企業(yè)、融資租賃企業(yè)等以小微企業(yè)為主要服務(wù)對象的企業(yè)發(fā)債融資，從多個角度拓寬小微企業(yè)資金來源；去杠桿方面，永續(xù)票據(jù)發(fā)行規(guī)模不斷擴(kuò)大，2016年發(fā)行2567.5億元，有力支持了企業(yè)增加權(quán)益資本，同時企業(yè)資產(chǎn)證券化加快推進(jìn)，2016年累計發(fā)行資產(chǎn)支持證券5123億元，為企業(yè)盤活存量資產(chǎn)發(fā)揮了日益重要的作用。

其次，產(chǎn)品創(chuàng)新有序推進(jìn)，提高了債券市場服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)的靈活性和精準(zhǔn)性。近年來，結(jié)合各類企業(yè)的融資需求，債券市場的各類創(chuàng)新產(chǎn)品層出不窮，比如，為方便小微企業(yè)融資，推出中小企業(yè)短期融資券、中小企業(yè)集合票據(jù)等產(chǎn)品；針對城鎮(zhèn)化投融資機(jī)制透明度不高，推出市政項目收益票據(jù)；支持企業(yè)降低財務(wù)杠桿，拓寬權(quán)益資金補(bǔ)充渠道，推出永續(xù)類債券及可轉(zhuǎn)換為企業(yè)資本的債券；此外，還有并購票據(jù)、碳債券、供應(yīng)鏈票據(jù)創(chuàng)新品種等等。通過一系列的創(chuàng)新產(chǎn)品，提高了債券市場服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)的靈活性和精準(zhǔn)性。比如，近期推出的扶貧社會效應(yīng)債券就是一個較好的例證。社會效應(yīng)債券2010年起源于英國劍橋郡，目前在全球僅發(fā)行了60單左右，此次發(fā)行的社會效應(yīng)債券是首只用于扶貧領(lǐng)域的債券，主要有幾個明顯的特點：一是推動扶貧投融資機(jī)制由“先財政投入、后提供服務(wù)”向“先提供服務(wù)，后財政購買”轉(zhuǎn)變，緩解了扶貧資金需求與財政資金供給時間不匹配的矛盾；二是把扶貧效果與債券利率掛鉤，激勵投資人對發(fā)行人資金使用的監(jiān)督，保證扶貧投入質(zhì)量和效率；三是引入第三方評估機(jī)構(gòu)對項目運行效應(yīng)進(jìn)行評估，有利于吸引更多的社會資金；四是傳統(tǒng)的金融扶貧主要集中在收益性項目方面，通過發(fā)行社會效應(yīng)債券，可將收益性和公益性項目打包融資，實現(xiàn)了扶貧開發(fā)效益最大化。

第三，債券市場為加強(qiáng)和改進(jìn)宏觀調(diào)控提供了操作平臺和傳導(dǎo)渠道。我國債券市場發(fā)展初期，市場規(guī)模較小，債券品種也比較單一，市場深度與廣度不足，在一定程度上制約了宏觀調(diào)控的有效實施。隨著債券市場深度與廣度的拓展，其在擔(dān)當(dāng)調(diào)控平臺方面的獨特優(yōu)勢逐步顯現(xiàn)：依托這一平臺，管理部門積極開展常規(guī)性和應(yīng)對危機(jī)沖擊的各項宏觀調(diào)控操作。目前，債券市場已經(jīng)是央行公開市場操作的平臺，也是國債和地方政府債券發(fā)行的平臺，債券市場的發(fā)展還推動了國債收益率曲線的形成完善，為金融資產(chǎn)定價提供了良好基準(zhǔn)。

債券市場進(jìn)入提質(zhì)增效的關(guān)鍵階段

未來發(fā)展任重而道遠(yuǎn)

當(dāng)前，中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入提質(zhì)增效轉(zhuǎn)型的新常態(tài)，與此同時，中國已成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體，人民幣加入SDR后國際投資者將有更多人民幣資產(chǎn)配置需求，此外，中國需要積極參與全球經(jīng)濟(jì)治理，努力維護(hù)全球經(jīng)濟(jì)金融體系開放性，這些都需要一個具有深度廣度、安全穩(wěn)健、與大國開放經(jīng)濟(jì)地位相適應(yīng)、支持實體經(jīng)濟(jì)、可持續(xù)發(fā)展的債券市場體系，這也意味著債券市場同步進(jìn)入了提質(zhì)增效的新的關(guān)鍵發(fā)展階段，未來有很多工作要做：

一是進(jìn)一步完善債券市場價格形成機(jī)制，不斷優(yōu)化資金要素價格。供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的核心是要消除價格扭曲。我國債券市場已經(jīng)是要素價格最為市場化、對貨幣政策最敏感、配置資源功能不斷增強(qiáng)的金融市場，但仍存在一些影響市場定價的因素，要采取多方面措施提高市場流動性，包括完善債券做市機(jī)制，提高市場流動性，減少定價行政干預(yù)，有序打破剛性兌付，推動發(fā)展信用風(fēng)險管理工具，提高評級公司揭示信用風(fēng)險的能力等。

二是完善債券市場制度建設(shè)，為供給側(cè)改革提供穩(wěn)定的環(huán)境。債券市場成立之后很長時間處于零違約階段，這使得我們的一些制度建設(shè)還不健全，比較突出的是違約處置機(jī)制不健全，債權(quán)保障機(jī)制不完善，這會使得投資人在投資信用債方面有所顧忌，因此需要完善相關(guān)制度，全面采取強(qiáng)化投資者保護(hù)條款、完善債券持有人會議和受托管理人制度、建立債券違約后的退出機(jī)制等事前預(yù)防、事中應(yīng)急、事后處置等系統(tǒng)性措施。此外，一些新產(chǎn)品的推出也為我們的制度建設(shè)提出了新的要求。比如，綠色債券推出后，相應(yīng)的評估認(rèn)證機(jī)構(gòu)也隨之出現(xiàn)，但誰來認(rèn)證、認(rèn)證什么、怎么認(rèn)證等問題沒有明確，也不利于市場的發(fā)展。

三是以產(chǎn)品創(chuàng)新提高服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)的能力。支持企業(yè)發(fā)行長期限含權(quán)債務(wù)融資工具，如永續(xù)中票、可轉(zhuǎn)換票據(jù)等。有序開展以企業(yè)應(yīng)收賬歉、租賃債權(quán)等財產(chǎn)權(quán)利和基礎(chǔ)設(shè)施、商業(yè)物業(yè)等不動產(chǎn)財產(chǎn)或不動產(chǎn)財產(chǎn)權(quán)益為基礎(chǔ)資產(chǎn)的資產(chǎn)證券化業(yè)務(wù)，推動房地產(chǎn)信托投資基金（REITs）試點，支持企業(yè)向輕資產(chǎn)經(jīng)營模式轉(zhuǎn)型。加強(qiáng)與產(chǎn)業(yè)政策的協(xié)調(diào)配合，支持符合條件的企業(yè)發(fā)行并購票據(jù)、可轉(zhuǎn)換債券等籌集并重組資金，推動優(yōu)勢企業(yè)兼并重組劣勢企業(yè)，發(fā)揮資源整合和財務(wù)協(xié)同效應(yīng)。

四是培育多元化的合格機(jī)構(gòu)投資人，進(jìn)一步增強(qiáng)內(nèi)控能力。2015年以來債券市場投資人變化的一個重要特征就是中小投資人和廣義基金等更多進(jìn)入了市場。其中非法人集合產(chǎn)品持有公司信用類債券的部分已經(jīng)超過銀行，成為市場上最大的投資者。市場新的變化也帶來了許多新的問題，比如理財產(chǎn)品的法律關(guān)系和性質(zhì)問題。長期以來，銀行理財、保險理財、資管計劃和基金專戶等非法人產(chǎn)品屬于委托合同關(guān)系，導(dǎo)致其管理人在訴訟、財產(chǎn)保全、債轉(zhuǎn)股等方面缺少相應(yīng)的法律身份；再比如，如何提高督促這些機(jī)構(gòu)加強(qiáng)內(nèi)部管理，提高風(fēng)險管理能力、定價能力和內(nèi)部評級能力，提高資產(chǎn)管理人隊伍的專業(yè)素質(zhì)，防范道德風(fēng)險，也是決定市場能否穩(wěn)健發(fā)展的關(guān)鍵。