世界經濟增長史范文

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[論文摘要]：經濟增長問題是宏觀經濟理論研究的一個重要的內容，長期以來，人們對經濟增長理論進行了大量的研究，產生了各種不同的理論和思想。這一方面反映了人們對影響經濟增長的各種因素的認識過程，另一方面也反映了對各種因素的相對重要性以及各種因素間的相互關系有著不同的看法，對經濟增長問題的研究對于促進我國經濟高速、穩定、持續的增長具有重要的理論意義和現實指導意義。

一、關于經濟增長

經濟學家對經濟增長的定義有不同的觀點，最常見的有兩種。一種觀點認為，經濟增長是指一個經濟所生產的物質產品和勞務在一個相當長的時期內的持續增長，也即實際總產出的持續增加。另一種觀點則認為，經濟增長是指按人口平均計算的實際產出的持續增加。

其實，每種定義都有其優越性，如果要研究一國經濟實力的變化，那么實際總產出就具有重要性；如果要研究人民生活水平的改善和經濟發展水平的提高，那么人均實際產出的增長就有決定意義，在本文中，我們將經濟增長定義中的實際產出的持續增長放松為實際總產出的增長。

經濟增長理論是經濟學中爭議最大的領域之一，長期以來，為了對經濟增長尋求一個令人滿意的解釋，經濟學家對經濟增長進行了大量的研究。對經濟增長問題的論述最早見諸于英國古典經濟學家的著作。從那時起，經濟增長就一直沒有被經濟學家所忽略，特別是第二次世界大戰以后，經濟增長便成了經濟學中的核心問題，經濟增長理論有了極大的發展，各種理論相繼出現下面對主要的經濟增長理論的發展進行簡要地回顧和分析。

二、世界各國經濟理論對比分析

(1)古典經濟增長理論，古典經濟增長理論可以說是現代經濟增長理論的思想淵源。它的某些結論，在今天看來，仍然是有用的；有些觀點，如同最初出現的那樣，至今仍是爭論的話題。古典經濟學家研究經濟增長問題源于當時特定的歷史條件，當時英國的政治、社會、經濟環境處于一個大變革時期，工業革命已經拉開序幕。經濟學家必須對工業資本主義的運行方式，基本促進因素及其發展結果予以科學的解釋。古典經濟學家對經濟增長的研究主要側重于分析經濟增長的決定因素，在古典經濟學家中，對經濟增長間題論述較多的主要有魁奈、斯密、馬爾薩斯、李嘉圖等人。但在古典經濟增長理論中真正具有代表性的是斯密和李嘉圖所提出的增長理論。

亞當·斯密在其經典著作《國民財富的性質和原因的研究》(1766)一書中，最早論述了經濟增長問題。其增長理論主要有兩個特點：一是引入了勞動分工；二是區分了“生產性”和“非生產性”兩類勞動，他認為生產性勞動占全部勞動的比例以及勞動分工引起的勞動生產率的提高是決定國民財富增加的主要因素?！皠趧由a力上最大的增進，以及運用勞動時所表現的最大熟練、技巧和判斷力，似乎都是分工的結果”。斯密同時強調，勞動分工受市場范圍的限制，因此勞動生產率與需求之間建立了互相促進的關系，對一個人勞動生產物需求的增長會提高他的勞動生產率、實際工資以及他對其他人的勞動生產物的需求，這就構成了經濟增長的推動力。

“生產性”勞動加在物上能增加物的價值，即可生產價值，而“非生產性”勞動則不能夠。經濟增長能否維持下去，取決于全部勞動者中有多少勞動者愿意從事生產性的勞動，這解釋了為什么有的經濟的增長能夠持續下去的原因，大衛李嘉圖在《政治經濟學與賦稅原理》(1817)中提出了經濟增長的個重要的概念：報酬遞減規律，他對增長理論的貢獻主要有兩點：一是指出經濟增長最終將趨于停止，即達到所謂的“停滯狀態”；二是將收入分配與經濟增長聯系在一起，說明了國民收入分配在經擠增長中的重要作用，在土地上增加投資，得到的回報會不斷減少，因此得出一個悲觀的結論；經濟增長最終會停止。決定收入分配的力量同樣也會導致經濟增長最終走向停止，這是因為勞動力生產出的剩余中，資本家的份額在不斷下降，這一方面減少了儲蓄，另一方面，利潤率的下降減少了對投資的刺激作用，古典經濟增長理論認為，投資和積累過程是經濟增長的核心，封建社會發展緩慢的關鍵原因在社會產品中絕大多數被用于非生產性消費，而不是生產性投資，古典經濟學家所分析的經濟增長過程遵循收益遞減的規律，經濟增長過程從長期來看將趨于停止，最終結果是一種停滯狀態。但從那以后的200余年里，經濟發展并沒有出現停滯的跡象，這表明古典增長理論關于經濟增長的描述并不科學。后來的經濟學家指出古典增長理論的一個最明顯的不足之處是他們關于規模收益遞減的假定。他們沒有觀察到技術進步，只把增長過程看作是人口增長和資源消耗與資本積累和市場擴大之間的競賽。

(2)新古典增長理論經濟增長成為現代經濟學中的核心問題始于50年代末索洛等人建立的新古典增長理論。索洛(RobertSolow)的《對經濟增長理論的一個貢獻》(1956)和斯旺(TrevorSwan)的《經濟增長和資本積累》(1956)奠定了新古典經濟增長理論，由索洛最早提出的增長理論源于對哈羅德一多馬增長理論中缺陷的修正，哈羅德一多馬模型的缺點之一是假定生產技術是不變的，對于一個給定的儲蓄率，能夠實現均衡的有保證的增長率只有一個唯一的數值，但是實現充分就業的穩定增長的條件除非特殊情形，一般很難實現。所以，即使經濟能夠沿著一條均衡增長的軌道向前發展，那么這條軌道將猶如“刀鋒”，一樣狹窄，一旦偏離這條軌道，經濟增長的路徑將表現為累積性的經濟擴張或經濟收縮，為了克服哈羅德一多馬模型的局限性，索洛、斯旺、米德和薩繆爾森等經濟學家提出了一類新的增長模型，這類模型的一個共同特點是：認為哈羅德一多馬模型的“刀鋒”式的增長路徑是可以避免的，充分就業的穩定增長可以通過市場機制調整生產中的勞動與資本的配合比例來實現，同時，索洛等人還指出：從長遠的角度來看，不是資本積累和勞動力的增加，而是技術進步才是經濟增長的決定因素，索洛的增長理論包含了許多重要的經濟內涵，但其理論框架卻比較簡單而又極其精致，索洛等人的理論模型的核心是關于總量生產函數性質的假設。新古典經濟增長理論中的生產函數具有下面的性質：

(i)規模收益不變；

(ii)生產要素的邊際收益遞減；

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關鍵詞：中國；世界經濟；作用

中圖分類號：F120 文獻識別碼：A 文章編號：1001-828X（2017）013-000-02

引言

隨著我國對外開放步伐的加快，我國經濟走向世界也已成為必然，與企業經濟的融合度也越來越高。就我國經濟發展狀況來看，經濟一直保持著穩定?？焖俚脑鲩L速度，被視為世界經濟增長的引擎之一?，F階段，我國經濟已經進入到新常態，在新常態下，發展方式從規模速度型向質量效益型轉變，宏觀調控的目標要適應這種轉變，統籌穩增長、促改革、調結構、惠民生、防風險，使中國經濟大船能行穩致遠。而這種穩健的發展勢頭在世界經濟中的作用也越來越突出，為世界經濟的增長起到了良好的促進作用。

一、中國經濟的主要表現

1.經濟持續快速發展，經濟實力不斷增強

改革開放以來，我國發展重心轉移到經濟建設上來，經濟逐漸進入到一個新的發展階段，經濟增長速度也在不斷加快[1]。經濟的快速發展必然會帶動綜合國力的提升，使得中國在世界上的影響力不斷加大。在改革開放的推動下，中國進入到了一個蓬勃發展的時期，經濟實力和綜合國力不斷增強。雖然我國經濟發展速度不斷加快，但是在經濟發展過程中也暴露出了一些問題，如科技水平低，自主創新能力不強等，而這些也是我國未來經濟發展急需解決的問題[2]。

2.社會主義經濟體制的形成

隨著經濟體制的改革， 以公有制為主體、多種所有制經濟共同發展的基本經濟制度已經形成，社會主義市場經濟體制初步建立。而社會主義經濟體制的建立為經濟的發展提供了保障，經濟活動更加活躍，市場行為得到了約束和規范，為經濟的發展創造了良好的環境和條件。同時，市場經濟體制的形成，使得市場經濟更加活躍，對市場產品的需求也越來越大。中國市場需求的增加吸引了更多的投資商進行投資。

3.對外開放不斷深入

對外開放是我國一項基本國策， 對外開放的實施使得我國從封閉半封閉經濟轉變為開放型經濟，在對外開放政策的依托下，我國與世界各國之間的經濟貿易往來也越來越頻繁，蓬勃發展的中國經濟在世界經濟中的地位也越來越重要。現行社會形勢下，對外開放的持續實施，使得越來越多的國家看到了中國經濟，認識到了中國這片富饒的土地，從而吸引了更多的外商投資，既活躍了中國經濟市場，同時也帶動了世界經濟的增長[3]。

二、中國在世界經濟增長中的作用

1.中成為世界經濟的引擎

世界經濟的發展與經濟政策、貨幣政策等因素息息相關，科學、合理的經濟政策、貨幣政策是經濟取得長足發展的保障。而世界經濟之所以能夠取得較好的發展，除了科學的經濟政策和貨幣政策外，與中國經濟的增長也有著密切的關聯。對于中國而言，自中國實行對外開放政策以來，中國是世界各國之間的經濟貿易往來越來越頻繁，在推動中國經濟發展的同時，其在世界經濟中的影響力也越來越大。同時，中國是世界第一貿易大口，尤其是出口貿易，中國出口增速一直好于全球主要經濟體和新興市場國家，占全球市場份額較大。2004年11月29日[4]，在奧地利林茨市舉辦的世界銀行論壇上，羅蘭――貝格爾公司監事會主席羅蘭貝格爾指出：2003年中國對世界增長做出的貢獻占34%，對全球進出口增長的貢獻占34%，對投資增長占60%。由此可知，在世界經濟增長中，中國發揮著愈來愈重要的作用，已成為世界經濟的引擎之一。

2.中國經濟的發展促進了世界經濟的增長

在世界經濟增長中，中國對世界經濟增長的促進作用主要是通過世界貿易、投資以及價格三方面來實現。中國是世界貿易大國，在對外貿易規模中一直身居世界前列。據相關數據統計顯示[5]，2010年中國進出口貿易總額為29727.6億美元，2011年為36421億元，2012年為38667.61億美元，2013年為4.16萬億美元，2014年的為43030.38億美元。從這一組數據可以看出，中國進出口貿易一直保持著平穩定的增長速度，中國已成為世界貿易大國。而中國進出口貿易的增長，必然會帶動世界經濟的增長。首先，促進亞洲國家的經濟增長。亞洲是中國主要的貿易伙伴，主要以日本、韓國、新加坡、菲律賓、曼谷等，中國與這些亞洲國家貿易的頻繁往來，帶動了亞洲經濟的增長；其次，促進亞洲以外的國家貿易增長。自我國加入世界貿易組織以來，我國與世界各國之間的貿易往來也越來越頻偏，貿易對象從亞洲開始走向世界。如拉美地區國家出口初級產品供應的增加，正好中國的需求，中國與拉美地區的貿易往來帶動拉美地區經濟的增長。據相關數據顯示[6]，2014年，中國與美國的雙邊貿易額達到了5906.8億美元，其中美國自中國進口4666.6億美元，占美國進口總額的19.9%。中國經濟的穩定增長，帶動了與中國有貿易往來的國家的經濟的更好發展。

3.帶動了世界投資

改革開放后，中國經濟一直保持平穩的增長速度，而在世界經濟增長處于低谷的情況下，中國經濟的高速發展給世界各國投資帶來了巨大機遇。中國的投資環境和投資政策吸引了世界各國的企業來華投資。據相關數據統計顯示[7]，全球最大的500強跨國企業已有400多家在華投資，世界排名前列的汽車巨頭紛紛進入中國市場，世界IT產業也開始進軍中國市場?，F行形勢下，外商投資已遍及中國制造業、服務業、農業、IT業等諸多領域。外商在華投資規模的擴大，中國每年實際利用的外資也在不斷上升，2011年實際利用的外資為1160.11億美元，2012年為1117.2億美元，2013年為1175.86億美元， 2014年為1285億美元，2015年為1262.7億美元。另外，中國在吸收大量外來投資的同時，也積極的到國外去投資。截至2015年底[8]，中國2.02萬家境內投資者在國（境）外設立3.08萬家對外直接投資企業，分布在全球188個國家（地區）；中國對外直接投資累計凈額（存量）達10978.6億美元，位居全球第8位，境外企業資產總額達4.37萬億美元。

4.中國市場給國際產品價格帶來的影響

價格作為反映經濟增長的一個重要指標，經濟的發展很容易受到價格波動的影響。就現階段來看，國際貿易商品價格在經歷一段下降的時期后逐漸回升，甚至有許多商品的價格回到了最初的高峰水平。S著價格的持續升溫，所有的商品價格均在上漲，其中上漲幅度最大的就是石油、初級農產品和礦產品。根據供求關系，對需求彈性一般的商品，當一種產品價格上升時，市場需求會相應降低。原料價格上升過快會造成出口企業訂單減少[9]。對于中國而言，中國石油、礦產品依然以進口為主，而中國市場穩定與否直接關系到國際產品的價格?，F行社會形勢下，中國經濟的快速發展，對中國市場對國際產品有著較大的需求，使得國際產品市場價格上升，各國通過中國的大量進口獲取巨額利潤，從而推動本國經濟的發展。

三、結語

綜上，中國經濟的持續穩定增長使得其在世界經濟中的作用越來越大?，F行社會形勢下，中國已成為世界經濟增長的引擎之一，在推動世界經濟貿易增長、投資增長等方面發揮著越來越重要的作用，加快中國經濟的持續穩定發展，也有助于推動世界經濟的增長。未來，中國經濟在世界經濟增長中的作用將越來越大，深入中國經濟的研究具有重大現實意義。

參考文獻：

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[3]李金珊，趙云旗.論中國在世界經濟增長中的作用[J].財政與發展，2015，5：18-25.

[4]周林彬，黃健梅.法律在中國經濟增長中的作用：基于改革的實踐[J].學習與探索，2012，3：139-141.

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[6]張幼文.亞太在世界經濟增長中的地位及其發展特點[J].世界經濟研究，2013，2：14-17.

[7]羅元錚.中國經濟在世界經濟中的作用[J].世界經濟，2014，12：13-16.

[8]權衡.開放的中國與世界經濟――邁向一體化互動發展[J].國際展望，2014（5）：1-15+150.

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前言

中國的各類企業的經濟收入都有下滑的趨勢，因而在中國宏觀經濟調控政策下，不可避免地會出現經濟衰微現象。本文從中國經濟增長率較低、中國經濟受外貿影響會有所回升、中國經濟“信貸泡沫”現象嚴重、中國央行的貨幣政策等幾個角度分析了在世界經濟新格局下，中國經濟的長期增長前景，文末對全文進行總結。

一、世界經濟新格局下中國經濟增長率較低

當今社會，世界經濟的新格局是“一超多強”，這種經濟格局在短期內不會有太大改變。根據相關的調查研究顯示，在未來的十五至二十年間，中國經濟增長率可能會低于百分之八，這就需要調動一切積極因素來活躍市場、促進經濟的增長，以此來推動中國經濟社會的健康高速發展。

二、中國經濟受外貿影響會有所回升

當今社會，不僅中國經濟發展面臨著重大的壓力和挑戰，就連一些發達國家也剛剛走出全球經濟低迷的谷底，處于漫長的經濟恢復時期，而且還有可以出現輕微的經濟波動。歐美國家是經濟比較發達的地區，這些國家的經濟開始逐漸復蘇，受到進出口貿易的影響，中國經濟也會隨之而獲得增長。中國經濟在近二三年內處于“庫存化”狀態，投入在房地產和基建等項目上的資金仍在增加，所以，2014年中國的經濟增長率會有所上升，但這并未改變中國經濟增長率持續走低的趨勢。

三、中國經濟“信貸泡沫”現象嚴重

就中國目前的經濟狀況來看，可能存在相當嚴重的“信貸泡沫”，而且中國企業負債累累，高居世界榜首。中國各行各業企業的平均利潤率都處于下滑的趨勢中，國家必須面對這種嚴酷的現實，創造性地尋找激活經濟低迷現狀的方法，促進中國經濟的健康發展。同時，中國的金融系統和銀行也應該提前做好預警，降低風險和隱患，從而減少經濟損失。

四、中國央行的貨幣政策

近年來，中國經濟雖然處于持續增長的狀態，但經濟增長率卻在逐年下滑，到期央票數量接近于零。在這種情況下，中國中央銀行的貨幣政策做出了調整，放寬了運轉的條件和空間。據統計，在2012年，中央銀行的社會融資為15.7萬億，貨幣投放量為2.7萬億，而到了2013年，社會融資達到17.29萬億元，貨幣投放量增加8.89萬億元。此時，降低商行的法準金是一項明智的政策決策，而且即使再增加基礎貨幣投放也無需考慮通貨膨脹的困擾。IPO的重新開閘和增加市場的流動性有利于社會主義市場經濟的繁榮穩定發展，但要考慮到中國經濟增長處于瓶頸期，貨幣政策難以發揮其優勢作用。放松貨幣政策可以使貸款資金流向地方政府、房地產和腐敗企業，不能增加制造業的經濟收益。中國經濟宏觀調控政策中的貨幣政策未能達到預期效果，但只有通過降準、減息才能減少融資成本，進而增加企業實力和市場競爭力。由此看來，適當地放松貨幣政策有利于中國經濟的穩定增長，但應該關注寬松政策下資金的流向問題，避免使資金在地方政策、房地產和某些企業中的濫用。因此，國家需要大力改革政府體制和官員升遷機制。

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一、產業結構對經濟增長貢獻的影響

本文研究1990年以來貴州省經濟結構對經濟增長的影響，選取貴州省地區生產總值GDP、第一產業的產值S1、第二產業的產值S2以及第三產業產值S3 作為觀測指標，1990―2008年的觀測值作為指標值，建立線性回歸模型，回歸結果如下：

該回歸方程各參數T值顯著，調整后的R2為0.99，F值為13409.29，說明第一、二、三產業對地區生產總值有整體的解釋意義, 各個系數在5%水平下的t檢驗顯著，但是此回歸模型D-W統計量值為0.41，說明回歸方程存在著嚴重的序列相關，因此考慮帶殘差項一階自回歸方程，對回歸方程估計得：

該回歸方程調整后R2為0.99，F值為67097.14，在5%的顯著性水平下，各個參數估計的t檢驗顯著，且D-W統計量為1.88，5%顯著性水平時此回歸方程已不存在序列相關，參數估計在統計意義上可信。

從上述模型可知，貴州省的三個產業除對現期的地區生產總值有影響外，對未來一期的總產值也會產生影響，也就是說現期的總產值不僅受到現期的三個產業的產出量影響，還受到滯后一期的產出量的影響。第一、二、三產業的產值增長1%，會使貴州省地區生產總值增長0.33%；帶動貴州省地區產值增長0.39%；使貴州省地區生產總值增長0.36%。2008年，貴州省第一、二、三產業在地區生產總值中的份額分別為15.1%、38.5%、46.4%。由此可知，貴州省第一、二、三產業增加一個單位的產值，其地區生產總值分別會增加2.2個、1.005個、0.77個單位。這說明，貴州省的第一產業的效率最高，第二產業的增加將會使總產值增加，但增長不特別顯著；第三產業相對于第一和第二產業而言它的增加值對地區生產總值的貢獻起到了制約作用，因此在貴州省產業結構發展中需要注意產業的空心化，應加強對第一和第二產業的發展，注重經濟的穩定增長。

二、貴州省產業結構對生產規模的實證研究

利用貴州省1990-2008年的地區生產總值GDP、固定資產投資額K、從業人員L、以及第一、二、三產業在總產值中的比重等樣本觀測值做回歸方程并估計，結果顯示解釋變量之間存在嚴重的多重共線性。因此，采用逐步回歸方法，來修正多重共線性的問題，得到如下回歸方程：

修正原模型以后，回歸方程調整后R2為0.99，所估計的參數都通過5%水平下的t檢驗。模型整體擬合效果良好。

以上方程可知，第一產業占地區生產總值的份額不僅影響經濟的生產規模，而且這是一種正向影響，這意味著擴大農業在經濟中的相對份額會擴大貴州省的整體經濟發展，而且影響要素資本的生產效率；第二產業在地區生產總值的份額不影響經濟的生產規模，而只影響勞動力要素的生產效率，且這些影響是一種正向影響，即第二產業只影響勞動力的產出彈性，也就是說第二產業的份額每增加1%將使資本的產出彈性增加0.59%；第三產業在地區生產總值的份額也不會影響經濟的生產規模，僅影響要素資本的生產效率，這種影響是一種正向影響，即第三產業只影響資本的產出彈性，也就是說第三產業的份額每增加1%將使要素資本的產出彈性增加1.42%。

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中國經濟30多年的快速增長，使得中國成功地進入了上、中等收入國家的行列。中國經濟的崛起和快速發展促使了全球經濟重心的東移，入世使得中國經濟與全球經濟更加深度融合。中國經濟的長期高速增長不僅離不開內部不斷改革所激發的動力，也離不開對外開放所帶來全球市場融入和全球產業轉移的機遇。隨著中國經濟規模的不斷擴大和與全球經濟的深度融合，外部環境的變化和波動將密切影響中國經濟的走勢。因此有必要對世界經濟增長前景進行深入分析。

從歷史看，全球經濟始終處于不斷波動的周期性增長過程。在過去的200年中，經濟發展大致經歷了分別以蒸汽機、鐵路、電力、汽車以及信息技術革命為階段性標志的發展長周期。20世紀80年代中期開始的計算機應用和信息技術革命，使得世界經濟維持了多年的高速增長，全球經濟年均增長速度達到3.5%，尤其是2004～2007年期間高達3.9%，是近30年來增長最快且最為平穩的一段時期。但是2008年爆發的金融危機終結了全球經濟增長上升的趨勢，2009年全球經濟出現了近幾十年來首次負增長。從經濟增長的歷史來看，當前世界經濟正處在經濟增長兩個長周期之中的衰退和調整階段。有意思的是，每一次周期性的經濟上升都得益于新技術的推廣和規模應用，但是當新技術對生產力推動的潛力逐漸耗盡之后，世界經濟就將進入衰退和調整階段。因而世界經濟的全面復蘇并重新進入長期增長的上升通道，將依賴于新一輪革命性技術的出現和推廣應用。最近廣泛熱議的綠色技術、生物技術等，尤其是以3D打印技術和分布式新能源技術等為特征的“第三次工業革命”似乎讓人們看到了曙光?！暗谌喂I革命”目前仍然存在很多爭議，究竟“第三次工業革命”能否帶領世界走出金融危機的陰影也尚需時日來驗證，而且新的重大技術革命的應用和發揮作用需要較長時間。故此，后10年很可能是世界經濟進入長期波動的低增長時期。

短期來看，金融危機的陰霾仍然揮之不去。發達經濟體的債務危機直接影響著全球金融體系，也限制了可以用于刺激經濟復蘇的財政和貨幣政策的空間；寬松貨幣政策導致了全球流動性泛濫，通脹不斷加劇，新興經濟體被迫采取緊縮政策，經濟面臨減速趨勢。據IMF的2012年預測值來看，負債率超過100%的國家全部集中在發達經濟體內，其中日本債務比（債務/GDP）今年預計高達23.66%，希臘170.7%，意大利126.3%，葡萄牙119.1%，愛爾蘭117.7%，美國107.2%，新加坡106.2%。整個歐元區負債比為93.6%。而7個最發達經濟體的平均負債率更是高達125.1%。11月14日，無黨派的美國國會預算局表示，美國經濟正在以令人極度痛苦的緩慢速度復蘇，這在很大程度上是因為美國經濟潛在增長率受到其勞動結構變化和缺乏投資造成的?？偛吭O在巴黎的經合組織預測，2013年，其34個成員國國內生產總值GDP將增長1.4%，大大低于6個月前2.2%的預測。如果達成財政協議，預計2013年美國經濟將增長2%，2014年將增長2.8%。預計2013年日本GDP將增長0.7%，2014年將增長0.8%。歐元區會維持衰退一直到2013年年初，從而導致明年GDP收縮0.1%，2014年增長1.3%。經合組織預測，全球經濟在2013年將增長3.4%，這一速度將高于今年2.9%的增長，但低于該組織在5月份對明年增速4.2%的預測。短期看來，全球經濟增長仍然深陷金融危機的泥潭之中。

從中長期看，發達國家總體人口結構將出現較大轉折性變化。據相關統計資料顯示，其總撫養率將一改過去50年來不斷下降的趨勢，由2010年的48%上升到2030年的63%，上升15個百分點，比發展中國家整體的撫養率水平高12個百分點?？萍紕撔路矫妫l展中國家研發投入的快速增長及跨國公司的發展，其與發達國家之間的科技競爭將更加激烈。而且未來的科技可能集中在一些新興領域，這些領域發達國家由于轉換成本限制，可能使得其相對于發展中國家的優勢并不明顯。隨著發展中國家發展機會的不斷涌現和基礎設施等條件的不斷改善，原來大量優秀人才遷移可能出現有別于以往的趨勢。未來10年發達國家整體的增長速度有可能將低于2%，低于過去50年的平均增長速度。與發達國家相比，新興經濟體維持經濟長期增長的基本面要更有利一些。未來10年或更長時期，除中國外，大多數發展中國家仍然存在人口紅利，發展中國家（不包括中國）整體的總撫養率將從2010年的59%下降到2030年的53%。從技術進步的角度分析，隨著全球化進一步深入和信息技術的不斷應用和發展，國際間技術擴散將更快、更廣，為發展中國家的技術追趕提供了條件。與發達國家相比，發展中國家的儲蓄水平要更高，過去20年發展中國家的平均儲蓄率要比發達國家高6%～7%，加之未來人口撫養率的進一步下降，將為發展中國家的資本積累提供更為有利的支撐。不僅如此，隨著發達國家經濟增長前景的暗淡和發展中國家基礎設施和制度環境的改善，國際資本將會更多的流入發展中國家，這些都會給發展中國家的追趕提供資金支持。而后，隨著發展中國家經濟實力的提高，將會有更多資金可以用于改善基礎設施和進行人力資本投入，將進一步促進經濟的長期增長。預計未來10年甚至更長時期，發展中國家將繼續保持高增長的趨勢，年均增長速度將達到5%左右，成為世界經濟增長的主要推動力量。

面對未來10年甚至更長時期世界經濟的長期波動與低增長，中國要按照既定的中速增長計劃，實現經濟總量翻番的“中國夢”，必須從眼下著手，實施科學的長期發展戰略。務虛要準，務實要行。依據歷史經驗，一是要堅持改革、開放不動搖。對內堅持改革，“改革是中國最大的紅利”，特別是轉變過去外延擴大生產為內涵增長發展，過去主要靠外貿驅動增長為消費驅動增長，靠外資投資帶動發展為主要靠內資投資推動發展，促使經濟轉型。對外堅持開放，特別是加快“走出去”的步伐，以應對國際市場的長期低迷。世界經濟的長期低迷，使得長期依賴外需增長的中國經濟面臨更多壓力。發達國家的低迷和其他發展中國家的崛起，將使得中國經濟未來面臨來自發達國家和其他發展中國家的雙重競爭壓力。因此，一方面要加快國內經濟轉型的速度，降低對國際市場過度依賴；另一方面，需要加快“走出去”的步伐，充分利用其他新興經濟體，不斷壯大市場。二是加快對新技術革命的研究。技術進步的速度和新技術的主導權將成為左右未來全球經濟格局的最主要因素，也將成為各國能否盡快擺脫不利的全球環境的關鍵。尤其是在當前新技術革命前景尚未完全明朗之時，加快對新技術革命的研究顯得尤為重要。只有及時了解全球技術革命的動態，才能搭上技術革命的快車，贏得發展的主動權。新能源技術的發展將改變全球能源和經濟格局，日益嚴峻的氣候變化問題將加速全球經濟增長模式的改變。未來分布式能源和互聯網的結合，將打破人類在第一次和第二次工業革命中建立的以石化能源為核心的能源生產和消費模式，能源的生產和消費將突破地理空間的限制。以此為核心的“第三次工業革命”是目前值得關注與投入的重點。最后是加大對人力資本的投入，促進人口質量的提高。未來10年到20年，中國人口數量和結構變化與發達國家表現出類似的趨勢，勞動年齡人口數量的下降和老齡化程度的加劇將不利于經濟增長，但促進人口質量的提高卻空間巨大。因此需要促進教育和培訓事業的發展，尤其落后地區和農村地區的基礎教育的發展，促進人力資本的快速積累，以此來抵消未來人口數量和結構變化的不利因素。

篇6

關鍵詞：稅制結構 經濟增長 直接稅 間接稅

按照稅收負擔的最終歸宿，可將我國現行的稅種分為直接稅和間接稅。目前我國是以間接稅為主的稅制結構，但這是否有利于我國經濟的增長？本文嘗試利用計量經濟學的方法研究我國稅制結構與經濟增長之間的關系，其中數據為1994年―2009年的，數據來源主要是中國統計年鑒以及國家稅務總局的網站。

一、數據選擇與模型選取

1、數據的選取

被解釋變量是：實際GDP的增長率。

解釋變量有：直接稅稅額占GDP的比重，間接稅稅額占GDP的比重，資本形成率，勞動人口增長率，外貿依存度。

其中：

（1）國內生產總值利用支出法來計算。

（2）勞動人口增長率的計算。

其中勞動人口是指年齡在15―64歲之間的人口數。

（3）資本形成率指資本形成總額占支出法國內生產總值的比重投資率。

（4）外貿依存度的計算。

2、模型的設定：

其中：Y表示實際GDP的增長率，X1表示直接稅額占GDP的比重， X2表示間接稅稅額占GDP的比重，X表示資本形成率，X4表示勞動人口增長率，X5表示外貿依存度。由于稅收具有時滯性，因而相關變量都滯后一期。X1（-1）和X2（-1）表示直接稅稅額和間接稅稅額占GDP的比重分別滯后一期。

二、實證結果

根據計量經濟學的方法，對上述模型進行了OLS估計，回歸結果如下：

三、結果分析

從模型的估計結果來看，模型的可決系數和修正可決系數值均超過了0.8，說明模型擬合優度較好，而且F值的對應概率分別為0.004507< 0.05，可知結果是顯著的。除此之外，樣本容量為16，解釋變量個數為5，查表可知，dL =0,734，dU =1.935,顯然DW值大于dU 而小于4- dU ，故不存在自相關，可以認為模型的變量選擇是合理的，估計的結果可用于政策分析。

直接稅、間接稅占實際GDP的比重，資本形成率和外貿依存度的T絕對值大于2，故這四個變量對實際GDP的影響顯著，而勞動人口增長率對經濟增長的影響為負值，且T統計值的絕對值小于2，故對GDP的影響不顯著。從結果可以看出：直接稅占實際GDP的比重對經濟增長有正相關關系，一般認為直接稅的收入效應要大于替代效應，而使得總效應表現為隨著直接稅稅額的增長導致了更多的產出，但這并不代表直接稅種的每個稅種對經濟增長都有正的貢獻；間接稅占實際GDP的比重與經濟增長有負相關的關系，這要是因為：間接稅一般能夠轉嫁，而且通常內含在價格之中，因此會扭曲商品的價格，造成社會的無謂損失，進而影響資源配置的效率，不利于經濟的增長。

四、結論

根據前文的實證結果可以得到以下結論：

1、直接稅和間接稅對經濟增長有顯著的影響。直接稅對經濟增長的影響表現為正相關關系，也就意味著隨著直接稅稅額和直接稅占GDP比重的提高，實際GDP增長率會逐步上升；間接稅對經濟增長的影響呈現負相關關系，說明我國現行間接稅會帶來資源配置效率的損失，對經濟增長有不利的影響。

2、資本形成率、外貿依存度對經濟增長有著顯著的正相關關系，我國應該重視投資和進口這兩輛馬車對經濟的拉動作用。勞動人口增長率對經濟增長的影響呈現不顯著的負相關。

世界銀行將各國分為低收入國家、中等收入國家和高收入國家，根據國際貨幣基金組織的統計，高收入國家一般以直接稅為主體，低收入國家以間接稅為主體，而中等收入國家則選擇直接稅和間接稅并重的雙主體。我國目前已經已是中等收入國家甚至已進入發達國家行列，因此我國應該建設直接稅和間接稅并重的雙主體稅制結構。

基于以上結論，筆者認為，長期以來我國的稅制結構一直是直接稅比重偏低，間接稅比重過高。為了實現經濟的增長，今后我國稅制改革應該是建設直接稅和間接稅并重的雙主體稅制結構，逐步提高直接稅的比重，降低間接稅的比重。

參考文獻:

[1]王國清,馬驍,程謙.財政學[M].高等教育出版社,2005（05）

[2]劉海慶,高凌江．稅制結構與經濟增長――基于我國省級面板數據的實證研究[J].稅務與經濟,2011（04）

[3]紀志明.稅制結構與經濟增長關系的經驗分析[J].企業經濟,2004（11）

[4]丁淑芬.我國稅制結構的優化與完善[J].宏觀經濟研究,2004（10）

篇7

信貸資金投向與經濟增長方式

信貸結構與經濟結構呈正向的聯動關系。2011年全國GDP排名靠前的大連、青島、唐山三地市的三大產業結構比分別是大連6.4∶52.1∶51.5，青島4.7∶47.6∶47.7，唐山8.9∶60.1∶31，其中大連和青島第三產業產值比重分別為41.5%和47.7%，遠高于唐山的31%。與此同時大連和青島的第三產業吸收的信貸資金占當地信貸資金的比重分別為59.19%和53.87%，同樣高于唐山的43.84%。這一數值從總體上反映了信貸結構與經濟結構之間的正向聯動關系。信貸結構與經濟結構的正相關關系不僅反映在不同地域間的橫向對比上。對同一個地市來說，信貸結構與經濟結構在時間序列上也會成正相關關系。造成這一聯動的主要原因是地方既有經濟結構反映了社會資源在不同產業和部門內部的配置格局。社會資源占用多的產業必然會吸引更多的信貸資金介入，反之吸引的信貸資金數量則小。

信貸資金是影響經濟發展變化的主體。經濟結構優化的實質是社會資源在各個產業部門重新組合和優化配置，通過勞動力和生產資料在不同產業或同一產業內部進行轉移，實現不同產業或同一產業內部結構的調整。在經濟貨幣化和資本化時代，這種轉移表現為資金在各個部門間的流動，而金融機構和證券市場對資金的分配恰恰滿足了資源在產業間流動的愿望。目前中國的企業融資主要分為兩部分，即直接融資和間接融資。但是直接融資與以信貸為主的間接融資相比數量較小，從而對總體經濟結構的影響較小。2008年～2012年，唐山轄內的直接融資僅占間接融資的8.8%，6.2%，5.6%，7.5%。這種懸殊的數量對比使信貸資金相較直接融資形成巨大的數量優勢，因此信貸資金成為影響經濟結構發展變化的主要動因。

信貸資金對經濟政策的敏感性，決定了其更容易形成合力推動經濟增長方式轉變。截至目前，我國對金融業的股份制改造基本完成，盈利性已經成為銀行業經營的首要目標。由于國家產業政策會長期影響某一行業或產業走勢，因此金融機構都會認真研究國家經濟目標或產業政策，在對經濟發展趨勢做出科學預判的基礎上，對信貸資金流向做出合理安排。推動各產業部門發展的資金來源于各個渠道，但是受各主體利益取向以及信息不對稱的影響，很難形成合力。而信貸資金由專業團隊管理，對國家經濟或產業政策變化極為敏感，因此更容易形成合力，推動經濟結構調整。

通過信貸手段優化地方經濟結構中存在的問題

既有經濟結構限制了信貸資金調整經濟結構作用的發揮。地方占有主導地位的支柱產業因為積累了大量社會資源，在盈利性和安全性等方面具有天然的優勢，成為金融機構競相追逐的目標。相反處于弱勢地位的產業很難得到信貸資金的青睞，從而使信貸資金對地方經濟結構的調整作用受到限制。例如，相對鋼鐵行業，農業在唐山轄內屬弱勢產業，具體表現為農產品產量持續徘徊，特色農業發展相對不足，農業工業化進度緩慢。要解決這些問題資金投入是重點，但是農業的周期性、高風險性卻令信貸資金不敢大舉進入。2009年到2012年年底，唐山轄內的各項貸款余額年平均增長19.2%，而同期純農業貸款余額卻不斷下降。

逐利性降低了金融機構參與經濟結構調整的主動性。金融業股份制的改造完成后，盈利性成為金融機構的首要經營目標。因此信貸政策的貫徹落實主要依靠窗口指導和道義勸說，缺乏必要的約束和正向激勵機制。商業銀行對自身利益的追逐，使信貸資源配置經常偏離于產業政策的最終目標，削弱了信貸政策“促轉變”的效果。例如，為了增加就業并提高產業結構質量，國家多年來一直鼓勵金融機構支持中小微企業，但是由于中小微企業普遍積累不足，固定資產規模較小，缺乏可用于抵押的財產等原因，金融機構一直未能改變對中小企業的歧視性政策。

傳統的風險控制模式限制了信貸資金對經濟結構調整能力。近年來金融機構在信貸標準、風險把握、經營管理等方面已經形成了比較成熟的模式，這種模式被不同的金融機構所采信，并轉化成風險控制模式。當前各金融機構習慣支持具有物質形態產品的行業，偏好以實物資產抵押來規避信貸風險。但是，現代服務業卻具有輕實物資產、重知識和技術的特點，其實物資產占總資產的比重大大降低。因此商業銀行以實物資產抵押防范信貸風險的傳統模式顯然不利于產業結構調整優化，以及新產業發展、新技術運用。

協調機制不完善影響信貸資金對經濟結構的調整效果。一是政府職能部門、銀行監管部門、金融機構缺少常規性的溝通、協調機制。地方政府相關部門在進行經濟發展布局時，往往忽視金融監管部門和金融機構的作用，在一定程度上造成了產業政策和金融政策融合不夠，經濟布局與信貸資金配置的脫節。金融機構往往只能被動適應，去配置和調節信貸資金，從而在一定程度上影響了信貸資金促進經濟結構調整的效果。二是區域信貸資金掌控存在軟肋。據調查，2012年，埠外金融機構流入唐山市信貸資金數額達到唐山市金融機構貸款余額的29.6%，這部分資金流向難以掌控。

通過信貸結構調整優化經濟結構的策略

信貸資金對經濟結構的調整應注重區位優勢。由于地理位置、資源優勢以及經濟發展階段不同，各個地方都會形成具有地域特點的經濟結構。比如有的地方以重工業為支柱產業，有的地方以特色農業為主攻方向，還有的地方由于具有充分的旅游資源，經濟發展以旅游業為核心，這些地方的產業結構具有很強的自身特點。因此，對局部來說三大產業在GDP中的合理占比并沒有固定標準，與之相關信貸結構也會有所區別。優化經濟結構，轉變經濟增長方式要根據區域經濟特點制定不同的經濟結構目標以及相應的信貸政策。

通過產業政策指導信貸投放，進而轉變經濟增長方式。隨著金融改革目標逐步完成，金融機構越來越以盈利性為首要經營目標。因此多數情況下，某一產業或行業的發展即使出現結構性問題，但只要符合金融機構的逐利原則，仍然會得到信貸資金的支持，即金融機構不會以優化產業結構為己任。但是另一方面，由于國家宏觀經濟政策會對某一產業或行業未來收益造成決定性的影響，金融機構在做出信貸安排時，都會認真的參研國家的經濟和產業政策。因此國家和地方可以根據經濟目標制定相應的產業政策，來達到引導信貸資金投放促進轉變增長方式的目的。

完善信貸資金風險分散和補償機制。為提高信貸資金承擔調整經濟結構的主動性，加強財稅政策與金融政策的協調，對符合經濟結構調整方向的貸款給予風險補償，并實行差別化的稅收政策，引導金融機構調整信貸資金流向。同時制訂實施結構化信貸規?？刂普叽胧?，規定商業銀行信貸規模中投向消費、戰略性新興產業、中小企業、縣域及欠發達地區等薄弱環節的比例和規模。對于支持經濟結構調整力度大的金融機構，施行較低的存款準備金率、并優先給予再貼現等政策，充分調動金融機構優化信貸結構的能動性。

篇8

改革開放以來，我國經濟實現了舉世矚目的快速增長，產業結構調整與城市化率提高不僅成為中國經濟中顯著的特征化事實，而且發揮了增長引擎的作用。一方面，我國產業結構發生明顯改變，1982年以來第一產業產值比重持續下降，特別是1990年代以后第一產業占比急劇下降，2012年在GDP中的占比降至101%；與此對應，第三產業比重則加快上升，2012年在GDP中占比達到446%；同時，中國仍處于中等收入水平發展階段，第二產業的占比盡管略有波動，但是基本上維持著主導地位。另一方面，我國以城鎮人口占總人口比重衡量的城市化率，也出現逐年上升并在2011年超過了50%（如圖1所示）。關于城市化及其對經濟增長的影響機制的研究引起了較為廣泛的關注。

一些學者研究了產業結構的調整與工業化、城市化之間互為促進的關系。Moomaw等\[1\]認為相比于土地密集型的農業而言，制造業和服務業更容易利用其他非土地要素替代土地，并能夠在城市聚集中獲得顯著的規模經濟等正的外部性，利于產業集聚的形成。同時，城市的快速發展必須要有相應的產業發展相匹配，從而為城市提供足夠的就業崗位，隨著產業結構的優化，就業結構發生轉變，農村剩余勞動力大量涌向城市，工業化進程逐步形成地理空間上的集聚現象，為城市化創造了足夠的物質資本\[2\]\[3\]。

另一些學者探討了城市化帶動經濟增長的途徑。中國經濟增長與宏觀穩定課題組等\[4\]認為21世紀初，正是由于我國城市化進程的高速推進，帶動了工業化深化，實現了持續較高的經濟增長率；Jones等\[5\]認為對于經濟增長的貢獻，以規模收益遞增為特點的城市化具有重要作用。沈坤榮等\[6\]通過實證研究發現，城市化率對人均產出的促進作用主要是通過人力資本積累而實現；吳福象等\[7\]以長三角城市為例，發現我國城市化與非農業就業比重變化具有較強的相關性，進而考察了城市群落對經濟增長的驅動作用。

中國地質大學學報(社會科學版)鄒薇，等：城市擴張對產業結構與經濟增長的空間效應――基于空間面板模型的研究圖1我國各產業占國內生產總值比重及城市化率的變化

但是，上述研究僅以城市人口占比作為衡量城市化率的指標，主要是在人口流向城市的視角上分析城市化進程，只能解釋城市人口規模對經濟與相關產業的直接影響，忽略了城市擴張的空間外溢效應與輻射作用。實際上，城市的擴張路徑必須與人口集聚、資本集聚和與產業發展相輔相成，城市中道路和公共交通設施、公共通訊、電力、管網等物質基礎設施的建設，將大大提高土地的利用價值；隨著城市規模擴張，城市中教育、醫療、信息等社會基礎設施建設也不斷發揮外部效應，城市以群落或都市圈的形態集聚發展，這種動態變化將以人力資本外溢與技術擴散的方式進行相互影響\[8\]\[9\]。許多學者已經指出，知識外溢與技術創新是經濟持續增長的源泉所在，但并沒有考慮到城市規模的擴張和城市數目的增加將如何推動當地的知識與技術創新對鄰近地區產生輻射作用\[10\]\[11\]\[12\]。Krugman\[13\]所創立的新經濟地理學，在跨國層面上解釋了區域創新與知識外溢活動在地理空間上的高度集中現象，但是在我國，對于城市化進程所帶來的知識外溢和產業輻射等效應的分析還相當不夠。由此，本文的目的是通過建立空間面板計量模型，就城市擴張對于經濟增長與產業集聚的空間效應展開實證分析，旨在回答以下幾個問題：是否存在影響經濟增長與產業集聚的地域空間外溢效應？我國城市化規模擴張影響經濟增長以及產業結構的機制是什么？不同的城市擴張路徑對經濟增長與產業擴張有不同影響嗎？

文章其余部分安排如下：第二部分構造關于城市擴張對經濟增長和產業結構作用的標準方程，為了能夠更好地涵蓋空間效應的影響，詳細討論了空間面板計量模型的設定、估計、直接與間接效應以及空間權重矩陣的選擇，以建立完善的實證研究模型；第三部分概述本文所采用的數據以及描述性統計；第四部分報告和分析了實證分析的結果；最后總結全文。

二、實證模型與方法

（一）城市擴張、產業結構與經濟增長的標準方程

本文實證研究的經濟增長模型設定主要基于擴展的索洛模型\[14\]\[15\]，除了考慮人力資本、物質資本以及人口增長、技術進步和折舊等生產要素以外，加入了刻畫城市規模和城市化進程的相關變量。此外，為了分析城市擴張引起的空間效應，本文建立了空間面板模型，通過利用空間權重矩陣來捕獲經濟增長以及各變量的空間外溢效應，以更好地識別經濟要素在空間狀態下對經濟增長的作用機制，并避免模型估計中發生遺漏變量。本文結合研究經濟增長收斂的截面數據方法與面板數據方法\[14\]\[16\]\[17\](P555-677)，建立了如下的增長方程：

git=α+βlnyi,t-1+Xitφ+ci+μt+εit(1)

其中，i（i=1,…,N）是截面維度（空間個體），而t（t=1,…,T）是時間維度指標（時期）。yit表示為地區人均實際GDP，而git=lnyit-lnyi,t-1則是人均實際GDP的增長率，α為常數項，lnyi,t-1是滯后一期的人均實際GDP的對數值，Xit是1×K的解釋變量的行向量，其中K為解釋變量個數，β則稱之為短期收斂系數，φ是匹配解釋變量的待估計未知參數K×1的列向量，而εit~N(0,σ2)。這里ci是空間個體效應，其背后含義反映了空間個體不隨時間改變的變量；與此對應的是，μt反映的是空間時間效應，表示空間全部個體在特定時期所接收的信息量是相同的，如特定年份各地區所接受廣告數量相一致。

特別地，β在此體現的是“追趕效應”，如果其估計的結果為負數，則意味著相對于上一期，貧窮落后地區增長速度高于發達地區。結合中國各地區經濟發展實際情況來看，當前省域經濟差距明顯，各地區投資、人力資本、人口增長以及城市發展情況均不相同，這些因素決定了我們必須對經濟增長方程中納入適當的控制變量，以避免經濟收斂的潛在偏差\[18\]。由此，本文控制變量中包括了物質資本的對數值（lnsk）與人力資本的對數值（lnsh），并納入ln(nit+γ+δ)以解釋人口增長率、技術進步率與資本折舊率，技術進步率與資本折舊率設定為5%\[14\]。

進一步地，我們認為中國人口基數龐大，并不能簡單地用城鎮人口占總人口比重來刻畫我國當前的城市化進程。為此，我們比較了國內外研究者關于城市規模與聚集效應的各種指標\[19\]\[20\]\[21\]\[22\]\[23\]\[24\]，試圖從城市居民生存空間、收入以及交通便利程度來捕捉城市擴張的實際情況。我們在模型（1）中加入了如下城市變量：城市人口密度對數值lnpopden、城市人均工資水平對數值lnwage和每萬人擁有公交車數量bus。根據全部變量的設定可以得到Xit=\[lnskit,lnshit,ln(nit+γ+δ),lnpopdenit,lnwageit,busit\]。

此外，本文將在研究城市擴張影響經濟增長的基礎上，探討城市擴張對我國不同地區三大產業以及工業化進程的影響機制。結合經濟增長方程，考慮到了不同產業對城市基礎設施的要求存在一定差異，本文在產業結構與城市擴張的回歸方程中加入了兩個變量：人均道路面積（road）和每萬人擁有公廁數量（toil），從而得到分析各產業發展受到城市擴張影響的回歸方程如下：

industry=α′+X′itφ′+c′i+μ′t+ε′it(2)

其中，X′it=\[lnskit,lnshit,ln(nit+γ+δ),lnpopdenit,lnwageit,busit,road,toil\]；industry表示各產業變量，在后續的實證分析中，將分別以各地區三大產業以及規模以上工業增加值占國內生產總值比重作為被解釋變量。其余參數均與方程（1）含義相同，在此不再贅述。

（二）空間面板計量模型的構造

上述標準方程中僅僅考察各經濟要素對于經濟增長的作用機制，沒有考慮經濟活動的空間效應，而忽略空間相關性將導致增長方程出現模型設定偏誤，估計結果將會出現偏差與非一致\[25\](P7-13)\[26\]\[27\]。隨著Anselin\[28\](P310-330)引入空間計量方法，空間依存度與空間異質性已被考慮到估計方程中，解決了模型設定偏誤問題。由此本文將通過采用空間面板的計量方法，分別對方程（1）與方程（2）進行拓展。以下關于空間面板模型的說明，將以經濟增長方程（1）為例，相應的方法適用于對產業發展方程的拓展。

我們首先考察空間面板模型的一般設定情況：

git=α+ρ∑Nj=1wijgjt+βlnyi,t-1+Xitφ+∑Nj=1(wijXijt+wijlnyj,t-1)θ+ci+μt+υit

υit=λ∑Nj=1wijυjt+εit(3)

這里wij表示的是空間權重矩陣W的第i行、第j列元素，W為NT×NT矩陣，而權重矩陣表征的是空間個體之間的相互依賴與相關程度（關于空間權重的選取，后文將進行深入探討）?！苆wijgjt表示的是本地區因變量與其他地區因變量的交互作用，而ρ則是該內生互作用下的反應參數，與此對應的是包含空間自變量的反應參數θ，θ為K×1的列向量。后一個方程表示擾動項υit可能受到來自其他地區的影響，并包含了特質部分εit，其中λ稱之為空間自相關系數。

通過對方程（3）反應參數與空間自相關系數的適當約束，我們將得到三類不同的空間面板模型：

其一，當θ=0,λ=0時，方程（3）將變為空間自回歸模型（SAR）或空間滯后模型（SLM）：

git=α+ρ∑Nj=1wijgjt+βlnyi,t-1+Xitφ+ci+μt+εit(4)

其二，當λ=0時，我們將得到空間杜賓模型（SDM）：

git=α+ρ∑Nj=1wijgjt+βlnyi,t-1+Xitφ+∑Nj=1(wijXijt+wijlnyj,t-1)θ+ci+μt+εit(5)

其三，當ρ=0,θ=0時，得到的是空間誤差模型（SEM）：

git=α+βlnyi,t-1+Xitφ+ci+μt+υit

υit=λ∑Nj=1wijυjt+εit(6)

以上空間計量模型的估計方法，一般牽涉到非線性模型的優化及估計問題，目前相關文獻中主要采用兩種方法來估計含有空間外溢與空間非勻質的模型：一種是基于最大似然估計（MLE）的方法\[25\](P57-76)\[28\](P310-330)，而另一種是基于工具變量或者廣義矩估計法的方法（IV/GMM）\[29\]\[30\]\[31\]。結合我國實際情況，當前我國省域經濟發展差異明顯，對經濟增長方程中考慮相關地區空間固定效應或隨機效應是較為穩健的，由此本文將基于Elhorst\[32\](P377-407)的MLE方法，對模型進行相關估計及檢驗。至于對以上三類不同空間面板模型的選取，本文利用兩種步驟及相關統計量檢驗來選擇適合實際數據的最優模型具體地，第一個步驟包含兩種途徑，一是基于非空間模型的殘差，利用古典拉格朗日乘子和穩健拉格朗日乘子分別對空間滯后模型與空間誤差模型進行交互檢驗。二是基于空間滯后或空間誤差模型的最大似然殘差進行檢驗。第二個步驟是針對空間杜賓模型建立兩個約束的假設檢驗：H0∶θ=0 & H0∶θ+ρφ=0，前者檢驗空間杜賓模型能否被簡化為空間滯后模型，后者檢驗空間杜賓模型能否簡化為空間誤差模型。兩個原假設的檢驗統計量均服從自由度為K的卡方分布。。

要研究知識與技術外溢、空間相關性，選取適當的空間權重矩陣十分關鍵?？紤]到我國城市化和省域經濟發展的實際，我們采用距離權重矩陣，分別從地理距離權重矩陣和經濟距離權重矩陣兩個角度來刻畫區域經濟增長和產業結構的空間外溢效應。關于地理距離權重矩陣，本文定義為各個地區省會城市之間的大圓弧距離Wdij\[33\]，為了簡化模型與易于解釋，通常對空間權重矩陣進行標準化處理，即每行元素之和為1，記為W′dij：

Wdij=(1/dgeoij)2;W′dij=Wdij∑jWdij,if i≠j

W′dij=0, if i=j

(7)

關于經濟距離權重矩陣的引入，旨在考慮各種非地理因素（例如交通設施、通訊等）對于產業發展的影響。目前既有的兩種做法各有局限性：一種做法是針對相鄰地區經濟發展水平差異建立基于地區經濟差異的經濟距離矩陣，假定兩個地區空間經濟距離交叉影響程度相同\[34\]\[35\]，這一權重的不足是，沒有考慮到經濟發展較高的地區對相對較差地區的影響程度會更強一些（例如就毗鄰的北京與河北、廣東與廣西而論）。另一種做法是在地理距離權重矩陣基礎上，引入各地區觀察期內的平均GDP占全國平均GDP比重的對角線矩陣，考慮各地區經濟水平差異和不同地區相互影響的差異\[36\]，但在這種權重下，將會出現人口大省河北與河南所對應的平均產值比重明顯高于北京、天津等經濟發達地區，顯然實際情況并不相符。為此，我們采用觀察期內各地區人均GDP均值占全國人均GDP均值的比重，對以上方法進行修正，消除人口因素，更準確地考察經濟發展水平差異在空間的輻射作用，本文定義的空間經濟距離權重矩陣如下：

We=Wddiag(1/,2/,…,n/);W′eij=Weij∑jWeij ,if i≠j

W′eij=0,if i=j

(8)

其中，W′dij是其對應進行標準化后的結果。而i=1/(t1-t0+1)*∑t1t=t0Yit為觀測期內第i個地區的人均GDP均值，=1/n(t1-t0+1)*∑ni=1∑t1t=t0Yit為總觀測期內全國人均GDP均值。

研究城市擴張對于產業結構和經濟增長影響的一個困難是如何分解出城市擴張的外溢效應\[37\]\[38\](P355-376)\[32\](P377-407)。本文空間面板計量分析中將不只是簡單地通過回歸系數建立變量之間的影響關系，而且要對影響效應進行分解，在此以（5）式的空間杜賓模型為例進行說明。為便于解釋將方程（5）轉化為矩陣符號，合并方程的經濟增長向量g可得：

g=(I-ρW)-1\[α+βlogyt-1+Xφ+(WX+Wlogyt-1)θ+ci+μt+ε\](9)

I為N×1的單位矩陣。我們通過空間里昂惕夫逆矩陣(I-ρW)-1展開（Waugh\[39\]），得到：(I-ρW)-1=I+ρW+ρ2W2+…。其中，第一項為直接效應（I），余下的為間接效應。我們分別計算因變量gi（第i個地區經濟增長）關于自變量xir和xjr的一階導數：

gixjr=Sr(W)ij,gixir=Sr(W)ii(10)

其中，Sr(W)=(IN-ρW)-1(INβr+θrW)，而βr表示第r個自變量對因變量的解釋系數，θr表示第r個空間滯后自變量對因變量的解釋系數。從方程（10）可以直觀看出，因變量gi不僅受到本地xir的影響，還受到來自其他地區反饋效應，即城市的擴張有可能帶來外溢效應。本文下面實證分析中將分別考察某個地區經濟增長受到的來自本地區、其他地區和全國所有地區的影響，分別稱為直接效應、間接效應和總效應。

三、數據來源與檢驗

（一）數據來源與變量描述性統計

本文采用的是全國30個省、自治區和直轄市1997―2011年的相關數據進行分析，自治區由于部分數據缺失，故將其剔除。因變量主要由經濟增長率、三大產業以及規模以上工業增加值占GDP比重構成，其中經濟增長率用人均實際GDP對數增長率表示，而外生變量包含了索洛模型的標準變量及相關城市變量。物質資本與人力資本的變量分別通過全社會固定資產投資占GDP比重和高中以上教育水平的人口比例來實現。城市變量主要來自城市部門，包含了人口密度、人均工資水平、每萬人擁有公交車數量、人均道路面積和每萬人擁有公廁數量（如表1所示）。表1主要變量的描述性統計

變量觀測值均值標準差最小值最大值人均實際GDP對數增長率4200122 000038 9-0067 800267第一產業增加值比重4500148 000076 40006 510364第二產業增加值比重4500450 000078 90197 000590第三產業增加值比重4500398 000070 60286 000761規模以上工業增加值比重4500384 000082 20127 000536物質資本程度4500398 000118 00197 000789人力資本程度4500190 000083 70054 900539人口增長率4200008 640017 4-0073 600190城市人口密度（人/平方公里）4501 8181 344246 307城市職工人均工資水平（元）44919 17812 5152 24677 031每萬人擁有公共汽車輛（標臺）4509557004054 03000 0035200人均擁有道路面積（平方米）45010250 003564 03900 0023620每萬人擁有公共廁所（座）4503900 002087 01130 0016200注：為了數據表述的直觀起見，本表中針對變量選取的結果，相應的變量均沒有經過對數變換，在實證檢驗中將采用

對數形式。

文中對于以現價表示的各名義變量，均使用相應的價格指數平減為實際值，其中全社會固定資產投資采用歷年各地區的固定資產價格指數進行調整，固定資產價格指數來源于歷年的《中國固定資產投資年鑒》；產出以不變價格進行相應地平減。各價格指數均以1997年為基期。各項經濟社會數據和城市數據中的城市人口密度、每萬人擁有公交車數量、人均道路面積以及每萬人擁有公廁數量均取自歷年《中國統計年鑒》、《中國人口統計年鑒》與相應各年、各省、自治區、直轄市統計年鑒，各產業增加值數據來自中經網，城市人均工資水平數據來源于歷年《中國城市統計年鑒》。

（二）空間自相關檢驗

在進行計量分析前，首先需要了解經濟增長與各產業結構在空間的相關性與相關程度，常用的方法是利用Moran′s I指數進行檢驗\[28\]。全局Moran′s I指數定義如下：

Moran′s=n∑ni=1∑nj=1Wij(yi-)(yj-)∑ni=1∑nj=1Wij∑ni=1(yi-)2=∑ni=1∑nj=1Wij(yi-)(yj-)S2∑ni=1∑nj=1Wij(11)

其中，n為地區總數，Wij是空間權重矩陣，yi和yj分別表示第i地區和第j地區的屬性值，而S2和分別表示其對應方差和均值。Moran′s I∈\[-1,1\]，大于0表示正的空間相關性，意味著經濟變量具有相似屬性；小于0則表示空間負相關，即屬性值差異明顯；指數絕對值越大，則表明空間相關程度越高，反之亦然。文章分別在兩種權重矩陣設定下，對各個被解釋變量進行了空間相關性檢驗，Moran′s I檢驗結果如表2所示。

表2各經濟行為的空間相關性檢驗

地理距離權重矩陣經濟距離權重矩陣被解釋經濟變量Moran′s IMoran′s I人均實際GDP對數增長率0301 0***0356 00***第一產業增加值比重-0039 8-0063 60**第二產業增加值比重-0064 6**-0101 20***第三產業增加值比重0127 2***0103 30***規模以上工業增加值比重-0065 0**-0010 28***注：(1)***,**,*分別表示在1%,5%和10%水平上顯著。表2反映的空間相關性有以下特征：首先，人均實際GDP增長率的Moran′s I在1%顯著性水平下為正，表明存在較突出的集聚效應，且在經濟距離權重下的集聚效應更強；其次，第三產業增加值比重的Moran′s I同樣在1%顯著性水平下為正，只不過對于第三產業增加值而言，地理距離權重下的集聚效應更強些；再次，第二產業增加值比重與規模以上工業增加值比重的Moran′s I均為負值，且相關程度相對較小，表明我國現階段各地區的城市發展出現了空間分散化趨勢，或者說工業部門的生產“遍地開花”，出現了一定程度的“去集聚化”；最后，第一產業增加值比重的Moran′s I指數均為負值，且相關性不大，在經濟距離權重下，第一產業表現出較弱的空間不相似性（在5%顯著性水平下為微弱的負值），而在地理距離權重下則幾乎不存在空間依賴（指數不顯著），這說明隨著我國城市規模擴張的加快，土地價值迅速上升，一些農用地被轉作工業、建設等“非農用地”，第一產業發展幾乎不存在空間相關性。

上述空間相關性檢驗表明，我國目前的工業化、城市化進程具有不同于其他國家的特殊性。Ngai等\[40\]對各國不同產業部門就業的研究發現，經濟發展必將經歷由農業向工業、進而向服務業順次轉移的過程，但是中國目前的情形則不同，在農業的空間集聚性迅速下降的同時，工業部門同樣存在空間分散化狀況，第三產業則產生了較明顯的集聚效應。那么，我國城市規模的擴張究竟怎樣影響了經濟增長和產業結構呢？下面將通過空間計量模型來加以考察。

四、回歸結果分析

（一）城市擴張對經濟增長的空間效應檢驗與分解

對于前文所設定的空間計量經濟增長方程，我們首先基于非空間面板模型的殘差，利用古典拉格朗日乘子LMC和穩健拉格朗日乘子LMR分別對空間滯后模型與空間誤差模型進行交互檢驗，然后對個體固定效應和時間固定效應進行LR檢驗，由此得到的兩種權重矩陣下的估計結果如表3所示。表3城市擴張對經濟增長的非空間效應估計及其檢驗

變量（1）混合回歸（2）個體固定效應（3）時間固定效應（4）雙邊固定效應lnLgdp0007 79***(547)0003 83(087)0007 89***(548)-0000 639(-011)lnsk0049 0***(772)0056 0***(853)0053 3***(731)0066 6***(939)lnsh0015 9***(284)0014 1**(242)0019 8**(251)0016**(211)ln(n+γ+δ)-0011 9***（-317）-0005 83*(-179)-0011 1***(-292)-0004 33(-136)lnpopden0000 620(031)0001 70(099)-0000 4480000 965(050)lnwage-0002 42(-088)-0005 48**(-213)-0002 71-0004 84*(-189)bus-0002 48***(-531)-0001 62***(-3905)-0002 82***(-525)-0001 66***(-352)intercept0131***(379)lnL8850899481894771 0132LM空間滯后1831***/ 915***3322***/1467***1187***/ 533**1720***/605**穩健LM空間滯后305*/305*015/ 0045243 7**/ 367*551**/686***LM空間誤差1643***/647**3854***/1718***666***/1701304***/ 272*穩健LM空間誤差117/037547**/ 2560031 4/ 002135/353*注：(1)***,**,*分別表示在1%,5%和10%水平上顯著; (2) 括號中為t統計量; (3)lnL為對數似然函數值；(4)兩類權重矩陣下的個體固定效應與時間固定效應的LR檢驗均拒絕原假設，即模型存在雙邊固定效應; (5)LM檢驗斜線左側為地理距離權重矩陣下的檢驗結果，右側則為經濟距離權重矩陣的檢驗結果。

從表3的結果可以發現，其一，在兩種權重矩陣下，LM關于空間滯后與空間誤差存在性的絕大多數檢驗均拒絕了原假設，且空間滯后模型的檢驗統計量更為顯著。其二，關于個體固定效應與時間固定效應的LR檢驗都拒絕了原假設，表明我國經濟增長中，個體非勻質性以及時間效應是不可忽略的變量。因此，雙邊固定效應的空間滯后模型更符合模型設定，鑒于前述的空間面板模型的選擇策略，接下來我們將考慮經濟增長方程中的空間杜賓模型（方程（5）），并分別考察在固定效應和隨機效應下的估計結果依據Lee等\[41\]的研究結果，在本文數據所體現“大N（樣本數）小T（年份數）”的情況下，對空間個體效應進行空間滯后或空間誤差的直接估計將得到一個非一致的方差參數估計，故我們采用了偏差校正的辦法，對文章中含有個體固定效應的空間滯后、空間誤差以及空間杜賓模型均進行了校正處理，下文關于固定效應模型的估計將不再贅述。。

為了檢驗空間杜賓模型是否會簡化到空間滯后或者空間誤差模型，需要針對方程（5）建立兩個約束的假設檢驗：H0∶θ=0 & H0∶θ+ρφ=0，假設檢驗可以通過Wald統計量或LR統計量進行檢驗，結果，Wald和LR檢驗結果得出應選擇空間杜賓模型。此外，我們還對固定效應與隨機效應進行了Hausman檢驗，在兩種權重矩陣下均接受了原假設，即應選擇隨機效應模型（如表4所示）。表4城市擴張對經濟增長的空間杜賓模型估計及其檢驗

經濟增長率g（地理距離權重矩陣）經濟增長率g（經濟距離權重矩陣）變量（1）雙邊固定效應（2）隨機效應+時間效應（3）雙邊固定效應（4）隨機效應+時間效應W*g0378***（547）0255***(570)0275***（445）0138**(210)lnLgdp0005 49（0784）0008 97***(476)0006 74（108）0009 94(521)lnsk0054 9***（551）0052 1***(567)0052 8***（594）0051 6***(642)lnsh0019 4*（176）0016 1(162)0013 9（144）0011 6(131)ln(n+γ+δ)-0004 20（-130）-0005 80*(-190)-0003 60（-111）-0005 34*(-174)lnpopden0005 86**（231）0005 35**(219)0003 78*(167)0003 20(147)lnwage-0004 32*（-168）-0004 41*(-178)-0004 43*(-172)-0004 30*(-174)bus-0000 629(-093)-0000 944(-145)-0001 20**(-212)-0001 57***(-289)W*lnLgdp-0012 1(-091)-0005 46(-1175)-0024 8**(-202)-0010 5**(-201)W*lnsk0012 1(053)0027 1(124)0036 3*(172)0055 1***(270)W*lnsh-0004 73(-022)-0000 567(-0028)0010 0(043)0015 4(069)W*ln(n+γ+δ)-0006 31(-056)-0014 3（-142）-0018 0(-110)-0036 3***(-262)W*lnpopden-0013 5**(-248)-0012 9**（-244）-0014 0***(-278)-0013 8***(-280)W*lnwage-0006 41(-051)-0009 52（-083）-0016 4(-077)-0017 8(-102)W*bus-0001 75(-136)-0001 86（-148）-0002 20*(-195)-0002 50**(-231)Hausman_p0901 90107 4空間滯后Wald11931565**1987***2597***空間滯后LR1390*442 590***2424***170 610***空間誤差Wald1420**1802**2457***2911***空間誤差LR1664**-0000 119 742781***0000 138 34注：(1)***,**,*分別表示在1%,5%和10%水平上顯著; (2)括號中為t統計量; (3)Hausman檢驗均接受了原假設，選擇

了隨機效應模型；(4)Wald和LR檢驗結果得出應選擇空間杜賓模型。

表4分別列出了在地理距離權重矩陣與經濟距離權重矩陣下，城市擴張對于經濟增長的估計結果。綜合各相關檢驗的結果，我們選擇考慮隨機效應和時間效應的空間杜賓模型來分析城市擴張對經濟增長的影響，即著重考察第2和4列的結果。城市擴張對經濟增長的空間效應體現為以下方面：（1）人均實際GDP增長率的空間滯后參數總是顯著為正，且在地理距離權重下效應更強，表明來自相鄰地區的知識傳播和技術轉移，會對城市經濟增長產生外溢效應。（2）本地區前期人均GDP水平對于經濟增長的空間影響是不太顯著的負數，且在經濟距離權重下顯著性和相關性略高，說明相鄰地區之間在經濟增長上還沒有形成突出的收斂效應。（3）物質資本積累的空間效應為正，且在經濟距離權重下效應更強，說明目前經濟關聯密切的地區經濟增長的空間外溢，主要是通過投資和資本積累而進行的。（4）人力資本積累的空間效應則既不明顯，也不確定。就地理距離權重而言，人力資本具有不顯著的微弱負效應；而就經濟距離權重而言，該效應同樣不顯著，卻是微弱的正值。這表明我國目前城市的人力資本流動中混雜著高端知識技術人員、普通技能勞動和低技能勞動等多種勞動力，并沒有體現與產業發展需要相一致的集聚效應。（5）反映城市規模擴張的幾個變量對經濟增長的空間影響都呈現出負值。其中，城市人口增長因素對經濟增長有負效應，城市人口密度、城市公交規模對經濟增長的效應也是負值，且以上因素的效應在經濟距離權重下更顯著；而不論采用哪種距離權重，城市平均工資水平對經濟增長均具有不顯著的微弱負效應。這表明，我國目前城市規模的擴張存在無序和擁擠問題，對經濟增長總體上具有負面的空間影響，

進一步地，我們將就城市擴張對經濟增長的空間效應進行分解。因為如前所述，在空間面板模型中，自變量對應參數并不能表示對因變量影響的邊際效應，為此，我們采用公式（11）的方法，檢驗某個地區經濟增長受到的來自本地區、其他地區和全國所有地區的影響，分別稱為直接效應、間接效應和總效應（如表5所示）。表5城市擴張對經濟增長的空間杜賓模型的直接效應、間接效應和總體效應

隨機+時間效應（地理距離權重矩陣）隨機+時間效應（經濟距離權重矩陣）變量直接效應間接效應總效應直接效應間接效應總效應lnLgdp0008 79***-0004 220004 570009 75***-0010 40*-0000 641（471）(-069)(067)(516)（-174）(-010)lnsk0053 30***0053 10**0106***0052 90***0070 90***0124 000***（600）(211)(489)(679)（336）(665)lnsh0016 30*0004 780021 000011 900020 400032 200（173）(020)(103)(135)（080）(150)ln(n+γ+δ)-0006 46**-0020 40-0026 90*-0005 95*-0042 70**-0048 700***（-213）(-157)(-194)(-190)（-270）(-291)lnpopden0004 96**-0015 10**-0010 10*0002 94-0015 20**-0012 300**（210）(-232)(-175)(141)（-272）(-235)lnwage-0004 88*-0013 30-0018 10-0004 61*-0022 10-0026 700（-190）(-086)(-110)(-179)（-112）(-132)bus-0001 01-0002 80*-0003 82***-0001 62***-0003 16**-0004 770***(-158)(-181)(-293)(-298)(-258)(-414)注：(1)***,**,*分別表示在1%,5%和10%水平上顯著; (2)括號中為t統計量。

從表5可以看出，其一，空間杜賓模型中，前期人均實際GDP水平對經濟增長的直接效應顯著為正，間接效應則是不顯著的微弱負數，說明我國各地城市的經濟增長并不存在短期收斂，發達地區與落后地區間的經濟增長差異仍在拉大，并且在經濟距離權重下這一差異更為明顯。其二，物質資本積累的直接效應、間接效應和總效應均顯著為正，即物質資本對本地以及其他地區的經濟增長均顯示出明顯的刺激作用，且在經濟距離權重矩陣下，本地區物質資本對其他地區表現出更顯著的空間外溢影響。這表明，我國目前各地城市主要通過投資和大規模基建來拉動經濟增長。其三，人口增長具有較顯著的負效應，與理論模型預期一致；而人力資本積累的直接效應、間接效應和總效應均不顯著，說明教育和人力資本投資還沒有產生足夠的外溢效應。其四，人口密度的直接效應為不太顯著的正數，而間接效應和總效應則均為較顯著的負數。這表明城市規模擴張程度存在與經濟增長脫節現象，某個城市人口密度的增加，勢必會造成其他地區的人才流失和勞動力減少。這種現象在目前北、上、廣等特大城市最為明顯，已經造成人力資本在空間上的配置錯位。最后，人均工資水平、每萬人公交數量的直接效應、間接效應和總效應系數均為負。其中，人均工資的直接負效應更顯著，說明勞動力向少數城市流動和集中，人均工資上升，對本地區經濟增長帶來不利影響。而每萬人擁有公交車數量與經濟增長呈現出明顯的負相關，表明目前我國城市規模的空間擴張并沒有與城市功能的質量提升相匹配，城市擴張的成本上升過快，甚至出現了城市擴張與經濟增長需要相背馳的局面。

（二）城市擴張對產業結構的空間效應檢驗與分解

各國經驗表明，城市擴張往往與工業化推進、第二和第三產業的產值和就業比重上升等現象相伴相生。我們將通過空間計量模型，具體分析我國城市擴張對于產業結構變化的影響。由于我國經濟發展現階段，工業在絕大多數城市的經濟中占據主導份額（在圖1中，第二產業占GDP比重在近20年來始終接近50%），我們還將具體考察城市擴張對規模以上工業的影響。首先依據前文所述的模型選擇策略，分別選取了最優的空間計量模型進行估計，在地理距離權重下采用空間自回歸模型（SAR），而在經濟距離權重下采用空間杜賓模型（SDM），估計結果和檢驗如表6所示。進一步地，我們還具體分解了城市擴張各變量對第一、第二、第三產業的直接效應、間接效應和總體效應，其估計結果分別列示于表7、8、9。表6城市擴張對產業結構的空間面板模型估計及其檢驗

第一產業增加值比重第二產業增加值比重第三產業增加值比重規模以上工業增加值比重變量地理權重經濟權重地理權重經濟權重地理權重經濟權重地理權重經濟權重(1)SAR(2)SDM(3)SDM(4)SDM(5)SDM(6)SDM(7)SDM(8)SDMW*industry0942***0836***0875***0830***0858***0710***0931***0846***(10480)(6199)(4434)（5186）(4053)(3347)(8186)(5725)lnsk-0017 8**-0006 260072 8***0048 8***-0049 1***-0036 4***0038 2***0021 3(-237)(-056)(585)(357)(-467)(-361)(267)(148)lnsh-0053 3***-0082 3***0046 7***0059 3***0020 1*0022 2**0053 3***00591***(-696)(-694)(387)(407)(183)(206)(357)(388)ln(n+γ+δ)-0001 29-0001 930002 840004 96-0003 38-0004 810002 270004 81(-038)(-047)(0971)(099)(-103)(-130)(051)(092)lnpopden0002 300003 360007 06**0000 785-0001 16-0002 290002 460000 634(112)(116)(219)(022)(-044)(-088)(069)(017)lnwage0000 9220002 28-0007 10**-0011 5***0005 45**0006 40**-0008 91**-0010 6**(034)(070)(-221)(-286)(205)(216)(-246)(-253)bus0000 0530000 151-0001 63*-0002 48***0001 70**0002 57***-0001 17-0002 13**(011)(021)(-183)(-275)(242)(386)(-122)(-227)road0001 32**0001 48*0003 73***0004 64***-0004 89***-0005 92***0004 33***0004 47***(242)(191)(377)(485)(-612)(-839)(398)(447)toil-0002 52**-0002 65*0003 43**0002 78-0001 7-0000 2080003 87**0002 51(-227)(-185)(212)(159)(-138)(-016)(224)(137)W*lnsk-0063 1**-0032 00023 50051 0**0008 14-0016 60044 4(-248)(-112)(075)(219)(035)(-053)(136)W*lnsh0044 2-0029 9-0069 1*-0008 730005 52-0052 1*-0083 8**(145)(-115)(-1850)(-039)(020)(-172)(-215)W*ln(n+γ+δ)-0011 40-0003 600048 00*-0001 23-0025 200013 500045 70*(-054)(-046)（186）(-011)(-132)(087)(170)W*lnpopden0001 53-0014 10**0001 140002 940001 32-0008 140003 23(024)(-197)（0145）(052)(023)(-106)(039)W*lnwage-0040 800008 5200170019 90038 90007 400031 90(-155)(072)(053)(157)(163)(043)(094)W*bus0002 38*-0001 81-0003 11*0001 020002 31*-0001 32-0003 25*(168)(-109)(-178)(077)(179)(-073)(-178)W* road0004 14*-0002 92-0003 560001 12-0001 09-0004 32*-0004 03(191)(-136)(-133)(065)(-055)(-185)(-144)W*toil-0001 59-0002 85-0001 580004 45*0003 09-0004 29-0002 46(-073)(-091)(-059)(185)(155)(-131)(-087)Hausman_p0048 70000 01000 00000 00000 00000 00000 10000 0注：(1)***,**,*分別表示在1%,5%和10%水平上顯著; (2)括號中為t統計量; (3)除列(1)和列(3)外，Hausman檢驗均拒絕了原假設，因此選擇了固定效應模型；(4)除列(1)外，Wald和LR檢驗結果得出應選擇空間杜賓模型；(5)LR檢驗均接受了時間效應。

其二，表7的結果報告了城市規模擴張對第一產業的具體影響。從中可見，不論在地理距離權重下、還是在經濟距離權重下，物質資本積累的直接效應、間接效應和總效應的系數均顯著為負，人力資本積累的各種效應在地理距離權重下也都顯著為負，在經濟距離權重下，人力資本積累的直接效應顯著為負，這表明，目前我國城市擴張將資源配置遠離第一產業，第一產業發展受到了明顯抑制。同時發現，人均道路面積對第一產業有顯著的帶動作用，人均公交車數目也對第一產業具有一定正效應，這表明，城市擴張中公共交通基礎設施的建設能夠從空間外溢上有效推動城鄉連接，提高土地利用價值，并對農業的發展起到積極作用。

其三，從第二產業的實證結果來看，無論選擇何種空間權重矩陣，表8的結果顯示，物質資本以及人均道路面積的各種效應都顯著地帶動了第二產業比重的提升，而且直接效應更為突出。人力資本的直接效應顯著為正，間接效應和總效應則不顯著，表明本地人力資本積累對工業發展促進作用最突出。城市人口增長和人口密度的作用總體上均不顯著，人口增長在經濟距離權重下有一定的正效應，表明城市人口增長和需求提升對于工業發展有正面效應。人均道路面積對第二產業發展的直接效應顯著為正，但是人均公交的直接效應卻顯著為負，表明我國城市中盡管有大量道路基礎設施建設，但是道路擁擠和公共交通發展滯后，仍對工業發展造成了不利影響。

其四，我們已經發現，城市擴張中第三產業形成較明顯的空間集聚，但是第三產業的總體發展依然十分不足（如表6所示）。表9的結果進一步表明，物質資本與人力資本積累對第三產業的直接效應都更為顯著，間接效應和總效應則不明顯，同時本地物質資本對第三產業發展具有直接負效應，而本地人力資本積累則具有直接正效應，表明第三產業發展中物質資本與人力資本并不匹配， 目前多數城市的第三產業依然停留在資本投入、附加價值和技術含量較低的領域。此外，城市人均工資水平的上升以及公共交通擁有量的增加，都對第三產業發展具有顯著的直接正效應，原因是工資水平提高和公共交通改善有利于技能勞動向城市的聚集，其空間外溢作用有利于商業、交通、通信、金融和技術研發等第三產業的發展。另外，不論采用地理或經濟距離權重，城市人均道路面積對第三產業發展的直接效應、間接效應和總效應都顯著為負，這表明第三產業發展需要以密集的高層建筑構成金融、物流、商貿、信息、文化創意等各種信息高速暢達的中心，這就要求城市的道路建設關鍵不在于多，而在于合理規劃和有效利用。

五、結語

本文利用1997-2011年間我國30個省市區的數據，采用空間面板模型，通過設置地理距離權重矩陣和經濟距離權重矩陣，考慮了城市規模擴張影響經濟增長、各產業結構的空間因素，實證考察了在我國目前的城市化視角下，經濟集聚、產業集聚對經濟增長、產業結構升級的作用機制。研究結果表明，經濟增長與各產業結構均呈現出顯著的空間外溢效應，即本地區經濟活動不僅受到本地區經濟因素的直接影響，而且受到來自其他地區、全國層面的經濟因素的影響。

一方面，就城市擴張對經濟增長的影響而言，經濟權重矩陣下的空間杜賓模型表明，我國的城市擴張出現了與經濟增長相脫離的現象。具體地，本地區城市人口密度的提高，形成了對其他地區經濟增長的抑制，城市間經濟增長水平的差距會擴大；而對本地區而言，過高的人均職工工資水平已成為抑制本地經濟增長的因素；特別地，無論是對本地、其他地區還是全部層面來看，每萬人擁有公交車數量與經濟增長呈現出明顯的負相關，表明我國目前城市規模的擴張并沒有與經濟增長、經濟集聚相匹配，出現了背道而馳的局面。

另一方面，城市規模的擴張對各產業結構變化的影響路徑各不相同。物質資本積累已經在空間上形成了有效的外溢效應，而人力資本積累的直接效應顯著，間接效應和總效應均不顯著，說明人力資本積累僅僅停留在對本地的影響。城市人均道路面積的提高顯著地有助于本地和其他地區加速第一產業的現代化發展，也有利于物質資本與人力資本從第一產業中抽離，以實現產業結構升級；對于第二產業（以及規模以上工業）而言，盡管本地的城市道路擴張有助于第二產業比重的提升，但道路擁擠和公共交通發展滯后顯著地阻礙了第二產業的進一步發展。相比于其他產業來說，第三產業在城市內相對集中，隨著城市規模的擴張，以城市為載體的第三產業將得以持續壯大，在城市擴張中，人均工資水平的提高與公共交通的改善都不僅對本地區第三產業發展提供了有利條件，而且對其他地區服務業的發展同樣具有顯著推動作用，表現出明顯的空間外溢效應。

我國城市化仍處在快速發展時期，本文研究表明，城市規模并非越大越好，應該制定出有效的、與經濟增長和產業發展相適應的城市規模。本文主張，應制定可持續發展的城市擴張路徑，不能一味地增加城市人口比重或者提高城市人口密度，以免陷入“人口城市化陷阱”；應在優化第一產業的同時，有序促進農村剩余勞動力轉移，促進第二、三產業的升級和集聚發展；應在城市化進程中，促進物質資本積累與人力資本積累相互匹配，并且通過城市間、城鄉間的經濟聯系發揮空間外溢效應；應在城市擴張和規劃中，為第三產業發展提供有利的空間條件，提高第三產業、特別是現代服務業的集聚程度，有效地推進產業升級。

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篇9

從2016年到2020年每年增長6.5%，跟改革開放以后，從1979年到2015年平均每年增長9.7%來比，已經向下調整了30%。照理說這個調整的幅度也不小，應該余地還是比較大，實現不會有太大的困難。可是大家為什么心里還沒底。不管是在國內還是在國外，最主要的原因是中國的經濟從2010年以后，每年逐年下滑。2015年6.9%的增長速度是1990年以來最低的增長速度，而且這也是從改革開放以后第一次連續六年經濟增長速度下滑。一般說經濟下滑兩年，最多三年，經濟增長就會回升。但是，我們從2010年到2015年已經連續下滑了六年，今年2016年前三季度的增長速度是6.7%，比6.9%又下滑了0.2個百分點。2016年現在看來增長的速度也就是在6.7%，還是繼續下滑。

在這種狀況下，中國經濟下滑的底部在哪里，會不會突破“十三五”規劃所講的6.5%？要回答這個問題，首先要了解為什么從2010年以后，我們的經濟增長速度是逐年下滑的，它背后的原因是什么。中國作為一個轉型中國家，一個發展中國家肯定有不少自己內部的問題，這些內部的問題包括經濟體制問題，比如說國有企業所占的比重還相當高，國有企業表現一般，有不少人認為這是我們經濟下滑的主要原因。另外，我們是一個轉型中國家，市場機制還沒有完全到位，固然三中全會提出全面深化改革，但是有很多措施還沒有完全落實。既然市場沒有完全發揮作用，資源配置就會有問題，也有人認為這是我們經濟下滑的主要原因。

最近談的供給側結構性問題，這也是切實存在的問題，解決問題就要付出代價，也有人認為這是我們連續第七年經濟下滑的主要原因。這些問題都確實存在，也影響到我們的經濟績效，但是必須在全球變革這樣的背景下來看中國經濟。按照匯率計算，中國現在是全世界第二大經濟體。如果按照購買力平價（PPP）的計算方式，今天中國是世界第一大經濟體。同時中國是世界第一大貿易國，中國的經濟增長會影響世界，但同樣也更重要的世界經濟發展的狀況也會深深影響中國。

中國經濟下行更多是外部因素

在分析中國經濟從2010年以后逐年下滑的時候，我們要看看世界上其他國家經濟表現怎么樣。比如說在世界上跟我們同等發達國家的金磚國家相比，我國在2010年的時候增長速度是10.6%，2015年的增長速度是6.9%，但是巴西在2010年的時候增長速度是7.5%，2015年增長速度是-3.8%;俄羅斯2010年的時候增長速度是4.5%，2015年增長速度-3.7%，與我們一樣也是在下滑，但他們的下滑幅度更大。另外一個金磚國家印度在2010年的時是10.3%，與我們的10.6%在同一個水平，2015年的時候他的增長速度7.6%，比我們的6.9%的高一點，但同樣是也是下降的趨勢，從10.3%降到了7.6%，態勢跟我們完全一樣。值得一提的是，印度2012年的時候經濟下滑的幅度比我們深，從2010年的10.3%降到2012年的5.1%，而我們是從10.6%降到7.7%，這有所謂觸底反彈的因素存在。此外，印度在2014年年底的時候調整了國民統計的方法，這個調整讓印度每年的經濟增長速度提高一個百分點。如果把這兩個因素考慮進去的話，印度在2015年的增長速度也是在7%以下，跟我們完全一樣。

這些金磚國家不存在我國國有企業比重太高的問題，他們有的本來就是市場經濟，如印度、巴西，有的在上世紀九十年代就已經進行了徹底的市場經濟改革，不存在我國國內關于供給側結構性改革的問題。但是他們的經濟表現卻與我們一樣，甚至比我們還糟。

因此，這必然有共同的外部性、周期性原因。以新加坡為例，2010年時，其經濟增長速度是15.2%，2015年是2%，加速在下滑，并且下滑的幅度比我們還深;以中國臺灣為例，2010年增長速度是10.8%，2015年只有0.7%。再看韓國，2010年的增長速度6.5%，2015年的增長速度是2.6%。這些曾經所謂高收入高表現經濟體，其經濟表現的趨勢與我們完全一樣，然而，他們并沒有我們現在國內講的這些體制機制問題。所以，綜合分析下來，肯定是共同的外部性的因素、共同的周期性因素在起作用。

因為從2008年的國際金融經濟危機爆發以后，在世界經濟比重還超過一半的發達國家，他們的經濟還沒完全復蘇。發達國家在過去每年平均的增長是在3%到3.5%之間，但是到2015年的時候危機已經過了七年。歐盟在2015年的時候增長速度只有1.3%，比3%到3.5%低了兩個多百分點。日本固然有安倍經濟學想復蘇日本經濟，但是在2015 年時，其增長速度只有0.5%。在經濟增長速度慢的狀況下，失業率就維持在高位，家庭的收入增長就緩慢，消費增長就恢復疲軟。發達國家還是世界需求的主要來源，因此整個世界需求疲軟。在發達國家中，美國的經濟表現似乎比較好，但2015年其經濟增長速度也只有2.4%，失業率也達到跟危機之前的水平大約相當的4.9%。

在美國，一個勞動者如果失業，有一個月的時間不去找工作，就算退出勞動力市場，就不在失業統計內。因此要了解美國的就業狀況，還要有另外一個指標的參考，就是勞動參與率。目前美國適齡勞動人口的勞動參與率比危機前低3個百分點，這些人是有勞動能力的，但為什么不找工作？因為找不到工作，干脆就不去找了。如果把這個因素考慮進去，美國現在的失業率同樣是處在歷史高位的8%到9%之間。在這種狀況下，家庭的收入增長，從各種統計指標來看，跟危機之前比較起來的話基本沒分別。

這次的危機在美國爆發，一個主要的原因就是家庭負債過重。在危機發生以后，家庭為了修補平衡表，在收入不增長的情況下還要省錢還債，因此這種情況下消費就非常疲軟。

發達國家的消費疲軟導致整個世界需求疲軟。在危機之前世界貿易的增長是世界經濟增長率的兩倍以上，但在危機爆發以后世界的經濟增長率放緩，但是現在世界的貿易增長率比世界經濟的增長率還低。這必然影響到每個像中國以及其他金磚國家曾經有著高收入、高表現，但是出口比重較高的經濟體的出口。出口增長是經濟增長的三個組成部分當中的一項。我國從1979年到2014年，出口增長每年達到16.4%，2015年，我們的出口不僅沒增長，而且還下滑了2.8%，今年上半年，出口增長下滑了7.7%。這種狀況當然影響經濟增長。

經濟增長的第二個組成部分是投資增長，投資增長大家知道在2008年國際金融經濟危機爆發的時候，每個國家都采取了一些積極的財政政策來啟動需求、創造就業、穩定經濟。但是這些積極財政政策支持的項目，經過五年、六年、七年……國際經濟還沒復蘇。這種情況下，如果沒有新的積極財政政策支持的投資項目，投資增長也必然下滑。“十一五”期間，2006年到2010年之間，平均每年的投資增長是25.5%;“十二五”期間，2011年到2015年期間，平均每年的投資增長是18.8%，下降了7個百分點，而且在“十二五”期間是越往后下降的越多。2015年，我們的投資增長只有10%，考慮到投資品的價格下滑這一因素，真實的投資增長也就12%，與整個“十二五”期間平均18.8%的水平來說，下降了8個百分點。這種狀況下，經濟增長必然受到影響。

拉動經濟增長主要靠消費增長，我們國內的消費增長狀況比較好，是因為我們的就業狀況好，家庭收入增長的狀況也比較好。以去年為例，國內生產總值的增長是6.9%，家庭收入的增長是7.5%，高了0.6個百分點。在這種狀況下，消費增長維持在8%左右，這也就讓我們的經濟增長去年還能夠達到6.9%，其他國家他出口下滑、投資下滑的情形跟我們一樣，但收入增長比我們差，消費下滑的幅度比我們大，所以他們的經濟表現就比我們差很多。

從這些因素來講，六年的經濟持續下滑，以及到今年經濟還從6.9%降到6.7%，有相當大的因素是這些外部性、周期性的因素引起的。

特朗普上臺，想學中國經驗

展望中國未來的發展，要看發達國家經濟會不會復蘇，也要看我們國內經濟增長的動力到底怎么樣。從外部來看，發達國家很可能陷入到一個長期停滯狀態。一個國家要是發生金融經濟危機，那么一定是有內部的結構性問題，因此要進行結構性改革經濟才能完全復蘇。發達國家從2008年危機到現在，有七年多的時間，每年都在談結構性改革，但結構性改革一直落實不下去，這里要明白發達國家的結構性改革內容是什么，是要減少福利，要金融去杠桿，是要政府減少財政赤字。減少福利就是要減少消費，減少金融機構的杠桿就是減少金融企業支持家庭的投資和消費，如果杠桿減少，投資和消費就會下降。政府的財政赤字，這是用來支持投資消費的，財政赤字減少，投資消費也會減少。如果發達國家要推行結構性改革，那他必然要減少投資、減少消費，經濟增長速度一定會往下走。但是發達國家的經濟增長率已經非常低了，如果把經濟增長率再往下調，失業率必然增加，這種狀況下就很難推行結構性改革。這也就是為什么日本從1991年泡沫經濟破滅以后，到現在已經25年的時間過去了，其結構性改革一直落實不下去的原因。安倍上臺以后提出安倍經濟學，想振興日本經濟。安倍經濟學的三支箭，第一是用寬松的貨幣政策降低日本的匯率，第二是用積極的財政政策來啟動國內的需求，第三是進行結構性改革。安倍上臺已經三年了，前面兩只箭都出去了，第三支箭還射不出去。由此來看，發達國家很可能陷入像日本那樣長期的經濟增長疲軟。

現在特朗普上臺以后，美國想學習中國經驗，他提的是美國的偉大復興，想用基礎設施來啟動國內的需求。那么即使他有這些政策，讓美國的經濟可能會好一點，但是美國經濟只要稍微好一點，就要加息，加息以后可能就導致其他國家金融經濟上面出現很大的波動與壓力。

中國產業升級空間巨大

總體來講，未來幾年外部環境會相當不好。在這種狀況下要談中國的經濟增長，要看中國內部經濟增長的動力是不是足夠。從內部的增長來講，在幾年的經濟工作會議中都提到的，要適度擴大總需求。但是國內跟國外比較起來的話，是在擴大總需求的時候，結合著國內的結構性改革，現在談供給側結構性改革，也同時談要全面深化改革。在談供給側結構性改革當中有五大內容，去產能、去庫存、去杠桿、降成本、補短板。我們完全可以在適度擴大國內總需求的時候，跟供給側結構性改革的五大內容當中的補短板結合在一起。而且只要從補短板結合在一起往前推進，那么也會給供給側結構性改革創造有利的條件。

首先，適度擴大國內總需求有兩部分，一個是消費需求，一個是投資需求。如果把投資需求跟補短板結合在一起，中國經濟還存在著許多難題。在產業上還不少過剩，過剩的鋼筋水泥、平板玻璃，都在中低端行業，還可以進行產業升級，而且產業升級的空間非常大。

2015年，我們從國外進口的制造業產品就達到1.2萬億美元，這1.2萬億美元進口的制造業產品，它的質量必然比我們國內高，我們才會進口，或者是我們國內不能生產的才會進口。我們可以在這些產業上面去產業升級，要產業升級就要投資。

關于基礎設施建設，這些年確實做了不少，跟其他發展中國家比較起來，我們的基礎設施也比較好，但是在這種狀況下我們國內的基礎設施還有非常多的缺口，這些都是非常好的投資方向。比如大城市內部交通非常擁擠，代表交通當中的地下交通還是嚴重不足。幾場大雨，全國有1000多個城市被水淹，代表我們地下管網不足。

這些年經濟發展快，但環境的壓力也越來越嚴重，例如北京的霧霾，要推行綠色發展，也同樣是要投資的。

此外，我們當前還處在城鎮化的進程中，我國現在城鎮人口占總人口的比重是56%，發達國家他城鎮人口占總人口的比重超過80%，農民要進城就必須提供公共服務，這些也是要投資的。

以上這些投資，不管從經濟回報和社會回報來講都非常高。這是中國經濟的增長前景跟外國發達國家比較起來最大的不同點，發達國家在經濟疲軟的時候也應該去搞投資，但是發達國家的產業已經在全世界最前沿，當有產能過剩的時候很難找到投資機會，即使有3D打印、電動汽車，一兩項投資也不足以拉動整個經濟，但中國可以產業升級的空間非常大，外國的基礎設施普遍都有了，無非就是老舊一點，老舊基礎設施的投資是挖個洞補個洞，效率不高。發達國家環境普遍好，發達國家的城鎮化也完成了，所以發達國家很難找到好的投資機會，相反，我們還有很多好的投資地方。

投資需要錢，從這個角度來看，我們也是相對具有優勢。當前，我國中央政府跟地方政府積累的財政赤字占國內生產總值的57%，其中17%是中央，40%是地方。發達國家或是其他發展中國家他們政府積累的財政赤字普遍超過100%，這代表我們財政政策可利用的空間比其他國家要大得多，可以用一些積極的財政政策來撬動投資。此外，我們的民間儲蓄還占到國內生產總值將近50%，這在全世界是屬于最高的國家之一。所以可以用政府的錢撬動民間的錢投資。我國有3萬億多一點的外匯儲備，在全世界最多，把這些有利的資源用起來，可以保持適當的投資增長率，這一點是中國跟其他發展中國家最大的不同。

綜合來說，所以在這種狀況下，我相信我們可以保持一個合適的投資增長率，有了投資增長率就會創造就業，就業就會保持在比較高的水平。就業好，家庭收入的增長也會比較快，有了比較快的收入增長就會支撐消費增長。如果投資和消費都維持在一個合理的水平，相信未來可以達到“十三五”規劃提出的平均每年6.5%以上的增長。

從補短板的投資作為切入點，也給供給側結構性改革創造了良好的條件。因為補短板的投資就要鋼筋、水泥、平板玻璃……我們現在產能過剩主要就是那幾個部分，投資增加了、需求增加了，過剩的產能就減少了，要去產能就容易了。

從去杠桿的角度來看，現在杠桿率最高的也就是在產能過剩嚴重的地方，如果需求增加了，價格就會上升，企業經營狀況就會好，企業賺了錢就會還錢，杠桿率就會下降。所以去杠桿的任務也就比較容易完成。再者就是庫存，庫存主要是去房地產庫存。房地產需求很大的程度決定了家庭對未來就業跟收入增長，如果就業跟收入增長好，對房地產的需求就多，這種狀況下庫存就會減少。所以，可以在適度擴大總需求的前提下進行供給側結構性改革，我們的經濟增長質量會提高。

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關鍵詞：世界經濟增長率 測算方法 中國貢獻

面對世界經濟全球化，無論是經濟理論研究和實際工作，還是宏觀調控和微觀決策，都需要有全球視角和世界眼光，及時了解和掌握世界經濟發展動向，以便統攬全局，科學謀劃。而世界經濟增長率作為分析、預測全球經濟發展變化趨勢最常用、最綜合、最重要的指標，倍受國際社會、各國政府以及社會公眾的普遍關注。但我們發現，不同國際組織公布的相同年份的世界經濟增長率是不同的，即使同一國際組織也公布了兩種不同的數據。比如，國際貨幣基金組織(IMF)2006年《世界經濟展望》秋季報告公布，2005年世界經濟實際增長率按匯率法加權為3.4％，而按購買力平價法(即Purchasing PowerParilJes，簡稱PPPs)加權為4.9％，相差1.5個百分點；世界銀行《2007年全球經濟展望》公布，2005年世界經濟實際增長率按匯率法加權為3.6％，按PPP法加權為4.6％，相差1.0個百分點。有關國際組織公布了4種不同的世界經濟增長率數據結果，這不僅影響人們對世界經濟形勢的正確把握和對未來變化趨勢的準確判斷，而且也容易造成在數據引用和認知上的混亂。為此，本文將介紹主要國際組織關于世界經濟增長率測算方法，研究不同方法對世界經濟增長率數據的影響及其相互間的差異程度，并在此基礎上著重分析中國對世界經濟增長的貢獻。

一、國際上常用的世界經濟增長率測算方法

世界經濟增長率測算的基本原則與國家經濟增長率的測算是一樣的，要求剔除價格變動因素，反映不同時期世界經濟實際發展情況。由于世界經濟增長率的測算涉及到不同國家數據的匯總綜合問題，要求將以本幣表示的各國經濟總量轉換成可比的、可加總的統一貨幣，其測算過程相對要復雜些，難度也大些。它既要消除兩個不同時期之間價格變動因素的影響，又要消除不同國家之間價格差異因素的影響。因此，在具體測算過程中，除了方法問題以外，還要考慮不同國家之間貨幣轉換系數的選擇問題。在國際社會，目前還尚未形成統一的、關于世界經濟增長率的測算方法，它們根據各自分析研究目的、研究范圍以及對統計數據的掌握情況，分別采用不同的方法進行測算，并公布不同的數據結果。國際上常用的世界經濟增長率測算方法有按匯率法加權和按PPP法加權的連鎖加權法和固定基期法，相應有4種數據結果。

(一)連鎖加權法

首先用當年貨幣轉換系數將各國以本幣表示的現價GDP轉換成統一貨幣，然后以此為權數，對各國經濟實際增長率進行加權平均計算而得。用公式表示如下： 文章內容：

從公式(1)中可以看出，連鎖加權法以當年權數為基礎，實質上是帕氏指數公式。世界經濟增長率是各國當年經濟實際增長率、當年GDP總量占世界的比重和當年貨幣轉換系數三個因素綜合作用的結果，它比較精確地衡量各國經濟發展速度、經濟規模變化對世界經濟增長率的影響程度，從而也比較客觀、準確地反映了世界經濟增長的現實變化趨勢。該方法的主要問題是，由于采用當年權數，測算結果受各國價格變動和貨幣轉換系數的影響較大，特別是當某一國家出現高通貨膨脹或者匯率大幅震蕩等異常情況時，其權數即GDP占世界的比重也相應呈現陡增或陡減，這樣直接影響著世界經濟增長率的高低變化。此外，當前世界各國在經濟增長方式、技術經濟結構、經濟發展水平等方面差異很大，不同國家的經濟增長率所代表的經濟實質、內涵和質量是十分不同的。對于中國、印度等發展中大國來說，目前正處于經濟發展時期，經濟增長速度很快，2006年分別達到10.7％和9.2％，其增速相當于發達國家的3.4倍。在高增長背后，這些國家的經濟結構相對落后，經濟技術含量相對較低，并且能源消耗高、污染嚴重，經濟每增長1％所包含的內涵和質量與美國、歐元區和日本等發達國家有較大的差距，不能相提并論。對于發展中國家來說，經濟每年保持5％以上的增速是必要的，但對于已處于經濟成熟期的發達國家來說，其潛在增長率則在3％左右，超過這一限度可能會引發經濟過熱、通貨膨脹等一系列不良后果。隨著發展中國家經濟增長加快，規模不斷擴大，連鎖加權法在一定程度上可能會高估世界經濟實際增長率。如何正確反映由不同經濟增長質量和不同經濟技術結構國家所組成的世界經濟規模和發展速度，長期以來是統計匯總、合成方法上的一大難題。

國際貨幣基金組織(IMF)主要采用按匯率法和PPPs法加權的連鎖加權法，來測算世界經濟增長率，在其每年兩期的《世界經濟展望》中公布相應數據。經濟合作與發展組織(OECD)也采用該方法來測算OECD的綜合經濟增長率。

(二)固定基期法

首先用固定年份(如2000年)的貨幣轉換系數把各國以本幣表示的不變價(如2000年價格)GDP總量轉換成統一貨幣，綜合匯總成不變價的世界GDP總量，然后比較兩個相鄰年份的不變價世界GDP總量，測算世界經濟增長率。這也是傳統的國家GDP增長率測算方法。用公式表示如下：

從公式(3)可以看出，固定基期法是以不變價格為基礎，實質上是拉氏指數公式。它用不變價格消除世界GDP總量在不同時期之間價格變動因素，用不變貨幣轉換系數消除不同國家之間價格差異因素，反映以統一貨幣單位表示的不變價世界經濟總量的實際增長速度。它要求不變價格和不變貨幣轉換系數每5年更新一次，而且作為基準年份的價格和貨幣轉換系數變化要相對穩定。該方法的不足之處在于，測算結果對基準年的選擇比較敏感。在實際中，隨著科學技術突飛猛進，商品價格在短期內變化迅速，如電子信息技術產品價格持續下降，產品更新換代周期短，能源和原材料價格動蕩不穩，匯率價格短期頻頻變動，應用傳統的不變價格和不變轉換率方法測算世界經濟增長率，不能及時反映經濟發展現狀?；鶞势陔x報告期越遠，其測算結果與實際現狀的偏差就越大。一般來說，價格下降的商品或服務，其報告期的實際權數大于基準期，固定基期法測算的結果會低估實際增長率，亦即所謂的拉氏公式權下偏問題。

世界銀行主要采用按匯率法

和PPPSi法加權的固定基期法測算世界經濟增長率，并且在其每年的《全球經濟發展》和數據庫中公布相應的數據。

二、關于匯率法和PPP法兩種權數的選擇問題

無論是連鎖加權法，還是固定基期法，測算世界經濟增長率都會遇到以不同貨幣轉換系數為基礎的權數選擇問題。不同權數對世界經濟增長率有著直接的影響。分析研究表明，不同國家匯率與PPPs的偏差程度是不同的。通常，發達國家匯率和PPPs之間的偏差較小，而發展中國家的偏差則較大。因此，在測算發達國家綜合經濟增長率時，選擇匯率法加權，測算過程相對簡單、便捷，結果也基本能反映實際增長速度。但是，在測算由經濟發展水平差距較大、經濟結構十分迥異、通脹率高低不一的國家組成的世界經濟增長率時，以匯率法來加權，結果的穩定性較差。特別是，當一個國家出現金融危機或者因經濟調整的需要，貨幣出現持續大幅度貶值時，以匯率轉換的相對權重就會變小，世界經濟增長率可能被低估，不能真實反映各國經濟發展的貢獻程度。比如，在2002年～2005，年期間，美元兌歐元平均匯率從1.06，降到0.803，貶值了24％，同期美國經濟呈現繁榮景象，經濟增長加速。如果按匯率法加權，意味著美國在世界經濟中的比重相對下降，經濟快速發展對世界經濟增長的拉動作用未能全部反映出來，世界經濟增長率在很大程度上也因此被低估了。同樣，自上世紀80年代以來，受經濟轉型、對外開放和全球化等因素影響，許多發展中國家相繼實行更加靈活、更富彈性的匯率形成機制，匯率頻頻調整，持續貶值。以匯率法加權，發展中國家經濟在世界中的比重呈下降趨勢，世界經濟增長率明顯低估，發展中國家經濟發展加速對世界經濟增長的貢獻作用也沒有得到充分體現。因此，以匯率法加權測算的世界經濟增長率受匯率短期變動的影響，它沒有完成剔除不同國家之間價格差異因素，不能客觀反映世界經濟實際發展。

國際社會普遍認為，PPPs反映各國之間商品和服務綜合價格的比例關系，以此作為貨幣轉換因子匯總世界GDP總量，剔除了各國之間價格差異因素，能更真實地反映世界經濟實際規模和發展變化。在測算由經濟發展程度、經濟類型差別較大的國家所組成的世界經濟增長率時，采用PPPs法加權要比匯率法更適合。而且，PPPs受短期變化因素影響小，穩定性較強。該方法的主要問題在于，由于各國之間服務項目、建筑產品和政府消費等不可貿易的商品和服務是不可比的，難以進行準確估價、對比。這既是測算PPPs過程中無法協調的難題，也是影響PPPs數據準確的主要原因。從實際情況看，發展中國家的PPPs數據結果普遍上偏，其經濟規模在世界中的比重上升，世界經濟增長率因此會被高估。當然，隨著經濟全球化進一步廣泛、深入，各國服務領域對外開放程度越來越高，可貿易的商品和服務范圍擴大，各國之間商品和服務項目的可比性增強，相信目前在PPPs實際測算過程中遇到的許多問題在不遠的將來會迎刃而解，數據準確性也必將越來越高。

經過長期的理論研究和實踐探索，國際社會對于在GDP國際比較和世界經濟增長率測算中匯率法和PPPs法兩者孰優孰劣的認識更全面、深入，在選擇上也更趨客觀、理性。它們有著各自無法替代的用途，相互補充，應根據研究目的、研究對象范圍的需要進行合理選擇。通常，在研究反映全球經濟失衡狀況的經常項目占GDP比重、分析市場有效需求這些與匯率有著十分密切聯系等問題時，應選擇匯率法加權來測算世界經濟總量或增長率，可以確切地反映各國實際支付能力和出口商實際收益情況；在比較各國勞動生產率、分析市場潛在需求變化時，選擇PPPs法作為權數可能更合適些，可能更真實地反映各國實際經濟規模和購買能力。基于這一考慮，目前IMF和世界銀行同時公布兩種貨幣轉換系數的各國經濟總量和兩種權數的全球經濟增長率數據，以供用戶作適宜的選擇和應用。盡管如此，它們在實際應用時仍有一定傾向性。IMF、OECD以及英國《經濟學家》雜志主要采用以PPPs法加權的世界(或本組織)經濟增長率，而世界銀行和英國共識公司等則主要采用以匯率法加權的世界經濟增長率。有的分析預測機構應用兩種貨幣轉換系數混合加權測算的世界經濟增長率。

綜上所述，國際上常用的世界經濟增長率測算方法有以匯率法和PPPs加權的連鎖加權法和固定基期法，分別有4種不同測算結果。從數學意義上，每一種方法各有優劣，包含著獨特的經濟含義，在實際應用中均有各自的局限。作為經濟分析研究者，應清楚地了解每一種方法的內涵、結果特征，根據研究對象范圍和研究目的，選擇適宜的方法，使用恰當的世界經濟增長率數據，便于更好地分析研究世界經濟發展趨勢和相關問題，做出正確的判斷，避免研究結論被不同方法測算的數據所誤導。

三、不同方法測算的世界經濟增長率之間實際差異分析

通過對國際貨幣基金組織和世界銀行公布的4種世界經濟增長率數據分析、對比，可以發現，它們在描述世界經濟發展變化時，在表現趨勢上有共同之處，但在具體數值上有差異，數據結果對方法的選擇較為敏感。

(一)按不同方法測算的4種世界經濟增長率，所反映的世界經濟發展趨勢基本一致，呈現出相同的經濟增長周期和變化拐點。

(二)按PPPs法加權的世界經濟增長率明顯要高于匯率法加權的結果，并且兩者之間的差距呈擴大趨勢。IMF公布的資料顯示，1980～2005年期間，按PPPs法加權，世界經濟年均增長率為3.5％；按匯率法加權，平均增長2.8％。兩者相差0.71個百分點，其中，1980～1990年相差0.26個百分點，2001～2005年差幅擴大到1.25個百分點。世界銀行公布的資料顯示，PPPs法加權的世界經濟增長率要比匯率法加權高出0.43個百分點。其中，1980～1990年高出0.2個百分點，2001～2005年則高出0.97個百分點。

按不同方法加權的世界經濟增長率存在偏差的主要原因是，用PPPs和匯率轉換的發達國家和發展中國家經濟總量在世界經濟格局中表現出不同的比重變化。自上世紀80年代以來，許多發展中國家內部實行經濟轉型、擴大對外開放，外部受經濟全球化進程的沖擊，有的經歷了高通脹，有的遭遇了金融危機，在實現經濟高增長的同時匯率普遍貶值。據IMF統計，從1980年到2005年，中國人民幣、印度盧比兌美元的年平均匯率貶值了80％以上，巴西雷亞爾和俄羅斯盧布貶值幅度則更大，匯率與PPPs之間偏離程度越來越大。在此期間，發展中國家經濟平均增速為4.4％，

而發達國家僅為2.7％。但是，按匯率法估算，發展中國家在世界經濟中的比重卻從1980年的30.8％，下降到2005年的23.4％；而發達國家經濟占世界份額則從69.1％，提高到76.6％。經濟發展速度與經濟地位呈現不一致、甚至相反方向的變化趨勢。這在一定程度上也反映了按匯率法加權的世界經濟增長率存在低估問題。

如果按PPP法測算，發展中國家經濟占世界的比重從1980年的39.3％，提升至2005年的47.7％；而發達國家則從60.7％，降低到52.3％。因此，加權結果，世界經濟增長率明顯提高。

(三)按連鎖加權法和固定基期法測算的世界經濟增長率也有所差異，但其差異程度因權數的不同而不同。如果以PPPs法加權，按連鎖加權法測算的1980～2005年世界經濟年均增長率要比固定基期法高出0.144個百分點。這是由于發展中國家經濟增長率高于發達國家、經濟規模不斷擴大、占世界比重上升，在增長率和權數呈相同變化方向時，派氏公式存在權上偏、而拉氏公式存在權下偏，連鎖加權法的結果要高于固定基期法的結果。而且，隨著發展中國家經濟增長加快，兩者差距拉大。

如果以匯率法加權，按連鎖加權法測算的1980～2005年世界經濟年均增長率則要比固定基期法低0.138個百分點。主要原因是，由于發展中國家經濟增長加快、而占世界的比重卻降低；發達國家經濟增長較慢、而占世界的比重卻上升。在增長率與權數變動方向出現相反的情況下，派氏公式為權下偏，而拉低公式則為權上偏，固定基期法的測算結果要高于連鎖加權法的結果。

四、中國對世界經濟增長貢獻的分析

為了便于分析研究，我們主要利用國際貨幣基金組織公布的按連鎖加權法測算的世界經濟增長率，來分析中國對世界經濟增長的貢獻，并與世界主要國家進行比較。

自1980年以來，我國經濟持續快速增長，經濟規模逐漸擴大，經濟實力不斷提高，在世界的地位明顯上升，對世界經濟增長的貢獻也越來越大，現已成為全球經濟增長的重要驅動力量。1980～2005年，中國經濟年均增長9.8％，相當于世界經濟平均增長率(2.9％)的3.4倍。根據IMF公布的資料顯示，按匯率法估算，中國GDP總量占世界的比重從2.6％上升到5.0％，居世界位次從第7位提升到的第4位，僅次于美國、日本、德國；按PPP法估算，中國GDP總量占世界的比重從3.5％上升到15.4％，居世界位次從第8位提升到第2位，僅次于美國。

通過對國際貨幣基金組織公布資料的加工、測算，結果表明，在1980～2005年期間，不管按何種方法加權，中國對全球經濟發展的貢獻不斷提高，拉動作用明顯增大。但貢獻和拉動的程度有所不同，按PPPs法加權的中國貢獻率和拉動作用要明顯高于匯率法加權的結果。數據分析同時還表明，世界經濟增長在地區分布上越來越廣泛，增長來源日趨多極化。隨著發展中國家經濟增長加速和崛起，印度、巴西、俄羅斯等一些發展中大國對世界經濟增長的貢獻和拉動作用明顯增強，而美、歐等發達國家的作用相對有所減弱，特別是日本對世界經濟發展的作用呈明顯減弱趨勢。