国民经济增长范文

导语：如何才能写好一篇国民经济增长，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公文云整理的十篇范文，供你借鉴。

篇1

一．引言

西方主流经济学中的宏观经济调控措施，往往在原理上说不通。例如，把政府开支当作经济系统外部的所谓外生变量，这怎么行呢。政府开支受制于税收，而税收多了，利润、工资就会减少，否则钱从那里来？又说中央银行的货币发行量是个外生变量，对国民经济能够起到调控作用。我不否认中央银行的货币发行量对国民经济能够起到调控作用，但这是一种什么样的调控作用呢？或者说货币发行的依据究竟是什么呢？举个简单的例子，货币发行量增加一倍，国民经济将会怎么样？我认为数据一定令人兴奋：收入翻一番，GDP翻一番，当然，物价也都翻一番。有人根据1998年由国家统计局编写的《中国统计年鉴》计算过，从1952年－1997年，我国名义国民生产总值年均增长率为18.5%（张金水，1999，第92－95页）。2003年我国GDP增长率才9.1%，真是小数见大数。货币调控国民经济的“威力”可见一斑。本文不打算多谈旁人的调控方法，本文依据马克思的经济理论，简单介绍一种国民经济的调控方案。

二．国民经济调控原理

笔者曾经在网文［3］中，根据马克思的剩余价值原理，将一年的国民生产总值Y一步步分解为固定资产折旧，消费C，追加投资I和政府开支G（不考虑进出口）：

再假定固定资产折旧占国民生产总值的比率为f，消费占国民生产总值的比率为b，0＜f＜1，0＜b＜1，即有下列式子：

这样，由式（1）可以得到关于投资的方程式：

I=(1－f－b)Y－G(3)

国民生产总值Y中有一部分是税收和规费，占国民生产总值的比率为τ，税费额就是τY；国家对式（3）中的投资额可能也要征收投资调节税，设这项税率为q，0≤q＜1，税费额就是qI。这样，总的税收T由下式表示：

T=τY+qI(4)

假定政府开支G跟踪总税收T，按照总税收T与政府开支G的差额进行调控，调节关系式为：

假定政府开支G跟踪总税收T，按照总税收T与政府开支G的差额进行调控，调节关系式为：

式中β>0，税收多于政府开支时可以增加政府开支。另外，投资额I扣掉调节税以后的实际追加投资额为(1－q)I。所以，设资本存量为K，则实际资本存量的增长率由下式表示：表示：

设资本量为K时，产出的国民生产总值为Y，资本产出率为u，则有下式：

Y=uK(7)

资本产出率u的意义是：投资1亿元，每年的产出为u亿元。现在归纳一下经济系统的运动方程：

给定初始条件，就可以求解上列方程。经济系统的结构图，见图1所示。

由图1可以看出，经济系统在不考虑进出口的情况下，是个封闭系统，不存在什么外生变量。这是一个自我成长系统。我们地球就是个封闭的经济系统，它并没有得到外星人的资助，经济成果不是也发展到今天的水平吗！

三．经济系统的求解

对上述经济系统的运动方程进行整理可得：

初始条件是：t=0，资本存量为K(0)，政府开支为G(0)。对上式稍加运算，改写成矩阵形式如下：

下面为了有个具体的结果，代入数值：f=0.25，b=0.25，τ＝0.25，u=0.25，q=0.1，β＝0.1。系数矩阵A如下：

对上式采用拉普拉斯变换求解，s为变换变量，则有：

对上式求反变换可以得到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)

则可以得到（下面直接给出结果）：

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

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

由以上数据可知，年经济增长率为7.6%。

四．经济增长率的讨论

在通常情况下，由矩阵A的特征值，可以近似得到关于年经济增长率r的公式：

将前面的数据代入得：r≈0.075=7.5%，与上面的结果差不多。由式（16）可知，提高资本产出率、降低税率、减少浪费、提高调控效率都能够加速经济增长。

由图1可以看出，这里对投资采取了适当课税的调控策略，既可以抑止过度投资，又起到扶持投资不足的平衡效果。调控过程中，要始终保持政府开支对税收收入的跟踪状态。

五．结束语

有些学者，按照西方主流经济学的建模思想，所建立的宏观经济调控模型，与“真实经济过程”相比较，“方程中所有的常系数几乎是不存在的，甚至这些系数很难找出可观测量，因为有可能这些关系本身在统计上是不成立的。”（郑辉，2001，第89页）而本文所列经济模型中采用的经济量、经济参数，都是真实经济活动中的变量、参数，如垫付资本、周转率、折旧、工资、利润、投资、税收、GNP、税率，等等，由过去和现在的经济变量和参数的数值，调控将来的经济变量的数值，完全具有可操作性。如果建立某种目标函数，也可以探讨最佳路径。西方主流经济学中动不动就是“均衡值”，“均衡值”等于多少？说得再头头是道，就是缺乏可操作性。经济系统不是什么稳定平衡系统；如果经济系统是个稳定平衡系统的话，我们只能一直呆在原始社会。

有文献借托外宾的话说：托宾（JamesTobin）写道：“可以毫不夸张地说，任何论文如果没有运用‘微观基础’的方法，就根本不能在任何主要经济学杂志上发表；任何研究报告如果被怀疑违背了‘微观基础’的戒律，就逃脱不了同行的批评；一个新获得博士学位的学者，如果不能表明博士论文中假设的关系式是用‘微观基础’方法推导出来的，他就很难在学术圈子里找到理想的工作。”（郑辉，2001，第70页）我的这篇文章，既没有运用西方主流经济学中的‘微观基础’，又不讲“均衡”，也不是“非均衡”，完全依据西方民间经济学家马克思的剩余价值理论，却也讨论了经济增长和宏观调控，这当然难逃“根本不能在任何主要经济学杂志上发表”的可悲下场。

参考文献

［1］郑辉，2001，《资本控制与短期宏观经济动态稳定》，复旦大学出版社。

篇2

关键词：房地产；经济；国民；发展

房产的市场化使得我国生产力得到有效的释放。近年来，国家对房价的控制时刻都没有放松，然而由于城镇化的发展，很多地方的房价都相对活跃。房地产经济成为带动当地经济发展的重要牵引力。国民经济的增长与房地产经济有着密不可分的联系。房地产市场是一个产业链，不仅仅是刺激消费，还有引导其上下游产业发展，实现就业的作用。这都间接地作用在国民经济的增长上。

1.房地产对国民经济增长的作用分析

1.1直接推动增长

房地产作为我国的一项重要产业集群，在国内，不断发展，成为我国国民经济增长的重要极点。房地产业主要涉及房产开发、物业管理、房屋中介等经济活动。这些都在各自的领域中，不断产生社会价值和经济价值。这些产业已经成为国内第三大重要产业的组成部分。房地产经济增长率已经是一个地区经济发展的情侣表，可以有效衡量当地居民的生活质量。例如：某地的居民自住住房与出租住房之间的关系直接反映当地居民的生活幸福指数。房地产的税收、土地出让金等成为一些地区的重要经济来源，在国民经济增长的重要性不言而喻，直接推动了国民经济的增长。

1.2拉动上下游产业的发展

房地产是一个产业链，不仅是新建房屋的交易经济，这一产业需要有更多的产业环节参与其中。房地产的上下游产业有很多，例如：建筑业、建材行业、金融借贷、物业管理等。上述产业都是房地产有关的行业。而这种产业联系也在不断加长。例如：随着国家对环境保护的重视，房地产前置产业中的建材行业也需要进一步拓展对环保建材的生产，因为一些建筑内墙的涂料等都需要降低污染指标。再如：房地产中的建筑业也需要拓展楼宇的智能设备，建设智能楼宇，这是以人为本的建筑房产理念，这将进一步拉动当前自动化的装备产业，实现产业链的进一步延伸。

1.3城镇化进程的提升

城镇化建设最为显著的标志就是高楼大厦，这些都是房地产经济拉动起来的，因此城镇化建设，城市结构的调整，都是需要有房地产经济的支持。房地产行业带来人口的聚集，人口的聚集需要城市公共服务配套设施的不断完善，城市的建设规模不断拓展。配套的交通，医疗、教育等都需要及时提升，从而适应当前城镇化人口的集聚。因此城镇化进程都是由房地产经济发展不断拉动。

1.4激发居民消费

住房成为当前城市居民所需消费的重要内容。一对年轻人结婚需要购买住房，孩子上学需要调整学区房，有了闲余资金需要投资住房。这些都是现代城市居民的消费新方向。因此，房地产逐渐改变居民的消费结构和理念。商品房出现之前，居民的主要主要是依靠单位分配。那时候，人们基本上没有住房的消费。房地产市场的放开，居民可以选择自己所需要的住房，实现了更大的自由度，同时这种房地产经济对居民消费的刺激是显著的。

1.5帮助吸收就业人口

由于房地产经济的发展，不断带动上下游产业，实现以房地产经济为核心的产业集聚带逐渐形成。这样可以更大程度的吸收就业人口，房地产产业属于第三产业，需要更多的销售、服务人员，这一产业就业人口的吸取较为密集，有效缓解社会就业压力，成果政府解决居民就业的重要产业。

2.促进房地产经济良性发展的必要手段

2.1实现房价的合理性

房地产最为关键的就是房价高低，因为虚高的房价将使得整个房地产市场面临崩盘的危险。政府需要严格观察当地房价走势，对今后一段时期的房屋价位有着准确地预期。面对可能出现的一些房地产危机，政府需要及时出台政策进行调动，使得房价在合理区间浮动。

2.2设计调控预案

在房地产市场的发展过程中，政府需要寻找其发展规律，不断构建他们对房地产市场的预期，针对不同的问题，政府需要设计出一系列的应对方案，这些方案将可以有效解决问题。政府需要建立一套应激的预案。即在出现问题之后，可以及时出台相对应的措施，调控房地产市场[4]。

2.3优化金融政策

金融政策直接决定房地产经济发展，实现房地产的良性发展，就需要培育积极的金融政策。针对当前的房地产发展现状，科学合理的设计信贷政策，通过改变融资方式进一步提升金融政策的合理性，同时运用公积金的优惠政策进一步调整信贷方式，优化金融政策。

2.4综合发展

优化房地产经纪在地区经济中的地位，不仅需要合理发展房地产，同时也需要进一步拓展其他产业的发展，实现综合的发展模式，这样就可以进一步提升地区经济的发展合理性。政府需要优化科学设计相关的政策引导，实现综合性的发展。

结语

篇3

关键词 流通发展 消费增长 实证

中图分类号：F061.5 文献标识码：A

现代宏观经济学认为，消费、投资和出口是拉动国民经济增长的“三驾马车”。改革开放以来，中国的消费保持了较快增长，但是消费的增长速度长期低于同期外贸增长速度和经济增长速度，居民消费占GDP的比重从1978年的48.8%下降到35.3%，下降多达13.5个百分点，消费需求的不足始终是困扰我国经济增长的主要障碍，也直接影响到人民生活水平的提高。

影响消费需求增长的的原因很多，商品流通的发展无疑是一个重要因素。流通业是国民经济各部门之间的桥梁和纽带，以往我国重视外贸，轻视内贸的问题非常突出，但随着改革发展的深入，流通业已经成为引导生产、消费和经济运行的先导性力量。在转变经济增长方式的大背景下，如何充分发挥流通业对消费的促进作用具有重大的现实意义，值得我们去深究。

一、流通发展促进消费增长的理论分析

首先，流通影响消费的最终实现及实现程度。在商品经济条件下，商品的实现必须通过流通，没有流通作为中介和纽带，产品就无法进入市场，因此也无法满足消费者需要。另一方面，流通组织得好，消费者才能方便快捷地购买到所需要的消费品，使消费者获得最大程度的满足。

其次，流通的数量、规模和结构影响消费水平、规模及结构。一般而言，消费者的消费需求能否得到满足和能在多大程度上得到满足，都取决于流通的数量、速度和结构。在一定条件下，商品充足和流通畅通可以促进消费水平的提高和消费规模的扩大。

最后，流通引导和调解消费。流通对消费的引导主要表现在消费结构和消费方式等方面。如流通部门可将生产方开发新产品的数量、种类等信息及时传递给消费者，可促使消费者更新消费观念，改变消费购买方向，调节消费者需求，从而促进消费结构和消费方式的调整。

二、流通发展促进消费增长的实证分析

（一）变量选取与模型建立。

收入被认为是是消费的决定因素，而通过前文理论分析可知，流通业的发展对消费增长也起着不可忽视的作用，有必要在消费函数中加入反映商品流通发展状况的变量。建立消费模型：

C= 0+ 1I+ 2Y

其中C代表消费水平，I代表收入水平，Y代表流通水平。

决定商品流通状况的要素是资本和劳动，其投入密集程度能够反映出该行业的发展水平。这里应用Cobb-Douglas生产函数：

Y=A・K ・L

其中Y代表流通水平，K代表投入流通业的资本要素，L代表劳动力要素。

进一步地，为了把非线性的流通模型线性化并消除消费模型中可能存在的异方差现象，将等式两端同时取对数，再将流通模型并入消费模型，于是得到基本模型：

lnC=（ 0+lnA）+ 1lnI+ lnK+ lnL

（二）指标选取与数据采集。

综合考虑指标的相关性和可得性，在1999～2008年《中国统计年鉴》选取了具有代表性的四组指标：以居民消费支出代表消费水平C，以城镇居民家庭人均可支配收入代表收入水平I――为使所有数据都折算为不变价格，本文以1978为基期对这两项数据进行了处理；以流通业固定资产总额代表资本要素K，以流通业从业人员总数代表劳动力要素L――这里的流通业仅包括零售、批发和餐饮。

（三）回归结果与分析解释。

对以上变量进行多元线性回归，得到结果发现方程总体的拟合效果优良，但是流通业从业人数labor的参数无法通过t显著性检验。剔除该变量后，得到估计结果：

lncons=3.71+0.78lninc+0.10lnass

在同方差，无自相关的经典假定得以满足的条件下，消费模型各解释变量均达到显著性要求，拟合效果优良。调整后的可决系数达到99%，说明方程的解释力很强。

由此可知：可支配收入水平、流通业固定资产总额与居民消费支出水平呈正相关关系，当期的流通业固定资产每增加1%的投资，会引起军民消费支出增加0.10%，实证的结果印证了理论分析的结果，即流通的发展会引起消费的增长。

同时，也必须看到，流通业的劳动力要素投入对流通和消费的促进作用并不显著，这是因为尽管商贸流通从业人数在不断增多，但是从业人员的素质较低，带来的商业效益不明显。在生产要素的边际报酬递减规律下，如果不能有效改善人力资本状况和劳动力素质，仅靠资本投入很难使流通业获得进一步发展。

三、结论

本文初步分析了我国流通业发展对消费增长的影响，利用的统计数据建模得到了支持理论的实证结果：流通业发展虽然不是消费增长快慢的决定性因素，但仍是具有明显促进作用的重要因素，流通业能否发展壮大直接关系到国民经济的进一步增长和增长方式的转变。同时，实证研究还发现：流通业发展受到劳动力要素的制约越发明显，主要是从业人员的素质限制了流通对消费的促进作用。

（作者：南京财经大学国际经贸学院硕士研究生）

参考文献：

[1]王新利，吕火花.农村流通体系对农村消费的影响.农业经济问题，2006，（3）.

篇4

关键词：影子银行 国民经济 实证研究 对策建议

影子银行的界定

影子银行系统的概念由美国太平洋投资管理公司执行董事麦卡利首次提出并被广泛采用，所谓“影子银行”，是指那些游离于监管体系之外的、与传统、正规、接受中央银行监管的商业银行系统相对应的金融机构，又称为平行银行系统，它包括投资银行、对冲基金、货币市场基金、债券保险公司、结构性投资工具（SIV）等非银行金融机构（王晓雅，2010）。这些机构通常从事放款，也接受抵押，是通过杠杆操作持有大量证券、债券和复杂金融工具的金融机构。在带来金融市场繁荣的同时，影子银行的快速发展和高杠杆操作给整个金融体系带来了巨大的脆弱性，并成为此次全球金融危机的主要推手。目前较为权威的说法是美国金融稳定委员会（FSB）在《影子银行：划定范围》一文中提到的“任何在正规银行体系之外的信用中介机构和信用中介活动”都能够归属到“影子银行”的范围中。

我国影子银行的分类以及规模估算

在我国，由于资产证券化及利率市场化的进程还处于逐步开放的过程中，因此，我国的影子银行体系相对于欧美市场的划分还是有较大的区别。对我国的影子银行体系的划分，可以从狭义和广义两种范围进行划分：从狭义影子银行的角度来看，只有游离于监管范围之外的融资活动才能属于影子银行体系；从广义影子银行的角度看，凡是通过非银行信贷渠道提供信用活动，都可以纳入银子银行的范畴，这部分信用规模的估算有助于加深对整个货币市场信用供给的了解。我国影子银行采用的是与传统银行类似的组织形式、资金来源和运作模式实现其融资功能。其对应的主要是商业银行的融资和股权资本融资的职能，主要服务于实体经济，解决的是实体经济金融供给效率。因此，我国把影子银行称为“直接融资型”影子银行。主流观点认为我国影子银行主要为三种形式：第一类是银行表外业务（银行渠道），如理财产品；第二类是非银行金融机构，如信托、小贷公司、租赁等；第三类则是非金融机构的民间金融（屈庆、余文龙，2013）。

由于计算口径不同，当前影子银行的规模，并没有一个准确的数值，近期多家机构估算的我国影子银行规模，从5.8万亿至30万亿元不等。我国人民银行统计司从2011年开始统计和社会融资规模数据，内容涵盖了人民币贷款、外币贷款、委托贷款、信托贷款、未贴现的银行承兑汇票、企业债券、非金融企业境内股票融资等7项指标，这是目前我国市场上的比较权威的与影子银行相关的数据（见表1）。 据央行透露，未来该数据还将增加私募股权基金、对冲基金等新型融资渠道数据。

按照本文采用的广义影子银行的定义范围， 可以将提供影子银行信用的路径划分为三个渠道：银行渠道、非银行金融机构渠道和非金融机构渠道，也就是与主流观点对影子银行形式的划分相一致。如表1所示，其中不同计算口径存在的重复计算部分需要从总规模中间扣除。

由以上数据可知，我国影子银行规模主要是由银行渠道的委托贷款，非银行金融机构渠道的信托产品以及非金融机构渠道的民间借贷三部分组成，在进行实证检验之前，必须对我国影子银行规模进行说明，以便为实证检验提供比较权威可靠数据。

我国影子银行发展与国民经济关系的实证检验

（一）数据的选取及处理

本文研究选取了2006年1月至2013年6月我国国民经济和影子银行规模数据作为样本数据，数据均来自于国家统计局、中国人民银行、发改委、证监会、保监会、中央国债登记结算有限责任公司和银行间市场交易商协会等。其中， 国民经济由国内生产总值（GDP）来表示；由于民间贷款规模很难有准确的数据，因此影子银行规模数据以委托贷款、信托贷款的总规模（TS）来表示，两组数据均为季度数据，所有的数据都采用Eviews6.0 软件进行处理（李子奈，2010）。

（二）实证分析

1.ADF检验。首先对上面两个变量进行ADF检验来判断是否满足同阶单整序列，是否满足同阶单整可以进行协整检验的条件。

由表2可以看出，国内生产总值、影子银行规模水平数据序列都是不平稳的（概率值大于0.05），而经过一阶差分后， 这两个序列又是平稳的（概率值小于0.05），因此可以进行协整检验。

2.协整检验。协整关系表示一种长期的均衡关系，本文采用Engle和G range r提出的两步检验法，即E-G检验。国内生产总值与影子银行规模的协整检验：首先，对两个序列进行OLS回归，得出模型如下：

GDP=63995.84+8.783247*TS+et

T=（9.457538） （5.371076）

调整后的R2=0.489872，DW=1.989846，et为残差。

再对et进行单位根检验，结果如表3所示。

表3的检验结果表明，两个变量之间存在协整关系，说明国民经济与影子银行存在着长期的均衡关系。存在长期均衡关系，不一定存在因果关系，因此需要进行格兰杰因果检验。

3.误差修正模型ECM的建立。即使国民经济与影子银行之间存在长期的均衡关系，但在短期内也会出现失衡（例如突发事件的影响），也就是说短期内的变量可能存在偏离长期均衡的情况，因此，需要对数据的短期动态非均衡关系进行调整和修正。为达到这个目的，采用误差修正模型（Error Correction-Model）对两个变量之间的短期关系与长期关系进行分析。

影子银行与国民经济的误差修正模型如下：

TS=0.022463*GDP-0.747242*

ECMt-1-2096.479

T=（0.018302） （0.225534）（1349.519）

调整后的R2=0.240035

DW=2.099874

该模型结果表明，GDP的短期变动对影子银行规模存在正向影响， 误差修正项的系数为负， 符合反向修正原则。

4.格兰杰因果检验。本文选取滞后期为2期的数据来考察国民经济与影子银行之间的因果关系，检验结果如表4所示。根据表4的检验结果，表示接受TS不是GDP的granger原因，但拒绝GDP不是TS的granger原因，即GDP是TS的granger原因，国民经济与影子银行之间存在单项因果关系，由协整方程相关系数得知，两者存在正相依存关系。

5.VAR模型。为了检验模型的稳定性，需要进行AR根检验，只有稳定的VAR模型才可以进行脉冲响应，如图1所示。所有AR根都位于单位圆内，由此可以判断VAR系统是稳定的，可以对结果进行脉冲响应分析和方程分解。为了进一步验证理论模型，分析影子银行规模受到意外冲击时的反应和方向，本文构建主要的脉冲响应图，这里的期限设为10个季度，给定GDP一个正向冲击，得到相应的脉冲响应图，如图2所示。

实证结果分析

（一）国内生产总值与影子银行规模两个序列的单整检验（ADF）结果

两个序列的单整检验结果表明，我国国民经济一直在稳步提高，影子银行规模一直在逐渐扩大，两个序列均为非平稳变量， 而一阶单整检验结果说明了它们具有一阶差分稳定， 反映出国内生产总值与影子银行规模的稳定性， 国民经济处于稳定改善之中， 影子规模并没有出现过量增长，整个经济发展处于稳态。

（二）国内生产总值与影子银行规模两个序列的协整检验结果

实证检验结果表明，残差项时间序列的ADF检验是平稳的，即国民经济与影子银行发展存在长期稳定的均衡关系。说明国民经济增长与影子银行发展之间存在相互依存、相互依赖的关系。

（三）GDP受到正向冲击时影子银行的反应和方向

给定GDP一个正向冲击，即国民经济增长时，影子银行规模增大，并且正向影响在第3期的时候达到最大，而后逐渐减弱，当前经济增长，对于影子银行的发展存在有利条件。

（四）国民经济增长是促进影子银行发展的因素之一

根据格兰杰因果检验得知，应接受国民经济增长是影子银行发展的原因，经济发展促进金融发展，越来越多的金融创新工具随着经济发展的要求不断出现，形成了多元化金融服务，影子银行就是金融技术、制度创新的产物，甚至它自身就是金融创新（李扬，2010）。然而影子银行的发展并不是经济增长的决定因素，影子银行虽然某种程度上弥补了传统银行业务的不足，促进了中小企业融资，在一定程度上对经济分发展是有利的，并且随着影子银行这样的金融创新的发展，使得金融市场变的多层次，从而提高了金融市场的效率（王国刚，2010）。但是随着影子银行的发展，它并不是促进经济增长的决定因素，美国次贷危机就是典型的案例，说明影子银行存在一些潜在的风险因子，并不利于经济的增长（易宪容，2009）。具体分析如下：

高杠杆率风险。由于影子银行不受金融监管机构的监管，不需要留存准备金，资本运作的杠杆率很高，直接提高整个金融体系的杠杆率，放大了系统性风险。

流动性风险。影子银行从短期资本市场获得融资，投资于长期资产，存在难以克服的期限错配，当市场出现不稳定因素，很可能出现类似与商业银行的挤兑现象，影子银行将无法将其长期资产立即变现，将直接导致流动性不足。

风险跨境传递。许多影子银行通过跨境投资在全球范围内配置资产。它们受到外部冲击后，通过资产负债渠道、信心渠道等将风险传递给了全球主要金融市场和金融机构。

监督风险。影子银行和传统银行并举的金融体系中，各监管当局在各自分业监管的模式下，无法充分有效地实行监管，尤其是影子银行体系日趋繁荣的时候，美国金融监管不到位反而日益显现。

结论及对策建议

（一）结论

本文通过对我国影子银行发展规模与国民经济增长关系的实证研究，证实随着金融业的发展，经济的快速运行，影子银行在规模壮大的过程里，由于影子银行自身的高杠杆性，流动性风险、跨境风险的传递以及监管的疏漏，却给经济的增长带来一些不利的因素。随着经济的发展，越来越多的金融创新也会不断涌现，对于影子银行的存在，不能给予全盘否定的态度。这是经济发展历程中的必然产物，影子银行的出现对于中小金融机构贷款，对于利率市场化、商业银行经营业务转型、金融业监管当局来说，都会产生一定的影响和改变，然而这是一个金融业的新的挑战，也是必须面对的问题，所以金融行业及政府部门应积极引导我国影子银行向好的方向发展，监控风险，提高市场透明度，加快金融改革中的利率市场化，进一步推进以减政放权为主导的市场化改革进程，创造更好的经济环境。引导投资于影子银行产品的投资者增强自我风险意识，使得我国影子银行的发展能够更好地服务于金融平稳发展和实体经济增长。

（二）对策建议

随着经济发展，影子银行规模的扩大，并非对国民经济产生刺激作用，由于影子银行具备以下特点：其一，交易模式采用批发形式，有别于商业银行的零售模式。其二，进行不透明的场外交易。影子银行的产品结构设计非常复杂，而且鲜有公开的、可披露的信息。这些金融衍生品交易大都在柜台交易市场进行，信息披露制度很不完善。其三，杠杆率非常高。由于没有商业银行那样丰厚的资本金，影子银行大量利用财务杠杆举债经营。所以，影子银行规模发展越大，其潜在风险就越大，并对经济增长以及金融系统构成威胁，所以提出相应的应对政策，有利于对影子银行的规范以及对风险的规避。

第一，逐步完善的监管制度。鉴于影子银行目前已有 21.75万亿的规模，与常规银行体系及实体经济关系紧密却不透明，目前的影子银行已经具有明显的跨行业特征，国内金融机构对于类混业经营也有着很大的冲动，实行集中统一的监管模式将是行业监管的未来趋势。监管措施应该重点关注影子银行体系产生的风险和外部性（周莉萍，2012）。在监管体系逐步完善过程中，影子银行业务也应得到进一步的清理和规范，其总体风险也会逐步置于监管体系控制下。使得那些运作不规范的影子银行业务将逐渐透明化，运作透明和规范的理财产品和影子银行体系则会得以保存并继续发展。加大信息共享力度，尽快实现各监管机构、交易所和各行业协会统计标准的统一，定期汇总、分析并市场数据。设计信息披露内容，包括影子银行机构、产品和交易方式。明确监管主体，负责监督影子银行履行信息披露义务，建立信息披露的激励和惩罚机制。

第二，对于不同渠道产生的影子银行监管方式有所区别。对于银行渠道产生的影子银行业务，由于我国商业银行在整个金融体系内的主导地位，导致信托、券商资管等影子银行业务的背后有相当部分是从银行渠道产生，其中形成的重复规模给统计和监管都造成了一定的难度。因此在当前分业监管模式下，对于涉及多个行业的金融产品，各个监管部门需要加大协调力度，形成良好的长效协同机制。

对于非银行金融机构渠道产生的影子银行业务，主要为信托、券商和基金公司资产管理业务等，相对来说该部分的监管部门比较明确，需要加强的是监管制度体系的完善。从风险控制层面看，该部分业务的风险是基本可控的。

对于非金融机构渠道产生的影子银行业务，目前这部分业务受到的监管相对较少或者直接完全不受监管，总体而言该部分的业务风险较高。自 2012 年初开始的温州金融改革，是国家对于将狭义民间借贷行为纳入监管体系的一次尝试。监管层对于民间借贷行为的规范和梳导，将是一个长期进行的过程。未来我国金融领域有序向民营资本开放，将会引导民间资本进入阳光化的市场交易环境中，从而降低民间借贷业务的总体风险，狭义民间借贷的问题将得到有效解决。

第三，推动信贷市场建设，化解影子银行风险。信贷资产交易打通了信贷与资本市场的连接通道，更多企业可以先向银行贷款，再由银行进行转让或证券化，从而实现“间接的直接融资”。银行可以从资本市场获得资金，保险、证券、基金等投资者可以分享贷款收益，资金配置效率和市场深度广度将大大提高。同时，信贷资产交易也将成为化解“影子银行”风险隐患、“开正道、堵邪路”的重要途径。

第四，完善相关法律，引导影子银行健康发展。我国经济正处于转型升级的阶段，而银行正在逐步由传统的吃利差盈利模式向节约资本、发展中间业务、增值业务的增长方式转变，由于影子银行业务使信贷更易被普通大众获得，对市场有激励作用，所以从各国法案来看，对影子银行只是加强监管，而未阻止其存在于发展。对于我国来讲，在完善法律和监管框架下，更合理的利用影子银行业务的市场效率，促进经济发展及影子银行自身的发展，是一种可取的双赢策略，建议完善或建立信托法、民间借贷等相关法律。

参考文献：

1.陈剑，张晓龙.影子银行对我国经济发展的影响[J].财经问题研究，2012（8）

2.王晓雅.次贷危机背景下影子银行体系特性及发展研究[J].财政与金融，2010（11）

3.屈庆，余文龙.中国影子银行的信贷收支结构与影响力分析[J].影子银行专辑，2013（2）

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篇5

关键词：政府消费；居民消费；经济发展；格兰杰因果检验；脉冲响应

中图分类号：F014.5

文献标识码：A

文章编号：1002-2484-2008（05）-0049-07

一、引 言

投资、消费、出口是拉动一国经济发展的“三驾马车”，三者均衡增长，国民经济才能健康、平稳地发展。但是，投资需求只是中间需求，只有消费需求才是真正的最终需求，消费需求规模的扩大和结构升级才是经济增长的源动力。马克思的消费理论和西方经济学理论都肯定了消费在经济增长中的重要作用。马克思的消费理论指出，消费是生产的最终目的，因而最终消费是引导经济发展的源动力。西方经济学理论认为消费需求是真正的最终需求，对于投资需求进而对整个经济增长起着直接的和最终的制约作用，是经济增长的根本动力。因此，如何增强消费对经济的拉动作用，进而确立消费主导拉动的经济增长模式，始终是经济学界和国家实际部门研究的热点问题。

改革开放以来，在“三驾马车”的拉动下，我国经济经历了近30年的高增长。但是，近年来，我国消费率不断下降，投资率持续上升，经济增长主要依靠投资需求拉动。在投资与出口双双大幅增长的同时，我国消费率明显下降，1978年到2006年间，我国的消费率总体呈现下降趋势，已经从1981年最高的67.1%，下降到2006年最低的49.9%。尤其是2000年以后，下降幅度明显加大［1］。消费率过低、消费需求持续低迷所引发的一系列问题，已经成为中国经济持续发展的最突出挑战之一。消费需求的持续低迷，使得我国经济持续发展的后劲不足，经济增长不得不更多地依靠投资和出口需求拉动，进而恶化“产能过剩”问题和加剧国际贸易摩擦，“产能过剩”问题恶化和国际贸易摩擦加剧反过来又使得投资和出口拉动型经济发展模式越来越难以为继。经济增长中的结构性矛盾日渐突出，并将影响我国经济的持续稳定健康发展。从各国经济发展的实践看，消费占GDP的比重越高，其对国民经济的拉动作用就越强［2］。因此，消费对经济发展动力问题直接影响到国民经济协调健康发展，我国消费率明显下降，在一定程度上影响了我国经济的持续发展，深入研究消费对经济发展的拉动问题具有重要意义。

研究居民消费、政府消费和经济增长之间是否存在某种长期均衡关系，居民消费增长与经济增长之间、政府消费与经济增长之间以及居民消费增长与政府消费增长之间是否存在因果关系，对政府调节经济，制定经济政策将是一种重要依据。本文利用协整理论、格兰杰因果检验和向量自回归模型，对我国居民消费、政府消费和经济增长之间关系进行因果关系分析，对制订国民经济发展战略，调整居民消费与政府消费关系，增强消费总需求对经济增长的拉动作用具有重要的意义。

但从现有文献来看，至少在以下两个方面还存在一些问题：

首先是研究的范围。现有研究文献大多限于总消费［3］、居民消费［4-7］或政府消费［8-10］同经济增长之间的关系，这样来研究消费需求对经济增长的影响，必然会产生一定偏误。在分析消费总需求不足等问题时，仅仅关注居民消费或政府消费对经济的调节功能都存在着重大缺陷。

其次是研究的方法论。传统的计量经济方法研究消费时存在着动态稳定性假设，而实际上经济不断增长的趋势使大多数经济变量序列是非平稳的，这样直接运用传统的计量经济方法来研究非平稳的经济变量之间的关系从方法论方面考虑就缺乏一定的可靠性。

基于以上问题，我们在研究中国消费与经济发展问题时，选取1978～2006年的年度时间序列数据（资料来源于2007年《中国统计年鉴》）。用GDP、PCE、GCE分别代表国民生产总值、居民消费和政府消费，为了更容易得到平稳序列，分别对各个变量取自然对数，这种变换不改变变量之间的协整关系和短期调整模式，同时可方便的考察居民消费和政府消费对GDP的敏感性。在研究方法方面运用协整理论和向量自回归模型（VAR）来弥补传统计量经济方面的不足，将它们纳入一个向量自回归(VAR)模型中，采用JJ极大似然估计方法，检验GDP、PCE、GCE之间是否存在长期稳定的协整关系，如果存在这种关系，则在此基础上，根据格兰杰因果检验方法，检验GDP、PCE、GCE之间的因果关系，最后，在向量自回归(VAR)模型的基础上运用脉冲响应函数和方差分解技术来分析我国政府消费和居民消费对经济增长的影响程度。

二、政府消费、居民消费与

经济增长的关系检验

本文通过对GDP、居民消费、政府消费三者之间进行协整和因果关系检验，来进一步确定三者之间的内在关系。实证检验分四个步骤完成：第一，利用单位根检验确定时间序列的平稳性；第二，确定变量之间是否具有协整关系；第三，采用格兰杰因果性检验考察变量之间的因果关系；第四，通过VAR模型进一步验证三者的内在关系。本文所有检验结果均使用Eviews5.1计量经济分析软件进行了多次回归分析而得。

（一）变量平稳性检验

本文利用ADF（Augmented Dickey Fuller Test）单位根检验来确定三个变量的平稳性，最优滞后期用AIC最小准则确定，以保证残差非自相关。结果见表1。

表1 单位根的ADF检验表 变量[]检验类型（C，T，K）[]ADF检验值[]各显著性水平

K)分别表示单位根检验方程中包含常数项、趋势项和滞后阶数。

由ADF检验可知，三个序列都是一阶单整的。

（二）协整关系的检验结果及分析

协整检验的基本思想是：尽管两个或两个以上的变量序列为非平稳序列，但它们的某种线性组合却呈现稳定性，则这些变量之间便存在长期稳定关系即协整关系，这种关系可以看作是对经济学中所说的规律性的定量描述。目前关于协整关系的检验和估计有许多具体的模型和技术，常用的有E-G(Engle-Granger)两步法和J-J(Johansen-Jusdius)迹统计量法(或称最大特征值法)，尤其是后者有许多优点，并得到广泛应用。

本文利用J-J迹统计量法进行协整关系检验结果如下：

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）

模型中括号内为估计标准差，协整矩阵的秩r=0的似然比统计量的值为53.68025，相应的5%的临界值为42.91525，其余式做类似理解。

协整关系说明lnGDP与lnPCE、lnGCE之间存在协整关系，揭示了lnPCE、lnGCE对lnGDP的影响度，而且表明lnGDP与lnPCE、lnGCE之间存在长期均衡关系。可以看出，在长期内，lnGDP与lnPCE、lnGCE之间具有很密切的相关性，lnPCE、lnGCE的扩大对经济增长具有促进作用；从回归方程可以看出，lnPCE、lnGCE相关比率每增加1％，lnGDP分别增长0.3％和0.5％。可见lnGCE更有效的促进了经济的增长。

（三）格兰杰（Granger）因果性检验

上述协整检验结果告诉我们变量之间存在长期的均衡关系，但这种关系是否构成因果关系，还需要进一步验证。C.W.J.Granger在1969年提出的因果关系检验的基本思想是“过去可以预测现在”，即如果X是Y变化的原因，则X的变化应该发生在Y变化之前。如果X是引起Y的原因，则在Y关于Y滞后变量的回归中，添加X的滞后变量作为独立的解释变量，应该显著增加回归的解释能力，此时，称X为Y的格兰杰原因，如果添加X的滞后变量后，没有显著增加回归模型的解释能力，则称X不是Y的格兰杰原因。

由于因果关系检验对滞后的阶数非常敏感，本文采取依次多滞后几阶，看结果是否具有同一性。对消费与经济增长之间的Granger因果关系检验结果见表2。

表2 格兰杰检验结果表 零假设[]滞后期[]F统计量[]概率[]结论lnPCE对lnGDP不存在Granger因果关系[]lnGDP对lnPCE不存在Granger因果关系[]1[] 8.243[] 0.008[]拒绝9.178[]0.006[]拒绝lnPCE对lnGDP不存在Granger因果关系[]lnGDP对lnPCE不存在Granger因果关系[]2[] 3.316[] 0.056[]拒绝 5.789[] 0.001[]拒绝lnPCE对lnGDP不存在Granger因果关系[]lnGDP对lnPCE不存在Granger因果关系[]3[]1.678[]0.207[]不拒绝3.786[]0.029[]拒绝lnGCE对lnGDP不存在Granger因果关系lnGDP对lnGCE不存在Granger因果关系[]1[] 1.207[] 0.283[]拒绝 3.316[] 0.081[]不拒绝lnGCE对lnGDP不存在Granger因果关系[]lnGDP对lnGCE不存在Granger因果关系[]2[] 1.172[] 0.329[]拒绝[] 1.871[] 0.179[]拒绝lnGCE对lnGDP不存在Granger因果关系[]lnGDP对lnGCE不存在Granger因果关系[]3[]1.296[]0.306[]拒绝 2.328[] 0.109[]拒绝lnGCE对lnPCE不存在Granger因果关系lnPCE对lnGCE不存在Granger因果关系[]1[]4.832[]0.038[]不拒绝0.992[]0.329[]拒绝lnGCE对lnPCE不存在Granger因果关系[]lnPCE对lnGCE不存在Granger因果关系[]2[]3.761[]0.040[]不拒绝1.613[]0.223[]拒绝[]lnGCE对lnPCE不存在Granger因果关系[]lnPCE对lnGCE不存在Granger因果关系[]3[]2.587[]0.085[]不拒绝[]1.712[]0.200[]拒绝

由表2可以看出：

在滞后1-2期情况下，存在lnPCE和lnGDP之间的双向Granger意义上的因果关系。在滞后3期情况下，仅存在lnGDP到lnPCE的单向Granger意义上的因果关系。

在滞后1期情况下，仅存在lnGDP到lnGCE的单向Granger意义上的因果关系。

在滞后1-3期情况下，仅存在lnGCE到lnPCE的单向Granger意义上的因果关系。

（四）VAR模型的估计

1980年C．A．Sims将向量自回归(Vector Auto Regressive，VAR)模型引入到经济学中，推动了经济系统动态性分析的广泛应用。这种模型采用多方程联立形成，它是用模型中所有内生当期变量对它们的若干滞后值进行回归，从而估计全部内生变量的动态关系。其明显的优点在于对外生变量和内生变量不必加以区别而同等对待，因而VAR模型估计的结果具有更高的可靠性，并且可以被看作是更精确的因果关系检验。

1．本文构造的VAR模型可以表示为：

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)在实际应用中面临如何选择滞后阶数的问题，滞后阶数越大，越能完整反映模型的动态特征，但是滞后期越长，模型待估参数越多，自由度越少，因此应在滞后期与自由度间寻求平衡。表3综述了根据各种准则选定的VAR滞后阶数。

表3 选择VAR滞后阶数的各种准则 内生变量：lnGDP,lnPCE, lnGCE；外生变量：C；样本区间：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：*表示根据该准则选定的阶数。LR：连续修正LR检验统计量(在5%水平显著)；FPE：最终预测误差；AIC(Akaike)：信息准则；SC ( Schwarz )：信息准则；HQ ( Harman-Quinn)信息准则。

因此我们选则VAR的滞后阶数为1。构建的VAR模型为：

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，经济增长主要受自身lnGDP(-1)和lnPCE(-1)的影响；居民消费主要受lnGDP(-1)的影响。这也对照了前面格兰杰因果关系检验的论断。经过检验，模型是显著的，且所有特征根根模的倒数都小于1，说明该VAR模型的结构是稳定的(见图1)。所以，满足脉冲响应函数和方差分解分析的前提条件。下面，运用脉冲响应函数和方差分解做出合理的解释。

图1 VAR稳定性检验图2．脉冲响应函数

VAR模型的脉冲反应函数（IRF）可以反映来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前值和未来值的影响，刻画内生变量对随机扰动的动态反应，显示任意变量的随机扰动（新息Innovation）如何通过模型影响其他变量，并反馈到自身的动态过程。如果随机扰动存在相关性，他们将包含不与特定变量相联系的共同部分，通常将共同部分的效应归属于VAR系统中第一个出现的变量（依照方程顺序）。图2为基于上述VAR模拟的脉冲响应函数曲线，横轴代表响应函数的追踪期数，纵轴代表因变量对解释变量的响应程度。在模型中，将响应函数的追踪基数设定为十年。图中实线部分为响应函数的计算值，虚线为响应函数值加或减两倍标准差的置信带。

从图2可以看出：

lnGDP对自身的一个标准差新息冲击立即有较强的反应，在第1期达最大后开始慢慢回落，到第5期为负值，负值的最大值出现在第7期后开始逐渐回升；lnGDP对来自lnPCE的一个标准差新息冲击的反应一开始较弱，但这种负面冲击效应逐步增强并在第3期下降到低谷，然后又逐渐回升；lnGDP对来自lnGCE的一个标准差新息冲击的反应立即有较强的反应，在第2期达最大后开始慢慢回落，到第4期为负值，负值的最大值出现在第6期后开始逐渐回升，多数观察为负值。

lnPCE对自身的一个标准差新息冲击反应相对不是很大，在第1期达最大后开始慢慢回落，在第3期达到谷底随后又开始回升；lnPCE对lnGDP的冲击反应强烈，在第1期达到最高点后从第6期开始趋于平缓；lnPCE对来自lnGCE的一个标准差新息冲击的反应立即有较强的反应，在第2期达最大后开始慢慢回落，从第4期开始趋于平缓。

lnGCE对其自身的冲击反应一开始就很强，在第1期达到最大，随后一直趋于回落；lnGCE对lnGDP的冲击反应强烈，在第1期达到最高点后从第6期开始趋于平缓；lnGCE对来自lnPCE的一个标准差新息冲击的反应立即有较强的反应，从第1期开始就慢慢上升，从第8期开始趋于平缓。

图2 脉冲响应函数曲线图

可见，经济增长对居民消费的提高在短期内会带来一定的正面冲击效应，但随着滞后期增加，正面冲击效应会随着时间慢慢减弱，即在长期来看经济增长会带来居民消费的增长；同时，居民消费的提高对经济增长在短期内会带来一定的负面冲击效应，但经过一定时间，这种效应会改变为正面冲击效应；经济增长对政府消费的提高在短期内会带来一定的正面冲击效应，但随着滞后期增加，正面冲击效应会随着时间慢慢减弱；同时，政府消费对经济增长有一定的促进作用，效应不是很强但一直比较稳定。

3．预测方差分解

VAR模型的方差分解是将系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程新息相关联的组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性。方差分解表示的是当系统的某个变量受到了一个单位的冲击以后，以变量的预测误差方差百分比的形式反映变量之间的交互作用程度，它的基本思想是把系统中每一个内生变量的变动按其成因分解为与各方程随机扰动项(新息)相关联的各组成部分，以了解各新息对模型内生变量的相对重要性。本文利用方差分解技术分析了各个变量对经济增长的贡献率。方差分解的结果见表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[]从表4可以发现：

从lnGDP方差分解影响结果可以看出lnGDP的预测误差主要是由自身引起的，在第1期受自身波动的影响，随着滞后时期的增多，lnPCE对lnGDP的影响越来越大，但是最终也未超过35%。lnGCE对lnGDP的影响一直很弱。可见居民消费的冲击对GDP的影响是逐渐递增的，但是经济增长的大部分波动还是由自身引起的，由自身引起的波动的影响始终在64%以上，而政府消费对经济增长的影响很小，可忽略不计。

从lnPCE的方差分解的结果可以看出lnPCE的波动大部分可由自身的波动和lnGDP的影响引起的，lnGCE的影响太微不足道，可忽略不记。其中lnPCE自身的波动是趋于递增的，而来自lnGDP的影响是趋于递减的，随着滞后时期的推进，lnPCE大部分预测误差可由lnGDP的影响来解释。可见从短期还是长期来看lnGDP对lnPCE的影响都是很显著的。

从lnGCE的方差分解的结果可以看出lnGCE一开始的预测误差是由自身和lnGDP来解释的，但随时间的推进，lnGCE的波动大部分可由lnPCE和lnGDP共同来解释。也可以说，从第5期开始lnGCE的波动受自身和lnPCE、lnGDP的影响趋于稳定，但lnGDP对lnGCE的影响还是占主导地位的。

从方差分解表的信息来看，我国的lnGDP、lnGCE和lnPCE的惯性比较大，一开始大部分都是由自身和lnGDP的影响造成的，除lnPCE外，lnGDP、lnGCE随着时间的推移，由自身的扰动带来的影响趋于减弱。还有长期来看lnPCE对lnGDP影响是逐渐增大的，因此应注重发展居民消费。

四、结论与启示

以上根据1978～2006年的数据对消费与经济增长的关系进行了分析，得出如下结论：

1. lnGDP与lnPCE、lnGCE之间存在着稳定的长期均衡关系，具有长期稳定和短期波动的特性并且lnGCE更有效地促进了经济的增长。

2. 在滞后1-2期情况下，存在lnPCE和lnGDP之间的双向Granger意义上的因果关系。在滞后3期情况下，仅存在lnGDP到lnPCE的单向Granger意义上的因果关系。在滞后1期情况下，仅存在lnGDP到lnGCE的单向Granger意义上的因果关系。在滞后1-3期情况下，仅存在lnGCE到lnPCE的单向Granger意义上的因果关系。

3.从脉冲函数上分析，政府消费对GDP影响很小，而我国政府消费占GDP的比重在10%～14%之间波动，已经快要超过15%的上限。政府消费随着经济发展和工业化进程城市化进程的加快，规模会扩大，但是在今后的发展中应尽力控制好规模，以达到最优，也可以避免政府消费对居民消费的挤出效应。从方差分解来看，居民消费对GDP的影响要超过政府消费。因此，扩大内需的重要是扩大居民消费，而不是扩大政府消费。但是消费对经济的冲击并没有预想的那么大，从实证分析来看却没有发挥其真正作用。在稳健的财政政策的背景下我们应该实行扩大居民消费，适当缩减政府消费，我们应当从观念机制和制度上大力发展消费信贷减轻居民的流动性约束，而且要增加居民尤其是农村居民的收入。

不论是理论分析还是各国经验均表明，消费对经济增长具有非常重要的拉动作用。消费率高，经济增长就快。消费率低，经济增长就慢。深入分析发现，上述的结论与我国实际情况相吻合。改革开放以来，我国的经济得到了迅速的发展，它带来了消费的增长，而消费的增长，又反过来推动着经济的迅速发展。我国虽然在消费率很低的情况下依然保持经济的高速增长，但主要依赖于投资和出口贸易推动。因此，这种投资推动的经济增长是很难持续的，没有最终消费的支持，经济增长的质量也就上不去。针对我国居民消费率严重偏低的情况，政府不应该是束手无策，而应该积极通过调整政府消费将最终消费率保持在一个适度的水平上。最理想的状态当然是政府消费能够有效促进居民消费，因为居民消费才是最终消费的主体。但即使政府消费不能拉动居民消费，也至少应当根据居民消费的消费进行调整，以补充居民消费之不足，从而使最终消费率保持在适度水平上。可喜的是，我们的实证检验的结果均肯定了上述两种假设关系的存在，这说明政府的消费政策是有效的。

但是，总的来说我国目前消费率偏低，这在一定程度上严重制约着国民经济的健康快速发展。因此我们要了解妨碍消费需求增长的因素并采取相应的策略以求我国经济能够得到更快的发展。

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篇6

［关键词］农村居民消费;收入;贡献率;经济增长

［中图分类号］F121 ［文献标识码］A ［文章编号］1005-6432（2011）31-0118-03

中国经济的持续、稳定、健康的发展,不仅要靠投资的支撑,更主要的应靠国内消费。多年以来,我国经济增长主要依靠出口和投资需求来拉动,消费需求对经济增长的拉动作用严重不足。其主要症结在于居民消费需求不足,而居民消费需求不足的最大症结在于农民消费水平低下。我国是一个拥有9亿多农村人口的大国,农业的消费需求和购买能力是经济兴衰的决定性因素。如何积极开拓农村市场,扩大农村人口对消费品和生产资料的需求,努力使广大农村的消费市场成为中国经济的强劲动力源之一,是当前亟待研究解决的问题。

1 当前农村消费不足的表现

中国农村消费市场长期启而不动、发展滞后,不仅表现在与自身市场规模极不匹配的消费总量上,还表现在与城市消费市场的巨大差距上。整体水平偏低、消费结构失衡、增长速度趋缓等现象严重遏制了消费市场发展的活力。

首先,我国农村居民总体消费水平偏低、增长速度趋缓。长期以来,中国农村消费市场的客观现状与市场规模很不匹配,其市场潜力没有成为推动经济发展的动力。农户消费水平的增长率低落,消费市场增长速度缓慢,农村消费市场长期僵持于低迷状态。从城乡居民人均消费水平的差距可以看到,农村居民消费一直以低水平运行。从1990年以来,中国城乡居民人均消费水平的绝对差距持续扩大,相对差距在波动中略有扩张。

其次,农村居民消费支出结构失衡。目前,中国农户的消费仍集中在食品、衣着、居住等基本生活消费品,恩格尔系数的下降幅度偏小。对于交通通信、文教娱乐用品及服务等较高层次的消费刚刚起步,这既不利于农村家庭生活水平的改善,也无法带动当地工业和服务业的发展进而提高务工农民收入。我国农村居民的恩格尔系数虽然呈逐年下降趋势,从2001年的47.7%下降到2007年的43.1%。但是与城镇居民36.7%的恩格尔系数相比,农村居民的整体消费水平仍然较低。

2 当前制约农村消费市场发展的主要因素

近几年来,农村市场日益受到党和政府的高度重视,而且把农村市场作为今后市场建设的重点。然而近几年农村市场由于下列各种因素的影响发展严重滞后。

(1)农民收入与城镇居民收入相比还很低且增幅缓慢。农民的消费行为已从攀附式的消费行为上升到有风险预期的理性消费行为,尽管国家将增加农民收入作为“三农”问题的重要工作来抓,但是由于主要通过减免税收和增加补贴这两项不可持续的方式进行,因此农民增收问题并没有得到根本性解决,收入依然制约着农民消费水平的提高。因此,政策的制定,应以稳定增加农民的持久收入为出发点,增强农民提高收入的预期。

(2)社会保障制度缺失,农民的非消费支出增多。首先,基础设施建设如修乡村公路需要农民集资；其次,目前农村基层政权建设和维持的费用大多数需要由农民来负担。虽然国家一再强调对农民要“多予,少取”,但不少地方仍存在乱集资、乱收费、乱摊派的现象,有的甚至采用非法手段,向农民收取各种费用。

(3)农村基础设施建设不完善和农村金融机构缺失导致的消费环境不完善。这主要体现在路、电、通信设备等设施的不配套,影响了农村的消费市场。从目前来看,很大一部分农民已具备了购买耐用消费品的经济支付能力,而且有强烈的消费需求,只是缺乏相应的消费硬件设施。

3 农民收入与消费关系的数量分析

在这里,根据持久收入假说理论建立农民收入――消费函数模型,拟合农村持久收入消费函数,希望据此可以推算农民收入的增加,尤其是持久收入的增加对扩大内需的拉动作用。

根据费里德曼的观点,收入由两个部分组成：持久收入和暂时收入。消费者对不同类型的收入变动会作出不同的反应。如果收入的变动是永久性的,那么人们就可能消费掉所增加的大部分收入。另外,如果收入的变动具有明显的暂时性,那么增加的收入中相当大的部分就会被储蓄起来。在各种影响消费倾向的因素中,持久性收入具有特别重要的意义。

费里德曼在对模型估计的过程中采用不同λ的值进行估计,选取R2最高的作为消费函数,此时相对应的λ值为0.333。故可采用收入的三阶段移动平均值来近似表示持久收入,暂时收入为现期实际收入与持久收入之间的差值。下表给出了计算出的农村居民的持久收入、暂时收入和消费倾向。

从上表中可以看出：①2000年之前农村居民的持久收入一直呈上升趋势,2001年之后,持久收入比重持续下降。②2000年之后农村居民的暂时收入绝对值和比重都在上升。③从2001年之后,总体的平均消费倾向要小于边际的消费倾向,根据两者的内在关系,平均消费倾向呈下降趋势。从以上的分析可以得出,目前农民的持久收入的比例呈不太稳定的增长态势,而且存在下滑的可能性,这必然会影响农民现期的消费行为。

4 中国农村消费和经济增长

中国经济增长过分依赖于投资与出口,对消费需求的重视不足,这已经在一定程度上导致了经济增长原动力的倾斜。因此,打破农村消费市场启而不动的僵局是中国保障国民经济可持续健康增长的前提和基础。

(1)农村居民消费对经济增长的贡献率较低。农民消费水平增长慢于人均GDP增长,消费对经济增长的贡献率低。事实上,在最近10年间(1996―2005年),我国农村居民人均消费支出平均每年的增长速度仅为4.8%,远落后于同期人均GDP 8.2%的增长率。正是由于农村居民消费支出增长缓慢,导致农村居民最终消费对GDP增长的贡献率处于很低水平。这种状况与我国庞大的农村人口所应产生的消费经济效应是不相适应的。

(2)农民消费水平低下极大制约我国经济增长。一方面,农民消费水平低下会直接影响总消费需求的增长,进而影响商品的销售,影响经济的增长；另一方面,农民消费层次低下,使产业结构优化转型滞后。

(3)农村居民消费的市场规模和潜力对经济增长具有重要的促进作用。我国农村人口的消费需求潜力巨大。这个潜力的充分释放,将对我国经济增长产生巨大的推动作用。近30年来,我国农村居民的消费率从最高点1983年的32.3%下降到最低点2007年的9.1%,下降了23%。在居民消费总额中,农村居民消费所占比重从1978年的62.1%下降到2007年的25.6%,下降了近37%。

5 促进农村居民消费,拉动内需的政策建议

(1)城镇化建设和新农村建设同步双轨运行,促进农村消费的增长。一方面,加快发展农村小城镇建设,有利于促进我国城市化进程、有利于促进农村工业化的发展、有利于有效地转移农业剩余劳动力,通过城市化扩大内需。这需要完善农业富余人员在城镇务工经商政策及生活、子女入学等相关配套政策。另一方面,积极开展新农村建设,提高综合生产能力,深入挖掘农业增收的各项潜力,增加农民收入,促进农村消费的增长。

(2)建立和完善农村社会保障体系,积极发展农村消费信贷。经过30年的持续发展,中国农村初步具备了以社会保障制度替代家庭保障制度的条件。建立农村社会保障制度,降低未来收入的不确定性,从而抑制过高的储蓄。继续稳定农村,发挥其重要的经济社会保障作用,解除农村居民即期消费和信贷消费的后顾之忧。

(3)优化农民消费结构,促进消费结构升级。调整产品结构,为农村消费市场开发和提供适销对路的商品。生产企业要转变观念,深入农村市场调查、认真研究农民的消费心理、消费特点、消费习惯、消费结构,根据农村即期需求和潜在需求调整产品的品种结构,加快适宜农村市场需求的产品开发,促进农村消费结构升级。

(4)完善农村商品流通网络,加强农村市场建设,不断完善农业和农村社会化服务体系。要突破传统的集市贸易的方式,建立农村的流通网络。加强农业社会化服务体系建设是促进农村消费的客观要求,同时对于促进中国农业的产业化、社会化、市场化、信息化发展以及提高农业参与国际竞争的能力也具有重要意义。

参考文献：

［1］王宏伟.中国农村居民消费的基本趋势及制约农民消费行为的基本因素分析［J］.管理世界,2004(3).

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关键词：汇率，经济增长，巴拉萨一萨缪尔森效应

一、人民币汇率与中国经济增长现状

名义汇率是指一种货币表示的另一种货币的相对价梅实际汇率在名义汇率的基础上剔除国内外价格水平后得到，反映了以同种货币表示的两国商品的相对价格水平，从而反映了本国商品的国际竞争力。因此，经济学家认为真正对经济产生影响的是实际汇率。

在中国经济的对外开放度和依存度越来越高以及对世界经济的影响力越来越大的情况下，作为联系国内外经济的桥梁――汇率越来越成为人们关注的焦点。图1给出了1978-2006年人民币实际汇率与国内生产总值GDP各自的发展趋势，图中显示出人民币实际汇率贬值与国内生产总值增长之间可能存在较强的正相关性。从总的趋势来看，人民币实际汇率贬值与经济增长之间的同向相关性还是占主导地位。

二、人民币汇率影响经济增长的分析

经济增长的直接影响因素主要为：劳动力(L)，资本(K)，技术水平(A)，但是还是有很多间接影响因素，在开放经济下汇率就是核心因素之一。

1.人民币汇率对中国经济增长的格兰杰因果检验

从图l的关于1978-2006年人民币实际汇率与中国国内生产总值的趋势，显示出两者可能存在较强的相关性。然而，相关性并不等于因果性，必须通过因果检验来判断究竟是人民币实际汇率贬值促使经济增长，还是经济增长导致实际汇率贬值。作者利用图1数据进行格兰杰因果检验，滞后阶数为一年，检验结果见下表：成因的原假设，拒绝它犯第一类错误的概率是O.32，因此不能拒绝原假设，即认可国内生产总值不是实际汇率的格兰杰成因。

对于实际汇率不是国内生产总值的格兰杰成因的原假设，拒绝它犯第一类错误的概率是0.0044，表明至少在95.60／0的置信水平下，可以认为实际汇率是国内生产总值的格兰杰成因，这意味着人民币实际汇率贬值确实是促进中国经济增长的一个重要因素。

由此可见，图1中人民币实际汇率与国内生产总值之间较强的相关性，反映的是人民币实际汇率贬值促进了中国经济的正向因果效应，而不是经济增长引致实际汇率贬值的逆向因果关系。

2.克鲁格曼的“汇率无关紧要”说

有关汇率对经济的影响，保罗?克鲁格曼(Paul Krugman，2000)则意识到汇率波动与宏观经济表现的不相关现象，并在其著作《汇率的不稳定性》一书中提出了“汇率无关紧要”命题。在书中，为了论证汇率稳定与否对宏观经济的影响并不是很重要的事情，克鲁格曼比较了德国和美国的产出变化与马克和美元之间汇率变化的关系，发现两者之间几乎不存在任何相关性。这表明汇率与现实经济之间存在着一道隔阂，他用“因市定价”和“沉淀成本模型”来解释汇率与现实经济之间的这种隔离。

克鲁格曼的结论是，由于世界经济的不完全一体化(意味着汇率不可能是稳定的)，以及汇率与现实经济之间的隔离，同时内部均衡又重要于外部均衡，因此汇率即使不稳定也是不重要的。既然汇率(外部价格)变化相对于内部价格的变化对经济的影响要小得多，因此没有必要为了维护汇率稳定而牺牲国内价格的稳定。

然而，“汇率无关紧要”说是否适合人民币汇率与中国经济增长的关系呢?由于克鲁格曼进行分析的对象都是发达国家的数据和情况，因此不具有世界经济的普遍适合性。事实上，对于事实固定汇率制度的发展中国家而言，汇率并不像发达国家中一样影响渺小，而是影响经济发展从而影响现代化进程的重要变量。

三、经济增长影响人民币汇率的分析

1.“巴拉萨――萨缪尔森效应”分析

“巴拉萨――萨缪尔森效应”是从生产率的角度分析经济增长对人民币汇率的影响。其基本思想来自巴拉萨和萨缪尔森各自在1964年发表的论文。该理论认为当一国经济增长速度在较长期内高于对比国时，该国可贸易品生产部门相对不可贸易品生产部门的生产率提高幅度往往也会高于对比国，这使得该国相对于对比国的实际汇率往往会出现升值趋势。

《长期经济成长与实际汇率演变――巴拉萨一萨缪尔森效应假说及其经验证据》(卢锋、韩晓亚，北京大学中国经济研究中心，2006年)一文中不仅介绍巴拉萨一萨缪尔森效应假说的理论内容，讨论相关变量度量数据和经验研究文献，并且利用多个发展中国家的最新统计数据考查其主要经验证据并给以分析和评估。

2.克鲁格曼的“贸易差额与汇率”模型

保罗・克鲁格曼和鲍德温(Baldwirl)于1987年提出了一个简单但是具有一般性的模型。

考虑世界上只包括美国和另一个国家，这两个国家各生产一种产品，此产品及用于本国消费，也用于出口。令其他国家的产出是计价单位，定义p为美国产品的相对价格。首先我们假设充分就业，因此美国生产一个固定的产出y，国外生产y*。美国的支出用美国生产的产品表示为a，则a*是用国外产品表示国外支出，那么就有：

pa＋a*＝py＋y*　(1)

根据会计恒等式，贸易差额等于收入超过支出的部分，因此买美国贸易差额为：t＝y－a　(2)

如图2所示，横轴是美国真实支出水平a，纵轴是美国产出的相对价格p，TT是一条等贸易差额线，即与某个给定贸易差额相一致的点的轨迹，反映了不管相对价格如何，贸易差额都等于收入减去支出，即(2)式。直线UU代表美国产品市场出清的点。如果美国居民在美国产品上的边际支出倾向高于其他国家的居民在美国产品上的边际支出倾向，则UU直线斜率为正。

美国贸易赤字下降的同时，美国产品的相对价格p也必然下降。美国真实支出的相对价格也必然下降。但是在以下情况，如图3，相对价格不会发生调整：如果外国(例如中国)产出y*增加，使得UU直线向上移。因此，如果其他国家没有过剩生产能力，就可能发生美国产出下降而没有任何真实贬值的情况。(如图3)

四、中国人民币汇率制度评析

2005年7月汇率制度改革后，目前的人民币汇率制度是“以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度”，事实上成为了盯住美元的固定汇率制。

这种人民币汇率制度的有利之处主要表现为：第一，中央银行可以通过在外汇市场上买卖外会对汇率进行调节，从而使人民币汇流处不至于大幅度低估或高估，这样就有利于出口贸易和外商投资，从而最终有利于促进经济增长。第二，这种汇率形成机制是中央银行集中了庞大的外汇储备，有利于提升中国的国际清偿能力和国有银行的国际信用等级，使中国的金融系统走向强壮。

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关键词：国内居民；旅游消费；经济增长

一、引言

改革开放以来，我国一直致力于工业化和市场经济的建设，逐步由“短缺经济”时代转向“过剩经济”时代，随着居民收入与消费水平的不断提高，消费需求成为经济增长的主要制约因素和拉动经济增长的最根本动力。特别是进入21世纪以来，消费需求对经济增长的影响逐渐增强。旅游消费行为的兴起和发展，是一国社会、经济、文化和居民生活水平达到一定程度时的必然产物。

二、旅游消费影响经济增长的理论分析

旅游消费是一种高层次的居民消费，从宏观的经济影响的角度来看，旅游消费从属于居民消费，是最终消费需求的一部分，所以，对经济增长具有与一般消费相同的拉动作用。基于此，本文以一般消费影响经济增长的机理为基础，结合旅游消费的特点，认为国内旅游消费主要从两个方面影响经济增长：一是旅游消费总量对经济增长的影响，二是旅游消费结构变动对经济增长的影响。

旅游消费总量主要从三方面影响经济增长：一是旅游消费作为最终消费的一部分，对经济增长产生直接的拉动作用；二是旅游消费需求总量的增加导致旅游消费品生产的增长，诱发旅游业和相关行业增加投资，从而拉动经济增长；三是旅游消费需求总量的增加，带动旅游业及相关行业就业，促进经济增长。

旅游消费结构变动也主要从三个方面影响经济增长：一是旅游消费结构变动影响消费总量，进而对经济增长产生拉动作用；二是旅游消费结构引发产业结构的变动，促使产业结构趋于合理，提高资源配置效率，从而对经济增长产生积极影响；三是旅游消费结构的变动引发就业结构的变动，使从业人员从生产率较低的产业流向生产率较高的产业，提高整体劳动生产率，从而促进经济增长。

三、国内居民旅游消费现状分析

近年来，随着人们可自由支配收入的提高，闲暇时间的增多以及国家一系列利好政策的出台，国内旅游日益兴盛。本文将从国内旅游人数及旅游消费支出情况、国内游客增长率及旅游消费增长率情况两个方面对国内居民旅游消费的现状进行分析。

（一）2004-2013年国内旅游人数及旅游消费支出情况

从表1中可以看出，除特殊年份以外，城乡居民国内旅游出游人次、旅游消费支出均表现出强劲的增长态势。从国内游客人数来看，由2004年的1102百万人次增加到2013年的3262百万人次，年均增长12.81%。其中城镇居民游客人数从2004年的459百万人次增加到2013年的2186百万人次，年均增长18.93%；农村居民游客人数由2004年的643百万人次增加到2013年的1076百万人次，年均增长5.86%。从旅游总花费来看，由2004年的4710.7亿元增加到2013年的26276.1亿元，平均每年增长2156.54亿。其中城镇居民旅游总花费从2004年的3359.0亿元增加到2013年的20692.6亿元，平均每年增长1733.36亿；农村居民旅游总花费由2004年的1351.7亿元增加到2013年的5583.5亿元，平均每年增长423.18亿。

（二）2004-2013国内游客增长率及旅游消费增长率情况

国内游客增长率和旅游消费增长率可以根据表1中的数据计算得出，其计算公式如下：

某年国内游客增长率=本年出游人次-上年出游人次上年出游人次×100%（1）

某年旅游消费增长率=本年旅游消费支出-上年旅游消费支出上年旅游消费支出×100%（2）

计算结果见图1、图2所示。

图1 2004-2013年城乡居民国内游客增长率

图2 2004-2013年城乡居民国内旅游消费增长率

图1显示了城乡居民国内游客增长率变化情况。从图1中可以看出，各年的游客增长率上下波动起伏，有的年份城镇居民与农村居民的游客增长率相差较大。例如2009年城镇居民国内游客增长率为28.4%，而农村居民国内游客增长率为-1.0%，相差近30个百分点；2011年城镇居民国内游客增长率为58.4%，而农村居民国内游客增长率为-8.1%，相差近68个百分点。

图2显示了城乡居民国内旅游消费增长率的变化情况。从图2中可以看出，各年的旅游消费增长率变动幅度较大，显现先升后降的趋势，2011年以前整体呈上升趋势，2011年以后下降趋势非常明显。其中城镇居民国内旅游消费增长率从2005年的8.8%上升到2011年的57.5%，然后又从2011年的57.5%下降到2013年的17.1%；农村居民旅游总花费增长率从2005年的20.6%上升到2011年的41.6%，然后又从2011年的41.6%下降到2013年的11.0%。

四、国内居民旅游消费对经济增长的影响

从前文旅游消费影响经济增长的理论分析得知，国内旅游消费主要从两个方面影响经济增长，一是旅游消费总量对经济增长的影响，二是旅游消费结构变动对经济增长的影响。接下来将从这两个方面来分析其对经济增长的影响。

（一）国内居民旅游消费总量对经济增长的影响

国内居民旅游消费总量对经济增长的影响有很多衡量指标，而这里将从旅游消费率和旅游消费贡献率这两个指标来进行分析。

1.旅游消费率分析

国内旅游消费率是指一定时期内，某国家或某地区国内旅游消费支出额占国内生产总值的比重。它反映该国家或地区居民国内旅游消费的强度，也反映国内旅游消费对经济增长影响的大小，其计算公式如下：

国内旅游消费率=国内旅游消费总支出GDP×100%（3）

例如2008年国内旅游消费率=8749.3316751.7×100%=2.8%，其它计算结果见表2所示。从表2中可以看出，2004-2013年间我国城乡居民旅游消费率保持小幅上升态势，波动较小。从2004年的2.9%上升到2013年的4.5%，仅上升了1.6个百分点。

2.旅游消费贡献率分析

旅游消费对经济增长的贡献率是指一定时期旅游消费需求总量的增加量与当期GDP增量的比值。它反映旅游消费需求增量对GDP增量的贡献程度，其计算公式如下：

国内旅游消费贡献率=旅游消费支出增加量GDP增加量×100%（4）

例如2008年国内旅游消费贡献率=8749.3-7770.6316751.7-268019.4×100%=2.0%，其它计算结果见表2所示。从表2中可以看出，2004-2013年间我国居民旅游消费对经济增长的贡献率有较大幅度的上升。从2005年的2.3%上升到2013年的6.6%，年平均贡献率为4.45%，即GDP增长的4.45%是由国内旅游消费引起的，但总体来看，现阶段我国国内旅游消费对经济增长的贡献还较小。

（二）国内居民旅游消费结构变动对经济增长的影响

旅游消费结构是指旅游者在旅游消费过程中消费的相关消费资料的比例关系。按照旅游消费资料用途的不同，可以将旅游消费结构划分为吃、住、行、游、购、娱等六个方面的消费需求，而根据其重要性和必要性的程度又可以将其划分为基本旅游消费和非基本旅游消费，并将餐饮、住宿、交通、景区游览归入基本旅游消费，将购物、娱乐及其他服务归入非基本旅游消费。一般而言，非基本旅游消费被看作是衡量一地旅游消费水平的重要标志，其在旅游消费中的比重越大，比重提高速度越快，消费总量的增加就越快，旅游消费对地区经济增长的影响就会越大。

1.城镇居民国内旅游消费结构变动对经济增长的影响

从表3中可以看出，2004-2013年间，城镇居民国内旅游消费支出主要集中在餐饮、交通、购物这三个部分，约占总消费支出的60%左右。其中，基本旅游消费的比重整体呈现上升趋势，从2004年的66.3%上升到2013年的77.7%，交通支出的比重上升比较明显；非基本消费的比重在下降，从2004年的33.7%下降到2013年的22.3%，其他支出的比重在2010年以后下降较快。说明这10年来城镇居民国内旅游消费结构不太合理，对经济增长的影响在减小。

2.农村居民国内旅游消费结构变动对经济增长的影响

从表4中可以看出，2004-2013年间，城镇居民国内旅游消费支出主要集中在交通、购物这两个部分，约占总消费支出的50%左右。其中，基本旅游消费的比重整体呈现上升趋势，从2004年的48.8%上升到2013年的71.0%，餐饮支出的比重上升比较明显；非基本消费的比重在下降，从2004年的51.2%下降到2013年的29.0%，其他支出的比重在2010年以后下降较快。说明这10年来农村居民国内旅游消费结构不太合理，对经济增长的影响在减小。

城乡比较来看，农村居民非基本消费比重高于城镇居民，这说明农村居民旅游消费结构要高于城镇居民。

五、结论

旅游消费的经济影响研究是旅游学界的焦点问题，同时也是一个难点问题。本文采用比较分析、统计分析等定量分析方法，从理论和实证两方面对我国城乡居民国内旅游消费对经济增长的影响进行了简单的定量研究。理论方面，以一般消费影响经济增长的机理为基础，结合旅游消费的特点，构建了国内旅游消费影响经济增长的理论分析框架。实证方面，在全面分析我国城乡居民国内旅游消费现状的基础上，依据理论分析框架，从旅游消费总量和旅游消费结构两方面，对我国城乡居民国内旅游消费对经济增长的影响进行了较为全面的研究。（作者单位：1.湘潭大学旅游管理学院；2，3.武汉检安石化工程有限公司乙烯维护分公司）

参考文献：

[1] 周文丽.城乡居民国内旅游消费特征统计研究[J].旅游论坛，2011，4（4）：35-42.

[2] 张丽峰，柳彬德.我国居民旅游消费对经济增长的影响分析[J].技术经济，2009，28（5）：81-85.

[3] 李一伟，夏林根.国内城镇居民旅游消费结构分析[J].旅游科学，2004，18（2）：30-32.

[4] 郑群明.农村居民的旅游态度和出游特征研究[J].旅游科学，2004，18（2）：9-14.

[5] 顾雅清.农村居民旅游特征分析及其市场开发策略[J].商业时代，2009，（3）：102-103.

[6] 王文瑞.我国农村居民国内旅游基本特征分析[J].云南师范大学学报（社会科学版），2009，40（4）：120-124.

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关键词：民间借贷；经济增长；格兰杰因果检验

一、引言

民间借贷作为为我国金融的重要组成部分，在我国的发展史上有着不可替代的地位，对中国经济的快速增长发挥了巨大作用。但民间借贷对于经济发展的影响程度到底如何，他们之间又具有怎样的相互关系，还需要有更深入的研究。目前，众多文献都是从定性的角度分析了民间借贷对于经济增长的促进作用，而本文将采用定量的分析方法，运用计量经济学模型，通过对1987-2011年间相关数据进行实证分析，研究民间借贷与我国经济增长的关系。

二、指标选取

为剔除人口的影响，本文选取人均民间借贷规模AUF和人均国内生产总值AGDP两个指标来衡量民间借贷和经济增长的关系。由于数据的自然对数变化可消除时间序列中存在的异方差问题，同时又不会改变原有的协整关系，因此将对数据进行对数化处理，分别记为LNAUF、LNAGDP。具体数据见表1。

表1 1987-2011年AUF和AGDP数据 单位：万人，元

数据来源：1.《中国统计年鉴》（1996-2012年），《中国金融年鉴》（1986-2010年）

2.民间借贷规模由地下经济规模测算得出

模型构建方面，本文使用Eviews软件，对人均民间借贷规模和人均国内生产总值两个变量进行格兰杰因果检验，以进一步确定民间借贷规模和经济增长之间是否存在因果关系及其影响方向。

三、单位根检验

在时间序列分析中，首先遇到的问题就是关于时间序列数据的平稳性问题，因此，在做回归分析前，应该先对时间序列数据进行平稳性检验，即单位根检验。

本文采用ADF检验，ADF检验采用t统计量进行检验，原假设H0：序列有一个单位根。其检验结果如表2所示。DLNAUF、DLNAGDP分别表示相应变量的一阶差分。

表2 LNAUF和LNAGDP的单位根检验结果

说明：1.检验类型中c、t、k分别代表常数项、时间趋势项和滞后阶数；

2.ADF检验的临界值来自软件Eviews6.0，当ADF值小于临界值时说明序列平稳；

3.滞后阶数k的选择根据AIC信息准侧和SC准则最小原则确定；

4.***表示1%显著水平下稳定，**表示5%显著水平下稳定，*表示10%显著水平下稳定。

从表2可以看出，序列DLNAUF的ADF检验t统计量值=-5.23141，其相应的概率值P=0.0003非常小，远小于1%的检验水平，因此拒绝序列DLNAUF存在单位根的原假设，即可认为序列DLNAUF是平稳的，也即序列AUF是一阶自然对数差分平稳的。从表3-1也可以看出，序列DLNAGDP的ADF检验t统计量值=-2.86523，其相应的概率值P=0.0657，小于10%的检验水平，因此拒绝序列DLNAUF存在单位根的原假设，即可认为序列DLNAGDP是平稳的，也即序列AGDP也是一阶自然对数差分平稳的。

四、格兰杰因果关系检验

协整检验的结果表明，我国民间借贷发展与经济增长之间存在长期的动态均衡关系，但是，这种长期均衡关系是否存在因果关系，还需要通过格兰杰因果检验做进一步的验证。这里对我国人均民间借贷规模的变化和人均国内生产总值的变化进行格兰杰因果检验，检验结果如表3所示。

表3 格兰杰因果关系检验结果

根据表3的分析结果可知，从滞后长度3到7，都不存在LNAGDP至LNAUF的单向因果关系，即LNAGDP不是LNAUF的格兰杰原因；对于滞后长度5和6，存在LNAUF至LNAGDPA的单向因果关系，其检验F统计量在5%的检验水平上显著，可认为LNAUF是LNAGDP的格兰杰原因。可见，我国民间借贷的发展的确造成了经济增长的变动，但经济的增长对民间借贷的发展却并没有起到推动作用，也就是说，我国民间借贷对经济增长有显著影响，且这种影响是单向的。

五、协整检验

根据以上单位根的检验结果，可以看出人均民间借贷规模和人均国内生产总值的对数序列都是一阶单整序列，满足时间序列协整检验两序列是同阶单整的前提条件。本文采用基于模型回归残差的协整检验方法，其协整检验的思想是对回归方程的残差进行单位根检验，若残差序列是平稳序列，则表示方程的因变量和解释变量之间存在协整关系，否则不存在协整关系。

以LNAGDP为因变量，LNAUF为解释变量，建立回归模型：

■ （1）

用Eviews对公式1进行回归估计，结果见表4。

表4 回归结果

既得回归模型如下：

■ （2）

对模型2的残差μ做单根检验，结果如表3-1所示。说明残差μ在5%的显著水平下没有单位根，是平稳的时间序列，所以LNAUF与LNAGDP之间存在协整关系，即民间借贷的发展与经济增长之间存在长期稳定的动态均衡关系。人均民间借贷规模每增长1%，会促进经济平均增长约0.89%，可见民间借贷对经济的发展影响十分显著。

六、误差修正模型

模型2刻画了序列LNAGDP和序列LNAUF之间的长期均衡关系，为了考察实际人均民间借贷规模与人均国内生产总值间的动态关系，还需要借助误差修正模型来进行分析。构建的误差修正模型如下：

■ （3）

其中，是误差修正项，且令=μ，估计结果见表6-1。

表5 误差修正模型的估计结果

如上表所示，误差修正模型的和通过统计检验。估计系数为正，说明民间借贷的发展对经济增长具有短期的促进作用；估计系数为负，说明假如前一期人均国内生产总值偏离长期均衡时，为维持实际人均国内生产总值与人均民间借贷规模的长期均衡关系，当期将以-0.080867的速度对前一期人均国内生产总值与人均民间借贷规模之间的非均衡状态进行调整，将其拉回到长期均衡状态。

七、结论

通过格兰杰因果检验，我们发现在1987-2011年间，我国经济增长和民间借贷发展之间存在着显著的单向因果关系，这从定量的角度验证了民间借贷对我国经济增长的促进作用，民间借贷的存在与发展不仅是必然也是必要的。在这种情况下，我们需要正确看待民间借贷的存在，对待民间借贷活动不可一味的打压抑制，应当充分认识其正向积极的一面并加以利用，而面对其反向消极的一面，我们应采取适当的措施加以监督与规范，使其能够朝正确的轨道发展前进。

参考文献：

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我国债券市场近十年取得了快速发展，债券发行量从2004年的不到3万亿元，增长到2016年的36万亿元；债券托管量从2004年的5.16万亿元，发展到2016年末的63.6万亿元。中国债券市场也从名不见经传的小市场成长为全球第三大债券市场。在发展过程中，债券市场在金融体系中的重要作用也日益凸@。

首先，债券市场已经成为直接融资的主力军，对做强实体经济“筋骨”发挥了重要作用。2016年，企业通过债券市场净融资规模达3万亿元，占社会融资总量的16.8%，债券融资成为除贷款之外实体企业获得资金的第二大渠道，融资成本也低于贷款成本。如果没有债券市场，实体经济的融资成本每年至少上升1000亿元。与此同时，债券市场在稳增长、调结构、防风险方面的作用日益突出。稳增长方面，债券市场支持重点行业领域融资的力度不断加大。一些重要的交通基础设施建设、保障性住房建设、城市停车场建设、城市地下综合管廊建设等重要领域和重大项目均通过债券市场融资，仅非金融企业债务融资工具，就为棚户区改造、保障房建设、铁路建设、战略新兴产业等领域提供融资上万亿元。调结构方面，债券市场已成为绿色产业、公共交通、环保技术等领域企业融资的重要渠道，同时也在淘汰落后产能、推进产业优化升级方面发挥了积极作用。补短板方面，债券市场持续加大对“三农”、小微企业等薄弱环节的支持力度，为新兴农业主体、家庭农场等“三农”企业建立绿色通道，并支持创业投资企业、融资租赁企业等以小微企业为主要服务对象的企业发债融资，从多个角度拓宽小微企业资金来源；去杠杆方面，永续票据发行规模不断扩大，2016年发行2567.5亿元，有力支持了企业增加权益资本，同时企业资产证券化加快推进，2016年累计发行资产支持证券5123亿元，为企业盘活存量资产发挥了日益重要的作用。

其次，产品创新有序推进，提高了债券市场服务实体经济的灵活性和精准性。近年来，结合各类企业的融资需求，债券市场的各类创新产品层出不穷，比如，为方便小微企业融资，推出中小企业短期融资券、中小企业集合票据等产品；针对城镇化投融资机制透明度不高，推出市政项目收益票据；支持企业降低财务杠杆，拓宽权益资金补充渠道，推出永续类债券及可转换为企业资本的债券；此外，还有并购票据、碳债券、供应链票据创新品种等等。通过一系列的创新产品，提高了债券市场服务实体经济的灵活性和精准性。比如，近期推出的扶贫社会效应债券就是一个较好的例证。社会效应债券2010年起源于英国剑桥郡，目前在全球仅发行了60单左右，此次发行的社会效应债券是首只用于扶贫领域的债券，主要有几个明显的特点：一是推动扶贫投融资机制由“先财政投入、后提供服务”向“先提供服务，后财政购买”转变，缓解了扶贫资金需求与财政资金供给时间不匹配的矛盾；二是把扶贫效果与债券利率挂钩，激励投资人对发行人资金使用的监督，保证扶贫投入质量和效率；三是引入第三方评估机构对项目运行效应进行评估，有利于吸引更多的社会资金；四是传统的金融扶贫主要集中在收益性项目方面，通过发行社会效应债券，可将收益性和公益性项目打包融资，实现了扶贫开发效益最大化。

第三，债券市场为加强和改进宏观调控提供了操作平台和传导渠道。我国债券市场发展初期，市场规模较小，债券品种也比较单一，市场深度与广度不足，在一定程度上制约了宏观调控的有效实施。随着债券市场深度与广度的拓展，其在担当调控平台方面的独特优势逐步显现：依托这一平台，管理部门积极开展常规性和应对危机冲击的各项宏观调控操作。目前，债券市场已经是央行公开市场操作的平台，也是国债和地方政府债券发行的平台，债券市场的发展还推动了国债收益率曲线的形成完善，为金融资产定价提供了良好基准。

债券市场进入提质增效的关键阶段

未来发展任重而道远

当前，中国经济发展进入提质增效转型的新常态，与此同时，中国已成为世界第二大经济体，人民币加入SDR后国际投资者将有更多人民币资产配置需求，此外，中国需要积极参与全球经济治理，努力维护全球经济金融体系开放性，这些都需要一个具有深度广度、安全稳健、与大国开放经济地位相适应、支持实体经济、可持续发展的债券市场体系，这也意味着债券市场同步进入了提质增效的新的关键发展阶段，未来有很多工作要做：

一是进一步完善债券市场价格形成机制，不断优化资金要素价格。供给侧结构性改革的核心是要消除价格扭曲。我国债券市场已经是要素价格最为市场化、对货币政策最敏感、配置资源功能不断增强的金融市场，但仍存在一些影响市场定价的因素，要采取多方面措施提高市场流动性，包括完善债券做市机制，提高市场流动性，减少定价行政干预，有序打破刚性兑付，推动发展信用风险管理工具，提高评级公司揭示信用风险的能力等。

二是完善债券市场制度建设，为供给侧改革提供稳定的环境。债券市场成立之后很长时间处于零违约阶段，这使得我们的一些制度建设还不健全，比较突出的是违约处置机制不健全，债权保障机制不完善，这会使得投资人在投资信用债方面有所顾忌，因此需要完善相关制度，全面采取强化投资者保护条款、完善债券持有人会议和受托管理人制度、建立债券违约后的退出机制等事前预防、事中应急、事后处置等系统性措施。此外，一些新产品的推出也为我们的制度建设提出了新的要求。比如，绿色债券推出后，相应的评估认证机构也随之出现，但谁来认证、认证什么、怎么认证等问题没有明确，也不利于市场的发展。

三是以产品创新提高服务实体经济的能力。支持企业发行长期限含权债务融资工具，如永续中票、可转换票据等。有序开展以企业应收账歉、租赁债权等财产权利和基础设施、商业物业等不动产财产或不动产财产权益为基础资产的资产证券化业务，推动房地产信托投资基金（REITs）试点，支持企业向轻资产经营模式转型。加强与产业政策的协调配合，支持符合条件的企业发行并购票据、可转换债券等筹集并重组资金，推动优势企业兼并重组劣势企业，发挥资源整合和财务协同效应。

四是培育多元化的合格机构投资人，进一步增强内控能力。2015年以来债券市场投资人变化的一个重要特征就是中小投资人和广义基金等更多进入了市场。其中非法人集合产品持有公司信用类债券的部分已经超过银行，成为市场上最大的投资者。市场新的变化也带来了许多新的问题，比如理财产品的法律关系和性质问题。长期以来，银行理财、保险理财、资管计划和基金专户等非法人产品属于委托合同关系，导致其管理人在诉讼、财产保全、债转股等方面缺少相应的法律身份；再比如，如何提高督促这些机构加强内部管理，提高风险管理能力、定价能力和内部评级能力，提高资产管理人队伍的专业素质，防范道德风险，也是决定市场能否稳健发展的关键。