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【關鍵詞】經濟結構，經濟增長方式，收入分配
一、經濟結構失衡，國內產能過剩
長期以來，我國的經濟增長主要是依靠投資和外需拉動。不可否認，投資和出口對于我國的經濟增長作出了重要的貢獻，但是，我們也應該看到這種經濟增長方式是不可持續的，而且蘊藏了一些隱患。
首先，依賴投資拉動經濟，引起消費與投資失衡，國內產能過剩。目前國內產能過剩是傳統產業產能過剩和新興產業產能過剩并存。一方面是大量社會資金不斷流入房地產業、鋼鐵、水泥、汽車和能源等傳統產業，導致產能過度擴張；另一方面是一些新興產業的備受追捧，大批企業缺乏有序規劃和論證設計就紛紛上馬，如風電、太陽能發電、多晶硅等新興行業不斷出現重復建設的問題。這些超級產能背后的產業很多都涉及到社會經濟的各個核心部門。因此，投資結構的不合理引發的產能過剩，將對宏觀經濟的平穩運行產生不利影響。
其次，經濟增長高度依賴于外需拉動，國內經濟增長易受國際市場影響。近年來，我國外貿依存度節節攀高，但是我國出口的依然主要是附加值較低的勞動密集型產品，為了穩定外部需求促進內部增長，實際上我國一直是以低估人民幣幣值、壓低勞動力價格為代價的。因此，雖然出口企業，特別是一些勞動密集型的中小型企業，吸納勞動力多、就業面廣，但是利潤利潤空間小、抗風險能力較弱、經營面臨較大壓力，很容易出現“國際市場一咳嗽，國內經濟就感冒”的狀況。
最后，產能過剩與外貿依存度過高的問題交織在一起困擾著中國經濟。我們寄經濟增長之希望于出口和投資拉動，使得政府的投資行為在促進經濟增長的過程中顯得尤為重要，特別是當國外經濟動蕩、出口環境惡化時，便形成了中國獨特現象：危機前用外貿，危機來用宏調。但是，針對國外經濟危機，政府每一次“救急”都會一方面阻礙落后產能的淘汰，另一方面導致國有經濟的非理性介入，進一步形成過剩產能。
二、轉變經濟增長方式是我國持續發展必由之路
消費作為最終需求，在社會經濟生活中的地位是決定性的。生產的產品只有最終被消費，實現了“驚險的跳躍”，整個生產過程才算完成，社會再生產也才能順利進行。投資消費是對中間產品的消費，雖然在短期內能形成需求刺激經濟，但是，投資也是整個社會生產過程的啟動環節，最終還是需要通過消費的檢驗。如果投資與消費不能協調發展，那么投資形成的產品將不能被消費環節所接受，就會出現所謂的重復建設、產能過剩。
不僅投資與消費要相匹配，而且消費也應該內外需協調。強調外需固然可以彌補內需不足的問題，但過度依賴外需會使國內經濟受制于國際市場。一旦出口受到影響，則對國內經濟的沖擊就會一波接一波地接踵而來。而且，過度依賴外需不利于提高國內人民生活水平、讓廣大人民群眾共享經濟發展成果。
要實現社會再生產的順暢進行和經濟的可持續協調發展，就必須投資增長與消費增長相匹配、國內消費與國外需求相協調。因此，轉變經濟增長方式是我國實現經濟長期穩定增長的必由之路。
三、國際經濟危機倒逼我國經濟增長方式轉型
國際金融危機的爆發后，世界經濟增長動力不足，特別是歐洲經濟目前尚處于衰退邊緣，加之人民幣兌美元和歐元的匯率不斷升值，使得國際市場需求持續疲軟。雖然目前國內經濟企穩向好，但這主要是由政府投資拉動的。政府投資固然可救一時之急，但也是造成中國產能過剩問題難以根治的直接原因。自2008年美國次貸危機爆發以來，中國的產能過剩高峰已漸次出現。而且，這次經濟危機引起的外部市場的萎縮不僅是短期的，更有可能是中長期的，因此，我們要清醒認識當前經濟形勢的嚴峻性和復雜性，經濟能否持續回升不能依靠政府的持續投入。
事實上，歐美債務危機為中國加速經濟轉型提供了倒逼的壓力：歐美的債務動蕩促使中國經濟加速擴大內需。內憂外患之下，擴大內需勢必成為我國經濟又好又快發展的戰略性問題。雖然解決內需不足非一日之功，但是我們必須以這次國際經濟危機為契機，采取措施促進經濟增長方式根本轉變。
四、經濟結構調整是重點
針對當前嚴峻復雜的國內外環境，中國必須將經濟結構調整作為加快經濟發展方式轉變的重要途徑和主要內容。首先，加快產業結構優化升級步伐。當前，歐美等發達國家債務問題嚴重，經濟前景黯淡，使其輸出技術設備的內在要求趨于加大，我國應抓住機遇，促進裝備制造業為主的重加工業轉型升級。其次，拉動經濟增長要以內需為主，內外結合。我國應著力調整內需外需結構，加快形成內需為主和積極利用外需共同拉動經濟增長的格局，使中國經濟向更加均衡的發展方式轉變。最后，擴大內需要更多的依靠消費拉動。國內需求是拉動一國經濟增長的根本動力，但是我們應看到目前我國國內投資增長較快、產能相對過剩的問題。所以，今后擴大內需主要是更多的依靠消費拉動。
五、優化收入分配是出路
內需不足，根本原因在于收入分配的兩極分化。目前，中國的基尼系數已經高達0.45以上，分配嚴重不均等。因而，要擴大內需，促進居民消費增長就要優化收入分配，解決居民無錢可花和有錢不敢花的困境。
首先，我國收入差距的大部分形成于初次分配領域，因此，要優化收入分配就必須深化收入分配制度改革，整頓和規范初次分配秩序。逐步提高居民收入在國民收入中的比重，提高勞動者報酬在初次分配中的比重，縮小城鄉、地區間的收入差距。
其次，完善收入再分配機制。目前，普通居民的消費預期過于沉重，無論是生老病死、房屋購置、孩子教育等，都對其他的消費產生了巨大的擠出效應。社保體系尚未完善，教育、住房、醫療等缺乏充分保障，這些都成為老百姓不敢花錢的關鍵原因。因此，擴大內需還需要我們進一步完善再分配機制，加強社會保障，讓居民有錢敢花。
參考文獻：
[1]劉建國，我國農戶消費傾向偏低的原因分析，經濟研究，1999（3）。
論文關鍵詞：制度,經濟增長,內生增長模型
一、我國經濟制度變遷概述
自經濟學誕生以來，破解經濟增長之謎一直是眾多經濟學家們不斷研究的重點。而改革開放以來，我國經濟高速增長，其根本原因在于“改革開放”。而改革開放意味著制度的變遷。從計劃經濟到市場經濟，經過近半個世紀的努力，我國在建設具有社會主義特色市場經濟體制上取得了巨大成就，在黨的正確領到下，我國經濟建設碩果累累。回顧我國經濟體制的改革歷程，我們發現經濟制度在經濟中的作用不可小視。
以諾思為代表的新制度經濟學把制度因素引入到經濟增長理論之中，認為制度安排的發展才是主要的改善經濟效率和要素市場的歷史原因。更為有效的經濟組織的發展，其作用如同技術發展對西方世界所起的作用那樣同等重要。德姆塞茨指出，制度引起了經濟績效的改變，并且這一判斷受到歷史事實的支持。
中國的制度變遷過程就是中國的工業化過程,是圍繞著中國工業化過程中的資本積累進行的,可以分為兩大階段:第一階段是從多元化經濟向一元化經濟的變遷,形成了計劃經濟體制及其原始積累,這是一個從分散到集中、從市場化到計劃化的過程,包括原始積累體制的形成(1953—1956)與運行(1956—1978)兩大時期;第二階段是從1978年底開始的計劃體制向市場體制的變遷。這是一個從集中到分散、從計劃化到市場化的過程,它標志著傳統原始積累體制的終結。如表所示：
表1：中國制度變遷過程
年份
制度變遷
1949-1952
新民主主義制度
1953-1956
社會主義改造及其過渡制度
1957-1977
中央集權及計劃經濟缺席
1978-1992
價格體制改革及有計劃的商品制度
綜合上述研究文獻，顯然可以發現水資源與農業經濟增長之間存在雙向的作用關系:一方面農業經濟增長通過規模效應、結構效應與技術效應影響著水資源消耗量的變化。在經濟發展的初期階段，農業產量的提高主要來自于投入要素的大量增加，水資源消耗量加大成為必然結果。當經濟增長超過一定臨界值后，伴隨著農業經濟增長方式的轉變以及技術進步和產業結構的優化，水資源壓力將得到一定程度的緩解;另一方面水資源也影響著農業經濟增長。正如新增長理論指出，農業經濟發展過程中不可避免地需要消耗水資源，但是由于水資源的有限性，上一階段水資源的消耗必然會對下一階段農業經濟的投入和發展速度產生影響。然而，現有絕大多數文獻僅僅分析了水資源與農業經濟增長的單方面關系，并沒有考慮到兩者的雙向影響機制，這會導致模型出現嚴重的變量內生性偏差，從而使研究結果出現偏誤，誤導政策建議。
目前，有兩種方法可以處理變量內生性帶來的估計偏差問題:一是利用聯立方程組分別估計以水資源利用與農業經濟增長為因變量的兩個方程;二是運用向量自回歸(VectorAuto-regression，VAR)模型分析水資源和農業經濟增長的雙向動態作用機制。彭水軍的研究指出，相比于聯立方程方法，VAR模型可以較少地受既有理論的約束，同時也可以較為方便地分析系統中各個變量之間的動態影響［8］。鑒于此，本文利用1998－2009年中國省級面板數據，建立水資源與農業經濟增長的面板VAR模型，并采用新近發展起來的基于面板數據的單位根檢驗、協整檢驗、因果檢驗和面板VAR方法，分析水資源與農業經濟增長之間的內在依存和因果關系，從而得出比較可靠的結論，為相關研究和有關決策部門提供參考。
1研究方法和數據
1．1研究方法
本文采用面板VAR方法分析水資源和農業經濟增長的關系，該方法最早見于Holtz-Eakin的研究，由于其放松了傳統VAR模型需要較大樣本觀測值的要求，目前在相關問題的分析中得到了廣泛應用［9］。本研究構建的面板VAR模型如下:yi，t=α0+∑kj=1αjyi，t－j+ηi+i+εi，t(1)上式中，i代表省份，t代表年份，yi，t包含兩個向量，分別是水資源(waterit)和農業經濟增長(gdpit)。同時考慮到水資源和農業經濟增長的區域異質性，本文在模型的設定中引入了代表地區固定效應的變量ηi，表示可能遺漏的和地區特征相關的因素(例如區位、自然條件以及經濟發展不平衡等)。i表征時間效應，用來解釋變量的時間趨勢特征。εi，t為隨機擾動項。
1．2數據說明
鑒于數據的可獲得性，本文選取除中國臺灣、香港、澳門以外的31個地區1998－2009年的數據實證分析水資源與農業經濟發展的相互影響關系。借鑒王學淵等以及劉瑜等的研究，本文以農業用水總量表征水資源，其中1998－2001年的農業水資源數據來自于《中國水資源公報》，2002－2009年的數據取自《中國統計年鑒》;在農業經濟增長指標的選取上，本研究用農林牧漁業總產值表示。同時為了消除物價波動的影響，將各年度農林牧漁業總產值折算為1998年可比價，數據來源于歷年《中國統計年鑒》。最后，對農林牧漁業總產值和農業用水總量進行對數化處理，以消除異方差和數據的劇烈波動。考慮到中國經濟發展的區域差異顯著，各區域農業經濟增長和水資源演化的關系未必會遵循同一經驗規律，因此，本文將中國分為東部、中部和西部地區分別進行考察。其中，東部地區包括遼寧、河北、北京、天津、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、海南11個省(市、自治區)，中部地區包括吉林、黑龍江、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省(自治區)，西部地區包括內蒙古、陜西、重慶、青海、寧夏、新疆、甘肅、四川、貴州、云南、、廣西12個省(市、自治區)。
2實證結果與分析
實證分析的思路主要包括四步:①進行單位根檢驗，以檢驗面板數據的穩定性，為協整分析奠定基礎;②進行協整分析，以檢驗水資源是否與農業經濟增長存在長期均衡關系;③如果確立了水資源和農業經濟增長的長期均衡關系，應用誤差修正模型進行短期和長期的因果關系檢驗;④對變量進行面板VAR分析，以考察水資源和農業經濟增長的雙向動態影響關系。
2．1面板單位根檢驗
面板數據的單位根檢驗主要包括LLC檢驗、Breitung檢驗、IPS檢驗、ADF-Fisher檢驗和PP-Fisher檢驗等五種方法。考慮到各檢驗方法本身的局限性，為了保證結論的穩健性，本文同時采用這五種方法進行檢驗，結果見表1。由表1可知，當對東部、中部和西部地區的農業經濟增長(lngdp)和水資源(lnwater)的水平值進行檢驗時，檢驗結果表明不能完全拒絕“存在單位根”的原假設，變量是非平穩的(盡管有些檢驗方法的結果并不理想，但并不影響總體效果)，而當對這兩個變量的一階差分值進行檢驗時，均顯著地拒絕“存在單位根”的原假設。由此可以認為，東部、中部和西部地區的lngdp和lnwater都是一階單整序列。
2．2面板協整檢驗
在面板單位根檢驗的基礎上，本文接著進行面板協整檢驗，以檢驗水資源與農業經濟增長之間是否存在長期均衡關系。根據Pedroni提出的異質面板數據的協整檢驗方法，以回歸殘差為基礎構造出7個統計量進行面板協整檢驗，結果如表2所示［10］。從表2中可以看出，東部地區的所有統計量均通過顯著性檢驗，所以，東部地區的lngdp和lnwater存在面板協整關系。中部和西部地區分別有Panelv統計量和Panelrho統計量沒有通過顯著性檢驗。但是，Pedroni的MonteCarlo模擬實驗結果表明，在小樣本條件下，PanelADF和GroupADF統計量較其他統計量有著更好的性質，PanelPP和GroupPP統計量次之，其他則最差，所以Panelv和Panelrho統計量沒有通過顯著性檢驗對中部和西部地區的lngdp和lnwater存在面板協整關系的結論沒有影響。因此，東部、中部和西部地區的lngdp和lnwater之間存在長期協整關系。這說明，在長期內，水資源對農業經濟增長有促進作用，并且可以通過誤差糾正機制，保持水資源與農業經濟增長間的長期協整關系。
2．3面板誤差修正模型檢驗
協整關系只反映變量之間在長期內存在因果關系，并不能明確兩者間因果關系的具體方向。因此，本文運用Engle和Granger提出的EG兩步法，建立基于面板的誤差修正模型，以分析水資源和農業經濟增長間具體的因果關系方向。本文構建的面板誤差修正模型如下:Δlngdpit=β1+∑kj=1θ1jΔlngdpi，t－j+∑kj=1γ1jΔlnwateri，t－j+λ1ECMi，t－j+μ1it(2)Δlnwaterit=β2+∑kj=1θ2jΔlnwateri，t－j+∑kj=1γ2jΔlngdpi，t－j+λ2ECMi，t－j+μ2it(3)(2)式和(3)式中，Δ表示一階差分運算，ECMi，t－j表示長期均衡誤差。如果對于所有的i，λ1、λ2為零的原假設被拒絕，說明水資源和農業經濟增長之間存在著長期的因果關系，反之則不存在;如果γ1j、γ2j為零的原假設被拒絕，說明水資源和農業經濟增長之間的短期因果關系成立，反之則不成立。表3報告了面板誤差修正模型的檢驗結果。從表中可知，對東部地區而言，模型(2)的ECM項系數在1%水平上顯著為負，這說明反向誤差修正機制成立，水資源是農業經濟增長的長期原因;模型(3)的ECM項系數盡管為正，但未能通過顯著性檢驗，這表明農業經濟增長并不是水資源變化的長期原因。因此，在長期內，東部地區僅存在從水資源到農業經濟增長的單向因果關系。考察其他變量的符號和顯著性，可以發現，在短期內，東部地區水資源和農業經濟增長之間存在著雙向因果關系。同理，在中部地區，短期內存在從水資源到農業經濟增長的單向因果關系，長期內存在水資源與農業經濟增長之間的雙向因果關系;在西部地區，無論在短期內，還是在長期內，均只存在從水資源到農業經濟增長的單向因果關系。
2．4面板VAR估計
面板VAR主要由三個部分組成:第一是面板矩估計(GMM)，說明變量之間的回歸關系;第二是誤差項的方差分析，說明誤差項的影響因素大小;第三是沖擊反應圖，觀察變量對沖擊的反應情況［11］。由于本文重點在于定量把握水資源和農業經濟增長的相互關系，因此，著重分析前兩個部分。
(1)面板矩估計。面板矩估計系數的有效性要求去除面板VAR模型中的地區固定效應和時間效應。本研究采用橫截面上的均值差分法去除時間效應，前向均值差分法去除地區固定效應。估計結果如表4所示。從以上回歸結果可以看出:①無論是東部地區，還是中部地區，抑或是西部地區，滯后一期和滯后二期的水資源系數均高于0，且通過了5%的顯著性檢驗，這說明水資源對農業經濟增長有顯著的正向影響。同時，比較滯后一期和滯后二期的水資源系數大小，可以發現水資源系數隨著滯后期的推移而不斷增大，這表明我國水資源對農業經濟增長的影響是一個逐步加強的過程;②農業經濟增長對水資源的影響存在明顯的區域差異。在東部地區，滯后一期的農業經濟增長對水資源的影響顯著為正，滯后二期的影響不顯著;在中部地區，滯后一期和滯后二期的農業經濟增長均表現出對水資源的顯著影響，并且在滯后一期的影響為正，滯后二期的影響為負，這說明中部地區在經濟發展初期會帶來水資源的大量消耗，但隨著農業經濟增長方式的轉變以及技術進步和產業結構的優化，中部地區的水資源耗費量將逐步得到控制;在西部地區，農業經濟增長對水資源無顯著影響。
(2)面板方差分解。為了更清楚地刻畫和度量水資源與農業經濟增長的相互影響程度，本文進一步采用方差分解的方法，獲得不同方程的沖擊反應對各個變量波動的方差貢獻率構成。表5給出了第10個預測期和第20個預測期的方差分解結果。綜合方差分解的結果可以發現:①10個預測期與20個預測期對方程分析的結果影響變化不大，說明經過10個預測期以后，系統已基本穩定;②水資源與農業經濟增長的波動均主要來自于自身，兩者對自身波動的貢獻比率均在70%以上;③水資源對農業經濟增長的影響在20%－30%之間，其中西部地區所受影響最大，其次為中部，再次為東部;④農業經濟增長對水資源的影響在12%－20%之間，其中中部地區所受影響最大，東部次之，西部相對較小。
3結論與啟示
本文通過建立水資源與農業經濟增長的面板VAR模型，在省級層面檢驗與分析了中國水資源與農業經濟增長之間的相互影響關系。研究發現:
(1)東部、中部和西部地區的水資源和農業經濟增長之間存在長期協整關系。這說明在長期內，水資源對農業經濟增長有促進作用，并且可以通過誤差糾正機制，保持水資源與農業經濟增長間的長期協整關系。
(2)中國不同區域水資源與農業經濟增長之間的關系具有明顯差異。在東部地區，短期內水資源和農業經濟增長之間存在雙向因果關系，長期內存在從水資源到農業經濟增長的單向因果關系;在中部地區，短期內存在從水資源到農業經濟增長的單向因果關系，長期內水資源與農業經濟增長之間存在著雙向因果關系;在西部地區，無論在短期內，還是在長期內，均只存在從水資源到農業經濟增長的單向因果關系。
(3)面板VAR模型的結果顯示，無論是東部地區，還是中部地區，抑或是西部地區，水資源對農業經濟增長均有顯著的正向影響，并且隨著時間的推移，水資源對農業經濟增長的推動作用逐步加強。然而，農業經濟增長對水資源的影響大小卻因地區而異。
關鍵詞：國內旅游；經濟增長；協整；單位根檢驗；Granger因果檢驗
中圖分類號：F592.7 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2013）10-0-01
改革開放以來，我國的旅游業得到了迅猛發展，旅游業的發展促進了經濟增長，增加了就業，增強了文化交流。山東省旅游業2011年實現旅游總收入3736.6億元，比上年增長22.1%。其中，國內旅游收入3573.7億元，增長22.6% 。對于山東省這樣一個人口大省來說，國內旅游是一塊不可割舍的大蛋糕。國內旅游消費與經濟增長互為推動，在短期內國內旅游消費對經濟增長的推動作用并不顯著，而從長遠看其推動作用顯著增強。那么山東省的國內旅游是否隨著地區經濟的發展而增長，國內旅游的發展是否又促進了地區經濟的增長？ 本文選取山東省1990-2011年國內旅游收入和GDP的數據，來分析山東省國內旅游業與經濟增長兩者之間的關系。
一、變量選擇與數據處理
本文從《2011年山東省國民經濟和社會發展統計公報》、《2011山東旅游統計便覽》和《山東統計年鑒2011》中選取1990年-2011年的名義GDP和國內旅游收入數據。為了消除價格因素，將名義GDP和國內旅游收入除以相應年份的價格指數，得實際GDP和實際國內旅游收入（DR）。由于對數變換不改變原序列協整關系和短期調整模式，還能消除可能存在的異方差，對實際GDP和實際國內旅游收入（DR）取自然對數，記為LGDP和LDR，相應一階差分序列記為和。
二、研究方法
本文首先對預處理后的變量進行單位根檢驗，確定 GDP與國內旅游收入時間序列的平穩性；接著對平穩時間序列利用Engle-Granger 兩步法進行協整檢驗，來估計二者之間長期均衡關系；最后，使用Granger因果檢驗確定GDP與國內旅游收入之間的因果關系。
三、實證分析
（一）單位根檢驗。本文采用ADF檢驗來考察數據的平穩性，主要運用不含常數項和時間趨勢的檢驗方法，見表1：
ADF 檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，檢驗統計量LGDP 和LDR的值均大于臨界值，接受有單位根的假設，故LGDP和LDR序列都是非平穩序列。繼續做一階差分檢驗，發現在5%顯著性水平上有單位根，因時間序列是不平穩的，而在5%顯著性水平上拒絕原假設，因此時間序列是平穩的。繼續做二階差分檢驗，發現、在5%顯著性水平上沒有單位根，因此 與 時間序列是穩定的。綜上所述，水平序列是非平穩序列，而二階差分序列為平穩序列，所以LGDP、LDR都是二階單整I（2）序列，均通過單位根檢驗，可以進一步檢驗它們之間是否存在長期協整關系。
（二）協整檢驗。
第一步：計算協整回歸方程：
擬合度R2=0.949279，括號內為相應參數的t檢驗值。協整方程表明國內旅游每增加1個百分點，能拉動山東省GDP約0.5個百分點的增長，說明國內旅游對經濟增長有拉動效應。
第二步：對殘差進行單位根檢驗。本文選取無常數和趨勢項對回歸方程的殘差進行單位根檢驗，見表2：
結果表明，殘差項在5%的顯著性水平下拒絕存在單位根的假設，殘差項是穩定的。因此，LGDP 和 LDR之間存在長期協整關系。
（三）Granger 因果關系檢驗
由于Granger因果關系檢驗對滯后階數的選擇很敏感，因此分別取滯后1-4期。根據以上單位根檢驗的結果GDP和DR的二階差分為平穩序列，所以在經過二次差分處理后，得到的新變量數據和 適合做格蘭杰因果關系檢驗。見表3：
檢驗結果顯示，在滯后4期后，與都不是相互的格蘭杰原因。
四、研究結論
（一）協整分析表明，從長期來看，短期內盡管山東省地區國內生產總值與國內旅游之間都不具備平穩性，但兩者存在著長期均衡的協整關系。國內旅游收入增加1%，能夠拉動地區國內生產總值增長0.5%，表明國內旅游的發展對山東經濟增長的拉動效應較為顯著。
（二）Granger 因果檢驗表明，山東省GDP與國內旅游之間不存在因果關系，這表明國內旅游在山東省還沒有得到足夠的發展。從比較來看，2011年國內旅游收入在GDP中占的比重，山東省是7.87%，而江蘇、上海、北京、浙江分別是11.37%、14.52%、17.90%、11.22%。國內旅游在山東省的上升空間還是很大。
參考文獻：
[1]馮茂娥.論山東省旅游商品與齊魯文化的融合開發[J].山東省青年管理干部學院學報，2010（5）：114-116.
關鍵詞能源消費；GDP增長；格蘭杰因果檢驗；灰色關聯度模型
中圖分類號F124.1 文獻標識碼A 文章編號1673-0461（2014）01-0030-05
一、引 言
近年來，隨著我國經濟的高速增長，能源消耗已經成為制約經濟發展的重要因素。據統計數據顯示，我國人口占世界的20%，而已探明的天然氣儲量只占世界的1.2%，原油儲量占2.2%，煤炭儲量占11%，人均石油可開采儲量僅為世界平均值的8%，人均煤炭資源占世界平均值的42.5%，人均能源資源占有量不到世界平均水平的一半。更為重要的是，我國不僅人均能源占有量低，且能源使用效率較發達國家也較低。以美國為例，每千瓦時電可產生GDP8美元，而我國連8人民幣都不到，我國噸鋼能耗也是美國的2倍。當前我國用電平均增速超過15%，而相應的GDP增長率約為9%。國民經濟增長對電力的消耗是超常的，因此，確定能源消費與經濟增長之間的關系，發展低能耗，高產出的產業，充分利用能源，降低能源消耗對我國經濟的可持續發展至關重要。
自20世紀70年代爆發“石油危機”后，能源與經濟增長的研究便成為熱點。當時人們探討最多的是關于稀缺資源的最優配置問題以及從長期看其對經濟增長的制約問題。Kraft（1978）運用美國1947年至1974年的數據，分析了能源消費與經濟增長的因果關系[1]。Yu和choi（1985）采用標準Granger因果關系檢驗方法通過實證證明了韓國存在其GDP到能源消費的單向Granger因果關系[2]。然而，Akarca和Long（1980）、Yu和Hwang（1984）等學者分別采用不同時間段的數據以及不同的研究方法，對不同對象的能源消費與經濟增長進行Granger因果關系檢驗，結果卻表明能源消費和GDP之間并不存在因果關系[3-4]。Masihet（1997）運用多變量協整分析與VAR修正模型，對中國臺灣、韓國等地的經濟增長與能源消費進行了因果關系研究。從此基于協整分析的因果關系檢驗方法在能源消費與經濟增長關系的研究中得以廣泛應用[5]。
進入21世紀后，國內學者也將因果檢驗法用于能源消費與經濟增長的關系研究之中。林伯強（2003）應用協整分析和誤差修正模型技術研究了中國電力消費與經濟增長之間的關系，實證結果表明GDP、資本、人力資本以及電力消費之間存在著長期均衡關系[6]。馬超群等（2004）的研究結果表明，GDP與總消費、GDP與煤炭消費之間具有協整關系，GDP與天然氣消費、GDP與石油消費、GDP與水電力消費之間不具有協整關系[7]。趙麗霞、魏巍賢（1998）在C-D 生產函數中加入了能源這個變量，并構建了向量自回歸模型，實證結果表明：能源是我國經濟發展中不可完全替代的限制性要素[8]。齊紹洲，羅威（2007）研究我國東西部經濟增長與能源消費強度差異，研究發現我國東西部人均GDP差異存在收斂，并隨著人均GDP差異的收斂，東西部的能源消費強度差異也是收斂的[9]。李韌（2010）將綜合能耗納入C-D生產函數，運用我國1978～2007年的時間序列數據，通過實證證明了綜合能源消費與產出的長期均衡關系和雙向Granger因果關系[10]。
灰色系統理論（Grey Theory）始于20世紀80年代，由我國鄧聚龍教授首先提出。主要用于解決一些包含未知因素的特殊領域的問題。經過多年的發展，目前灰色系統理論已經用于各領域的分析與研究。劉躍（2006）運用灰色系統理論對人力資源進行了評估，同年，梁川（2006）也運用灰色系統理論對甘肅省農林經濟發展進行了研究分析[11-12]。灰色關聯度分析是一種動態分析一個系統內各因素間關聯度的方法，它可以根據一個不確定系統的“貧信息”、“小樣本”，進而充分利用部分“部分已知信息”了解和分析系統[13]。由于研究宏觀經濟的數據樣本相對來說數據量較少，因此采用灰色關聯度來研究能源消費與經濟增長的內在關系比較合適，能夠彌補數據樣本小的局限性以及系統內各因素間的不確定性關系的局限性。
綜上可知：國外對能源消費對經濟增長的研究起步較早，且對計量經濟學理論的應用相對比較廣泛，值得借鑒。而國內學者雖然也采用了多種研究方法對我國能源消費與經濟增長進行了大量的關系研究，但從總體看還存在以下問題有待商榷：①學者們的研究結論不一致，可能是由于研究數據和對象的不同造成的，但也有可能是因為研究時未對數據進行單位根檢驗及協整分析，而導致數據對結果造成的不良影響。②先前學者的研究也有運用C-D生產函數研究了能源消費與經濟增長的關系，但是他們所選用的數據一般都是從1978年為起點，雖然時間跨度較長，但是由于我國經濟的迅速崛起主要集中于最近20年，所以選取以1978年至今的數據得到的研究結論可能相對來說不夠穩健，且對當今社會的借鑒意義值得商榷，因此本文打算選用1990年到2011年的數據。③先前學者關于能源消費與經濟增長的研究主要是集中于能源總量消費與經濟增長的關系研究，在得出兩者關系后，并未進一步深入探討兩者的內在關系。有的學者得出能源消費與經濟增長是雙向Granger因果關系，即隨著能源消費總量的增加，經濟產出總量也增加，而反過來隨著經濟的增長，能源消費總量也不斷增多。由于能源是稀有資源，它的總量是有限的，而經濟的發展卻是無止盡的，因此，為了經濟穩定可持續發展，在不改變能源消費結構（發展可再生的新能源）情況下，我們應該盡可能的提高能源的使用效率。本文將能源消費分為三大產業，從而進一步探索低能耗高產出的產業，擬通過構建灰色關聯度模型對能源消費進一步細分，并通過分析得出低能耗高產出的產業。
本文余下內容在結構上安排如下：第二部分為能源消費與經濟增長的格蘭杰因果檢驗；第三部分為能源消費與經濟增長的灰色關聯度分析；最后是結論，并提出政策建議。
二、能源消費與經濟增長的格蘭杰因果檢驗
1. 我國經濟增長的影響因素分析與模型的構建
4. 變量的協整分析
根據單位根檢驗結果可知，變量lny，lnk，lnz是同階平穩的，下面進行協整檢驗，以判斷三者之間是否存在協整關系，進一步排除“偽回歸”的可能性。
協整檢驗結果表明：在0.05顯著性水平下存在一個協整方程，且無論是協整檢驗的跡檢驗還是協整檢驗的最大特征值檢驗，都表明存在一個協整方程。這也就說明lny，lnk，lnz之間存在著長期均衡關系，且根據上述分析可知這種關系具有線性趨勢。
5. 格蘭杰因果關系檢驗
由上文得出lny，lnk，lnz之間存在長期均衡關系，則變量之間也一定存在著格蘭杰因果關系。本文采用基于誤差修正模型的格蘭杰因果檢驗，主要從短期和長期兩方面來檢驗它們之間的關系，可將其分為三步：
第一，應用Eviews軟件建立lny，lnk，lnz的VECM模型，選擇包含截距項和有線性趨勢的確定性趨勢，檢驗的滯后階數選為2.
第二，進行短期格蘭杰因果檢驗。基于VECM的短期格蘭杰因果關系檢驗，采用Wald ？字2檢驗。
基于VECM的短期格蘭杰因果關系檢驗可得出，D（lnk）和 D（lnz）同時都是D（lny）的單向格蘭杰原因，而D（lny）又分別是D（lnk）與D（lnz）的單向格蘭杰原因。換言之，在短期格蘭杰因果檢驗中，固定資本存量和能源消費總量同時都是GDP的單向格蘭杰原因，而GDP又分別是固定資本存量和能源消費總量的單向格蘭杰原因。
第三，通過考察誤差修正項參數的顯著性，研究變量間是否存在長期格蘭杰因果關系。
格蘭杰因果檢驗的結果表明，D（lny），D（lnk），D（lnz）的誤差修正項系數在10%水平下是顯著的，即lnk，lnz是lny的長期原因；lny，lnz是lnk的長期原因；lny，lnk是lnz的長期原因。由此可得出結論：GDP、固定資本存量與能源消費總量兩兩之間均存在雙向的長期Granger因果關系。
三、能源消費與經濟增長的灰色關聯度分析
1. 灰色關聯度模型的構建
20世紀80年代末，鄧聚龍教授首創的灰色系統理論提出了對各子系統進行灰色關聯度分析的概念，該理論通過一定的方法，去尋求系統中各子系統（或因素）之間的數值關系。灰色關聯度分析是一種研究“貧信息”、“少數據”不確定性問題的新方法。目前，這種理論已被廣泛應用到各個領域。由于其對數據樣本容量及分布沒有特殊要求，而本文數據樣本又有一定局限性，因此，運用該方法對我國能源消費與經濟增長進行分析，可以在一定程度上彌補數據樣本上的欠缺。建立灰色關聯度數學模型步驟如下：
四、結論及建議
本文以擴充的道格拉斯生產函數為基礎，運用1990年至2011年的統計數據，通過對變量進行單位根檢驗，協整分析，以及格蘭杰因果檢驗，得出結論：①不論在長短期中，GDP與固定資本存量，GDP與能源消費總量都互為雙向格蘭杰因果關系；②從短期來看，固定資本存量與能源消費間不存在格蘭杰因果關系，但是在長期均衡中，它們之間也存在雙向格蘭杰因果關系。基于此，通過對能源消費總量的細分，運用灰色系統理論，構建灰色關聯度模型，更進一步探索能源消費與GDP增長之間的內在聯系，得出結論：①第二產業中的工業對能源消費總量影響程度最大，而其對我國GDP的貢獻卻相對較小；②以批發、零售、貿易、餐飲，交通、運輸、郵電通訊、倉儲為主第三產業對我國能源消費總量影響程度最小，卻對我國GDP的貢獻最大；③以農、林、牧、漁、水利為主導的第一產業，在對我國能源消費總量的情況和對我國GDP的貢獻程度都是介于第二和第三產業之間。因此，從經濟健康可持續發展的角度，我們應該通過優化產業結構，提倡發展低能耗、高產出的第三產業，降低能源消費相對較高的第二產業的工業的比重進而充分發揮資源配置效率，建立資源節約型的可持續發展模式。
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關鍵詞：經濟增長；經濟周期；自然增長率；經濟長波
中圖分類號：F124 文獻標識碼：A 文章編號：1001-6260（2009）02-0010-06
當經濟增長接近“自然增長率”水平時，經濟運行并具有一定的穩定性和持續性。因此，宏觀經濟學理論中存在大量“自然率”命題，例如“自然增長率”、“自然失業率”和“自然利率”等 (Blanchard,et al，1989)。同時，當經濟運行與“自然率”水平出現顯著偏離時，不僅產生經濟周期波動，造成社會資源配置的變形，還會導致宏觀經濟調控的經濟干預 (Ginsburgh,et al，1998)。
改革開放30年來，中國經濟在快速增長的同時也出現了顯著的周期性波動，例如出現了1990年至1992年的經濟低谷、1996年實現的經濟“軟著陸”、2003年開始的經濟“軟擴張”(劉金全，2003年)。步入2008年后，中國經濟又開始出現了名義經濟和實體經濟的雙重膨脹，在通貨膨脹加劇的同時經濟再次進入快速增長階段。這段已經30年的快速增長和迄今仍然存在的持續增長預期，不僅意味著中國經濟增長進入了一輪增長型長波的主體區域，也意味著中國經濟增長過程的“自然率水平”形成并穩固起來。為此，我們將對中國經濟增長的“自然率”屬性和經濟長波特征進行描述和檢驗，并對相應的宏觀經濟調控模式給出重要的對策建議。
一、接近和保持“自然增長率”是實現增長型長波的基礎條件
“自然增長率”水平一定對應著經濟增長的某種“自然”狀態。在此“自然狀態”下，經濟增長過程的某些動態屬性具有和諧與穩定的特征 (Apel，et al，1999)。中國經濟從1978年開始改革開放以來，社會資源配置方式開始向市場經濟轉變，由此進入了經濟轉軌時期的快速發展軌道。在大量投資和無彈性勞動供給條件下，中國經濟開始了總供給和總需求的快速形成和經濟總量的快速擴張過程。顯然，無論是總需求還是總供給的膨脹，都將帶來產出和價格水平的波動。但是，中國之所以能夠實現長達30年之久的快速和持續增長，其間至少經歷了六個增長型經濟周期的轉換，這必然意味著中國經濟增長機制具備了形成經濟長波的內在機制和經濟基礎，這也預示著中國經濟正在接近或達到“自然增長率”的增長途經。
顯然，在不同的參照標準下，經濟系統存在多種“自然率”狀態，這些經濟狀態都與“自然增長率”有關。在物質資源得到有效使用的“自然”狀態下，經濟中的某些資源應該能夠得到充分和可持續的利用，社會福利水平也應該得到最大的改進，經濟效率也得到一定程度的提高等；在勞動力資源得到有效使用的“自然”狀態下，勞動力市場應該在沒有“非自愿失業”下達到“出清”，勞動力市場所存在的“摩擦”或者“障礙”被控制在一定的限度以內；金融資本以合理的利率水平進行租賃和出租，資本市場供需處于基本平衡狀態，此時名義利率和通貨膨脹率之間協調一致，呈現出“自然利率”特征。顯然，經濟系統中的一些“自然”狀態是彼此相容或者不相容的，相容時可以同時出現或者彼此促進，不相容時則彼此沖突或者制約。因此，當穩定性的經濟增長長波出現時，這些經濟發展過程中的自然屬性基本上達到整體上的協同和匹配，這樣經濟系統才會在接近均衡狀態下具有長期穩定性和持續性。
經濟長波與“自然增長率”的內在關聯主要出自于“自然增長率”的屬性。新古典宏觀模型中總供給曲線中出現的“自然率”是指實際產出的“自然率”水平或者“自然增長率水平”。新古典宏觀經濟模型的供給函數經常采用下述菲利普斯曲線方程或者Lucas供給函數形式 (Phelps，1967)：
πt=α(yt-y)+πet(1)
這里πt和πet分別是實際和預期通貨膨脹率，yt是實際經濟增長率，y是“自然率水平”。菲利普斯曲線具有多種表現形式。假設短期內無法及時調整資本要素，則勞動力投入是實際產出的主要要素，此時的“自然率”水平也對應著勞動力充分就業的“自然率”水平；當經濟個體能夠形成通貨膨脹率的理性預期，并且該預期在短期內是完全可預見的，即πt=πet，則此時經濟能夠達到“自然率”水平。“自然率”假說與理性預期假說的結合是必然的，因為經濟接近“自然率”水平被認為是理性預期的一種必然結果。
如果理性預期條件滿足，則上述菲利普斯曲線方程可以表示為：
yt=β0+β1yt+εt(2)
其中εt=πt-πet是通貨膨脹率預期中的“驚異成分”，yt是某個時期內的增長率“均值”，表示一個階段內的“自然增長率”水平。上述菲利普斯曲線機制表明，在經濟長波軌跡上，經濟增長將圍繞著“自然增長率”進行，此時非預期通貨膨脹率，即通貨膨脹率“驚異成分”對經濟增長產生妨礙作用，如果一旦出現通貨膨脹率預期高于真實通貨膨脹率，則提前采取的緊縮性政策將降低經濟增長速度，從而導致宏觀調控的社會福利損失。這意味著政府在對通貨膨脹進行預期誘導時，絕不能夸大通貨膨脹預期，應該盡量降低通貨膨脹“驚異”的作用。
顯然，上述菲利普斯曲線機制所蘊涵的“自然增長率”水平與經濟穩態路徑要求的“自然增長率”水平密切相關。正是由于圍繞“自然增長率”水平，宏觀經濟總量之間存在一定程度的替代關系，這才形成了宏觀經濟調控的有效性基礎，也為經濟政策干預提供了工具選擇依據。
如果經濟沒有接近或者達到“自然增長率”水平，那么在長時間內將會出現經濟增長的收斂或者趨同現象，即初始人均產出較低的國家將出現快速經濟增長，并最終向人均資本―產出水平收斂，這種經濟增長規律被稱為經濟增長的“收斂性假說”(Barro，et al，1995)。雖然大量的實證研究發現“收斂性假說”的成立需要滿足一定的經濟制度和資源初始條件，但是一旦經濟增長的收斂性成立，那么經濟增長的收斂過程將是一個比較緩慢的過程，因而這種收斂軌跡也將形成追趕型的經濟長波軌跡。因此，經濟增長的“收斂性假說”也揭示了收斂過程中“自然增長率”與經濟長波之間的內在關系。經濟增長的收斂性保證了經濟增長速度向“自然率”水平接近，而向“自然率”水平的接近則必然導致經濟長波的出現。
顯然，即使經濟增長速度在某個時間區域內接近或者達到“自然增長率”，但這并不意味著經濟必然出現穩定趨勢，也隨著形成增長型長波軌跡。這是因為經濟周期是在不斷變化的，同時“自然增長率”也具有時變性。不同的制度條件、資源條件和技術條件下，經濟系統能夠達到的“自然增長率”水平是不同的。因此，只要較長時間地保持在“自然增長率”附近，這樣的經濟增長才能有助于形成穩定的經濟長波軌跡。在經濟周期波動中不斷地向“自然增長率”靠攏，并且不斷地增強“自然增長”的慣性，這樣才能為經濟長波主體區位的形成打下堅實的基礎。于是，當經濟處于穩定性增長階段時，該階段的經濟增長速度能夠更清楚地揭示“自然增長率”的屬性。
二、中國經濟持續和穩定增長的“自然增長率”水平
由于經濟周期波動的存在，經濟增長在收縮期和擴張期之間進行轉換，這種經濟增長率的周期性變化，為判斷和估計“自然率”水平帶來了一定的困難。但是，由于在長期持續快速增長階段，“自然率”的出現也意味著均衡經濟增長的實現，此時的經濟增長也對應著經濟的均衡增長路徑 (劉金全 等，2005)。因此，我們可以利用具有馬爾可夫區制轉移的均值―方差模型 (Krolzig，1997)，描述出經濟波動性較低的區制狀態，然后計算這些區制中的平均經濟增長率，并將其當作“自然率”水平。
此時，我們假設經濟增長率滿足下述回歸方程：
yt-μ(Ct)=∑pi=1i［yt-i-μ(Ct-i)］+εt(3)
其中，Ct=1表示經濟處于“快速增長階段”，Ct=2表示經濟處于“適速增長階段”，參數約束為：μ(1)＞μ(2)。假設隨機誤差εt的方差也具有區制狀態，即εt~N（0，σ2(Vt))，Vt=1表示經濟處于“較高波動性階段”，Vt=2表示經濟處于“較低波動性階段”，參數約束條件為：σ2(1)＞σ2(2)。可以計算上述增長率過程相應的均值與波動性之間的取值概率和轉移概率，并且據此判斷和劃分經濟周期波動的基本態勢。
圖1 1992年第1季度至2008年第2季度
實際增長率軌跡
圖1給出了中國1992年第1季度至2008年第2季度的實際GDP增長率軌跡，數據來源于《中國統計年鑒》并進行了整理，其中光滑曲線是利用H-P濾波獲得的趨勢曲線，而柱形圖表示對應的波動成分。從增長率軌跡來看，整體上呈現一種“U型”特征，既有1992年至1996年的顯著波動和快速增長，也有1997年至2002年的緩慢增長的“蟄伏”階段，還有2003年至今開始的“軟擴張”。雖然這三個周期中的平均增長率水平存在顯著差異，但是平均增長速度仍然達到了10.55%，改革開放30年來的后半程構成了中國建國以來第一輪增長型經濟長波的主體區位。
利用上述實際產出的季度增長率數據，我們可以估計上述具有均值和波動性雙區制轉移的回歸模型，得到“低波動率”區制對應的估計結果（見表1）。從估計結果中可知，在經濟周期“低波動率階段”，經濟出現快速增長的可能性(72.4%)大于經濟出現適速增長的可能性(27.6%)。在保持穩定性的前提下，快速經濟增長的平均速度為11.2%，而適速增長的平均速度為7.7%。
這意味著即使在經濟波動性比較穩定的時候，經濟增長速度也會出現比較大的落差，這種落差主要是因為中國經濟“軟著陸”后出現了兩個波動性平穩的經濟周期，一個是1997年至2002年的經濟“蟄伏”周期，
此間平均經濟增長率
表1 經濟穩定和可持續增長的“自然率”水平估計
波動性增長速度估計值出現概率“自然率”水平低波動階段適速增長快速增長
0.0770.1120.2760.7240.083
為8.6%，波動率為0.8%；而進入2003年至2007年的經濟“軟擴張”周期后，平均增長率提高到11%，而波動率仍然保持為0.8%。同樣是波動率穩定的兩個經濟周期，平均增長率上卻存有2.4個百分點的差距。
我們計算所有屬于“低波動性”階段內的經濟增長速度的平均值，則可以得到經濟穩態路徑所要求的“自然率”估計，該估計數值為8.3%，這是中國經濟保持持續穩定增長，并能夠形成經濟長波軌跡的“自然增長率”水平。
圖2 1993年第1季度至2008年第2季度
的波動率軌跡
為了進一步說明“自然增長率”、經濟波動的穩定性與經濟長波主體之間的內在關聯機制，我們利用時間序列的滾動標準差來獲得中國實際產出序列中的條件波動率。選取滾動時窗為12個季度，即三年的時間間隔。我們可以得到圖2給出的波動率軌跡。
從圖2給出的波動率軌跡上可以清楚地看到，隨著中國經濟在“自然增長率”附近徘徊和經濟長波主置的延伸，中國經濟波動率呈現出明顯的平穩跡象，已經由1991年的2.5%逐漸降低到2008年的0.3%，這是經濟增長穩定性最為明確的體現。
三、中國第一輪增長型經濟長波的期限結構和可持續性
經濟增長和經濟周期波動的“自然”狀態和“自然率”水平，是一個國家穩定快速增長時期必然出現或者接近的“理想”狀態。接近并保持經濟增長的“自然率”水平，不僅是宏觀經濟調控的基本目標，也是市場經濟體制充分發揮資源配置功能的基礎。在經濟增長穩定性和持續性要求下，我們初步估計出中國經濟長波主體區域的“自然增長率”為8.3%，我們暫且假設這個自然率水平在短期內是不變的。為了描述中國建國以來第一輪增長型長波的期限結構和持續性，圖3給出了1978―2007年的年度增長率軌跡，數據來自《中國統計年鑒》。
在圖3中，我們利用水平線標示出“自然增長率”水平，于是柱形圖表示經濟增長率與“自然增長率”之間的偏離。為了劃分經濟長波軌跡中不同區位的特征，我們利用陰影將30年的期限結構劃分為四個部分，每個部分對應著具體的經濟周期和經濟增長階段。
圖3 中國第一輪增長型長波的初始和主置
第一，從圖3中可以看出，改革開放開始的前13年，即1978年至1991年，構成了這輪增長型長波的初始階段。這期間中國經濟周期波動十分明顯，經濟增長速度數次穿過“自然率增長率”直線，并且曾經在1989年和1990年分別降低到4.1%和3.8%的最低水平。由于這個階段中國經濟增長主要面對總供給的“瓶頸”制約，經濟總量的形成主要來自總供給的拉動，因此我們稱這個階段為經濟增長的“總供給單因素驅動”階段。該階段的主要特點是市場處于供給短邊狀態，宏觀調控以總供給管理為主。由于該階段也處于市場經濟體制建設的初期，供求關系的市場調節機能尚不完善，因此宏觀經濟波動比較明顯，經濟周期分界清晰。但是，正是在經濟長波初始階段總供給能力的提高和改善，徹底解脫了社會總供給瓶頸的桎梏，為后來經濟長波的延伸打下了堅實的物質基礎。
第二，從1992年開始，中國經濟長波開始進入快速增長的主體區位。從圖3中可以看出，1992年到1996年，中國經濟增長速度遠遠高于“自然增長率”水平，并且一直處于“自然增長率”之上。這是中國改革開放30年以來第二個快速增長的經濟周期，而第一個快速增長周期則出現在20世紀80年代中期。該經濟周期的結束便是中國宏觀經濟調控導致的經濟“軟著陸”。在此期間，無論是總供給還是總需求都十分活躍，為此我們稱這個階段為“總供給和總需求雙因素驅動”的經濟增長階段。總供給和總需求的雙重擴張，不僅促使經濟實現了快速增長，同時也導致了顯著的通貨膨脹。正是巨大的通貨膨脹壓力，導致政府采取緊縮性宏觀調控，致使經濟實現了“軟著陸”(劉國光 等，1997)。這個階段應該是中國經濟長波過程中的一個“黃金周期”，此后中國經濟開始步入賣方市場為主的總需求管理時代。
第三，從1997年開始，中國經濟中開始陸續出現總需求不足的現象，從而經濟長波開始進入“總需求單因素驅動”階段。經濟增長在此階段持續的能力是經濟長波延續的重要基礎。從已經完成的經濟增長過程來看，中國經濟增長在此階段具有相當強的持續能力，這主要得益于中國眾多的人口、后工業化進程和深廣的市場等重要特征。目前中國經濟增長已經在這個區位完成了兩個特點迥異的經濟周期：第一個周期是從1997年至2002年的經濟“蟄伏”周期。從圖3中我們可以清楚地看出，在這個經濟周期內，經濟增長率幾乎貼近或者穩定在“自然增長率”水平上。雖然這個階段經濟增長的惰性十足，但是這個階段卻開始凝聚了經濟增長在自然率水平上的穩定性，由于總需求管理需要一定的時間才能體現出政策效應，因此這個階段采取了短期期限結構的積極財政政策和穩健的貨幣政策，而經濟增長的穩定性則來自于“自然增長率”所具有的抗跌性和慣性。第二個周期則是從2003年開始至今的經濟“軟擴張”周期。從圖3中可以看出，2003年起，中國經濟開始持續加速，經濟增長率一直保持輕微上揚，再次穩定在兩位數水平上，形成了改革開放以來第三個快速增長周期，并形成了經濟“又好又快”發展的端倪 (劉樹成，2007年)。這個經濟周期與前面的快速增長周期相比，最大的特點就是穩定性顯著提高。任何快速經濟增長都是由實體經濟和虛擬經濟雙重作用實現，因此伴隨著實際產出的快速增長，在這輪經濟周期內又出現了顯著的通貨膨脹，同時受到了石油價格急劇動蕩、美國次貸危機和金融危機的外部經濟沖擊的影響，這很有可能導致中國經濟在2008年結束這輪具有“軟擴張”特點的經濟周期。
綜合上述經濟增長過程的描述和分析，我們基本勾畫出了中國改革開放30年來增長型經濟長波的期限結構和相應的持續能力。中國經濟長波的初始階段大約持續了13年，經濟長波的主體區間已經持續了17年，按照經濟周期波動的基本規律、長期趨勢和長波對稱性等標準來觀測，經濟長波的尾部階段至少還有13年至15年的過程。這意味著在2020年之前，中國經濟增長過程仍然處于經濟長波的期限之內，這也意味著這個期限內的經濟增長速度仍然會維持在“自然增長率”上，這樣的預期增長軌跡完全能夠符合中國建設全面小康社會的戰略目標 (劉金全 等，2003)。因此，2008年和2009年都將是中國經濟發展的關鍵年份，只有盡量延伸經濟長波的主體區位，才能夠為經濟長波尾部的拖長和穩定提供支持，才能夠為宏觀經濟調控尋求更為寬松的空間。
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The Inherent Relationships between the Natural Rates of Growth
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LIU Jin quan1 ZHANG Ying1,2
（1.Jilin University, Changchun 130012； 2.Changchun Taxation College, Changchun 130117）
關鍵詞開放經濟 內部均衡 外部均衡
20世紀90年代以來，我國經濟的市場化和國際化趨勢在不斷加快，內部經濟和外部經濟之間的互動性也在逐漸增強，在這種背景下，我國開始出現了明顯的內外均衡矛盾。就內部失衡而言，一方面生產能力過剩、內需不足，另一方面存在結構性的局部過熱；就外部經濟失衡而言，主要表現為持續擴大的“雙順差”。應該說，在經濟全球化日益發展的今天，回歸均衡發展乃是當今中國經濟非均衡環境下的最佳選擇。為此，有必要正確認識并深入理解開放經濟下宏觀經濟內外部均衡的含義及相互關系的一般規律，這對于進一步探討我國內外部均衡狀況之間的相關性以及尋找協調內外失衡的方法和途徑具有重要的理論和現實意義。
一、內部均衡與外部均衡的涵義
1、內部均衡
內部均衡是指一國國內經濟運行所達到的理想狀況，因此其本身包含著價值判斷。對內部均衡與否的判斷標準與人們對經濟運行的理解有密切的聯系。隨著人們對經濟運行看法的改變，對內部均衡的界定和理解也經歷一個演變的過程。最早提出內部均衡這一概念的是英國經濟學家詹姆斯?米德（James. Meade）。米德認為，在開放經濟條件下，如果一國經濟劃分為生產貿易品的貿易部門與生產非貿易品的非貿易部門，那么，內部均衡是指對國內商品和勞務的需求足以保證非通貨膨脹下的充分就業，即非貿易品市場處于供求均衡狀態。或者簡單地說，內部均衡是指國內經濟處于無通貨膨脹的充分就業狀態。在20世紀50年代末，隨著菲利普斯曲線的出現，由于菲利普斯曲線給出了失業率和通貨膨脹率的各種不同的組合，那么內部均衡概念就進一步解釋為菲利普斯曲線上的某一個最優點，即失業率與通貨膨脹的最優組合點。60年代以后，又出現了埃德蒙?費爾普斯（Edmund Phelps）與米而頓?弗里德曼的自然失業率假說，自然失業率假說背景下的內部均衡就是指國內的失業率水平處于自然失業率水平的狀況。一般將封閉經濟條件下政府的宏觀經濟政策目標―充分就業、物價穩定和經濟增長歸為內部均衡目標。
2、外部均衡
由于沒有類似于充分就業、物價穩定和經濟增長等具有社會福利意義的參考指標來衡量，外部均衡比內部均衡更難定義。許多國內外學者（最早是米德）和宏觀決策者將國際收支平衡當作外部均衡的目標，但實際上，國際收支平衡不一定意味著外部均衡，國際收支平衡和外部均衡二者之間既有聯系又有差異。國際收支平衡是指在某一段時期內，一國對外貨幣收支的正好相抵，不存在差額。國際收支平衡是一靜態概念，它是動態性質的外部均衡的必要條件，而不是充分條件。外部均衡應該是一個國家理想的國際收支平衡或理想的國際收支狀態，它不但表現為高水平的（國際貿易和國際資本流動的最佳規模狀態）國際收支基本平衡，而且表現為內部均衡基礎上或以較小的調節成本為代價的國際收支基本平衡。外部均衡或國際收支均衡總目標又被分解成若干子目標，于是，經常帳戶差額、貿易帳戶差額、外匯儲備帳戶差額以及資本與金融帳戶差額等均被列入外部均衡目標的范疇，所以，外部均衡可以理解為與一國宏觀經濟發展相適應的合理的國際收支結構，合理的國際收支結構不是短期的各項目收支平衡的概念，而是長期的、動態的各項目收支差額之間的協調與平衡。
二、內外均衡的性質
一般均衡。從以上內部均衡與外部均衡的含義中我們可以理解，宏觀經濟內外部均衡不是一個簡單的數學概念，而是一個與一國經濟發展、物價水平、就業狀況、資本流動、貨幣匯率、國際儲備等宏觀經濟變量有密切關系的綜合性的經濟概念。因此，內外部均衡不應是局部的均衡，而應是一般均衡，亦即內部經濟與外部經濟相互影響和作用下的共同均衡，內部均衡是基礎，外部均衡反作用于內部均衡。
長期均衡。內外部均衡不應只是一年兩年的短期均衡，而應是一個較長時期(中長期)的均衡，而且短期的內外失衡也并不一定影響一國中長期的內外均衡。影響一國經濟短期內外失衡的因素是多方面的，其中有的因素只是暫時起作用，我們只有分析較長時期起作用的因素才能準確的判斷宏觀經濟是否實現了內外部經濟的均衡。
動態均衡。內外部經濟均衡不是一個靜態的概念，而應屬于動態均衡的范疇。靜態均衡是某一時點的存量均衡，而動態均衡則是一定時期內流量的均衡，即宏觀經濟各個經濟變量合理運動、在從一個時期到另一個時期的運動中達到和諧一致。
總量均衡。內外均衡的目標往往體現為經濟增長、充分就業、物價穩定和理想的國際收支狀態目標，因此，內外均衡首先表現為總量均衡，即較高的經濟增長率，較低的失業率和通貨膨脹率以及國際收支的平衡結構。并且，在內部均衡與外部均衡的總量關系上，國內儲蓄和投資之間的差額可以由外部經濟來彌補。
結構均衡。內外均衡除了表現為總量均衡外，也要表現為結構上的協調。如果國內總供給和總需求即使在總量上達到平衡，但存在供求的結構性差異，那么國內經濟就會出現一方面需求不足，另一方面在某些部門出現投資過熱的局面。同時，國內供求之間的結構性差異可以由外部經濟來彌補，從而使外部經濟亦出現失衡。
優化均衡。尤為重要的是，宏觀經濟內外部均衡應當是一種優化的均衡。事實上，內外部均衡的實現存在著究竟是高水平均衡還是低水平均衡的問題，只有在內部經濟與外部經濟相互作用、相互促進下的內外部共同均衡，才是高水平的、理想的、最優的經濟均衡。
刃鋒均衡。在動態的環境中，宏觀經濟總是處于發展和變化之中，內外失衡乃是宏觀經濟運行的常態，而內部經濟和外部經濟同時實現均衡便是一種刀刃情況。也就是說，優化的內外均衡其實只是宏觀經濟運行的理想狀態而已，在現實中很難實現，但它是我們所追求的目標，現實中的內外經濟運行狀態就是圍繞著這個目標上下波動。
三、內外均衡的“神秘四角”間的關系
在開放經濟條件下，內部均衡與外部均衡是宏觀經濟四大目標的具體化和形式化，經濟增長、充分就業、價格穩定這三個內部均衡目標與國際收支平衡這一外部均衡目標之間是相互聯系、相互影響的（以上四個目標合標“神秘四角”），由于充分就業與經濟增長之間關系的一致性，再加上我國目前還缺乏能夠真實反映充分就業水平的失業率指標，所以我們主要分析經濟增長、價格穩定與國際收支平衡之間的關系。一般而言，內部均衡決定外部均衡，而外部非均衡也會反作用于內部均衡，即一國經濟增長的快慢和物價的穩定狀況，會對國際收支特別是經常帳戶余額起到決定作用，而國際收支的不平衡，尤其是經常賬戶的較大盈余或赤字，也會影響一個國家的經濟增長和物價穩定。內外均衡之間關系的最終表現，正是上述作用力與反作用力的共同結果，在某些條件下，可能內部均衡狀況對外部均衡狀況作用程度更大，而如果條件發生變化，外部均衡狀況對內部均衡狀況的反作用力很可能被加強，所以現實經濟中經濟增長、物價穩定和國際收支之間的關系是復雜的。
1、假設經濟體系的初始運行狀態：供求平衡
根據吸收論（Absorption Approach），在開放經濟條件下，國際收支與國民收入和國民支出的關系可通過以下關系式聯系起來：國民收入（Y）＝消費（C）＋投資（I）＋［出口（X）－進口（M）］，移項得：X－M＝Y－（C＋I），其中將貿易收支差額（X－M）用B表示，簡稱為經常項目差額，將（C＋I）用A表示，稱為國內總支出，即國民收入中被國內吸收的部分，由此，國際收支差額（經常項目差額）實際上就可由國民收入（Y）與國內吸收（A）之間的差額來表示，即B＝Y－A。當國民收入大于總吸收時，經常項目為順差；當國民收入小于總吸收時，經常項目為逆差；當國民收入等于總吸收時，經常項目平衡。并假定一經濟體系初始狀態為內外均衡，即B=Y-A=0。
從內部經濟決定外部經濟的角度看，國際收支盈余往往是國內經濟發展狀況的外在表現。當國內經濟出現高速增長時，國內需求旺盛，如若超出本國的供給能力，則需要增加進口來彌補供求缺口，此時,即導致經常項目順差縮小甚至出現逆差，同時也會通過大量引進外資來發展本國生產，提高供給能力，因而資本項目會出現順差；相反，當國內經濟增長速度放慢時，國內需求不振，于是進口減少，出口增加，此時，導致經常項目逆差縮小或出現順差，而資本項目則會出現逆差。當國內價格水平較平穩或較低時，外貿出口增加，進口減少，同時外資大量流入，經常項目和資本項目會出現雙順差；相反，當國內價格水平較高即出現通貨膨脹時，經常項目和資本項目可能會出現雙逆差。從外部經濟對內部經濟的影響或反作用看，一般而言，在不考慮其它因素的情況下，國際收支順差會增加有效需求，在國內供給不變的條件下，會導致總需求超過總供給，提高了國內產品市場的價格水平，從而提高廠商的利潤率，促進了國內的生產和投資，推動了經濟快速增長；反之，國際收支逆差會增加國內市場的有效供給，在國內需求不變時，會導致總供給大于總需求，降低國內的價格水平，尤其是降低產品市場的價格水平，從而會降低廠商的利潤率，進而抑制國內的生產和投資，嚴重時會促使經濟衰退。
2、 假定經濟體系的初始運行狀態：存在供給約束
一般而言，對于“供給約束型”的發展中國家而言（假設其經常項目和資本項目全部開放，并實行浮動匯率制），內部均衡對外部均衡的決定性作用表現得更加明顯。經濟增長速度與經常項目余額之間的關系一般具有負相關性，即經濟增長速度加快，經常項目順差減少或出現逆差，經濟增長速度放慢，經常項目逆差減少或出現順差；而經濟增長速度與資本項目余額之間往往是正相關，也就是說經濟增長速度加快，資本項目逆差減少或出現順差，經濟增長速度放慢，資本項目順差減少或出現逆差；國內價格水平與經常項目、資本項目之間則常常表現為負相關性，即國內價格水平穩定或較低時，經常項目、資本項目逆差減少或出現雙順差，國內價格水平較高即存在通貨膨脹時，經常項目、資本項目則順差減少或出現雙逆差。
視而不見并不等于不存在，現在的進口比之出口，一點也不遜色。
進口總額世界第三進口增速超過出口
1980年，我國商品進口額僅為200.2億美元，在世界商品進口總額中的比重為0.98%，在世界商品進口國排名榜上居第21位。2004年，我國商品進口額增長到5614.2億美元，在世界商品進口總額中的比重達到5.9%（2003年為5.3%），在世界商品進口國排名榜上的位次躍升至第3位。24年中，我國商品進口規模擴大了27倍！
從1981年到2001年,我國進口貿易年均增長12.8%，而同期出口平均增幅為13.3%。加入世貿組織后，我國進口貿易增長勢頭強勁、增速明顯快于出口，進口規模不斷擴大。入世3年來，我國進口貨物總值達12694億美元，年均增幅高達32.1%，比出口年均增幅高出1.5個百分點。
進口與經濟增長關聯密切
改革開放初期，我國進口依存度很低，1980年僅為6.6%，這表明當時我國國內經濟基本上仍在傳統的封閉經濟框架下運行，外貿進口的宗旨是調劑余缺，進口對國內經濟增長的作用極為有限。隨著我國開放型經濟的發展，我國外貿進口體制發生了重大變化，外貿進口從傳統的調劑余缺模式轉變為滿足國內產業升級和需求變化，大量國內亟需的先進設備和半成品、原材料的進口支持了國內經濟的快速增長。2004年我國的進口依存度提高到34.1%，顯示進口與國內經濟增長之間的相互聯系有了大幅度提高。
工業制成品進口上升 初級產品進口回落
我國自然資源和生產要素較為豐富，在改革開放初期的1980年，進口商品中初級產品的進口額為69.6億美元，占當年進口總額的34.8%。隨著中國外貿規模的擴大，2004年初級產品的進口額增加到1173億美元，是1980年的16.9倍，但初級產品在當年進口總額中的比重卻下降為20.9%，與1980年相比減少了13.9個百分點。
與初級產品進口比重逐漸下降的趨勢相反，工業制品比重呈穩步上升趨勢。1980年工業制品的進口額為130.6億美元，在當年商品進口總額中的比重為65.2%。2004年工業制品的進口額增長到4441.2億美元，比1980年增長了33倍，占當年商品進口總額的79.1%，較1980年提高了13.9個百分點。
中間產品和資本品進口比重高
消費品進口比重低
20世紀90年代以來，我國進口商品結構中，用于生產其他產品的中間產品占我國進口總額的比重一直維持在7成左右，且呈上升趨勢。2004年我國進口中間產品4168.6億美元，比1992年增長6.3倍，占當年我國進口總額的74.3%，比1992年提高了3.9個百分點（表1）。
[關鍵詞]進口貿易經濟增長機制
在研究對外貿易對經濟增長的作用時，進口始終被認為是經濟增長的減因子，然而從長期來看，進口通過突破供給約束、創造有效需求、升級產業結構等手段對促進經濟增長。
一、進口促進經濟增長的機理
1.突破供給約束
一個國家的經濟增長需要多種生產要素，但是任何一個國家都不可能擁有經濟增長所需的全部生產要素，某種要素的稀缺就會造成經濟增長的瓶頸。通過進口國內短缺的原材料、關鍵設備等要素來緩解國內資源約束的壓力，彌補了國內供應的缺口，促進了國內經濟增長。
2.創造有效需求
一國潛在的消費需求，并不總是能夠由國內的生產所能滿足，如果沒有進口商品，有些潛在的消費需求就不能最終形成消費支出，不利于經濟增長。國外商品的進口，尤其是新產品的進口，會培育國內消費者對該種商品的需求，當需求達到一定的水平時，會刺激進口國國內該種商品的國產化趨勢，同時也帶動國內其他相關產品的需求，進而推進經濟增長。
3.促進產業結構升級
進口貿易可以使資源配置到更有效率的產業中，提升國家的產業結構，進而促進經濟增長。發達國家勞動生產率相對低的產品通過進口獲得，使本國的資源得到優化配置，從而促進經濟增長。發展中國家進口技術和設備生產進口替代品，隨著對引進技術的逐步消化、吸收和創新以及規模經濟的形成，產品質量得到提高，生產成本逐漸降低，再加上本國的資源和勞動力的優勢，最終在國際市場上建立了競爭優勢，產品由以前的進口變為出口，一國產業從無到有，再到強大。進口貿易推動了經濟增長，也加快了產業結構的演進。
4.促進技術進步
技術進步是經濟增長的主導性因素,對于發達國家來說，通過進口獲得技術,可以節省時間,減少浪費和開發不成功的風險。對于發展中國家來說,通過技術貿易,即進口先進的產品、技術和設備,來獲得發達國家的先進技術,還可以加速國內產業的發展,幫助當地企業發展,進而促進經濟的發展。
二、我國進口發展現狀
我國加入WTO以來對關稅進行大幅度削減，目前的關稅總水平已經從入世前的15.3%降到目前的10%左右，隨著關稅的降低及部分非關稅壁壘措施的取消進口貿易也得以突飛猛進的增長，2006年和2007年進口額分別達到7916.1億美元和9558.2億美元增長率均高達20%和20.8%，位居世界第三大貿易國以及外匯儲備第一大國。從商品結構來看，初級產品和制成品的進口比例仍與入世前相當，保持在20%和80%左右，但進口結構卻發生了變化。一是國內短缺的投資類、資源類商品進口大幅度增加。2007年我國初級產品進口2429.8億美元，比上年增加29.83%，其中原料、燃料進口增長迅速，鐵礦砂增長達61.6%，原油增長達20.1%。二是先進技術和關鍵設備進口增加。以決定一國現代化程度的裝備制造業——機電產品為例，到2007年進口總額高達4125.1億美元，與2006年相比增加了554億美元，增長了15.5%。
對能源和一些高新技術產品、資本設備的進口一方面反映了我國工業化進程的加速，但從另外一方面也增加了我國經濟面臨的潛在國際風險。
三、對我國進口的若干建議
1.重視進口對經濟的作用
要認識到進口對GDP的拉動作用,保持進口與出口的均衡發展。中國現在急需調整貿易發展戰略,即不要一味地追求貿易順差,而要在注重出口貿易增長的同時,也要重視進口貿易規模增長,要以促進經濟健康發展為目標,形成雙向對流的貿易增長格局,充分發揮進口貿易對中國經濟增長的促進作用。
2.優化進口貿易結構
中國應從宏觀上調控進口產品的商品結構,從而帶動中國產業結構升級。積極做好稀缺資源和先進技術的進口。對于國內稀缺、生產成本高的資源型原料可用進口原料予以替代,并進行國內的戰略儲備。對國內支柱產業和技術落后產業則可采用進口促進策略,著重引進關鍵設備和創新技術,在分享國外技術進步和創新成果的基礎上,加快我國產業結構的戰略性調整。以保證國內經濟、對外貿易長期健康發展，提升進口對經濟增長的貢獻度。