规模经济论文范例(3篇)

规模经济论文范文

关键词：规模报酬递增；新贸易理论；贸易利益

从亚当·斯密到马克思，乃至斯密理论的继承者阿林·杨格，都从分工角度对市场与经济规模的关系进行了研究。马歇尔是第一个重视并较为系统地研究规模经济问题的经济学家。自他之后，对规模经济的研究转而采用边际分析的方法。新贸易理论的规模报酬递增的假设·既贴近现实又很好地解释了传统贸易理论无法解释的贸易现象。著名经济学家克鲁格曼(PaulKrugman)在与艾瀚南(Help-mallElhanan)合著的《市场结构与对外贸易》(1985)一书中提出了规模经济贸易学说。但从某种意义上讲，是Romer(1986)的开创性研究复兴了主流经济学对对规模报酬递增现象的分析。从此，经济学家开始从不同的角度去论证是否存在显著的规模经济效应，去探求规模报酬递增的源泉·去分析规模报酬递增的影响。

1规模报酬递增理论的论证

数十年来主流经济学家运用大量的实证研究证实了规模报酬递增现象的存在，他们利用各层面的相关数据说明了一些发达国家的经济活动中的规模报酬递增现象。

Davis和Weinstein(1998)通过估计13个OECD国家的支出变化与产出变化之间的关系来检验是否存在规模报酬递增现象。他们估计出来的产出需求弹性为l_6，因此推断出存在明显的规模报酬递增现象。Head和Rise(2001)利用美国和加拿大的总量数据对Krugman(1980)的规模收益递增模型进行实证检验的结果也表明，从整体看，这两个国家的生产活动具有较为明显的规模报酬递增特征。

至于企业内部是否存在规模报酬递增现象。由于企业层次上的微观数据很难获得，所以这方面的文献非常少见。但最令人瞩目的就是Lucas(1993)对第二次世界大战期间美国军工产品生产中的规模经济效应研究。根据Lucas(1993)提供的分析结果。自由舰的累计总产量每翻一番，生产一艘自由舰所需的时间就会下降12％～24％。同时，在生产胜利舰、护航舰和坦克的过程中，也存在类似的规模报酬递增现象。

2规模报酬递增的源泉

在美国等发达国家的经济活动中，规模报酬递增现象还是比较明显的。在分析哪些因素导致规模报酬递增时，现有的文献通常会将规模报酬递增区分为两类；一类是企业间的规模报酬递增；另一类是企业内部的规模报酬递增。一般认为，外部性是规模报酬递增的主要源泉。从外部性是否出现在市场交易活动中的角度将外部性分为技术外部性和货币外部性。

在现在的文献中，技术外部性主要包括知识的外部性、研究与开发的外部性、干中学的外部性以及学校教育的外部性等四种。第一，源于知识的外部性的规模报酬递增。Easterly(2001)指出，知识外部性会从三方面导致规模报酬递增现象的出现。并且由于存在知识溢出的现象，所以新知识实际上会提高整个社会中现有知识和机器设备的生产率。第二，源于研发的外部性的规模报酬递增。知识生产的主要投人要素就是研究与开发投资，根据Griliches(1992)的分类，可以将分析研发活动溢出效应的文献区分为两类。一类是计算某项(或某一系列)具体创新活动的社会收益的文献。在这方面。代表性的研究是Mansfield、Rapoport和Romeo(1977)以及Knutson和Tweeten(1979)等人的实证分析。另外一类文献则采用回归分析方法去估计研发部门对产业部门劳动生产率的影响。这方面的代表性研究是Bernstein和Nadiri(1991)的分析。他们的实证分析结果表明，研发活动的外部性是非常明显的，研发投资的规模报酬递增特征也会非常明显。第三，源于干中学的外部性的规模报酬递增。Lucas(1993)指出，通过“干中学”而积累起来的人力资本是规模报酬递增的主要源泉。Nelson和Pack(1999)指出，发展中国家在吸引国外的先进技术时，干中学对发展中国家的人力资本积累产生了重要的积极作用。第四，源于学校教育的外部性的规模报酬递增，Foster和Rosenzweig(1996)指出，学校教育会使一个社会在采用新的生产率更高的技术时获得递增的规模收益。

从现有的文献看，货币外部性。有时候又被称为“密集市场”效应，基本上都出现在垄断竞争市场环境之中。较早从理论上分析货币外部性的文献是Murphy、Shleifer和Vishny(1989)的研究。在他们的模型中，一旦企业的利润不能完全反应其所创造的社会净收益，那么就会出现货币外部性。此时，对基础设施建设进行投资并改善各投入要素间的协调问题，或者进行“大推进”式改革，都能获得递增规模收益。这种外部性的大小是与市场中参与此活动的企业数目相关，而与企业从事的活动无关。

Rodrik(1996)分析了不可贸易的中间投入品之间的互补性会使小型开放经济体中出现规模报酬递增现象的情形。

从理论研究的文献看，企业内部的规模报酬递增主要是由以下两个因素导致的：第一，固定成本。Romer(1990)Aghion和Howitt(1992)以及Grossman和Helpman(1991)都指出，只要企业的生产经营活动中存在固定成本，那么就一定会在企业内部出现规模报酬递增的现象。第二，生产投人品之间的互补性。Fasterly(2001)认为，除了固定成本之外，还有另外一个因素会导致企业内部的规模报酬递增现象的出现，即不同类型熟练工人之间的互补性。在团队生产中，某个成员的错误会使得其他团队成员的努力付之东流，所以将团队中的高技能工人身上投资的报酬会随着投资规模的扩大出现递增的特征。

3规模报酬递增的对经济的影响

规模报酬递增的影响主要体现在对经济增长和经济波动的影响上。规模报酬递增对经济增长的影响是长期效应。在短期内，规模经济效应是否会对经济波动产生作用是非常重要的问题。这是因为，短期内的经济波动会对社会的经济福利水平产生重要影响。如果不能理解经济波动产生的原因，就很难运用恰当的宏观经济政策去熨平经济波动。我们分别概述供给边和需求边的规模经济效应对经济波动的影响。

3.1供给边规模报酬递增对经济波动的影响

在分析供给边的规模报酬递增对规模经济的影响时，代表性的研究主要有Diamond(1982)、Weitzman(1982)、Shleifer(1986)、Diamond和Fudenberg(1998)、Howitt和McAfee(1988)等人的分析，他们都假设生产技术具有规模报酬递增的特性，并以此为基础从理论上阐述规模经济效应对经济变动的影响。他们指出，规模报酬递增会导致多重均衡的出现。由于不存在唯一的稳定均衡，所以经济在各个均衡之间的转换会导致大幅度的波动。近年来对经济波动的研究发现，经济波动通常都呈现出非线性的特征，而且这种非线性波动都是内生的。Ryzhenkov(2006)利用1948～2004年间美国的总量数据对一个含有规模经济递增现象的内生增长模型进行校准后得到的研究结果表明，规模报酬递增对经济的直接影响并不显著，但是其累计循环效应却非常明显。Aloi、Dixon和Lloyd—Braga(2000)以及Lloyd－Braga(2007)等人则在世代交叠模型中利用Hopf分叉法分析了规模报酬递增对非线性内生经济波动的影响。他们的研究表明，规模经济效应使得那些能导致非线性内生经济波动的条件更加容易出现。

3.2需求边规模报酬递增对经济波动的影响

由于需求因素的变动都能通过价格机制反映到供给上去，所以在研究经济波动现象的文献中，很少有人从需求角度展开分析。Young(2007)分析了需求边的规模经济报酬递增对经济波动的影响。他的研究表明，当带有明显网络特征的高新技术产业在经济中的比重越来越大时，为了获得消费外部性所带来的需求边的规模经济，高新企业会在需求发生很小的变动时做出重大的价格和产量调整。这会使经济变动得更加剧烈。尤其需要注意的是，当需求边的规模收益递增现象比较显著时，即便投资和产出不发生变动，价格水平也会发生大幅度的变化。其原因在于，所有需求边的规模经济都源自于网络效应。由于存在网络效应的产业，基本上都是生产的固定成本较高，而边际成本趋近于零的产业，所以对于这些产业中的企业而言，价格竞争是最常用的竞争手段。

从对经济增长的影响来看。如果经济体中所有投入的规模报酬都不变(或递减)，那么就无法从理论上系统地解释为什么人均收人会持续地增长。为了克服这个缺点，相关的理论研究又把技术进步内生为状态变量。但是，不管内生增长模型如何精致复杂，其基本思想都强调。外部性都会带来递增的规模收益。所以有很多内生增长模型系统地分析了外部性(或递增的规模收益)对经济增长的影响。在这方面的代表性研究有Romer(1986，1990)Barro(1990)、Aghion和Howitt(1992)、Young(1991，1993，1998)、List和Zhou(2007)等人对物质资本的外部性对经济增长的影响分析，以及Lucas(1988，1993)、Becker、Murphy和Tamura(1990)、Tamura(1991)、Goodfriend和McDerott(1995)等人对人力资本外部性对经济增长的影响的研究。内生增长理论中这些最具有代表性的模型从不同角度指出：没有递增的规模收益，就不会有人均收入的持续增长。

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关键词:经济增长;收敛假设;财政支出;VAR模型

中图分类号:F120文献标识码:A文章编号:1003-4161(2010)04-0069-04

一、问题的提出

改革开放30年,是中国经济腾飞的30年,中国经济持续快速而又稳定地发展,已经成为世界经济史上一个“东方奇迹”。30多年来,我国的经济体制在全面的计划经济基础上逐步建立起社会主义市场经济,并逐渐完善发展,与此同时,政府的经济建设职能也在不断转变。在上个世纪90年代初和本世纪初期,世界经济出现发展过快乃至虚假繁荣时,中国政府都实施了不同程度的“软着陆”的经济政策以良性过渡中国的经济发展;而当1998年亚太金融危机,我国出现通货紧缩局面后,政府开始实施了积极财政政策,通过发行国债融资增加政府支出,目的要通过增加政府支出拉动经济增长。

众所周知,我国政府支出是已经持续多年的积极财政政策,就算是在2008年全球金融危机天灾人祸内外忧患的动荡形势下,我国政府依然是增加相对财政支出,积极促进经济建设,刺激内需,扩大国内市场。2003―2007年,全国财政收入累计169843亿元,年均增长22.1%,比上一个五年提高了5.2个百分点,2008年全国财政收入61316.9亿元,在短短的五年间连续跨越了3万亿、4万亿、5万亿和6万亿四个台阶。2009年,全国财政收入执行初步统计数为68477亿元,比上年增加7147亿元,增长11.7%,全国财政支出执行初步统计数为75874亿元,比上年增加13281亿元,增长21.2%。与此同时,2009年全年完成国内生产总值335353亿元,比上年增长8.7%,成功走出完美的“V”型轨迹,顺利完成“保增长”的任务。

学者们关于政府支出与经济增长之间关系的理论分岐主要集中于政府支出对经济增长究竟是起正向关系还是反向关系。新古典经济增长理论认为,由于价格具有完全伸缩性,资本的边际产品递减等因素的影响,经济在某一点会达到稳态。稳态的经济增长只取决于外生不变的技术进步,政府在长期对经济增长不起作用,只在短期影响经济增长。而内生增长理论认为,由于知识、基础设施等公共物品具有外部性,政府须干预市场。依据凯恩斯理论,政府支出对经济增长在短期具有调节作用,政府支出会通过乘数作用拉动经济增长。Rubbinson(1977)利用跨国数据,得出政府消费支出占GDP比重的提高对经济增长具有显著的促进作用;Devarajan、Swaroop和Zou(1996)利用115个国家的数据进行测算,结果发现政府支出的规模系数为正,并且至少在1%水平上显著。Landau(1983)、Tullock(1987)等人认为政府支出将会挤出私人投资,对经济增长起反向作用;而Gemmell(1983)KormendiMeguire(1985)等人认为政府支出是中性的,它与经济之间没有显著关系。

回顾上述文献可知,关于政府支出对经济增长的正负作用,关键在于政府支出的主要比例是否是生产性支出;从需求方面分析,政府支出究竟是挤入了私人投资还是挤出了私人投资就很好地解释了政府支出对经济增长是否起作用;当平衡一国或一个地区的赤字预算时,国债对经济增长作用的关键就取决于国债是用于消费性支出,还是用于生产性支出。且根据经济学的倒“U”型法则,政府支出,离不开边际弹性曲线,离不开规模效应和规模反向效应的界限。因此,本文在新古典经济增长理论与收敛假设的基础上,引进了巴罗模型分析政府生产性支出规模的变化的经济效应,并根据VAR模型分析我国改革开放以来财政支出规模对经济增长的效果,一个国家或地区在经济发展过程中,最优政府规模,能够极大促进经济的发展。二、收敛假设与最优政府支出规模

(一)收敛假设

索洛(Solow1956)最早将收敛假设纳入经济学范畴,他提出了后来被称之为标准新古典的生产函数,该函数满足边际报酬递减、规模经济不变和稻田(Inada)条件三个假设。通过假设储蓄率和人口增长率为外生变量,索洛模型得出了储蓄率和人口出生率共同界定稳态的结论,同时,越远离稳态的经济(如越贫穷的国家)会以越快的速度向稳态收敛。

在新古典模型中,不仅存在经济均衡增长的可能性,而且经济均衡增长具有稳定性,当经济均衡条件遭到破坏时,经济系统内部的内在稳定器,使会迅速地恢复该均衡条件:

A.若Sf(k)>nkdkdt0knkSf(k)=nk(1)

均衡机制:如果社会储蓄率较高,储蓄量较多,大于资本广化(充分就业)所需要的储蓄量,资本供大于求,利率就会降低,厂商就会增加对资本的需求,人均资本量就会上升,资本广化量也相应上升,最终使人均储蓄量正好等于资本的广化量。

B.若Sf(k)

均衡机制:如果社会储蓄率较低,储蓄量较少,少于资本广化(充分就业)所需要的储蓄量,资本供不应求,利率就会上升,厂商就会减少对资本的需求量,人均资本量就会下降,资本广化量也相应降低,最终使人均储蓄量正好等于资本的广化量。

因此,收敛假设是基于边际报酬递减的理论,进而将政府当做变量的假设“条件”来处理,这就意味着政府同质的假设。但是,对于政府对经济收敛的作用却是很难明确界定的。在实证分析中,关于政府规模对经济效果的分析也有很大的差异,有的研究结果说明了政府的生产性支出(诸如基础设施服务的提供)不仅为经济增长提供了必要环境,而且还有助于私人部门生产率的提高,因而政府投资支出比率(政府投资支出占GDP比率)显著正相关(Aschauer,1989;AschauerandGreenwood,1985,p.91-138;GrierandTullock,1987,p.259-276)。然而,有些经济学家的分析结果正好相反:传统标准的生产性支出,诸如资本、交通和通讯、保健和教育等支出,与经济增长负相关或相关性不显著(Devarajan,SwaroopandZou,1993)。(二)最优政府支出规模

巴罗于1990年在论文《一个简单内生增长模型中的政府支出》中,基于内生增长模型,构建了一个将政府规模纳入生产函数的增长模型。当政府生产性支出规模比较小的时候,它会促进经济增长;当政府生产性支出规模超过最优点后,它会阻碍经济增长。巴罗认为,政府文化教育支出是对人力资本投资,政府国防费支出能有效地保护私人产权,两者与经济建设支出一起都被视作是生产性支出。政府生产性支出与私人投资一起,促进经济增长。当人力资本和物质资本放在一起考虑时,社会生产具有规模效益不变的特性(政府投资具有外溢效应),但当人力资本和物质资本分开考虑时,社会生产规模效益递减。这也就是说,即使在私人投资包括人力资本投资和非人力资本投资情况下,如果政府投入规模不随着私人投资规模的扩大而增加投入,那么整个社会生产也会呈现规模效益递减趋势。巴罗政府模型的最优消费增长率为:

其中,τg=g/y,为政府生产性支出占国民收入的比例,τh=h/y,为政府非生产性支出占国民收入的比例。可见,当政府生产性支出规模比较小的时候,增加生产性支出会提高经济增长率,当政府生产规模比较大的时候,增加生产性支出会降低经济增长率。对给定的税率τh和科布―道格拉斯函数形式,容易得出最优经济增长率为α(1-τh),最优经济增长率水平随着τh的升高而降低,非生产性支出与经济增长负相关。

政府生产性支出规模变化与经济增长作用效果呈倒“U”型关系,政府生产性支出规模从倒“U”型的两边向一个最优政府规模收敛。一个最优政府规模收敛的存在表明政府支出对经济发展起作用不能一概而论,当政府规模没有超过临界点时,政府的花费就是生产性的,就可以对经济发展起促进作用;当政府规模超过临界点时,政府的花费就是消费性的,就会对经济发展起负面作用。因此对于发展中国家而言,如果政府规模已超过临界点的话,就不能简单地通过扩大政府支出来消除地区差距,其所谓的小政府大社会并不是说越小的政府越好,一个规模合适的政府可能是更好的。本文根据这一模型对我国改革开放以来财政生产性支出规模和财政支出总规模的经济效果进行分析。

三、数据与模型

(一)VAR模型

经济变量间的因果关系最早是由Granger(1969)所定义的因果关系及其检验,后来经过Sims(1972)对此进行了重新表述,并经过后来学者的发展和完善,已经成为了经济实证研究中应用非常广泛的统计工具。而向量自回归模型(VAR)使系统内每个方程都有相同的包括所有内生变量滞后值的右侧变量,这种模型采用多方程联立的形式,它不以经济理论为基础。在模型的每一个方程中,内生变量对模型的全部内生变量的滞后项进行回归,从而估计全部内生变量的动态关系。

含有N个变量滞后k期的VAR模型表示如下:

不同方程对应的随机误差项之间可能存在相关。

因VAR模型中每个方程的右侧只含有内生变量的滞后项,它们与ut是渐近不相关的,所以可以用OLS法依次估计每一个方程,得到的参数估计量都具有一致性。

(二)基础数据说明

根据文章第二部分巴罗理论的分析,政府生产性支出对经济有正反两方面作用。当政府生产性支出规模比较小的时候,政府生产性支出的增长会提高经济增长率,当政府生产性支出规模比较大的时候,政府生产性支出的增长就会降低经济增长率,非生产性支出的增加会降低最优经济增长率。因此,判断政府生产性支出规模的“度”的界限至关重要。本文所采用的基础数据为1978―2007年的时间序列数据,数据全部来源于1978―2008年的《中国统计年鉴》和《中国财政年鉴》。依据国家职能,财政支出区分为经济建设费、社会文教费、国防费、行政管理费和其他支出五大类。显然,经济建设支出相当于物质资本投资,其本身就属于财政生产性支出的范畴;社会文教费支出是国家为了提高劳动者的知识、技能,改善劳动者的身体健康状况,相当于人力资本投资的财政支出,因此,本文将这两者归为生产性支出,国防费、行政管理费、其他支出相当于非生产性支出。但如果根据巴罗的分类,国防费支出能够有效地保护私人产权,也算作是生产性支出,这种提法有些牵强,大多数学者不支持这种分类①,因此本文不把国防费支出归为生产性支出一类。为考察财政总支出水平对经济的影响,在模型中也引进财政总支出占GDP的比作为因变量,各经济变量的变化趋势见图1,其中,RGDP表示历年GDP增长率,RFC表示历年财政总支出占GDP的比,RPC表示历年财政生产性支出占GDP的比。

从图中大致可以看出,当财政总支出占GDP的比重较小时,GDP的增长比较高,GDP在1984和1988年的增长率分别是“M”型的两峰点;1994年,在不考虑CPI因素影响的情况下,财政总支出和生产性支出占GDP比分别下降到12%和8%时,GDP的增长率为36%。财政总支出占GDP的比重在1995年以前不断下滑,1995年以后随着分税制改革和积极财政政策的实施,财政总支出占GDP的比重又逐渐上升。财政生产性支出占GDP比重的变化趋势与财政总支出占GDP的变化趋势基本相同,略有滞后。吕冰洋(2002)采用分布滞后模型得出的结论是:财政生产性支出占GDP支出每增长一个百分点,就会拉动经济增长0.43个百分点;财政总支出占GDP支出每增长一个百分点,会影响经济负增长0.43个百分点。

四、实证分析与解释

(一)单位根检验、滞后项结构检验与稳定性检验

在计量经济学中,用一个时间序列对另一个时间序列作回归时,虽然两者无任何意义,却也往往会得一个很高的R2值(超过0.9),如果时间序列不是平稳的话,将可能出现谬误回归情况致使整个实证分析毫无意义。因此,在设定结构VAR模型之前,必须运用ADF检验考察各变量序列的平衡性。在5%甚至是1%的显著水平下,所有的变量都通过一阶差分的平稳检验,满足建立VAR模型的先决条件。为了避免因检验方法自身的局限而对检验结果产生的负面影响,本文还同时采用了LLC、IPS、Breintung和PP-fisher对各个变量进行单位根检验,保证平稳性的检验正确。然后,以结构VAR较大的滞后阶数开始,通过对LR、FPE、AIC、SC和HQ的检验来确定最佳滞后期2(限于篇幅,单位根检验以及滞后项结构的检验结果未列出)。最后对一阶差分VAR模型进行稳定性检验,其结果见图2。

从图2中可以看到,所有根的检验均落在单位圆以内,意味着VAR模型的稳定性条件得以满足,由此得出的Granger因果关系检验结果也是可靠的。

(二)脉冲响应函数

由于VAR模型的估计系数难以解释经济中变量的关系,所以应根据脉冲响应函数来得出结论,检验结果如图3。根据脉冲响应函数,GDP的增长率受到财政总支出一个单位负向的标准差影响,表明当财政总支出占GDP的比越大,对GDP的增长负面影响越大。财政生产性支出对GDP的增长比较难以断定,一方面扩大支出或是能增强政府调控经济的能力,或是能直接拉动经济增长;另一方面,支出规模的扩大或是带来产出效率低下,或是抑制私人投资。但是,对GDP的增长,财政生产性支出规模的解释还是比较显著的,我们可以通过方差分解进一步预测。

(三)预测方差分解

Granger因果关系检验结果仅能说明变量之间的影响方向,脉冲响应函数也只能表明变量遭受特定冲击后的动态行为,但它们都不能说明变量之间的影响关系强度。因此,本文基于VAR模型对GDP增长率这一变量在不同预测期限的预测误差进行方差分解,来观察GDP增长率被另外两个变量所解释的情况,结果见表1。

根据表1,在GDP的变动中,大约有9.47%的波动可以由RPC的波动来解释,大约有0.05%的波动可以由RFC的波动来解释。参考VAR模型的估计系数如下:

RGDP=1.0170*RGDP(-1)-0.4358*RGDP(-2)+2.4373*RFC(-1)-2.7229*RFC(-2)-3.0032*RPC(-1)+3.3856*RPC(-2)+0.06902

从回归模型的参数估计可以看出,增加政府的消费性支出在短期内有利于促进国民经济的增长,这大多体现在短期内,由于政府消费的增加,企业特别是生活资料的厂商会增加产量,在国民经济中,增加政府消费,有利于短期内的生产、销售、分配和消费四个环节的流通;但是,在长期连续滞后系数累计加权后,显然其长期系数为负,增加财政总支出对GDP的增长起到消极的影响。而增加财政中的生产性支出,在短期内不利于经济的增长,这是由于短期内,政府加大了对国民经济中重大项目的投资,或是加强公共基础设施的建设,使一部分资本退出了流通,而且投资的回报还需要一定的周期;因此,在长期连续滞后系数累计加权后,其长期系数为正,这是由于政府对公共基础设施的建设容易产生外部经济,且一些重大项目的投资开始收益,因此,在长期上,加大财政的生产性支出,对GDP的增长有着积极的影响,其结论与巴罗所论证的理论基本上是相一致的。

(四)结论

本文基于VAR模型对改革开放以来财政总支出和生产性支出规模的经济效果进行了分析,其结果是符合巴罗政府关于最优财政支出规模与经济增长间的关系。政府生产性支出规模变化与经济增长作用效果呈倒“U”型关系,政府生产性支出规模从倒“U”型的两边向一个最优政府规模收敛。当一个国家或地区,几乎没有财政支出规模或者财政支出规模很小,这种情况就是接近于几乎完全自由的市场经济,市场经济的调节虽然具有很强的自发性和活泼性,但也具有盲目性和滞后性,因此,完全没有或财政支出规模很小的国家或地区,其经济增长的速度不会很快,往往会出现“滞胀”的现象。同样,当一个国家或地区,国民经济中财政计划支出或是财政支出占相当大的规模,这样的经济体制又接近于高度集中的政治经济体制,也将严重抑制市场经济的活力,使经济增长的速度放慢或停滞不前。因此在国民经济建设中,一国或地区应当寻找一个最适合的财政支出规模,也就是适合本国或本地区财政支出规模倒“U”型的顶点,以促进一国或地区经济持续快速有效增长。

在实证分析上,本文采用了VAR模型进行了分析,克服了传统模型和单方程模型的局限性。传统模型容易受政策与经济制度的影响造成估计的偏差,特别是自改革开放以来,我国的经济制度与经济政策经历了较大的变动,更容易影响模型估计的偏差;而且传统模型需区分内生变量与外生变量,具有一定程度的主观性。如果时间序列是非平稳的,直接进行回归分析,易造成伪回归现象的出现,出现谬误的结论;而如果时间序列是非平稳的,对数据进行简单的差分变换后进行估计,则会丢失长期信息。

本文还进一步揭示了我国财政生产性支出还未达到巴罗模型所揭示的最优规模,财政总支出的经济效果为负,表明我国财政消费性支出规模过大,对经济影响的负面作用超过了财政生产性支出的正面作用。因此,我国应该加大财政生产性支出特别是加大对交通能源通讯等基础设施建设的财政投入,但是改革开放以来我国财政生产性支出占财政支出的比重却从1978年的73.73%降到2005年的53.38.%,下降了近20个百分点。下降的主要原因是行政管理费和其他支出增长过快,行政管理费占财政支出的比重从1978年的4.71%上升到2005年的19.19%,其他支出从1978年的3.16%上升到2005年的19.67%,因此,在未来一段时间内,要压缩非生产性支出,加大财政生产性支出。然而,财政总支出效益又体现在各个支出项目上,财政规模的调整与结构的调整是联系在一起的,因此压缩财政支出规模必须是以压缩财政非生产性支出规模为前提,同理,扩大财政支出规模也必须以扩大生产性支出规模为前提。

注释:

①有些经济学家(KormendiandMeguire,1985,p.141-164;GrierandTullock,1987;SummersandHeston,1988,p.1―25)把国防和教育统统看作是政府消费,因而属于非生产支出。

参考文献:

[1]Barro,R.J.,1990,GovernmentSpendinginaSimpleModelofEndogenousGrowth,JournalofPoliticalEconomy98.

[2]戴维,罗默.高级宏观经济学[M].苏剑,罗涛译.北京:商务印书馆,1999:53―62.

[3]卢卡斯.1988,OntheMechanicsofEconomicDevelopment,JournalofMonetaryEconomics,22(July1988):3―42.

[5]古扎拉蒂.计量经济学基础[M].北京:中国人民大学出版社,2005.

[6]郭庆旺,赵志耘.财政学[M].北京:中国人民大学出版社,2002.

[7]中华人民共和国国家统计局.[EB/OL]stats.省略/

规模经济论文范文篇3

关键词：中央银行资产经济规模脉冲响应函数协整检验

一、引言

中央银行是我国金融政策的制定者与执行者，肩负国家金融稳定的重要责任，次债危机爆发以来，各国中央银行均采取了大规模的救市活动，我国中央银行采取一系列宏观调控政策，有力的支持了我国经济快速复苏。从财务报表角度分析，中央银行的宏观货币政策执行情况可以在货币当局资产负债表中得以充分体现，其中资产项目反映了中央银行资金的运用，主要包括国外资产、政府债权、公司债权等方面，中央银行总资产规模反映了一国货币运用现状，现代货币论理论认为，货币是影响一国经济发展的主要因素，适当的货币供应量是一国经济健康发展的重要保证。央行货币政策的实施主要通过对利率、货币供应量等中间目标的调节从而对一国实体经济产生影响，实现最终目标，由于各国经济实体的传导机制不同，中央银行资金运用过程中对经济产生的影响也各不相同，对中央银行资产规模与经济发展间关系进行研究分析，可以准确把握央行金融政策政策传导机制的效率，为一国宏观金融政策的制定提供重要的理论支撑与政策参考。

二、国内外研究现状

对货币当局资产规模与经济发展关系的研究最早可追溯到20世纪30年展起来的以凯恩斯为代表的货币经济理论，凯恩斯理论反对古典经济学家将实物经济与货币经济作为两个完全相互独立的存在体，相反凯恩斯理论认为，货币当局可以通过利率将实物经济与货币经济联系起来，即中央银行通过调节货币供应量会对实体经济产生重要影响。英国经济学家约翰.希克斯在凯恩斯理论基础上总结归纳得出在商品市场与货币市场均衡条件下利率与国民收入关系模型，即IS-LM模型，认为中央银行货币政策会引起LM曲线的移动，通过利率的作用使得宏观经济在一个新水平上达到均衡。弗里德曼（1963）通过对货币供应量与国民经济产出间关系进行实证分析得出，货币供应量的变化在短期内会对经济总产出产生扰动影响。韦伯等（1995）通过利用近3300个样本对货币供应量与经济总产出增长率关系进行分析得出，在长期范围内，货币供应量变化与国民经济产出增长率间并没有明显的关系。

我国学者也对货币规模与经济发展关系进行过系列研究，隋鹤（2007）通过建立货币理论模型，分析结果认为货币供给与国民收入之间存在正比关系。马树才等（2009）以我国2000-2008年月度数据为样本进行实证分析得出，短期内货币供应量对国民经济产出影响十分显著，但长期范围来看，货币政策对经济产出的影响微乎其微，因此货币当局应加强短期货币政策的灵活性。杜朝运等（2009）运用投资乘数相关理论推倒出我国货币供应量与国民收入关系曲线，认为货币供应对经济产生实质性影响应以货币供给过剩为必要条件，并据此提出央行应根据经济运行与货币供给关系所处的运行阶段不同制定出有差异的货币政策。黄瑞玲等（2009）对我国央行货币政策有效性进行深入考察得出广义货币供应量与我国经济增长率间具有大体一致的波动关系，我国阶段性货币政策对我国经济发展的影响是有效的。

综合国内外研究现状分析可以发现，现阶段研究主要集中在对货币供应规模与经济发展关系的研究以及对货币政策有效性的解读。从央行资产整体来源看，货币发行规模只占总资产来源的一部分，仅以货币供应规模为变量分析金融政策与经济发展的关系难以全面真实反映中央银行宏观政策对经济产生的作用，基于此，本文从财务报表角度分析央行资产总规模与宏观经济间的发展关系，揭示央行整体宏观政策对经济发展产生的影响。

三、模型简介与样本选择

本文运用VAR脉冲响应分析模型对我国中央银行资产规模与经济发展间的关系进行实证检验。VAR模型是数理统计模型的一种，最早由西门斯（Sims）1980年引入用于经济学分析。脉冲响应分析是对VAR基础模型的发展，是通过时间序列分析随机扰动项受到冲击后如何在系统中进行传播从而对各变量产生冲击影响。基本模型如下：

yt=a1yt-1+a2yt-2+b1xt-1+b2xt-2+ε1t①

xt=c1xt-1+c2xt-2+d1yt-1+d2yt-2+ε2t②

现假设系统在t=0时刻有y-1=y-2=x-1=x-2=0,现考察y对x变化产生的响应函数，给ε20=1，ε10=0，以后各期随机扰动项取值均为零。在第0时期则有x0=1，y0=0将上述结果代入①②式则有x1=c1，y1=b1在1时期以此类推根据所取样本区间一直计算下去，算出yt即为变量y对x变化冲击所产生的响应函数。运用VAR脉冲响应函数进行分析，随机扰动项下列特征必须对任意取值t或t≠k均成立：

E（εit）=0；var（εt）=E（εt,εt′）；E（εit，εik）=0

因此在进行VAR脉冲响应分析前，为了避免出现伪回归从而影响实证结果的科学性与合理性，应对单个样本变量序列进行稳定性检验，并在水平值向量序列不平稳的前提下对向量序列之间进行协整关系检验。本文分别运用ADF检验与JJ检验对我国中央银行资产规模序列与经济发展规模序列进行了相关检验。

本文在综合考虑数据可得性与分析科学性的基础上，选取1999-2009共计11年的数据为样本，综合分析央行资产规模与经济规模间的关系，其中经济规模变量以国内生产总值作为衡量指标。所有数据均来自中华人民共和国国家统计局网站以及中国人民银行网站。

四、实证检验与结果分析

为了避免出现伪回归，首先对1999-2009年间的央行资产规模向量序列和国内生产总值向量序列分别进行ADF单位根检验，判断各向量序列是否稳定，在检验过程中根据SIC准则选取滞后期为2期。ADF单位根检验结果详见表1。

从单位根检验结果可以看出，我国中央银行资产规模与GDP规模原序列均不平稳，但在10%置信水平下，可以认定两个变量的二阶向量序列均为平稳序列，说明我国中央银行资产规模与GDP规模为同阶平稳序列，因此在做VAR脉冲分析前，还需要对两个向量序列间的关系作协整分析，检验二者之间是否存在长期稳定关系。

本文运用JJ协整检验方法对我国中央银行资产规模与经济发展规模之间关系分别进行特征根迹检验和最大特征值检验，判断二者之间是否存在长期协整关系，从而为VAR脉冲响应分析的合理性与科学性提供支撑。在协整检验过程中，本文根据Schwarz准则确定滞后期数为1,协整检验结果详见表2。

从协整检验结果分析可知，在假设不存在协整方程前提下，取5%为置信水平，特征根迹检验与最大特征值检验的检验值均大于临界值，两种检验结果均可拒绝不存在协整方程的原假设，即我国中央银行资产规模与我国经济整体规模间存在长期协整关系，而中央银行资产规模变动是执行一系列宏观金融政策的结果，说明一直以来，我国中央银行的一系列宏观金融政策对我国经济发展有着长期稳定的影响。

协整分析结果同时表明，我国中央银行资产规模与经济发展规模满足VAR脉冲响应分析条件，为了进一步分析中央银行资产规模变动对经济发展产生的具体影响，本文运用Eviews5.0软件建立VAR(2)模型，分析我国经济发展规模对中央银行资产规模由于受到宏观政策作用发生变动而产生的响应函数。实际操作过程中，脉冲响应分析结果选择以图形方式输出，详见图1。图中横轴表示中央银行资产规模变动对经济规模产生冲击作用的滞后期数，纵轴表示我国整体经济规模变量。

由VAR脉冲响应分析结果可知，当中央银行执行宏观金融政策导致总资产规模发生变动时，会给实体国民经济产生一定时期同向的冲击，这种冲击效果在第二期达到峰值，随后逐步趋于平缓，说明我国中央银行宏观金融政策可以在短期内对经济发展产生有效冲击，但整体来看，冲击期间较短，一定时期的宏观金融政策难以对经济产生长远冲击，这与我国当前中央银行货币政策具有明显阶段性特征相一致。

五、结论

中央银行作为国家金融体系决策中心，通过制定一系列金融政策对一国宏观经济产生重大影响，由于各国经济体制以及政策传导渠道存在差异，使得各国中央银行宏观政策的执行对实体经济产生的影响效果不同。本文试图运用VAR脉冲响应模型分析我国中央银行宏观金融政策对实体经济产生的影响。为了科学量化中央银行各项金融政策效果，文章从中央银行财务报表角度分析，考虑到各种宏观金融政策结果可以通过央行总资产规模指标进行综合反映，本文进一步研究我国中央银行资产规模与我国经济发展规模间的相互关系。

研究结果表明，我国中央银行资产规模与经济总量规模之间存在长期稳定关系，当中央银行执行各类宏观金融政策导致总资产规模发生变动时，会对我国整体国民经济产生同向的冲击。这种冲击影响有一定的滞后性，且冲击效果在短期内较为明显，宏观金融政策对经济的长期影响效果有限，说明我国中央银行当前金融政策具有明显的阶段性特征，分析结果与我国宏观经济现实情况相吻合。

结合我国当前经济发展的实际情况，受全球金融危机的影响，2008年以来我国高速发展的实体经济受到严峻的考验，中国人民银行接受中央政府委托，果断推出了一系列金融政策措施，有力刺激了我国经济的率先回暖，当前我国经济正朝着预计目标发展。前文分析可知中央银行宏观金融政策会对国民经济产生短期明显的同向冲击，一方面这与我国当前实行一系列金融与经济政策带来社会经济在危机中软着陆的现状相符；另一方面考虑上述短期冲击效果，在我国经济全面复苏迹象尚不明显的情况下，中央银行作为金融政策的制定者，应谨慎考虑各种新政策的推出可能对经济体系产生的冲击，短期内应保持政策的一贯性与连续性，避免由于政策的退出对经济造成负面影响。

参考文献：

[1]FriedmanM,SchwartzA.Moneyandbusinesscycle[J].ReviewofEconomicsandStatistics,1963,45:32-64

[2]McCandlessG,EWeber.SomeMonetaryFacts[J].FederalReserveBankofMinneapolisQuarterlyReview,1995,3:2-11

[3]隋鹤.中国的货币供给理论及其实证分析[J].统计与决策,2007,3:114-116

[4]马树才,贾凯威.货币政策对通货膨胀治理与国民经济增长的效应研究[J].统计与决策,2009,14:128-131

[5]杜朝运,吴明.我国货币供应量与经济运行弱相关的理性思考[J].上海金融,2009,11:39-43

[6]黄瑞玲,李子联.我国货币政策的有效性分析[J].江苏行政学院学报,2009,6:43-48

[7]高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].北京:清华大学出版社,2006:249-297

[8]戴建军.我国货币供应与经济增长关系的理论与实证研究[D].湖南:湖南大学,2008:52-72

[9]闫力,刘克宫,张次兰.货币政策有效性问题研究[J].金融研究,2009,12:59-71