時間：2023-06-06 09:29:44
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇國民生產總值，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
關鍵詞：灰色預測法 GDP 發展
一、灰色預測法
1.灰色系統理論
1982年華中理工大學的鄧聚龍教授首次提出了灰色系統理論。灰色系統是指對系統內的信息不完全了解的系統，灰色系統理論中指出，人對于系統的認識具有灰色性即人對于系統內的未知信息的不確定性。灰色系統包括：農業系統、氣象系統、地震系統、經濟系統等。灰色系統理論將完全了解內部信息的系統那稱之為白色系統，將完全不了解內部信息的系統稱之為黑色系統。而灰色系統就是介于白色系統和黑色系統之間。
灰色預測法是指通過對系統因素之間發展趨勢的相似或者相異程度的分析，并通過對基本信息數據進行處理來尋找系統的變化規律。生成的數據序列有比較強的規律性，可以用來建立相應的數學模型，通過數學模型的計算來達到預測未來事物發展的趨勢。
2.灰色預測模型[1]～[4]
灰色預測模型GM（1，1）即用來進行定量分析的灰色預測模型。
GM（1，1）模型
設一組序列：X（0）=[X（0）（1），X（0）（2），….，X（0）（n）]
對原始序列累加生成：X（1）=[X（1）（1），X（1）（2），….，X（1）（n）]
其中：X（1）（k）= X（0）（i） k=1，2，……，n
其中：X（k）=-1/2[X（1）（k-1）+X（1）（k）] k=1，2，……，n即構成了灰色模塊，可建立灰色模型，GM（1，1）模型，解微分方程通過累減還原得到X（0）的預測模型為：
（0）（k+1）=（1-ea）（X（0）（1）-u/a） k=1，2，……，n
用累加生成法獲得的殘差序列為：ε（0）（t）= （1）（t）-X（0）（t）
其累計生成的預測模型為：ε（1）（t+1）=（ε（0）（1）-dt/at）e-aεt+uε/aε
其導數即為模型（1）的修正項，修正后的模型的殘差序列為：
q（1）（t）= （0）（1）-X（0）（t）
其累加生成的模型為：q（1）（t+1）=（q（0）（1）-uq/aq）e-aqt+ uq/aq
修正后的模型為 （1）（t+1）的導數和q（1）（t+1）的到數值和為：
（1）（t+1）=（X（0）- u/a）e-at+u/a+（q（0）（1）- uq/aq）e-aqt+ uq/aq
3.模型檢驗
假如預測所得數列和原始的數列擬合精度高可直接用外推預測，假如預測所得數列和原始的數列擬合精度不高，就須殘差修正后方可用于外推預測。擬合檢驗的指標有平均相對誤差和后驗差值比C及小誤差概率P
求殘差的方差與標準差
殘差ε（0）（t）= （1）（t）-X（0）（t），t=1，2，…，n，記殘差的方差與標準差為s22和s2。
求原始的數列方差與標準差，求后驗差比值與小誤差概率，后驗差比值，如果滿足|ε（0）-（t=1，2，…，n）的個數為r，則P=
當C≤0.35，P≥0.95時，預測模型精度為一級（好），當0.35≤C
二、模型應用
根據《伊犁哈薩克自治州國民經濟和社會發展統計公報》，伊犁哈薩克自治州近十年的國民生產總值和人均國民生產總值數據見下表1：
表1伊犁哈薩克自治州近十年的國民生產總值和人均國民生產總值情況表
年號
year 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011
國民生產總值億元 242.81 276.61 312.88 374.5 440.44 527.22 664.29 754.77 891.37 1091.84
把國民生產總值數列{242.81，276.61，312.88，374.5，440.44，527.22，664.29，754.77，891.37，1091.84}做為原始數據，用DPS 9.5軟件計算預測
a=-0.167772，b=208.276851
x（t+1）=1486.028232exp（0.167772t）-1241.428232 （1）
式就是伊犁哈薩克自治州國民生產總值（累加后）預測公式，實際值、預測值、絕對誤差、相對誤差見表2
表2 實際值和預測值對照表
年號
year 實際值
actual value 預測值
forcast value 絕對誤差
absolute error 相對誤差%
relative error
2003 276.61 284.7701 8.1601 0.7276
2004 312.88 296.4139 -16.467 -5.4052
2005 374.5 327.4530 -47.047 -13.4046
2006 440.44 493.5762 53.1362 11.378
2007 527.22 518.8136 -8.4064 -1.6072
2008 664.29 740.1510 75.861 10.803
2009 754.77 802.0072 47.2372 6.0685
2010 891.37 870.2001 -21.1699 -2.4035
2011 1091.84 1049.3801 -42.4599 -3.9659
經計算可以得知C=0.1505，p=1.0000，預測模型精度為很好。
未來到2020年伊犁哈薩克自治州國民生產總值預測值見表3
表3未來9年伊犁哈薩克自治州國民生產總值預測值
年號year 2012 2013 2014 2015 2016 2017 2018 2019 2020
預測值
Foreast value 1228 1453 1718 2032 2403 2842 3362 3976 4702
綜上所述，GM（1，1）模型實質上市采用線性化方法建立的一種指數預測模型。因此，當整個系統呈指數變化時，預測精度較高。
三、綜述
改革開放以來，伊犁哈薩克自治州的經濟取得了突飛猛進的發展，國民生產總值從2002年的242.81億元增長到2011年的1091.84億元，9年時間增長了4.5倍，我們都知道要想讓國民經濟快速、健康、長期的發展，就要對國民經濟發展狀況發展研究，找出符合經濟發展的客觀規律的數據，通過數據的研究對經濟發展做出科學預測，用于解決經濟發展中的各類問題和事物，灰色預測是經濟預測中行之有效的方法，它的主要特點是建立預測模型所需要的原始數據不多并且容易采集，灰色預測方法[1]～[4]簡便并有較高的準確性。
參考文獻：
[1]柴濤，劉玉存，于國欣.交通事故的灰色預測和關聯分析[J].華北工學院學報，1998；39
[2]王道林.奧運金牌數預測的灰色模型[J].山東體育科技，2005；2
[3]李志強，張麗，陳茂周.山東省國民生產總值預測的灰色模型[J].山東農業大學學報（自然科學版），2008；39
[4]劉思峰，黨耀國，張岐山.灰色系統理論及其應用（第三版）[M].北京：科學出版社，2004
【作者簡介】
[關鍵詞]國內生產總值 國民生產總值 財富所在 財富所有
注：本成果得到山東省高等學校優秀青年教師國內訪問學者項目、聊城大學雙語教學示范課程項目經費資助
國民收入是反映一國一定時期內(通常為1年)投入的生產資源所產出的最終產品和服務的市場價值或由此形成的收入的一個數量指標。國民收入是一個流量概念。其衡量方法有支出法與收入法兩種。當存在著生產要素的國際間流動時，進行國民收入統計勢必遇到一個問題。即計算一國國民收入時應該以一國領土為標準，還是以一國國民為標準?這一問題導致了開放經濟的國民收入分為兩種，即國內生產總值(GDP)與國民生產總值(GNP)。
一、國內生產總值與國民生產總值的本質――財富所在與財富所有
國內生產總值是以一國領土為標準，指的是在一定時期內一國境內生產的產品與服務的總值；國民生產總值則是以一國國民為標準，指的是在一定時期內一國國民生產的產品與服務的總值。計算開放經濟的國民收入時。涉及兩國國民、兩國領土的四種收入指標：本國國民本國境內(Home national Home territory，記為HnHt)、外國國民外國境內(Foreign national Foreign territory，記為FnFt)、本國國民外國境內(Home national Forei辨territory，記為HnFt)、外國國民本國境內(For-ei印national HOllle territory，記為FnHt)。
則有：
GNP=HnHt+HnFt
GDP=HnHt+FnHt
兩式相減：
GNP=GDP+(HnFt-FnHt)
其中，(HnFt-FnHt)代表本國國民在外國境內的收入減去外國國民在本國境內的收入。即本國從外國取得的凈收入。這些收入是由生產要素資本與勞動的國際間流動引起的，故稱為凈要素收入NFP(NetFactorProducts)，則有：
GNP=GDP+NFP
具體來看，凈要素收入包括付給工人的凈報酬、凈投資收入。當存在著一國向另一國無償捐贈的現金或其他實際資源時，這一單方面轉移也應包括在其中。凈要素收入這一指標的大小與正負，決定著一國在一定時期內國民生產總值與國內生產總值的對比關系，這通常被視為衡量一國財富所有與財富所在的重要指標。
二、國內生產總值(GDP)與國民生產總值(GNP)的關系特點――種類型
(一)GDP增長便于GNP增長
GDP增長慢于GNP增長表明，這一類國家具有的共同特點是：本國的大型跨國集團通過對外直接投資和間接投資，積累了大量的海外資產；同時，本國市場需求狹小、要素成本較高等因素限制了外國投資的發展。
典型國家是日本。20世紀80年代以前。日本的GDP與GNP增長大體保持一致。但從80年代中期開始，GDP與GNP之差逐漸擴大，日本的海外投資大量增加，對外直接投資流出額占GDP的比重迅猛增加。除日本以外，新加坡和荷蘭等國也表現出明顯的GNP增長大于GDP增長的特點。
(二)GDP增長快于GNP增長，
GDP增長快于GNP增長表明，這一類國家對外資具有較大的吸引力，而其對外投資規模較小，大多數為發展中國家。典型國家是以中國、印尼、墨西哥、巴西為代表的亞洲和拉美發展中國家。由于本國吸納的外國投資所創造的價值也計人本國的GDP，所以GDP的增長普遍快于GNP的增長。根據它們的不同特點，可以把這些發展中國家分為兩組。
第一組包括中國、馬來西亞、印度尼西亞、印度等亞洲國家，其GNP與GDP差距擴大的趨勢在90年代后表現得比較顯著。中國最為典型；第二組包括墨西哥、巴西、阿根廷等拉美國家，其GDP與GNP差距擴大的特征在80年代就表現得比較突出，巴西最為典型。但巴西引資的行業結構與中國有所不同。巴西吸收外商直接投資的85％集中在通信、交通和金融等服務業部門，而中國吸收外資主要集中在生產領域。另外，以加拿大、澳大利亞、愛爾蘭等為代表的發達國家也出現了GDP增長快于GNP的現象。長期以來。發達國家一直是外資流出的主角。同時也是外資流人的主角。
(三)GDP與GNP之差呈現發散式大幅波動
美國是這一類型的典型代表，美國GDP與GNP之差有正有負，但其絕對值呈不斷擴大的波動趨勢。這種大幅波動的原因在于：美國既是世界上重要的外資輸出國，也是最大的外資輸入國，在經濟周期變化的影響下。美國的資本輸入和輸出規模變化巨大，導致資本凈流入在正負之間劇烈波動。
三、國內生產總值(GDP)與國民生產總值(GNP)的統計選擇――財富所有
[關鍵詞]汽車擁有量；多元線性回歸型；影響因素[中圖分類號]F713 [文獻標識碼]A [文章編號]1005-6432（2014）38-0100-02
1 問題的提出
隨著我國汽車市場價格的持續下降和我國居民人均收入水平的不斷提高，擁有私家車對普通百姓來說越來越容易。據統計，1984年年底我國共擁有私人汽車10幾萬輛，到1997年年底私人汽車擁有量已達300多萬輛。影響私家車擁有量的因素眾多，本文選取了我國國民生產總值、人均可支配收入、汽車總產量作為構建模型的解釋變量，對我國私家車擁有量的影響因素進行實證分析。
2 模型的設定
2.1 模型的選取
經濟學家提出收入差距決定了經濟發展階段，因此國民生產總值表示經濟發展水平，是必須考慮的主要因素。那么人均收入水平也將決定消費水平高低，消費水平影響消費能力。因此，我國國民生產總值、人均可支配收入、汽車總產量作為模型的解釋變量。
2.2 模型的設定
由于本文是運用多元回歸模型對我國私家車擁有量進行實證分析，所以首先對解釋變量Y與被解釋變量Xi 進行回歸分析，原始模型設定為：Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+μ
式中：Y 表示私人汽車擁有量（萬輛）；X1表示國民生產總值（億元）；
X2表示人均可支配收入（元）；X3表示汽車總產量（萬輛）；μ表示隨機干擾項。
3 數據的收集、模型的估計與調整
本文數據來源于《中國統計年鑒（2013）》中1990―2008年共19年的相關數據。
3.1 模型估計
對模型的最小二乘估計我們可以用Eviews7對上述所設定的模型進行估計。結果見表1：
3.1.1 經濟意義的檢驗
從回歸得出的結果可以看出，解釋變量X1、X3的系數符號與經濟意義相符，而X2的符號與經濟意義不符，所以模型可能存在多重共線性檢驗。
3.1.2 統計意義的檢驗
修正后的R2=0.9669，說明該模型的解釋變量可以解釋1990―2008年私家汽車擁有量的影響的99.69%，因此樣本擬合效果較好。F值在α=0.05下顯著，即國民生產總值、人均可支配收入、汽車總產量三個解釋變量聯立起來對“我國私家汽車擁有量”有顯著影響。
3.2 多重共線性的檢驗
3.2.1 模型的檢驗
判斷模型的多重共線性，得出相關系數矩陣如表2所示。
4 結 論
從最終模型可以看出，國民生產總值每增加1億元，我國私家車擁有總量就增加0.00979萬輛。汽車總產量每增加1個單位，我國私家車擁有量就增加0.956個單位。影響我國私家車擁有總量還有其他因素，但我國汽車總產量對我國私家車擁有總量具有顯著影響。
參考文獻：
[1]龐皓.計量經濟學[M].2版.北京：科學出版社，2010.
在過去的30多年間，旅游業乘著改革開放的東風，經歷較長的快速發展時期，其已經成為國民經濟增長中的戰略性支柱產業。與此同時，旅游產業作為一個發展速度快、增值效率高、就業帶動強、創匯效益好的戰略性支柱產業，其在國民經濟中所占比重也在不斷提升。江蘇省憑借經濟、文化、科技、對外開放政策等一系列優勢，已成為我國重點旅游省市之一。作為傳統旅游大省，江蘇省旅游經濟保持快速、協調的發展，成績令人矚目。2000年江蘇省旅游收入僅為633.47億元，至2015年旅游收入達到8988.16億元，16年間的平均同比增長率達到19.5%，而同期江蘇省國民生產總值平均同比增長率為16.3%。可以說，旅游收入對于江蘇省經濟發展的推動作用日益增強。
對于區域經濟活動而言，旅游收入是衡量其發展的重要指標之一，同時旅游收入還可以直接反應該地區經濟運行狀況的好壞。旅游業作為國民經濟增長過程中的戰略性支柱產業，旅游收入的高低會對區域經濟產生相當程度的影響。所以說，研究江蘇省旅游人怠⒙糜問杖胗GDP之間的關系對江蘇省旅游業的發展顯得尤為重要。
一、國內外相關研究綜述
經濟增長是經濟學研究的重點問題之一，旅游收入與GDP之間的關系也是旅游經濟學研究的主要問題之一，針對旅游收入與GDP之間的關系研究上，國內外學者的觀點并不一致。
（一）國外相關研究綜述
國外對于相關問題的研究隨著時間的變化主要可以分為案例研究、傳統計量模型研究以及動態面板模型研究三種類型。
Balaguer 和Dritsakis 分別以西班牙和希臘為研究對象，分析了入境旅游收入與經濟增長的關系，認為西班牙與希臘的旅游收入對各自國家的經濟增長長期存在著推動作用，并在研究的基礎上提出了旅游驅動型經濟增長假說理論。
但Chi-OK Oh以多個國家的相關數據基礎為分析，其認為在少數以旅游業為主導的經濟發展模式的國家和地區，旅游收入與經濟增長之間的關系不是旅游業促進經濟發展，而是經濟的發展促進旅游業的發展。
Baru R、Lanz A以及 Pigliaru F通過實證研究發現，旅游收入與經濟增長之間通常表現為非線性關系，并且所研究的地區不同，研究結果差異也較大。
（二）國內相關研究綜述
相對于國外學者而言，我國學者的相關研究起步較晚，并且研究大都是以中國境內為研究對象的，并以建立數學模型作為主要的研究方法，從而探討旅游收入與經濟增長的相互關系，但是國內學者的研究成果較為豐富。
國內學者大致認為旅游收入與經濟增長之間長期存在均衡穩定的關系，這與國外學者Chi-OK Oh的研究結果基本一致。趙磊等人經過相應的研究發現，旅游業對于經濟增長具有相當大的促進作用，而區域經濟的不斷增長又會反過來推動旅游業的發展，旅游收入和經濟增長是相輔相成，相互作用的關系。鄢慧麗、熊浩運用Granger因果檢驗以及協整分析，基于中國1996年-2011年旅游收入與國民生產總值的數據，分析得出第一產業與第二產業同旅游收入之間同樣存在協整關系。國內學者們也注重于用理論方法分析旅游收入與經濟增長之間的關系，申葆嘉通過理論方法分析得出，旅游業對于經濟的發展具有一定的推動作用。但是可能是由于研究方法以及運用模型不同等因素的影響，國內學者們關于旅游收入與經濟增長之間的關系的看法并不一致，例如柳思維等人運用實證研究分析了中國旅游收入與經濟增長之間的關系，最終認為沒有鮮明的證據表明兩者之間存在關系。
作為全國重點旅游省市之一的江蘇省，其旅游收入的增長是否可以助推經濟增長？兩者之間又存在著何種實際關聯？本文以江蘇省為例，基于取自《2000年-2015年江蘇省國民經濟與社會發展統計公報》上的數據，對旅游人數、旅游收入以及國民生產總值進行相應的趨勢分析，并將三者之間的關系通過灰色關聯度模型進行證實。本文的最終目的在于探求旅游業對于江蘇省經濟增長的實際影響，并依據三者之間的實際關系，給予相應的對策與建議，以促進江蘇省旅游產業的健康有需發展，讓旅游業重回最初的美好。
二、數據來源及指標選取
文章中旅游收入、旅游人數以及國民生產總值的所有數據均取自《2000年-2015年江蘇省國民經濟與社會發展統計公報》。就一般而言，一個國家或地區旅游人數的增減會直接導致旅游收入的變化，但是在一定層面上，旅游收入的增加除了受到旅游人數增長的影響外，物價上漲也是旅游收入增長的十分重要的原因之一。因此在運用灰色關聯度模型時，將旅游人數也一并考慮在內。在本文中，直接將江蘇省的國民生產總值作為經濟指標，令作為經濟指標的國民生產總值為X，令旅游人數為X1，令旅游收入為X2。
摘要：依據近期我國調查研究發現，伴隨人們經濟的進步，幸福平均指數并沒有得到顯著提升，物質生活得到滿足情感上卻不幸福的人越來越多。本文就以經濟學為基礎來解釋幸福指數的高低，探究經濟學對當代經濟的影響，并且以幸福為視角淺談現有政策的潛在威脅，針對提高社會幸福指數提出相應措施，幫助人們提高幸福指數。
關鍵詞：經濟學；幸福指數；效用
自改革開放以來，國民的生活水平顯著提高，物質需求逐漸得到飽和，可是當我們對國民提出“你幸福么”這一問題時，很多百姓的回答略顯無奈和尷尬。其實這并不是只有我國存在這樣的現象。國外學者研究表示，不管是在發達國家或者是在發展中國家，隨著國民平均收入的增長，國民幸福平均指數卻同幅度下降，經濟迅猛發展可是幸福指數卻難以提高，已經是國內外出現的普遍現象。這種現象也被稱為是幸福收入之謎，亦或是幸福悖論，這種理論的出現讓傳統經濟學走入了困境。
一、當前經濟學幸福研究的劣勢
經濟學出現的目的之一是幫助人類追求幸福，提高人們的幸福指數，它是建立在資本增加導致幸福增加的核心理念基礎之上的。所以，在過去將近兩個世紀的時間里，經濟學自身的發展證明：經濟學一直在遵循快樂和幸福效用化一效用化幸福物質化一物質化幸福理性化和數理化的發展路線，進而在此基礎上研究幸福問題，該問題的核心在于解釋資本增加的原有與增加資本的方法，這樣的發展路線已經與怎樣實現人類幸福的目標越來越遠。
亞當?斯密提出的富有同情心而且具有利己心的經濟人會在看不到的手的指引下，滿足自己的私欲而獲得幸福感，并且運用利己利他來實現全國富裕。邊沁延續了這一理念，建立了追求大多數人幸福的功利主義思想，從此幸福便被效用和功利取代，幸福最大化逐漸演變為效用最大化和功利最大化，被迫成為經濟學工具，通過效用和功利計算出來的幸福已經沒有多少情感認知了，更沒有人類的主觀感受。世界從此追求物質，人類似乎真的變成了只追求物質的賺錢工具。
二、從幸福的角度解釋經濟學對當代經濟的影響
經濟學中提到的效率最大化原則中認為效率最大化與幸福最大化是一樣的，把經濟的增長視為幸福的增長，將國民生產總值視為重點。眼中只有國民生產總值只會讓消費主義無限增多，如果政府也開始跟風宣傳消費主義思想，那么這種被迫消費就會成為增加經濟的重要方法，長期下來，人們的節約主義思想就會被打破，最終出現過度消費的現象發生，不但為給國家帶來巨大的經濟浪費，還會抑制經濟的長久發展和可持續增長。過分重視經濟的增長，盲目加大市場投資，過度重復性建設，會造成社會產能浪費，導致大量員工失業，損失給國家穩定帶來威脅。與此同時，就像陳惠雄教授依據需求理念揭示的長期供求曲線顯示的一樣，剩余產能和人類需求變化的多樣性會產生矛盾，直接降低人們的幸福指數。并且只追求國民生產總值的增加是世界環境惡化的主要原因之一，不顧及環境而追求的國民生產總值會給人類帶來水污染、大氣污染、垃圾污染等問題，嚴重影響國民的身心健康，也讓食品安全問題愈演愈烈，大幅度降低人們的幸福指數。最后，國家將發展的重心放在國民生產總值上，忽視民生問題的解決，會讓社會整體福利水平下降或者停步不前，這樣的發展趨勢自然不利于人們幸福指數的增加。
三、當代經濟條件下對幸福的追求
經濟學的根源來自哲學系，有關幸福問題，即使經濟學從出現開始就想像哲學一樣可以解決幸福出現的原因以及怎么才能提高幸福指數等問題，可是隨著時間的推移，卻逐步偏離正常軌道，走向了物質化、數據化等衡量之路。其中將資產作為主要研究對象在上個世紀那個物質不富裕、社會水平低下的環境中是適用的，可是當我們的收入變得穩定下來，那么如何幸福就更難了。隨著人們生活水平的提高，消費帶來的物質享受已經難以滿足人們的幸福需求，所以目前出現的收入幸福悖論讓經濟學走進了死胡同。在當今這個復雜的經濟環境下，經濟學應該重新審視哲學位置，以辯證、長遠的目光看待與幸福有關的因素，將人類的理性、信息、經濟市場作為研究的基礎，在追求幸福指數最大化的過程中，重視滿意度，調整人文主義價值觀與功利主x價值觀之間的平衡，正本清源，只有這樣，才能找準經濟學的發展方向，才能讓經濟學變為追求幸福的真正的經濟學。同時，國家政府應該將國家發展的重心放在國民福利的增長和民生問題的解決上，而不是一味追求國民生產總值的增加。只有國家重視起來，讓人們的煩惱減少，才會更加順利地從經濟學角度解決人民幸福指數悖論。
關鍵詞：勞動價值論要素價值論國民生產總值第三產業勞動生產率
一、問題的提出
為了全面反映第一、二、三產業的總成果和總水平，便于同世界上大多數國家作經濟比較，以及反映產業結構狀況及變化趨勢，從上世紀80年代中期開始，我國逐漸放棄了原社會主義國家普遍采用的與社會總產值指標相聯系的物質產品平衡體系，簡稱MPS核算體系，改用與國民生產總值指標相聯系的國民經濟賬戶核算體系，簡稱SNA核算體系。
國民生產總值指標和社會總產值指標相比，其主要優點在于：(1)它只計算了最終產品的價值(或各種產品的增加值)，而沒有計人中間產品的價值，因而在它里面不包含重復計算的部分，而社會總產值指標把中間產品的價值作了重復計算；(2)它不僅計人了物質生產部門的增加值而且計人了所有服務部門的增加值，因而反映了現代產業結構的變化，反映了教育、科學技術、金融等第三產業在社會經濟中的作用。由于有這兩個優點，國民生產總值被認為比較真實和全面地反映了一個國家經濟社會發展的總水平和整體實力，人均國民生產總值比較真實和全面地反映了一個國家勞動生產率的水平和人民生活水平。所以從MPS核算體系向SNA核算體系的轉變，是我國經濟核算領域的一次重要實踐創新和理論突破。但是，在我國SNA核算體系的建立，是否意味著我國經濟理論基礎發生轉變，政治經濟學及勞動價值論失去了在我國的基礎理論地位?是否要用西方經濟學的多元價值論或要素價值論取代勞動價值論的指導地位，重建價值理論體系?SNA核算體系能否在勞動價值論的范圍內得到釋解?這些問題在理論界產生了不同看法和爭論。本文提出一些粗淺看法，以求批評指正。
二、對幾種代表性觀點的述評
本文首先對幾種具有代表性的觀點作一簡單述評：
有一種觀點認為，勞動價值論是被實踐證明的科學真理，SNA核算體系和勞動價值論是對立的，沒有必要為SNA提供勞動價值論的基礎。基于SNA核算體系對勞動價值論所作的拓展是對勞動價值論的否定。有作者說：“在我們看來，為了進行國際比較，采用SNA進行國民經濟的統計核算是必要的，但是，正如吳易風同志所指出的，‘我們沒有必要，也沒有可能給國民經濟核算體系(SNA)提供勞動價值論基礎。’錢(伯海)先生說吳易風同志把話‘講絕了，一點回旋余地也沒有’，看來，錢先生也好，(錢先生的)20位博士生也好，都是在為找到‘一點兒回旋余地’而努力。但是，因為SNA的理論基礎和勞動價值論是根本對立的，要想為SNA建立勞動價值論的基礎就像馬克思說的，是‘企圖調和不能調和的東西’，還必需指出的是，馬克思的勞動價值論是經過一百多年實踐檢驗的科學真理，其本身也早已成為一個客觀存在，不是想怎樣‘解釋’就可以怎樣‘解釋’，想怎樣‘改造’就可以怎樣‘改造’的。”
上述觀點是作者在批評錢伯海教授的物化勞動創造價值的觀點時提出的。持這種觀點的人實際上把看成了封閉的理論體系，阻塞了理論發展的通道，削弱了勞動價值論在發展了的社會現實面前的說服力，正好為勞動價值論的否定者提供了口實。晏智杰教授就說：“如果SNA制度的理論基礎不是勞動價值論，而勞動價值論又真如上述作者所言，那么SNA這種制度本身也必定不會是正確的了；既然不正確，當然就應予以否定或取消，并恢復原先的基于勞動價值論的MPS制度，或者，除了‘進行國際比較’以外，不能容許將SNA用于其它方面，等等。但是這樣一來還有一個問題是不能回避的：如果這種核算制度的理論基礎是不科學的，那么基于這種理論基礎所進行的‘國際比較’還能是可靠可信的嗎?結論當然也應當是否定的”。
第二種觀點認為，勞動價值論與SNA核算體系是不相容的，說明在新的社會現實面前勞動價值論已經失去了令人信服的解說力，應該用西方經濟學的多元要素價值論取代勞動價值論，重塑經濟學的價值論基礎。晏智杰教授認為，從MPS到SNA核算體系的轉變，表明我國已經從傳統的一元勞動價值論轉向同它對立的多元要素價值論，這“無疑于一場思想革命”。SNA制度就是多元要素價值論的體現和運用，“要求現代SNA制度體現勞動價值論的要求，哪怕是擴大的或發展的勞動價值論的要求，不能說決不可能，至少是很不現實的。
其實，SNA核算體系與MPS核算體系相比，只是拓寬了生產性勞動的范圍，把第三產業服務行業也納人生產性勞動的范圍，成為價值創造的源泉，這里只是涉及生產性勞動范圍大小的問題，并不能由此導出多元要素價值論，第三產業是否創造價值和資本、土地、自然力等能否創造價值不是一回事。晏智杰教授為了肯定他的多元要素價值論，硬要把SNA核算體系與要素價值論結合在一起，把MPS核算體系與勞動價值論結合在一起，認為即使擴展生產性勞動的范圍，也無益于彌補勞動價值論的缺陷和不足，以至得出否定勞動價值論的結論。但是遺憾的是晏智杰教授在他的文章中也并沒有拿出多少令人信服的論據，來說明SNA制度與要素價值論一定就是相容的，SNA制度的合理性并非一定就能說明要素價值論是正確的。
第三種觀點認為，SNA體系可以在勞動價值論的基礎上得到解釋和說明，不過對傳統勞動價值論要進行深化和擴展。因為傳統勞動價值論認為，只有物質生產部門(包括工業、農業、建筑業、交通運輸業)才創造價值和剩余價值，服務行業的收人來源是對物質生產部門創造的價值和剩余價值的分割，把服務行業排除在了價值源泉之外。我國已故著名統計學家錢伯海教授認為：“如果MPS以勞動價值論為理論基礎，那包括服務在內的SNA，同樣是勞動投人、成果產出，僅僅是產出成果形態的不同而已。SNA生產范圍拓寬了，其理論基礎應該講是拓展了的勞動價值論。是發展的科學，要與時俱進，那我國的新國民核算體系，可以講它仍建立在馬克思勞動價值論的基礎上。如果認為這樣不妥，馬克思的物質生產觀點不容改變，那就要講它建立在拓展了的勞動價值論的基礎上，或者講它建立在三次產業勞動價值論的基礎上。第一、二、三產業的勞動，合稱社會勞動，那就直截了當地講明：我國新國民核算體系建立在社會勞動價值論的基礎上。”
錢教授把SNA核算體系的理論基礎建立在三次產業勞動價值論或社會勞動價值論之上，他研究問題的方向是正確的，至于他后來提出活勞動和物化勞動共同創造價值的觀點，企圖調和勞動價值論和要素價值論的矛盾，則值得商榷，另當別論。
三、SNA核算體系能夠在勞動價值論框架內得到釋解
筆者認為，要說明勞動價值論作為SNA核算體系的理論基礎，在理論上需要說明如下兩個問題：
(一)第三產業作為非物質生產部門是否創造價值
SNA體系拓寬了生產性勞動的范圍，它不但包括物質生產部門創造的價值，而且還包括服務行業、第三產業創造的價值，而服務行業、第三產業是不是生產部門，其勞動是否創造價值?如果這個問題不解決，就會把實踐中的SNA制度與勞動價值論對立起來。錢伯海教授曾指出，幾十年來，在推行MPS核算制度的國家，包括中國和前蘇聯等國在內，一方面批判服務生產，另一方面又模模糊糊地把大量服務部門的活動成果，作為產值計算到物質生產部門的成果中，以致造成了這樣的后果：一方面將各種工業生產的服務支出列人生產成本，使各種服務部門(廣告、旅游、醫療、教育、養路等)服務活動成果計算到工業總產值中；另一方面在扣除物耗以計算工業凈產值時，卻按統計制度規定只扣除生產耗用原材料、輔助材料和折舊，對于各種服務支出，規定不能減去，都保留在工業凈產值中。農業和建筑部門也不例外。針對這種矛盾和混亂情況，錢教授說：“把各色各樣的服務產值算作工農業產值、建筑業產值，變成張冠李戴，這好嗎?當然不好!遠不如實事求是，把服務作為生產，直接計算各類服務產值會更好。”他又說：“堅持物質生產MPS體系，雖然理論上確認物質生產是生產，否定各種服務是生產，但實際上又對各種服務活動計算產值，相互矛盾，名不符實。這進一步表明，僅僅承認物質生產是不夠的，必須包括服務，才能消除矛盾。
統計領域實行SNA制度，需要拓展生產性勞動的范圍，把服務行業納入創造價值的生產性勞動之列。經過多年的討論爭鳴，理論界在此問題上基本形成一致的看法，即生產勞動應是在物質生產領域或非物質生產領域以物質產品、服務或精神產品形式為社會創造的具有國民經濟統計意義的社會有效勞動。_工人、教師、醫生、營業員、演員、作家、軍警、政府工作人員以及科技工作者的勞動都是生產勞動。生產勞動的范圍及勞動產品的種類會隨著社會分工的加深和社會需求的發展而不斷擴展。
我們不能把是否創造出物質產品作為劃分生產性勞動的依據。糧食、衣物、住房總是人們生活的必需品，而在今天的社會中，彩電、冰箱、空調、轎車、文體娛樂甚至出國旅游、心理咨詢都進人到了人們正常生活消費品的范圍。很難設想一個生活在現代社會的人僅僅通過一些物質產品甚至簡單的衣食住行就能健康地再生產出其勞動力。我們必須承認，隨著社會生產的發展和人民生活水平的提高，健康、教育、娛樂等等許多非物質屬性的服務和產品對于人們的正常生活來講，越來越具有像糧食、衣物、住房一樣的消費必需品屬性。社會需求及消費的范圍在不斷的擴大，因此生產勞動的范圍也就必然相應擴大。所有提供這些滿足人類不斷增長的需求的勞動都是生產勞動，都是創造價值的。
生產勞動是一個發展的概念，其內涵、范圍、劃分標準今天不同于昨天，明天不會等同于現在。第三產業作為不斷發展的新興的產業部門，不但創造使用價值量，而且創造社會價值量的觀點越來越成為多數人的共識。
(二)SNA體系中的總量經濟指標一國民生產總值是物量指標還是價值量指標
二戰后隨著生產力的高度發展和勞動生產率的大幅度提高，西方發達資本主義國家國民生產總值成倍增長，而勞動者的勞動時間卻在大大縮小，物質生產部門的勞動力數量，無論是相對量還是絕對量都在減小。
按照勞動價值論，勞動生產率與商品價值量成反比的原理，勞動生產率越高，單位時間內生產的商品使用價值量就越多，而生產單位商品所需要的社會必要勞動時間就越少，單位商品的價值量就越小。在社會活勞動投人量不增加甚至減少的情況下，勞動生產率的提高是否只會增加社會使用價值總量，而不能增加社會價值總量?按不變價格計算的國民生產總值按一定比例增長，是使用價值量的增長還是價值量的增長?如果是價值量的增長，增加的價值是從哪里來的?這個問題，有些學者把它比喻為馬克思經濟學的“不解之謎”。其實，這個問題，并非勞動價值論的缺陷和不足，也非勞動價值論與現實經濟生活實踐的巨大反差和矛盾，“價值總量之謎”是能夠在勞動價值論框架內得到解釋和說明的。因為隨著社會進步和科技水平不斷提高，科技人員、生產管理人員勞動創造的價值在社會價值總量中的比重不斷增大。谷書堂教授在談到這個問題時曾指出：“在生產過程之外開發研究新技術、新產品、新工藝的科技工作者，雖然置身于生產過程之外，但他們的工作實際上也是生產過程的一個組成部分，只是要通過出賣專利后把他們在財富和價值的創造作用才能都發揮出來，而這一部分勞動應該折合成若干倍的簡單勞動。這樣一來，財富的增加和價值的增加便會一致起來。
就企業而言，通過采用新的生產技術、加強生產管理提高企業個別勞動生產率，能夠獲得超額剩余價值，超額剩余價值的生產不但能使企業獲得更多的剩余價值或利潤，而且會增加社會價值總量，這一新增加的價值量并不是由于直接從事物質生產活動的工人付出的勞動量的增加，而是由于企業勞動生產率提高的結果，而企業勞動生產率提高的原因主要來自于科學技術的不斷進步，新的生產技術的不斷采用。所以，超額剩余價值的源泉是轉化為現實生產率的科學技術本身的價值轉化而來的，它是由科學技術人員、生產管理人員等勞動者創造的超過自身勞動力價值的一部分剩余價值。那種認為勞動生產率的提高，只會增加使用價值，不會增加社會價值總量的觀點，是站不住腳的。
有人把超額剩余價值看成是一種“虛假”的社會價值。超額剩余價值是由人的勞動創造的，用貨幣形式表現的，并且要計人國民生產總值的一部分，是實實在在的價值，怎么能說是“虛假”的呢?
還有人認為勞動生產率高的企業之所以能夠獲得超額剩余價值，是由其它企業工人創造的剩余價值轉化過來的。如果認為超額剩余價值只僅僅是分配的結果，那么一旦當所有的資本家都通過采用新的生產技術來提高勞動生產率而獲得相對剩余價值時，這種相對剩余價值該是通過怎樣的分配而產生的呢?實際上，超額剩余價值只是相對剩余價值的一種特殊形式，他們都是通過提高勞動生產率而獲得的，所不同的是相對剩余價值是全社會資本家都能獲得的一種剩余價值。馬克思說：“相對剩余價值與勞動生產力成正比。同理，超額剩余價值與個別勞動生產率也成正比，企業勞動生產率越高，社會剩余價值總量就越多。個別企業通過提高其勞動生產率獲得超額剩余價值，不僅使單位時間生產的使用價值量增加，而且增加了價值量，從而使社會價值總量增加，用貨幣表現的商品價格總量也會增加。以不變價格計算的國民生產總值的增長必然會反映這一增加了的新價值量。
從社會勞動生產率的提高與商品價值及價格總水平的變動關系看，社會勞動生產率的提高，說明生產商品所需要的社會必要勞動時間減少，單位時間內提供的使用價值量會以相同的幅度增加，而凝結在每一商品中的物化勞動量和活勞動量會以相同幅度減少，商品的價值量會以相同的比例下降。而社會價值總量不會因此而減少，因為社會勞動生產率的提高，意味著同一勞動量所推動的生產資料量增加了，或者說用更少的活勞動就可以使用更多的物化勞動。伴隨著科學技術的進步和社會生產率的提高，資本的有機構成和技術構成不斷提高，物質生產部門中的活勞動量會不斷減少，在商品的價值構成中，物化勞動所占的份額和比重越來越多，而活勞動的份額和比重相對減少。所以社會勞動生產率的提高，歸根結底是活勞動的節約。隨著產業結構的優化和調整，會有更多的勞動力退出物質生產部門而進入非物質生產領域。現代社會產業結構的特點正好說明發達國家國民生產總值的70%左右來自第三產業部門。第三產業日益成為社會價值創造的主要來源。
隨著社會勞動生產率的提高，在物質生產部門提供的物質產品的價值及價格下降的同時，社會享受到的非物質生產部門提供的勞務產品的量卻越來越多，勞務產品的價值量在社會產品價值總額中所占的比重便會不斷增加。
關鍵詞：短期國際資本流動;廣義貨幣供應量;經濟波動
1引言
自2002年以來，隨著境外短期國際資本的大規模持續涌入，我國國內相繼發生了房地產市場泡沫、股市上漲、人民幣升值、流動性過剩和通貨膨脹。2007年美國次貸危機爆發并引發國際金融危機之后，全球金融機構的“去金融杠杠化”趨勢強化，外部沖擊下的國內經濟形勢劇烈演變，潛入的短期國際資本又出現逆轉勢頭，與之伴隨著的是國內貨幣政策困境、人民幣匯率波動、股指大跌，以及經濟增長放緩。因此，從當前中國的現實國情出發，分析短期國際資本對我國實體經濟的影響及其傳導渠道，科學而前瞻地研究短期國際資本流動和經濟增長率波動的關系，無疑是理論界和實務部門面臨的重要課題，同時也可為妥善應對當前的金融危機提供重要思路。
2文獻回顧
值得注意的是，國內外比較缺乏短期國際資本流動和實體經濟關系的專門性研究成果。國外最新研究成果主要集中在以下兩方面：（1）國際資本流動的影響因素及其多元化資產配置效應。如Edwards［1］，Papaioannou［2］等。（2）資本流入對東道國宏觀經濟變量所產生的影響。研究表明，資本過度流入會導致宏觀經濟過熱，具體表現為：一是引起貨幣擴張，增大通貨膨脹壓力［3］；二是導致實際匯率升值，惡化貿易條件［4］；三是影響總需求［5］。
梳理并綜合目前國內關于短期國際資本的研究文獻，大致分為三類。第一類主要是研究短期國際資本的估算方法。尹宇明、陶海波使用的計量方法為：短期國際資本規模=國際收支凈誤差與遺漏+私人非銀行部門短期資本流入+以其它名義通過正常渠道流入的短期投機資本［6］。唐旭、梁猛認為，短期國際資本從貿易渠道流入的成本較大，短期國際資本主要是通過外資企業的利潤留存、外國直接投資折舊和外資投資企業的外債等三個渠道流入中國［7］。
第二類文獻主要分析影響短期國際資本流入我國的影響因素。代表性文獻有：王世華、何帆發現，人民幣升值預期是中國短期國際資本流動的決定因素，良好的宏觀經濟運行狀況也會吸引短期國際資本流入［8］。張誼浩、裴平、方先明的研究結論認為大量短期國際資本流入中國大陸除出于“套利”動機外，還出于“套匯”和“套價”動機［9］。
第三類文獻主要分析短期國際資本流入對我國資產價格的影響。劉莉亞研究結果表明：短期國際資本的大量流入顯著推動住宅價格尤其是豪華住宅價格指數的上升［10］。張誼浩、沈曉華發現，人民幣升值和上證綜合指數上漲是短期國際資本流入中國的原因，但短期國際資本流入并不是上證綜合指數上漲的原因［11］。
國內外研究成果對本文的實證分析具有重要啟示與借鑒意義。但考慮到目前的文獻尚缺乏針對短期國際資本流動與國內實體經濟，特別是與經濟增長率波動關系的專門成果，這與中國當前經濟穩健運行的現實要求極不相符。為此，本文將從短期國際資本流動對實體經濟影響機制，以及短期國際資本流動波動率變化對經濟增長率的影響等方面展開研究。
3理論模型
根據貨幣供給的乘數理論，假設在短期內廣義貨幣供應量(M2)為外生變量，貨幣供應量主要由基礎貨幣供應量(H)與貨幣乘數(λ)共同決定。假設，短期國際資本對廣義貨幣供應量影響的滯后期及廣義貨幣供應量對產出影響的滯后期分別為a、b。在t期，廣義貨幣供應量表達式如下
由（13）式可知：當短期國際資本流動SCFt-a-b>0，若t+1-a-b期短期國際資本流動波動率高于t-a-b期短期國際資本流動波動率，經濟增長率會上升；反之，則經濟增長率會下降。值得注意的是，本模型推導過程中隱含著短期國際資本對實體經濟的影響機制，即短期國際資本主要通過直接影響廣義貨幣供應量來影響產出變化。
4樣本選擇及其描述
結合近年來國內經濟的實際狀況，并考慮到數據的可獲性，本文選擇2000年第一季度到2008年第四季度的短期國際資本流動、廣義貨幣供應量和實際國民生產總值的季度數據進行實證研究。本文所涉及的數據均來源于WIND資訊系統。
4.1實際國內生產總值（GDP）與廣義貨幣供應量（M2）
本文運用價格指數對國內生產總值進行處理得到不變價格國內生產總值的季度數據。由于不變價格國內生產總值季度數據是一組具有較強季節特征的時間序列數據，這里對其進行季度調整，調整后的數據作為2000~2008年每季度的實際國內生產總值。同時，考慮到我國目前利率市場化程度低，參照第二部分理論模型的推導結論，本文選取廣義貨幣供應量M2作為短期國際資本對GDP進行傳導的中間變量。
4.2短期國際資本流動（SCF）
本文參考并改進張誼浩、沈曉華［11］計量短期國際資本流入規模的方法估算短期國際資本流動規模。具體測算公式如下：
短期國際資本流動=外匯儲備增量-FDI-正常的貿易順差
在計算正常的貿易順差時，本文改用加權移動平均法。在確定權重時，首先算出2000~2004年各季度貿易順差的估計值，貿易順差估計值的確定方法為：當期季度貿易順差的估計值=當期季度前四個季度貿易順差估計值的移動平均值，（中國整理）例如2000年第一季度貿易順差估計值為1999年四個季度貿易順差的均值，2000年第二季度貿易順差的估計值為2000年第一季度貿易順差估計值和1999年第二季度到第四季度貿易順差的均值。然后將各季度實際的貿易順差除以對應時期的貿易順差的估計值，將這些比率的均值確定為權重。經計算，權重為1.16。基于2000~2004年我國貿易順差的變化比較平滑，2004年以后我國的貿易順差出現較大的波動，本文認為2000~2004年統計的貿易順差額為正常貿易順差，2004年以后，統計的貿易順差中含有大量的短期國際資本。此外，考慮到在人民幣升值時，以美元計量的貿易順差會有所擴大，為消除人民幣升值對所估算的正常貿易順差額的影響，本文采用匯率修正，以人民幣計價各季度貿易順差金額。
4.3經濟增長率（GDP_R）和短期國際資本流動波動率（SCF_R）
本文中各季度經濟增長率（GDP_R）的計算公式是：本期經濟增長率=（季度調整后本期實際國民生產總值/季度調整后上期實際國民生產總值-1）×100。各季度短期國際資本流動波動率（SCF_R）的計算公式是：本期短期國際資本流動波動率=A×本期短期國際資本流動/上期短期國際資本流動（當本期和上一期短期國際資本流動都大于零，或者本期短期國際資本流動小于零且上一期短期國際資本流動大于零時，則A=1；當本期和上一期短期國際資本流動都小于零，或者本期短期國際資本流動大于零且上一期短期國際資本流動小于零時，A=-1）。經上述方法計算出的我國經濟增長率和短期國際資本流動波動率走勢參見圖1。
5實證檢驗
表1給出所有相關變量的單位根檢驗結果。由表1可知，對于變量GDP、SCF和M2的水平值序列，ADF檢驗不能拒絕存在單位根的原假設，這說明三個變量的時間序列都是非平穩的；同時，對于這三個變量的一階差分序列，ADF檢驗都在1%的顯著性水平下拒絕單位根存在的原假設。根據以上檢驗結果，可認為這三個變量都是單整變量。同時，對于變量GDP_R和SCF_R的水平值序列，ADF檢驗在1%的顯著水平上拒絕存在單位根的假設，該結果說明這兩個序列是平穩的。
5.1短期國際資本流動影響實體經濟的傳導機制
由單位根檢驗可知，DGDP、DSCF和DM2三變量均為平穩序列（見表1），可以進行格蘭杰因果關系檢驗。根據SC和AIC準則確定滯后期為2，檢驗結果見表2。
從表2可以看出，短期國際資本流動的變化量（DSCF）是廣義貨幣供應量變化量（DM2）的Granger原因，但是廣義貨幣供應量變化量（DM2）不是短期國際資本流動的變化量（DSCF）的Granger原因；廣義貨幣供應量變化量（DM2）與實際國民生產總值變化量（DGDP）互為Granger因果關系；短期國際資本流動的變化量（DSCF）和實際國民生產總值變化量（DGDP）之間不存在顯著的Granger因果關系。可以證明：短期國際資本流動不會對國民生產總值產生直接效應，但會通過影響廣義貨幣供應量，進而對國民生產總值產生間接效應。該實證結論部分可以佐證前文理論模型中短期國際資本對實體經濟的影響機制。
5.2短期國際資本流動波動率與經濟增長率
5.2.1Granger因果關系檢驗
在確定短期國際資本凈流動波動率（SCF_R）和經濟增長率（GDP_R）這兩個序列平穩的基礎上（參見表1），本文運用2000年第二季度到2008年第四季度的數據，對兩個變量的Granger因果關系進行檢驗，檢驗結果見表3。從表3的檢驗結果可知，短期國際資本流動波動率是經濟增長率的Granger原因，但是經濟增長率不是短期國際資本流動波動率的Granger原因。
5.2.2脈沖響應和方差分解
為分析經濟增長率對短期國際資本流動波動突發性變化的反應，本文利用VAR（2）模型給出經濟增長率和短期國際資本流動波動率的脈沖響應圖形和方差分解圖形，分別見圖2和圖3。
經濟增長率和短期國際資本流動波動率的交叉響應函數表明（見圖2），短期國際資本流動波動率的非預期變化將迅速對經濟增長率產生正向影響，隨著時間的推移逐漸減弱，直至消失。但是，經濟增長率發生變動對短期國際資本流動波動率影響不顯著。
圖3結果顯示，造成經濟增長率發生劇烈波動有20%左右是由短期國際資本流動波動率異動引起；同時，經濟增長率發生劇烈波動對短期國際資本流動影響不大。
關鍵詞：市場經濟條件下、道德觀、新內涵
新內涵之一:商業關系中的道德
商業關系，從廣義上講包括商品生產、商品流通、商品供給和需求，以及與這些環節相聯系的交通、旅游、郵電通訊、食宿和醫療等公共服務事業。如果在上述這些方面疊加上一定的“不道德行為”，那顧客最終享受到的只能是假冒偽劣產品和糟糕的服務，甚至給顧客造成難以承受的災難。因此，商業關系中的逆德涉及到千家萬戶，是市場經濟條件下道德關系中的一個最重要方面。
商業關系中的道德的核心是質量，從一定意義上講商業道德實際上就是質量道德，其卜包括商品的質彭、服務的質量以及服務態度的質量等等，涵蓋了商業關系中所有的職業道德。
“優勝劣汰”是市場經濟的一大重要特征，隨著市場經濟的不斷發展，市場經濟“優勝劣汰”規律必然生作用，那些不講質量道德的人們最終也逃脫不掉在經濟上遭受損失而自食其果。市場經濟的發展和質量道德的形成是平行的。
新內涵之二:金融關系中的道德
金融關系，即一與貨幣流通以及銀行信貸有關的一切活動。這些話動主要是通過銀行業務來實現的，如貨幣的發行和回籠，存款的吸收和提取，貸款的發放和收回，國內匯兌往來以及貼現市場、證券市場活動等等，都是金融活動。銀行既是管理金融的行政機關，又是辦理信貸業務的經濟組織。它發放的是貸款而不是財政撥款，信貸資金的部分來源是各種存款，的提取，更無力發放新的貸款，銀行的職能和信貸資金的作用都無法實現。由此可見，在市場經濟條件下，金融關系中的道德的核心是信譽，金融道德實際上就是信譽道德。金融關系中的各方只有真正建立起信譽道德，整個社會的金融關系才能理順。否則，會造成合同和契約形同虛設，金融關系的各方同時連鎖受損的惡性循環，致使社會經濟秩序混亂，正常的經濟活動難以開展。
新內涵之三:雇傭關系中的道德
我國社會主義市場經濟是以社會主義公有制為主體，個體經濟、私營經濟、外資經濟為補充，各種經濟成份長期并存、共同發展的所有制結構做基礎。在社會主義市場經濟中作為社會主義公有制經濟主體必要補充的私營企業、中外合營和外資獨營企業等經濟實體。在其生產經營中都不同程度的存在著雇傭關系。雇傭關系中的道德的核心是責任和義務，雇傭關系的雙方應提高責任心和義務感，這種責任心和義務感的提高，一方面要靠個人自身的道德素養;另一方面要通過教育和在經濟活動中利害關系對當事人的影響來逐步提高。雇傭關系的雙方只有從責任和義務的道德標準自覺自我約束，才能建立起穩固的、相互信任的雇傭關系。
新內涵之四:環保道德
在社會主義現代化建設中，必然把貫徹實施可持續發展戰略始終放在首位。可持續發展的思想最早源于環境保護，現在已成為世界許多國家指導經濟社會發展的總戰略。我國人l:J眾多，人均資源相對短缺，科學水平不高，經濟技術基礎比較薄弱，因而保護生態環境對于發展我國社會經濟顯得極為重要。國情研究專家胡鞍鋼認為，環境是一種特殊的資產，它不同于國有資產，從真正意義上講，它才是為全休人民所有的，它為全體人民提供一種特殊的公共服務，如果沒有清沾的空氣、水，則無一例外地全體人民受損。環境的破壞意味著環境這一特殊資產流失，進而也意味著實際國民生產總值在流失。對此，他給出兩個數學公式清楚地表明其內在關系:實際國民生產總值=名義國民生產總值一環境資產流失;實際國民生產總值二名義國民生產總值十環境資產增值。顯然，環境資產流失越多，實際國民生產總值獲取就越小。反之，治理環境污染就等于增加環境資產，也意味著實際國民生產總值增加。因此，在經濟和社會發展中，我們必須把保護環境作為一項基本國策。如果發展中不注意環境保護，等到生態環境破壞了以后再來治理和恢復，那就要付出更沉重的代價，甚至造成不可彌補的損失。可是我們現在有的人卻不重視環保工作，不講環保道德，有的地方經濟建設項目是上去了，表現出得益于一時，可伴隨著經濟發展而帶來的是嚴重的環境破壞。一份來自國家環保局的報告，這樣描述我國環境污染和生態破壞的現狀。以大氣污染為例，一九九五年全國城市大氣中總懸浮微粒年日均值濃度，北方城市環境382ug/耐左右，南方城市平均242呢/耐左右，遠遠超過世界衛生組織規定的6任一90嗯/耐的重的10個城市之列。全國600多個城市中，大氣環境質量符合國家一級標準的城市不到1%。人們需要知道:在經濟增長的名義下，我們失掉了什么?從中我們應如何認識保護環境與發展經濟的關系?筆者認為，越是發展經濟，越要注意保護環境，培養良好的環保道德。否則，造成的惡果最終將制約經濟的發展，必然會在某一天早上反過來回報給人類本身以災難。
環保道德的核心是經濟的發展，必須與人口、環境、資源統籌考慮。不僅要為當前經濟發展著想，還要為子孫后代著想，為未來的發展創造更好的條件，決不能走浪費資源，走先污染后治理的路子，更不能吃祖宗飯，斷子孫路。
關鍵詞：國民經濟，建筑業產值，推動力系數，回歸分析。
引言
建筑業是我國經濟體系的一個重要組成部分，對GDP的增長作出了長期穩定的貢獻，也為全國龐大的勞動人口提供了每年數以千萬計的就業崗位。隨著我國總體經濟實力的不斷提高，我國的建筑業也不斷的發展壯大。分析建筑業產值占國民經濟的比重，對GDP增長的貢獻力度，是我們建筑經濟計量研究工作中一個相當重要的研究課題。
據數據分析1996~2005年間，建筑業在建筑技術的不斷改進，資本和人力資源的不斷加大投入下，在國家內部需求的不斷增長的背景下，我國建筑業產值增長顯著。但從另一方面，我國建筑業在該十年間的發展，對國民經濟的增長是否起推動的作用，就需要建立數學模型，通過一定的數據來衡量。這里以各年建筑業總產值與國民生產總值GDP為變量，建立一元回歸模型，來分析建筑業對GDP的貢獻力度。
1、基礎數據
這里依據《中國統計年鑒》[1]中的數據資料，定義如下：
建筑業產出（Q）--取年總產值，它是年鑒中反映建筑業產出的指標；
國民生產總值GDP（G）--取年總產值，它是年鑒中反映國民生產產出的指標；
表1 中國建筑業產出與GDP的基本數據（1996～2005）
2、建立建筑業產出與GDP的一元回歸模型
GDP增長是由國民經濟的各個構成部分組成，這里以建筑業產出為指標，利用乘數理論建立建筑業產出與GDP的關系式，建立一元回歸模型：
G――國民生產總值；
Q――建筑業總產值；
――解釋自變量，又稱推動力系數；
――常數項；
3、建筑業產出對GDP貢獻率的計算
由上述統計分析可知，建筑業產出與國民經濟GDP的增長呈正相關的關系，由此可推算出建筑業產出對國民經濟的貢獻力度、貢獻率與推動力度，借此分析建筑業對國民經濟的貢獻。
根據式（3）計算出建筑業對國民經濟的推動力強度
4、建筑業對國民經濟增長貢獻率的分析
根據表2的計算數據1996～2005年間，建筑業對國民經濟的貢獻力度在穩步增加，表明建筑業增長在國民經濟總量中所占的比例呈上升趨勢；建筑業對國民經濟的貢獻率呈折線型趨勢，表明建筑業對國民經濟的貢獻處于波動之中，如圖1。分析建筑業貢獻率波動的原因，在經濟發展的不同時期和市場體制的不同環境下，建筑業對國民經濟的貢獻出現波動時正常的；另外，我國正處于產業調整的時期，輕工業、第三產業占國民經濟的比重日益增加，單純性地增加固定資產的投資來拉動內需，這樣地促進國民經濟的增長，其貢獻力度必將受到影響；外貿收入已占國民收入的相當比重；諸如以上的原因，使建筑業對國民經濟的貢獻出現波動。這里還透過推動力強度q分析建筑業對GDP的貢獻，其值表示建筑業產值每增加一個單位，國民生產總值就增加q個單位。在1996～2005年中，q=22.596，其值大于1，說明建筑業對國民經濟的推動力積極，超出自身在GDP中所占的份額。
圖1 建筑業對國民經濟增長的貢獻率
5、結語
我國建筑業1996～2005年之間技術效率發展趨勢是良好的，總體處于增長階段，對國民經濟的推動起積極的作用，而且推動力度較大，是我國國民經濟的重要組成部分。透過建筑業對GDP增長的推動力度的分析，就建筑業自身的發展來看，我國建筑業在國民經濟中的地位有所動搖。近年來，外貿、服務業、金融業與房地產業在國民經濟中的優勢突顯，建筑業作為經濟建設中的傳統產業，其地位在受到其他行業的挑戰。所以要振興我國的建筑業，讓它對國民經濟的貢獻更加顯著，就要增加我國建筑業的技術內涵，提高機械化程度，采用先進的生產技術，提高勞動生產率。
參考文獻：
1.中國統計年鑒.中國統計局網站.1996～2005
2.劉光祖.概率論與應用數理統計.北京高等教育出版社.2000
3.范柏乃.我國進口貿易與經濟增長的互動關系研究.2004
【關鍵詞】產業結構；經濟增長；協整檢驗；單位根檢驗；格蘭杰檢驗
改革開放以來，中國經濟呈現了突飛猛進的增長勢頭，國內生產總值由1978年的3645.2億元增長至2010年的403260元。經濟增長速度一直處在世界前列，中國的經濟建設取得了舉世矚目的成就。這一階段經濟的高速增長，產業結構的不斷優化、演變起到了重要的作用。其中，第三產業的發展對于經濟增長起到了很大的作用。
一、簡要文獻回顧
法國重農學派代表人物魁奈從結構方面研究國民經濟生活，后來李斯特、瓦爾拉斯、馬歇爾等人也從不同角度對結構問題作了探索。魯賓遜、錢納里、費德等在新古典經濟增長模型的基礎上加入了結構變量來研究經濟增長，以統計分析來說明結構變量在經濟增長中的作用。帕西內蒂是對經濟增長理論持激烈批評態度的代表人物。伯格和布魯斯?赫里克曾的研究表明，在較發達經濟結構的投入產出模型中，結構效益在經濟增長中起著重要作用，成為現代經濟增長的基本支撐點。喬根森對美國經濟增長的根源及所進行的國際比較也揭示了結構變動在經濟增長中的作用。國內許多學者對產業結構與經濟增長的關系也有深入研究。郭克莎通過第三產業產出結構、就業結構以及投資結構變動的國際比較，分析了其發展變動的一般趨勢及我國第三產業發展中存在的差別和問題，認為第三產業的發展對于該產業比重的提升、就業的增加、勞動生產率的平穩增長、出口的迅速增長以及結構優化等都具有重要作用。劉偉、李紹榮對中國經濟的實證分析發現，過去中國經濟的增長主要是通過第三產業拉動的。
二、數據來源與說明
本文研究的是改革開放以來，我國第三產業與經濟增長的相互關系。采用的是國民生產總值和第三產業增加值，數據來源于國家統計局2011《中國統計年鑒》。為了降低可能存在的異方差性，對這些數據進行了對數處理。樣本區間是1978年――2010年，國內生產總值用Y表示，第三產業增加值用X表示，取對數后分別是lny和lnx。
三、模型檢驗與分析
（一）單位根檢驗
由于采用的是時間序列數據，需要進行單位根檢驗和協整檢驗。其中單位根檢驗采用的是ADF檢驗方法。在進行ADF檢驗前需要確定檢驗回歸模型的形式，采取序列的曲線圖來判斷。如下圖所示，從圖中可以看出，序列lny和lnx都有隨時間增長的趨勢，且具有截距項，因此采取第三種模型進行檢驗。檢驗結果見下表
注：前兩列lny和lnx屬于水平序列，lny和lnx屬于一階差分序列，概率水平在此取的是常用的5%。從表中看出，水平序列的P值明顯大于0.05，水平序列都是不平穩的；而進行一階差分后，P值小于或接近于0.05，在此看出具有平穩性，都屬于一階單整序列。
（二）協整檢驗
1.協整檢驗。在前邊的單位根檢驗中，我們得到，各個序列都是一階單整序列。下面我們需要對變量間進行協整檢驗，來表明這些變量間存在的長期穩定關系，這也是做誤差修正模型的前提。在此，我們假設國內生產總值對數lny為因變量，lnx作為解釋變量，采用EG法進行分析。首先進行lny對lnx的回歸分析，估計的模型是lny=-2.66+1.15lnx+et。下一步進行回歸方差的平穩性檢驗，采用無截距項、無趨勢項的DF檢驗，估計結果如下圖。
如圖，在5%水平下，t檢驗統計量值為-2.816097小于相應臨界值，且p值為0.0064明顯小于0.05，從而表明殘差序列不存在單位根，是平穩序列，進而表明國民生產總值與第三產業增加值之間存在協整關系。
2.誤差修正模型。國民生產總值與第三產業增加值之間存在協整關系，表明兩者之間有長期均衡關系。但從短期來看，可能會出現失衡，為了增強模型的精度，我們建立誤差修正模型，其結構如下：lny=α+βlnx+γet-1+εt。運用eviews對模型進行估計，最終得到估計結果如下：
lny=0.026+0.95lnx-0.226et-1；
T=（1.366） （7.915） （2.177）
R2=0.724 DW=1.18
誤差修正項本身表明了第三產業與國民生產總值之間精確的長期均衡關系。誤差修正項的系數反映了三大產業對經濟增長偏離長期均衡的調整力度。其系數符號為負，表明誤差修正項符合反向修正機制。從模型中看出，第三產業增加值對國民生產總值有一定的正效應。
（三）格蘭杰檢驗
通過前邊的分析我們意識到第三產業對國民經濟有一定的促進作用，但也有必要進一步進行格蘭杰檢驗來明確兩者的關系。檢驗結果如下圖：
從結果中可以看出，只有在10%水平下，第三產業增加值的增加構成國民經濟增長的格蘭杰因果關系，說明第三產業對經濟增長起到一定促進作用；但國民經濟增長不構成第三產業的格蘭杰因果關系，也就是說我國的經濟增長沒有對第三產業的增長起到帶動作用。
綜上所述，我國需要進一步大力發展服務業，促進第三產業結構升級。大力發展旅游、文化等市場潛力大的產業，同時大力發展附加值高的金融業，現代物流業，提升經濟運行效率，從而帶動服務業的整體發展。政府應該為此提供良好的經濟運行環境，在政策上提供應有的支持，進一步進行金融體制改革，放寬民間資本的限制，使這筆資金很好的注入服務行業，從而解決第三產業的融資問題。
參 考 文 獻
[1]水.產業經濟學[M].北京：高等教育出版社，2010（8）：396
關鍵詞：農業生產 全要素生產率 Cobb-Douglas生產函數
引言
農業生產要素是在農業生產過程中人們為了獲得需要的各種農產品所必須投入的各種基本要素的總稱。這些生產要素一般包括自然資源、資本、勞動力和科學技術，生產要素與農業經濟活動過程密切相關。首先，我國勞動力是農業生產過程中不可或缺的要素，特別是在原始農業時期，即使是現代的發達農業，依然需要勞動力的參與，特別是在我國現階段，實行，農業生產中的機械化水平普遍不高，與歐美發達國家相比較，勞動力的參與程度還較大，因此，在我國勞動力是農業生產中的重要要素；其次，資本是農業增長的一個重要因素，不論是機械化程度的提高，還是現代農業知識的普及，都離不開農業資本投入的增長，資本這一要素在農業生產活動中起到了載體的作用（雷海章，2003）。我國近年來加大對農業的財政投入，取消“農業稅”，實行農業補貼，都充分體現了資本在農業生產中的作用；再次，技術進步是經濟增長的源泉，在農業生產中也不例外，近年來，勞動力的素質也成為影響農業生產活動的重要因素，加之自然環境等對農業生產活動也有一定的影響，于是，這就涉及除勞動和資本以外的其他所有生產要素在農業生產中的作用。
全要素生產率（TFP）是總產出中扣除要素投入（資本和勞動）影響的部分，它是除資本和勞動等要素以外經濟增長的重要源泉，反映了科學技術等對經濟增長的作用。如果把全要素生產率還原為生產率的一般定義—產出與投入之比，全要素生產率是產出與資本、勞動、土地、自然資源等所有能量化的投入要素的比值，它是社會經濟系統經營管理效率定量評價的一個指標（董曉花、王欣、陳利，2007）。
模型建立與數據選擇
（一）理論模型
本文采用生產函數法測定農業生產中的全要素生產率。Cobb-Douglas生產函數是測定全要素生產率的基本方法，該函數描述了資本和勞動投入量與產出量之間的關系（王超，2007）。Cobb-Douglas生產函數的形式為：
Y=AKαLβ
其中，Y、K、L分別表示產出量、資本投入量、勞動投入量，A表示技術系數，α、β分別表示資本和勞動的彈性系數。在本文中，假定農業生產的規模報酬不變，即α+β=1，也就是說假定農業生產中的生產效率并不會隨著生產規模的擴大而提高，只有提高技術水平，才會提高經濟效益。
全要素生產率是總產出中扣除投入要素影響的部分，根據全要素生產率的含義，可以將全要素生產率表示為：
TFP=Y/KαLβ （1）
全要素生產率的增長率是指產出增長率扣除資本與勞動增長的部分，一般用索洛余值（Solow）表示：
（2）
全要素生產率的貢獻率被定義為全要素生產率增長速度在產出增長率中所占比重，即：
（3）
（二）數據選擇
本文所使用的數據均來自中華人民共和國國家統計局網站，所采用的數據為1995-2006年的農業國內生產總值，在農業領域中的固定資產投入數值以及農業勞動力投入數量。搜集的數據結果如表1所示。
模型中參數的預測與檢驗
本文采用回歸法對模型中的參數進行預測， 在測算全要素生產率之前，需要對彈性系數加以預測（李雙杰、左寶祥，2008）。
（一）彈性的預測
首先進行模型變換，把生產函數經對數變換，轉換成如下線性方程：
Log（Y）=logA+αlog（K）+βlog（L） （4）
其對應數據如表2所示。
運用EVIEWS軟件進行數據處理，所得結果如表3所示。
從以上結果可以看出，此模型的擬合優度較好，但t檢驗不顯著，說明存在多重共線性。為了消除多重共線性，采用減少變量的方法，在假定α+β=1的基礎上，將模型變換如下：
Log（Y/L）= c+α×log（K/L） （5）
再次使用以上方法對數據進行預測，運用EVIEWS軟件進行數據處理的結果如表4所示。
由統計結果可以看出，不論是擬合優度還是F統計量的值都有了改善，t檢驗顯著。于是模型為：
log（Y/L）=0.73+0.98log（K/L）+μ
（7.90） （11.53）
R2=0.93 F=133.02
所以，α=0.98，β=0.02。
（二）有關全要素生產率的測算
根據表1、公式（1）及α、β的值，測算1995-2006年的全要素生產率的值如表5所示。
根據公式（2）和（3）計算數值時，不采用逐年計算的辦法，而是采取從1995年開始，以四年為一個時間段進行計算，以反應其總體變化情況和趨勢。其結果匯總于表6。
結論及建議
（一）主要結論
從以上分析可以看出，在測算時期內歷年的全要素生產率波動不大，農業的國民生產總值的增長幅度較小，而且具有不穩定性。solow余值雖然呈增長趨勢，數值較小但由負轉正，全要素生產率的貢獻率也是如此。從表1及彈性的預測值可以看出，農業的國內生產總值的增長幾乎全部來源于固定資產投資的增長，農業勞動力的數量具有不穩定性，它對農業國民生產總值中的增長影響不大（吳新博，2006）。
（二）對策建議
1.加大對農業固定資產的投入，形成健全的保障機制。農業中固定資產的投入對農業國民生產總值的貢獻較大，加大對農業固定資產的投入，充分發揮其促進農業經濟增長的作用。農業固定資產的建設投入應該實行多元化的融資方式，以政府為主導，同時制定政策措施保障投入的穩定性，積極建設農業生產中急需的基礎設施等，并重視對已有固定資產的維護和修理。
2.充分發揮科學技術在農業生產中的作用，大力推廣實用高效的農業生產技術。科學技術是第一生產力，在我國現階段，農業處于由傳統農業向現代農業轉型的關鍵時期，進行科學生產是現代農業的重要特征；加大對已有科學技術的推廣普及，使農業生產者充分掌握已有的科學生產手段和方法，確保科學技術轉化為現實生產力。
3.穩定農業從業人員數量，積極提高農業勞動力素質。農業生產者是農業國民生產總值的直接創造者，在目前實行轉移農村勞動力的背景下，也應該充分考慮到穩定農業生產者的數量，這樣才可以達到促進農業生產，增加農民收入的目的。農業勞動者的素質直接關系到對現代農業生產技術的使用，所以應加大對農業生產者的培訓力度，提高農業生產者素質。只有這樣才能保證要素的組合效益呈現最大化，從而保證了農業國民生產總值的不斷增長。
參考文獻：
1.雷海章.現代農業經濟學[M].中國農業出版社，2003
2.董曉花，王欣，陳利.柯布—道格拉斯生產函數理論研究綜述[J].財經界，2007
3.王超.我國糧食生產的計量經濟模型研究[J].財經界，2007
關鍵詞：短期國際資本流動;廣義貨幣供應量;經濟波動
short-term international capital, broad money supply and economic growth
zhou ting-zuo, zhang yi-hao, lun xiao-bo
（school of business, nanjing university, nanjing 210093, china）
abstract:in this paper, a theoretical model concerning the influence of short-term international capital flow on the economic growth has been built. in addition, empirical research on the interrelationship of short-term international capital flow，broad money supply and economic growth has been conducted. the research shows the transmission mechanism through which short-term international capital flow has an effect on economic growth: within a short period, short-term international capital flow greatly affects the scale of broad money supply, which subsequently leads to a significant fluctuation in gdp. furthermore, with the help of impulse response function and variance decomposition, the author analyzes the relationship between volatility of the scale of short-term international capital flow and the economic growth rate. the study reveals that the volatility in the scale of short-term international capital flow is the 中國整理granger reason for economic growth rate; about 20% of drastic fluctuations in the economic growth rate were due to abnormal volatility of the scale of short-term international capital flow.
key words:short-term international capital; broad money supply; economic growth
1 引言
自2002年以來，隨著境外短期國際資本的大規模持續涌入，我國國內相繼發生了房地產市場泡沫、股市上漲、人民幣升值、流動性過剩和通貨膨脹。2007年美國次貸危機爆發并引發國際金融危機之后，全球金融機構的“去金融杠杠化”趨勢強化，外部沖擊下的國內經濟形勢劇烈演變，潛入的短期國際資本又出現逆轉勢頭，與之伴隨著的是國內貨幣政策困境、人民幣匯率波動、股指大跌，以及經濟增長放緩。因此，從當前中國的現實國情出發，分析短期國際資本對我國實體經濟的影響及其傳導渠道，科學而前瞻地研究短期國際資本流動和經濟增長率波動的關系，無疑是理論界和實務部門面臨的重要課題，同時也可為妥善應對當前的金融危機提供重要思路。
2 文獻回顧
值得注意的是，國內外比較缺乏短期國際資本流動和實體經濟關系的專門性研究成果。國外最新研究成果主要集中在以下兩方面：（1）國際資本流動的影響因素及其多元化資產配置效應。如edwards［1］，papaioannou［2］等。（2）資本流入對東道國宏觀經濟變量所產生的影響。研究表明，資本過度流入會導致宏觀經濟過熱，具體表現為：一是引起貨幣擴張，增大通貨膨脹壓力［3］；二是導致實際匯率升值，惡化貿易條件［4］；三是影響總需求［5］。
梳理并綜合目前國內關于短期國際資本的研究文獻，大致分為三類。第一類主要是研究短期國際資本的估算方法。尹宇明、陶海波使用的計量方法為：短期國際資本規模=國際收支凈誤差與遺漏+私人非銀行部門短期資本流入+以其它名義通過正常渠道流入的短期投機資本［6］。唐旭、梁猛認為，短期國際資本從貿易渠道流入的成本較大，短期國際資本主要是通過外資企業的利潤留存、外國直接投資折舊和外資投資企業的外債等三個渠道流入中國［7］。
第二類文獻主要分析影響短期國際資本流入我國的影響因素。代表性文獻有：王世華、何帆發現，人民幣升值預期是中國短期國際資本流動的決定因素，良好的宏觀經濟運行狀況也會吸引短期國際資本流入［8］。張誼浩、裴平、方先明的研究結論認為大量短期國際資本流入中國大陸除出于“套利”動機外，還出于“套匯”和“套價”動機［9］。
第三類文獻主要分析短期國際資本流入對我國資產價格的影響。劉莉亞研究結果表明：短期國際資本的大量流入顯著推動住宅價格尤其是豪華住宅價格指數的上升［10］。張誼浩、沈曉華發現，人民幣升值和上證綜合指數上漲是短期國際資本流入中國的原因，但短期國際資本流入并不是上證綜合指數上漲的原因［11］。
國內外研究成果對本文的實證分析具有重要啟示與借鑒意義。但考慮到目前的文獻尚缺乏針對短期國際資本流動與國內實體經濟，特別是與經濟增長率波動關系的專門成果，這與中國當前經濟穩健運行的現實要求極不相符。為此，本文將從短期國際資本流動對實體經濟影響機制，以及短期國際資本流動波動率變化對經濟增長率的影響等方面展開研究。
3 理論模型
根據貨幣供給的乘數理論，假設在短期內廣義貨幣供應量(m2)為外生變量，貨幣供應量主要由基礎貨幣供應量(h)與貨幣乘數(λ)共同決定。假設，短期國際資本對廣義貨幣供應量影響的滯后期及廣義貨幣供應量對產出影響的滯后期分別為a、b。在t期，廣義貨幣供應量表達式如下
由（13）式可知：當短期國際資本流動scft-a-b>0，若t+1-a-b期短期國際資本流動波動率高于t-a-b期短期國際資本流動波動率，經濟增長率會上升；反之，則經濟增長率會下降。值得注意的是，本模型推導過程中隱含著短期國際資本對實體經濟的影響機制，即短期國際資本主要通過直接影響廣義貨幣供應量來影響產出變化。。
4 樣本選擇及其描述
結合近年來國內經濟的實際狀況，并考慮到數據的可獲性，本文選擇2000年第一季度到2008年第四季度的短期國際資本流動、廣義貨幣供應量和實際國民生產總值的季度數據進行實證研究。本文所涉及的數據均來源于wind資訊系統。
4.1 實際國內生產總值（gdp）與廣義貨幣供應量（m2）
本文運用價格指數對國內生產總值進行處理得到不變價格國內生產總值的季度數據。由于不變價格國內生產總值季度數據是一組具有較強季節特征的時間序列數據，這里對其進行季度調整，調整后的數據作為2000~2008年每季度的實際國內生產總值。同時，考慮到我國目前利率市場化程度低，參照第二部分理論模型的推導結論，本文選取廣義貨幣供應量m2作為短期國際資本對gdp進行傳導的中間變量。
4.2 短期國際資本流動（scf）
本文參考并改進張誼浩、沈曉華［11］計量短期國際資本流入規模的方法估算短期國際資本流動規模。具體測算公式如下：
短期國際資本流動=外匯儲備增量-fdi-正常的貿易順差
在計算正常的貿易順差時，本文改用加權移動平均法。在確定權重時，首先算出2000~2004年各季度貿易順差的估計值，貿易順差估計值的確定方法為：當期季度貿易順差的估計值=當期季度前四個季度貿易順差估計值的移動平均值，例如2000年第一季度貿易順差估計值為1999年四個季度貿易順差的均值，2000年第二季度貿易順差的估計值為2000年第一季度貿易順差估計值和1999年第二季度到第四季度貿易順差的均值。然后將各季度實際的貿易順差除以對應時期的貿易順差的估計值，將這些比率的均值確定為權重。經計算，權重為1.16。基于2000~2004年我國貿易順差的變化比較平滑，2004年以后我國的貿易順差出現較大的波動，本文認為2000~2004年統計的貿易順差額為正常貿易順差，2004年以后，統計的貿易順差中含有大量的短期國際資本。此外，考慮到在人民幣升值時，以美元計量的貿易順差會有所擴大，為消除人民幣升值對所估算的正常貿易順差額的影響，本文采用匯率修正，以人民幣計價各季度貿易順差金額。
4.3 經濟增長率（gdp_r）和短期國際資本流動波動率（scf_r）
本文中各季度經濟增長率（gdp_r）的計算公式是：本期經濟增長率=（季度調整后本期實際國民生產總值/季度調整后上期實際國民生產總值-1）×100。各季度短期國際資本流動波動率（scf_r）的計算公式是：本期短期國際資本流動波動率=a×本期短期國際資本流動/上期短期國際資本流動（當本期和上一期短期國際資本流動都大于零，或者本期短期國際資本流動小于零且上一期短期國際資本流動大于零時，則a=1；當本期和上一期短期國際資本流動都小于零，或者本期短期國際資本流動大于零且上一期短期國際資本流動小于零時，a=-1）。經上述方法計算出的我國經濟增長率和短期國際資本流動波動率走勢參見圖1。
5 實證檢驗
表1給出所有相關變量的單位根檢驗結果。由表1可知，對于變量gdp、scf和m2的水平值序列，adf檢驗不能拒絕存在單位根的原假設，這說明三個變量的時間序列都是非平穩的；同時，對于這三個變量的一階差分序列，adf檢驗都在1%的顯著性水平下拒絕單位根存在的原假設。根據以上檢驗結果，可認為這三個變量都是單整變量。同時，對于變量gdp_r和scf_r的水平值序列，adf檢驗在1%的顯著水平上拒絕存在單位根的假設，該結果說明這兩個序列是平穩的。
5.1 短期國際資本流動影響實體經濟的傳導機制
由單位根檢驗可知，dgdp、dscf和dm2三變量均為平穩序列（見表1），可以進行格蘭杰因果關系檢驗。根據sc和aic準則確定滯后期為2，檢驗結果見表2。
從表2可以看出，短期國際資本流動的變化量（dscf）是廣義貨幣供應量變化量（dm2）的granger原因，但是廣義貨幣供應量變化量（dm2）不是短期國際資本流動的變化量（dscf）的granger原因；廣義貨幣供應量變化量（dm2）與實際國民生產總值變化量（dgdp）互為granger因果關系；短期國際資本流動的變化量（dscf）和實際國民生產總值變化量（dgdp）之間不存在顯著的granger因果關系。可以證明：短期國際資本流動不會對國民生產總值產生直接效應，但會通過影響廣義貨幣供應量，進而對國民生產總值產生間接效應。該實證結論部分可以佐證前文理論模型中短期國際資本對實體經濟的影響機制。
5.2 短期國際資本流動波動率與經濟增長率
5.2.1 granger因果關系檢驗
在確定短期國際資本凈流動波動率（scf_r）和經濟增長率（gdp_r）這兩個序列平穩的基礎上（參見表1），本文運用2000年第二季度到2008年第四季度的數據，對兩個變量的granger因果關系進行檢驗，檢驗結果見表3。從表3的檢驗結果可知，短期國際資本流動波動率是經濟增長率的granger原因，但是經濟增長率不是短期國際資本流動波動率的granger原因。
5.2.2 脈沖響應和方差分解
為分析經濟增長率對短期國際資本流動波動突發性變化的反應，本文利用var（2）模型給出經濟增長率和短期國際資本流動波動率的脈沖響應圖形和方差分解圖形，分別見圖2和圖3。
經濟增長率和短期國際資本流動波動率的交叉響應函數表明（見圖2），短期國際資本流動波動率的非預期變化將迅速對經濟增長率產生正向影響，隨著時間的推移逐漸減弱，直至消失。但是，經濟增長率發生變動對短期國際資本流動波動率影響不顯著。
圖3結果顯示，造成經濟增長率發生劇烈波動有20%左右是由短期國際資本流動波動率異動引起；同時，經濟增長率發生劇烈波動對短期國際資本流動影響不大。
6 結論
本文構建起短期國際資本流動對實體經濟影響的理論模型，并運用相關統計數據進行實證研究。研究結果表明，短期國際資本流動影響實體經濟的渠道是：在短期內，短期國際資本流動顯著引起廣義貨幣供應量的變化，廣義貨幣供應量的變化又會顯著導致國內生產總值的波動。同時結合短期國際資本流動波動率與經濟增長率的樣本數據，實證檢驗發現短期國際資本流動的變動將引起經濟增長率發生波動，脈沖響應函數的結果進一步證實了上述結論。通過方差分解，本文還發現造成經濟增長率發生劇烈波動中有約20%是由于短期國際資本流動波動率發生異動所致。
參 考 文 獻：
［1］edwards s. capital controls, capital flow contractions, and macroeconomic vulnerability［r］. nber working paper, 2007.
［2］papaioannou e. what drives international financial flows? politics, institutions and other determinants［j］. journal of development economics, 2009, 88(2): 269-281.
［3］filer l h. large capital inflows to korea: the traditional developing economy story［j］. journal of asian economics, 2004, (15): 99-110.
［4］athukorala p c, rajapatirana s. capital flows and the real exchange rate: a comparative study of asia and latin america［r］. the world economy, 2003, 26(4): 613-637.
［5］celasun o, denizer c, he d. capital flows, macroeconomic management and the financial system: the turkish case, 1889-1897［r］. world bank working paper, 1999.
［6］尹宇明,陶海波.熱錢規模及影響［j］.財經科學,2005,(6):131-137.
［7］唐旭,梁猛.中國貿易順差中是否有熱錢, 有多少［j］.金融研究,2007,(9):1-19.
［8］王世華,何帆.中國的短期國際資本流動［j］.世界經濟,2007,(7):12-19.
［9］張誼浩,裴平,方先明.中國的短期國際資本流入及其動機——基于利率、匯率和價格三重套利模型的實證研究［j］.國際金融研究,2007,(9):41-52.
