数字经济方面的政策范文

论文摘要:信息化在经济建设中的作用越来越重要，而信息化水平与经济发展程度密切相关。在我国东西部经济发展呈现差异的情况下，信息化水平对区域空间结构的影响首先表现在我国地区间的“数字鸿沟”现象。本文就在西部大开发的信息化中怎样缩小“数字鸿沟”提出了相应的对策。

一、引言

西部地区包括重庆市、四川省、云南省、西藏自治区、陕西省、甘肃省、宁夏回族自治区、青海省、新疆维吾尔自治区、内蒙古自治区和广西壮族自治区等1z个省、自治区和直辖市。全区土地面积约687万平方公里，占全国土地面积的71.6%;2000年总人口35531万人，占全国人口的27.43%;国内生产总值16654.32亿元，占全国的18.63%。

西部地区的形成是在其独特的自然和人文地理条件以及国家宏观区域发展战略影响下的产物。改革开放初期，我国经济发展实施“梯次推进”战略。由于经济基础、发展条件和政策环境的差异，逐步形成东、中、西的梯次格局。经过20多年重点发展东部的战略，东部地区的经济已取得了巨大成就，同时也加大了东部与中西部地区的差距。为了缩小这种差距，逐步实现共同富裕，保持国家的长治久安，在这样的情况下，党中央、国务院做出了“西部大开发”的重要决策。

同我国的经济发展状况分布相似，我国不同地区使用数字技术的程度也呈梯次分布，表现为东部沿海城市数字化程度相对来说比较高，而中西部地区数字化程度较低。无论是实际上网人数，还是上网人数所占人口比例，东部省区都大大超过中西部地区。随着全球信息化的迅猛发展，这种“数字鸿沟”现象已经表现的很突出。

二、西部地区面临的“数字鸿沟”

由于信息化在经济发展中的作用越来越重要，今天我们所说的“西部大开发”已不是简单的资源大开发，应当强调把信息化与西部开发结合起来，以信息化带动西部开发，必须也只有首先进行信息化建设和发展信息产业，才能为实施西部大开发创造一个良好的环境与条件。

数字鸿沟(DigitalDivide)，又称信息鸿沟，它是指当代信息技术领域中存在的差距现象，它既存在于信息技术的开发领域，也存在于信息技术的应用领域，特别是由网络技术产生的差距。数字鸿沟现象存在于国与国、地区与地区、产业与产业、社会阶层与社会阶层之间，已经渗透到人们的经济、政治和社会生活当中，成为在信息时代突现出来的社会问题。

我国的西部地区由于受到自然地理位置、地形、地貌状况和气候条件的影响，人文环境多样化，人口素质偏低，导致区域发展不平衡。在城乡之间、不同企业之间以及其它不同群体之间，特别是在广大农村，由于受技术水平、经济能力影响，电脑普及率极低，因特网、电子商务更是无从谈起。东部地区在因特网普及率、电话普及率、人均电信业务指数、人均报纸订阅指数等具体指标方面，都明显高于中部和西部地区(见表1)。“数字鸿沟”造成的差别正在成为我国继城乡差别、工农差别、脑体差别“三大差别”之后的“第四大差别”。“数字鸿沟”造成的国内分化将演化成严重的社会问题。因为“富者愈富、贫者愈贫”的现实及趋势，会使社会不满情绪上升，不稳定因素增多，不利于社会的稳定和社会的持续发展。此外，信息化和网络化加剧了旧有的阶层、种族、性别和代沟问题，产生了新的结构性失业，使社会的内在矛盾更为复杂化。

数字鸿沟不仅是“社会状态”，而且是“社会后果”和“社会问题”。在信息资源已经成为国家经济实力和国际竞争力的核心战略资源的今天，国家或地区之间由于因特网基础设施建设和操作技术普及水平差异，造成信息资源获取能力的巨大差距(包括信息接收、生产、传递与利用等方面差距)，进而影响弱势国家的经济实力与国际竞争力;不同人群之间因为收人、受教育水平、所处地域及种族等方面的差异而造成的对因特网技术掌握和运用的差异，进而导致了不同群体在社会中面临的机遇、待遇不等，出现“信息落差”、“知识分隔”和“贫富分化”等问题。所以说，数字鸿沟已不只是国家间或国家内部在信息基础设施、数字技术的使用、电子化服务方面差别的问题，它牵扯到整个社会的贫富差距、信息资源多寡和资金、文化、就业、生活质量等问题，牵扯到国家或地区科技参与能力的强弱、经济的增长方式等更深层次方面的社会问题。我们必须认真审视数字鸿沟将会导致的严重社会后果，把它作为一项巨大的系统工程，一个严峻的社会问题来考察。

位于数字鸿沟的更不幸运一方，就意味着更少的机会参与以信息为基础的新经济。在这种新经济中，更多的工作与计算机相关。这同时意味着获得较少的机会参与教育、培训、娱乐、购物和交流等可以在线得到的机会。教育程度相对较低的贫困者因此有双重不利。他们无法及时获取可以改善自身处境的工作信息，无缘电子商务以及寻求最低价所带来的改善福利的良机。

三、缩小“数字鸿沟”的对策

针对我国地区间存在的数字鸿沟的问题，政府已给予了高度重视。中共中央关于“十五”发展规划的建议书开篇就明确指出:“大力推进国民经济和社会信息化，是覆盖现代化建设全局的战略举措。要以信息化带动工业化，发挥后发优势，实现社会生产力的消除式发展”。

在西部大开发的进程中，对解决东西部数字鸿沟的问题，大力提升西部的信息化水平。具体对策主要有以下几个方面:

1.发挥政府的龙头作用

政府必须充分认识“数字鸿沟”的本质、程度，加大西部地区信息化基础设施和通信网络建设财力上的投人，制订相应优惠政策，加大对电信资费的调整力度，把因特网和远程通信的费用降至人们能够承受的水平，向当地居民提供更多技术知识、创建更多公共接人点，刺激互联网用户的增加和电子商务的发展。

加速政府上网工程，提高政府利用信息管理社会和为经济发展服务的能力。政府的宏观管理职能决定了政府是许多公共信息和部分商业信息的采集者、拥有者和使用者，它不仅是一个重要的信息生产部门，同时也是一个最重要的信息需求部门，因此，政府也必须适应这种网络化的趋势。实施政府上网工程，有助于提高企业实施上网工程的潜在收益。目前，我国政府掌握了80%的信息资源，而且绝大部分信息资源还没有让国民共享，使有限的信息资源基本上处于搁置状态，并没有充分发挥为经济发展服务的功能。因此，加速政府信息化具有重要的现实意义，有助于提高信息化的社会收益，从而促进信息技术投资。我国目前的政府上网工程仅仅处于非常初级的阶段，其职能仅限于信息，距离真正的基于服务职能的“电子政府”还差得很远，实施政府上网工程的核心任务是通过制度创新解决制度障碍和人力资本障碍。

西部大开发的根本宗旨是“富民为本，投资于人民”，西部开发的战略也应当从以“物”为中心的资源开发转向以“人”为中心的人力资源开发，这是实现西部地区可持续发展的重要条件。因此，促进资源流向能够促进西部地区人力资源增长的领域是西部大开发的核心，这就要加大信息基础设施和教育的投人，这不仅有助于西部地区的人力资源的积累，提高西部地区利用知识促进发展的能力，同时有助于西部地区和东部地区的“数字鸿沟”的缩小，提高西部地区利用信息技术的机会以及扩大信息技术的需求。

2.鼓励企业的参与

由于地区经济发展程度不同，因而信息基础设施的建设与运营成本也不同。落后的、偏远的、贫困的或欠发达的地区信息基础设施建设和运营成本相对较高，电信公司效益较差，企业投资的积极性一般不高，因此，普遍服务的政策应运而生。普遍服务政策就是为了促进落后的、偏远的、贫困的或欠发达的地区信息基础设施建设问题，设计一套合理的集资办法，在透明、公正的条件下，通过恰当的方式让企业为此承担一定的义务。1996年以后，美国通过这一政策能够让越来越多的人能用得起因特网。中国政府可以通过普遍服务的政策，在经济欠发达的地区加大投人，完善信息基础设施建设，特别是在扩建完善现有以光缆为主体的基础信息传输网的同时，加速建设新一代的高速计算机互联网，使之成为一个融语言、数据、图像为一体，超大容量、灵活高效、经济适用、安全可靠的宽带高速通信网，构筑满足经济与社会需要的信息化基础平台。

政府在因特网市场中对学校、图书馆和一些公共社区的公共基础设施使用进行补助的政策，实施起来将会对财政造成相当大的压力，可以采取官督民办的形式，政府出让资源给私营企业，私营企业采取一种有比较清晰产权的，有制度保障的体系来整合这种资源，给企业让度一定的利润空间。当然，私营企业愿意承担解决数字鸿沟问题的重任其实还是从自身长远利益考虑，他们确信只有帮助大多数国家和地区成为“网络经济和社会的正式参与者”，才能拓宽公司现有的市场规模。正如思科公司总裁钱伯斯所说，“所有参与因特网革命的公司都有机会去消除这场信息技术革命带来的数字鸿沟，同时它们也会最终享受到消除数字鸿沟后所带来的市场机遇。”

例如天津一家台资公司—英业达选择了甘肃一个贫痔的山乡黄羊川，帮助当地的职业中学训练网络·人才，建立自己的网站，使老师和学生都能通过互联网共享国际上的最新文化技术成果。他们计划通过电子商务和软件生产来维持这一体系的运转。在取得初步成功以后，英业达已联合其他有志于此的台商募集资金，在西部地区选择了一千个乡“克隆”黄羊川的做法。这样的案例值得我们去认真研究总结，并且有步骤地加以推广。

3.加强科普和教育

西部地区由于历史的原因，有很大一部分人的文化水平并不高，信息化对于人们教育文化水平有较高的要求，而不具备中等甚至高等教育背景的人们往往由于不具备起码的工作能力而被排斥在劳动市场之外，或者只能从事低收人的工作。因此，在信息化过程中往往会出现社会成员贫富分化的现象。

知识发展水平是影响因特网普及水平的另一个重要因素。我们可以看出，在控制了收人变量这个影响因素后，人口受高等教育的比重、获取知识能力和知识创新能力成为影响因特网普及和发展的重要因素。

从这个意义上讲，信息化人才的发展将成为制约西部地区信息产业发展的关键环节，加强信息化人才的培养和计算机和网络知识的普及具有深远的意义，如果能够加大学校教育的投人，扩大中等教育和高等教育的招生规模，加大教育系统和国家创新体系的计算机普及和因特网接人，实施知识发展战略不仅会提高我们学校教育的质量，也提高了未来劳动者对于信息技术的需求，有助于提高国民经济和社会发展的信息化建设水平。同时，根据人才流动和聚集的效应，我们应该积极培育先进的知识创新体制，提供优惠的政策和优良的发展环境以吸引国内外的相关人才并防止人才的流失。

4.增加与国际组织的合作交流

在WTO背景下，未来我们会越来越多地依“国际惯例”行事，全方位介人国际大市场，执行统一的“国际标准游戏规则”。所以，在缩小和消除数字鸿沟问题上，积极响应和参与国际组织为缩小和消除数字鸿沟方面的工作，借鉴国际通行的政策是我们的必要途径。在消除数字鸿沟方面，国际通行政策主要是竞争政策、普遍服务政策。

如今，数字鸿沟问题已经不仅仅是一个国家内部不同人群对信息、技术占有程度不同造成的社会分化问题;如今它在更大程度上是全球化进程中不同国家因为信息产业、信息经济发展程度不同所造成的信息时代的南北问题。因而以全球化的眼光来审视数字鸿沟问题，积极与国际组织进行合作与交流，无疑会对解决中国数字鸿沟问题产生积极影响。

发展是硬道理，是解决我国所有问题的关键。数字鸿沟反映出我国信息和网络技术应用程度低下的同时，也折射出我国信息产品市场的巨大。我们应该善于“从数字鸿沟走向数字机遇”，调动各方面的积极性，形成消除数字鸿沟的合力。

5.发挥自身的潜力

西部地区在借助于外部力量的同时，还要注意发挥自身的潜力，要学会学习与创新，学习与创新“是数字技术发展的基础，而且也是知识经济成长的基础”，学习与创新不但是个人和企业成长的源泉，也是一个地区，一个国家兴旺的不竭动力。许多人也已经明白了这一点，现在的问题是不能再停留在一般口号上，需要具体地展开和落实。数字鸿沟的造成首先有历史的和环境的原因，但它是学习风气和创新能力上的差距。美联储的主席艾伦·格林斯潘曾说，“在这个技术化程度越来越高的社会里，学习越来越有必要成为一种终身的行为”。

学习是为了创造。我们也知道，要消除鸿沟、缩小差距，光靠单纯的技术引进、吸收、消化，无法彻底改变我们在数字技术及其产业化方面的落后局面，因为这些都还是外部条件，毫无疑问，外部条件是必不可少的，这正如一个幼儿要学会走路需要有人帮助。然而，要真正学会走步还必须靠幼儿自己。靠我们发挥自身的潜力不断消除与发达国家的数字鸿沟。

数字经济方面的政策范文篇2

关键词：长期增长；短期波动；经济增长率；资本形成；预算赤字；存贷规模；向量自回归；脉冲响应

中图分类号：F124.8文献标识码：A文章编号：1007-2101（2015）06-0043-06

一、引言

经济短期波动和长期增长问题是宏观经济学家关注的两大主要领域。在短期内，经济本身存在一定的波动性，这种波动性一方面来自于经济本身，如企业投资、技术进步等因素；另一方面来自政府的宏观经济政策，如财政政策和货币政策。笔者主要是从以上两个方面研究短期的经济波动对长期增长的影响。不论是资本形成还是政府政策都能在短期内显著影响总产出，除此之外也能影响经济长期的波动性，它们是经济波动的主要来源。

就这一点，学界在是否有必要采取适当的政府干预或者让市场通过自身调节机制保证持续稳定的经济增长方面还存在争议。也就是说，在经济处于衰退期时，应当采取怎样的措施使得经济能够恢复稳定的发展势头。因此，笔者选取的三个变量主要来自以下三个方面，即：资本形成、财政政策和货币政策。

究竟这三个变量是否能够代表资本形成与经济政策的波动性呢？运用经济意义检验的方式，我们发现这三个变量完全能够代替上文所说的三个方面。首先，资本形成总额的波动。资本形成总额指标主要是度量一定时期内固定资产形成总额和存货增加的总量，它主要代表的是经济波动的内因影响，是对本期资本形成效用的主要衡量标准，同时，从经济意义上来看也会对下一期经济增长规模有一定的影响，因此，将其纳入考虑范围。其次，预算赤字的波动。预算赤字这一指标可归结到政府财政政策方面，是将政府财政政策具体量化的重要变量，将其纳入模型，可以探究政府财政政策的变动对于经济增长率是否有显著效果。再次，存贷款规模的波动。存贷款总额这个变量的引入主要是为了量化货币政策，应当采用广义货币作为变量，但是由于本文采用的是省级面板数据，各省广义货币的数据无法得到，因此采用存贷款总额来代替。由于各省的存贷款规模显示了该地区金融市场的活跃状况，通过这个变量可以从一个侧面看出政府的货币政策波动对经济增长率的影响。笔者主要试图回答诸如下列的重要问题：每个变量的波动对于经济增长率是否存在影响？若存在影响，各个变量波动的影响程度又如何？

早期的研究中，Kormendi和Meguire（1985）的研究结果显示，总产出的波动率与平均增长率在各国同一截面上呈正相关关系。Ramey和Ramey（1995）分别使用了92个国家以及其中25个OECD国家的数据验证了平均增长率与增长率的标准差之间的关系。Ramey和Ramey（1995）的控制变量包括投资占GDP之比重、平均人口增长率、初始人力资本和初始人均GDP，使用极大似然估计进行估计。他们发现，使用全样本进行估计，波动性对平均增长率有显著的负向影响，但对OECD国家的数据进行回归的结果却是这种影响为正，但不显著。随后，有大量文献在Ramey和Ramey（1995）的基础上对波动性和平均增长率之间的关系进行经验验证，如Barlevy（2004）、Fatas（2011）得出了相似的结论，即短期波动对增长存在负向影响。也有一些文献的经验分析结果表明，波动性对长期增长的影响是正向的。

近年来，国内涌现了大量针对该主题的理论性和经验性文献。陈昆亭等（2012）发现，中国1978年以前，波动与增长呈负相关关系，1978年之后，二者的关系变为正相关，并建立了一个基于人力资本形成机制的随机增长模型来解释这个现象。李涛（2001）建立了一个反映周期波动的增长模型，将短期波动与长期增长联系在一起。有很多经验性文献使用中国的数据验证了波动性对长期增长的影响，但得出的结论并不相同。王钰（2014）、卢二坡和曾五一（2008）、周达军（2007）的研究支持了Ramey和Ramey（1995）的结论，即短期波动对长期增长的影响为负，但也有文献并不支持这个结论，如卢二坡和王泽填（2007）、池建宇和赵家章（2015）。

笔者主要研究的是宏观经济变量的波动和经济增长率的关系，数据选取的是中国30个省（市、区）（除港、澳、台、外）1980―2013年的年度数据。这个时间段是中国经济从计划经济转向市场经济的主要阶段，也是中国经济真正高速发展的过程。笔者主要通过面板向量自回归（PVAR）模型的构建，借助脉冲响应函数以及方差分解的方法来解释上面所提出的问题，并对中国经济以后的发展提出合理化建议。实证方面，笔者跳出传统对短期波动和长期增长的研究采用“二分法”的桎梏，把这两个主题糅合在一起，探究短期波动对长期经济增长率的影响，试图运用严格的计量方法从经验分析的角度来研究上述问题，采用脉冲响应函数和方差分解的方法分析短期波动和长期增长之间的关系，获得关于短期波动对长期增长的具体冲击程度的描述数据，给出具备说服力的结论，即资本形成和政府经济政策的波动对于长期经济增长率有显著影响。政策方面，笔者运用方差分解的方法重点探究了政府政策的影响力持续时间，得出了政府政策波动短期内能够显著影响总产出。长期内，这种影响力伴随着时间的推移而逐渐减小。因此，政府制定和执行财政政策和货币政策时，不但要考虑其短期的有效性，还要考虑长期的影响力，选择最优的政策幅度，以达到最好的政策效果。

二、数据和方法

（一）变量引入

笔者向模型中引入以下四个变量。

1.经济增长率（growth）――实际GDP增长率，作为模型中的主要研究变量。在前期数据处理时，对实际GDP数据进行取对数处理，因此在离群值处理时，这一变量是正常的。在模型中，该变量为被解释变量，代表长期经济增长的稳定性。

2.资本形成总额的波动（sd_cf）――即资本形成总额占GDP比重的标准差。用标准差来反映变量的波动情况，由于资本形成总额与下一期投资有很强的相关关系（通过经济意义解释），因此，我们估计这个变量的波动对实际经济增长率的影响应该是最大的。

数据处理的过程是：首先计算各省的资本形成总额占GDP的比重，其次，再计算资本形成总额占GDP比重的标准差，需要说明的是，此处的标准差是通过每个省份当年资本形成总额占GDP的比重与该省资本形成总额占GDP比重的平均值之差取绝对值所得出的，虽然不是准确的标准差数据，但是一定程度上也能够反映出资本形成总额占GDP比重各省历年的波动状况，具备一定的解释力。

3.预算赤字的波动（sd_bd）――该变量用预算赤字占GDP比重的标准差表示。这个变量主要是为了检验政府的财政政策对于稳定经济的意义，代表以凯恩斯主义为基础的主流经济学派的观点。

数据处理的过程是：首先通过各省的财政收入与政府支出之差获得各省每年的预算赤字数据，再由预算赤字/GDP获得预算赤字占GDP比重的数据，最终由预算赤字占GDP的比重数据通过软件输出其标准差。

4.存贷总额的波动（sd_cdze）――该变量用存贷规模占GDP比重的标准差表示。由于笔者采用的省级货币供给量数据获得比较困难，因此采用存贷款总额来反映各地的货币发行情况，具备一定的说服力。

数据处理的过程是：首先，将各省的存款规模和贷款规模相加得到存贷款总额，再由存贷款总额/GDP得到存贷款总额占GDP的比重；其次，由存贷款总额占GDP比重数值借由软件输出其标准差。

这四个变量是根据相关的经济周期理论，即凯恩斯主义、货币主义的理论以及真实经济周期理论，来捕捉基本参数对经济波动和经济增长。值得一提的是，后三个变量采用占GDP比重形式，能够很好地克服数据的误差，提高模型的准确性。

（二）数据描述和概况

本文的目的在于研究中国1980―2013年各省主要宏观经济变量波动（短期波动）与其各自实际GDP增长率（长期增长）之间的关系。除特殊说明外，本文数据均来自《新中国60年统计资料汇编》（1949―2008年）和各省统计年鉴（2009―2014年），文中的数据均为原始数据经过单边缩尾处理后所得的结果。本文共采用30个省（区、市）34年的数据（、香港、澳门、台湾除外）。

由于前期的数据收集受到一定的限制，为了能够有效地控制自由度，本研究只选取了四个具有代表性的变量引入模型之中。我们对四个变量的数据做了描述性统计，输出如表1所示。

（三）模型构建

笔者采用面板数据向量自回归（PVAR）模型的建构方法，将传统的向量自回归（VAR）方法延伸到处理面板数据（PanelData）领域，VAR将系统内所有的变量都看成是具备内生性的，而面板数据则是允许未解决的个体差异性存在。

建立PVAR模型需要确定滞后阶数，滞后阶数的确定对于模型十分重要。滞后阶数太小，残差可能存在自相关，并导致参数估计的非一致性；滞后阶数过大，待估参数多，自由度降低严重，直接影响模型参数估计的有效性。面板数据确定滞后阶数的方法一般采用赤池信息准则（AIC）。对数据进行操作后，我们认为滞后两期滞后的效果是最好的，详细输出结果如表2所示。滞后两阶时，在90%的可信度下，AIC、BIC、HQIC均通过，因此，滞后阶数选取两阶即可。

在下文进行PVAR模型的回归中，又进一步对模型的回归阶数是否正确进行检验，输出结果如表3所示。

综合上述结果可知，在滞后一阶时，在90%的可信度下，预算赤字波动（sd_bdt-1）不显著；滞后两阶时，在99%的可信度下，除滞后两期的增长率（growtht-2）和存贷总额的波动性（sd_cdzet-2）外，所有变量均能拒绝原假设，均是显著的，故选择滞后两期。这也与上面所进行的滞后阶数检验相符，说明对模型进行面板矩估计（GMM）是有意义的。

结合上文中的变量引入以及滞后阶数检验的结果，我们建构如下模型：

Zit=？姿0+？姿1zit-1+？姿2zit-2+fi+et（1）

其中zit=（growth，sd_cf，sd_db，sd_cdze）′是基于面板数据的4×1的变量向量，i代表不同的省份，t代表年份，λ1和λ2分别是滞后期不同的变量的系数矩阵，λ0是4×1的各省效应向量（常数项），fi是4×1的年效应向量。如上文所述，growth代表实际GDP的增长率，sd_cf代表资本形成总额的波动，sd_db代表预算赤字的波动，sd_cdze代表存贷款总额的波动，将这四个宏观经济变量纳入同一模型系统，分析各省经济增长速度对不同宏观经济变量波动冲击响应的不同。

在将VAR运用到面板数据中时，我们需要对其施加一定的限制条件，即对于每一个横截面单元而言，其底层结构是相同的。由于这个限制可能在实操中被打破，一种解决方法便是通过引入固定效应的方式允许变量中存在异质性，在模型中通过fi表现出来。而受因变量滞后项的影响导致的fi与自变量的相关性，会使传统用于消除固定效应的“均值差分法”在对系数的估计中产生偏误。因此，笔者使用“前向均值差分法”（Arellano和Bover，1995）来消除固定效应。该方法通过移除前向均值这一转换方式，避免差分项作为工具变量的滞后回归项间的正交，从而达到准确估计模型系统的目的。

三、实证检验结果与分析

（一）PVAR模型及其解释力

根据上文中建立的模型，对面板数据进行向量自回归（VAR）。于是，面板矩估计（GMM）的输出结果如表4所示。

由于本文主要研究的是短期波动对长期经济增长的影响，所以主要观察的数据为表4中的第（1）列，即模型中的各变量滞后一期和滞后二期时对当期经济增长率（growtht）的解释力。

首先，检验模型可行性。由表4可知，在95%的可信度下，模型中的变量除滞后二阶的增长率（growtht-2）和存贷款的波动（sd_cdzet-2）这2个变量的P值大于0.05，其他变量的P值均远远小于0.05。经过笔者的反复验证，这已经是相对最有效的模型，故模型的建立是可行的。

其次，从上面的回归结果可以看出，在growtht作为被解释变量时，sd_cf（资本形成总额的波动）对growtht有影响，滞后一期的sd_cf对growtht有正向影响，其系数是0.318，这样的结果说明上年的资本形成总额的波动对当期的经济增长有正向的影响，即资本形成总额比重的波动越大，对当期经济增长率的拉动就越大。滞后二期的sd_cf对growtht有负影响，其系数是-0.218，说明滞后二期的资本形成总额波动对于经济增长率的影响是反向的；sd_bd（预算赤字的波动）对growtht有影响，滞后一期的sd_bd对growtht有正向影响，其系数为0.357，说明上年的预算赤字的波动会对经济增长率产生正向的影响，并且这个影响还比较大，也就是说预算赤字的波动会对经济增长率产生很大的影响。滞后二期的sd_bd对growtht有负向影响，其系数为-0.314，说明滞后二期的预算赤字的波动对经济增长速度的影响是反向的；sd_cdze（存贷款总额的波动）对growtht有影响，和上述两个变量类似，滞后一期的sd_cdz对经济增长率有正影响，滞后二期的sd_cdze_ratio对经济增长率有负影响，但是就其系数数值而言，分别为0.040和-0.011，这说明滞后一期和二期的sd_cdze对经济增长率（growtht）影响不是很大，至少不如上面两个变量对其影响大。

综上所述，从系数来看，不管是滞后一期还是滞后二期，本文所研究的三个变量波动对长期实际经济增长的影响程度大小依次是：预算赤字>资本形成>存贷规模。这样的结果验证了以凯恩斯主义为基本思想的主流观点，即政府的财政政策对稳定经济发展有显著效果，如果当局能够根据现有的实际情况制定合理的财政政策，实现实际经济增长的稳定发展是有可能的。同时，输出结果并没有能够得出货币学派关于货币供给是造成宏观经济不稳定的唯一重要因素的观点。

（二）基于PVAR模型的脉冲响应图

对PVAR单个参数估计值的解释是困难的，要想对PVAR模型做出结论，可以观察系统的脉冲响应函数。脉冲响应函数为我们提供了在其他因素保持不变的情况下，研究一个因素的冲击对其中一个因素的动态影响的方法，它能够比较直观地刻画出变量之间的动态交互作用及效应，并从动态中判断变量间的时滞关系。

正交化脉冲响应函数分析的优势在于它可以通过控制其他宏观经济变量的冲击（令其值为常数），来度量某一特定宏观经济变量的正交化信息（innovation）的响应。

由于式（1）误差项的方差―协方差矩阵可能是非对角矩阵，那么对脉冲响应函数解释的最大困难在于VAR系统的误差项从来都不是完全非相关的，当误差项相关时，他们有一个共同的组成部分，不能被任何特定的变量所识别。处理这一问题笔者采用Cholesky残差的方差―协方差矩阵分解，使误差项正交。该方法的结果一般会受到方程顺序或内生变量顺序的影响。因此变量的设定顺序非常重要，本文的设定变量顺序是growth（经济增长率）、sd_cf（资本形成总额的波动）、sd_bd（预算赤字的波动）、sd_cdze（存贷款总额的波动）。

分析脉冲响应函数还需要建立相应的置信区间，利用GMM估计出的系数以及它们的方差―协方差矩阵随机生成大量系数，并重新计算冲击反应这个过程本文进行了5000次，蒙特卡洛模拟给出两个标准误差置信区间用于评价冲击的统计显著性，即5%。

图1给出了宏观经济变量波动对实际经济发展的冲击影响。横轴代表追溯期数，这里为6；纵轴表示因变量对各变量的响应大小；中间实线表示响应函数曲线；外侧两条代表两倍标准差的置信区间。需要注意的是，脉冲响应函数是追踪系统对一个内生变量的冲击效果，即假定系统只受一个变量的冲击，不受其他变量的冲击。

图1中第一行分别是经济增长率对其自身的冲击影响，资本形成总额的波动、预算赤字的波动和存贷款总额的波动对经济增长率的冲击影响。由图1可以看出，经济增长率对自身的冲击响应是逐渐开放的。反映财政政策和货币政策的三个指标：资本形成总额的波动、预算赤字波动以及存贷款总额波动情况对经济增长率的冲击均是开放的，但是这其中资本形成总额的波动以及预算赤字的波动两个变量波动情况的冲击在第四期后比其他两个指标的冲击效果更明显，说明经济增长率受资本形成总额波动和预算赤字波动的影响是较大的。

图1中第二、三、四行分别是模型中四个指标波动对资本形成总额的波动、预算赤字的波动和存贷款总额的波动的冲击影响。如果要研究这四个变量之间的相互影响，可以展开说明和论述。但是由于笔者主要研究的是宏观经济变量波动对经济增长率冲击，因此此处不再赘述。

值得一提的是，笔者研究的是短期波动对于长期增长的影响，但是滞后两期四变量脉冲响应图输出结果显示，这个冲击的影响是开放的，而上文中所做回归结果显示，滞后两期时，各变量的影响都变成了负相关关系，但是这并不能说明与脉冲响应图输出结果相悖。因为，脉冲响应图输出的结果是滞后两期变量对于经济增长率冲击的合力效果，虽然滞后二期时，PVAR模型回归结果显示，资本形成总额的波动、预算赤字的波动以及存贷款总额的波动这三个变量对于经济增长率都是反向的影响，且数值都很小，这说明二期之后，资本形成和政府政策对于经济增长率的影响是反向并且微弱的。但是，由于滞后一期时，三个变量波动对经济增长率的冲击太大，滞后二期虽然影响是反向的，但是数值过小，根本无法抵消滞后一期时的正向冲击。以资本形成总额的波动这一变量为例，滞后一期时对经济增长率的正向冲击是0.318，滞后二期时反向冲击是-0.218，两期的合力作用是0.100>0，因此在脉冲响应图中的反应仍然是在水平线以上。其他两个变量脉冲响应函数位于水平线以上也是由于这个原因，此处将不再赘述。

综上所述，文中面板数据向量自回归模型的输出结果与脉冲响应函数的输出结果是一致的。同时也验证了我们初期的预想，即资本形成总额以及政府政策对于长期经济增长率有显著影响，只是这一影响随着时间逐渐减弱。

（三）方差分解

通过方差分解可以分析影响内生变量的结构冲击的贡献度，进一步度量宏观经济变量的波动对经济增长率冲击作用的构成。输出结果如表5所示。

为了与上文脉冲响应图相对应，笔者进行了6个预测期的方差分解。在这里选取其中具备代表性的第3个预测期和第6个预测期的数据进行具体分析。

表5给出了第3个预测期和第6个预测期的方差分解结果。可以看出，虽然经济增长率的变动主要是来源于自身，但是由第3个预测期资本形成总额的波动对经济增长率的影响是1.6%，预算赤字波动的影响是0.7%，存贷总额波动的影响是0.5%；第6个预测期时资本形成总额的波动对经济增长率的影响是1.9%，相较于第3个预测期时，第6个预测期的资本形成总额的波动对于经济增长率的影响较大，这也与上文中脉冲响应图的输出结果相吻合。预算赤字的波动的影响为0.8%，存贷款总额的波动的影响为0.6%。此外，从两个预测期方差分解的数据对比可以看出，伴随着预测期的增加，经济增长率自身波动对其影响力有下降的趋势，这也说明另外三个变量的脉冲影响有上升的趋势。从以上结果可以看出，资本形成总额的波动、预算赤字的波动、存贷款总额的波动这三个变量对于经济增长率的影响不算大，相比而言，资本形成总额的波动以及预算赤字的波动这两个变量对预测经济增长率有较大的贡献率，这一结论也验证了上文在做PVAR模型回归时的结论。

四、结论

改革开放三十多年来，中国经济有了惊人的发展。同时，经济发展过程中也经历了较大的波动。一般来讲，由于宏观经济变量之间的反馈作用的存在，使得研究经济周期模型比较困难。因此，本文选取另一种方式来研究经济周期问题。相较于把焦点放在分析引起经济发展不稳定的原因，笔者主要验证的是与经济增长的影响程度以及影响时效。

笔者用实际GDP的增长率指标衡量我国的经济发展的稳定情况，使用面板数据的向量自回归方法，研究资本形成、财政政策和货币政策的波动对经济发展的稳定性冲击作用。从实证结果看，资本形成、财政政策和货币政策的波动性对经济发展稳定性都有一定的冲击作用。其中，资本形成和财政政策对经济发展的稳定性具有相对较大的影响，货币政策波动对于经济发展的稳定性影响虽然相对较小，但是也有一定的冲击。

首先，短期波动对于长期经济增长率有一定的影响。通过四变量向量自回归模型的建立（PVAR）具体分析了短期和长期时，资本形成、政府财政政策和货币政策的波动对于经济增长率的影响程度。回归结果显示，滞后一期的资本形成、财政政策和货币政策对于经济增长率的影响均为正向影响。此外，就其影响程度而言，财政政策>货币政策>资本形成，且三者的数值均不算小，说明影响还是比较显著的。滞后二期时，资本形成、政府财政政策和货币政策对于经济增长率的影响均为反向影响。此外，就其影响程度而言，财政政策>资本形成>货币政策，且三者的绝对值数值较滞后一期大幅减少。以上结果说明，短期内，资本形成和经济政策对于经济增长率有显著的正向影响，但是就长期而言，这种影响力会渐渐趋向反向影响，且影响力大幅减小。这便要求经济政策制定者在制定和执行经济政策时，应当综合考虑政策长期与短期的影响，选择最优的政策幅度。

其次，就长期而言，经济增长率对短期波动的脉冲响应函数输出显示，模型中三个变量的冲击是开放的，尽管滞后两阶后，影响方向变成了反向，但是就其实际影响力度而言，远不如滞后一期的正面影响大，所以二者合力效果仍然对经济增长率有较为明显的影响。但是，这个影响力伴随时间的推移将逐渐减弱。

再次，就方差分解的结果来看，对长期经济增长率的波动最主要的来源仍然是内在原因，外在的冲击也对其有一定的影响。这就要求我们在追求稳定经济增长的过程中要把重心放在经济内在结构和内容的调整，同时也不能忽略资本形成和经济政策等外在因素对其的重要影响。

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数字经济方面的政策范文

关键词：财政赤字经济增长通货膨胀VAR模型

一、引言与文献综述

经济增长、财政赤字、通货膨胀三者间的相互作用关系一直以来都是学界热议的话题。部分学者认为财政赤字与通货膨胀之间存在密切联系。Uribe（2002）发现不可持续的财政赤字持续扩大是导致货币过度发行从而引发通货膨胀的一个主要原因。也有很多学者认为财政赤字与通货膨胀之间并无显著关系。StanleyFisher和WilliamEasterly（1990）证明，工业化国家赤字规模在GDP1%、发展中国家赤字GDP2.5%以下，则赤字所引起的货币供给量增加将不会引发通货膨胀。经济增长与通货膨胀间的关系同样引发很大的讨论。干霖、董智勇（2011）发现GDP、CPI对各自贡献率和交叉贡献率均为近似余弦曲线。很多学者还对财政赤字的可持续性进行了探究。戴蕾、王叙果（2011）发现虽然2008年政府财政赤字是可持续的，但公众预期通货膨胀率以及汇率的变动会对未来财政赤字的可持续性产生影响。

已有研究成果多数是采用理论分析论证法，缺乏实证分析。多基于凯恩斯古典经济学或新古典经济学理论上的剖析。针对已有研究缺陷，本文拟运用VAR计量分析模型，并辅助单位根检验、格兰杰因果检验、脉冲响应分析和方差分解技术，对财政赤字、经济增长及通货膨胀的内在关系做一系列的实证分析检验、评价和预测。

二、模型构建与分析

本文的数据是从1980年至2011年，国内生产总值增长率（gdpr）、财政赤字占国内生产总值百分比（defbg）、居民消费价格指数增长率（cpir）三个指标所构成的时间序列。数据从中国统计局网站的《中国统计年鉴》中获取。经单位根检验，三个变量均不存在单位根过程，由于序列趋势平稳或随机平稳，所以可以继续进行后续VAR模型构建和脉冲响应分析。

1.模型构建

用gdpr、cpir、defbg三变量构造VAR模型，再借助AIC、HQ、SC、FPE准则为方程确定合适的阶数，四个标准结果为：3，3，2，3，因此，将阶数定为3。

通过参数估计，具体的VAR模型如图：

2.模型评价

通过对模型残差的正态性检验、相关性检验以及条件异方差检验，证明残差服从正态分布、无相关性和异方差性。表明模型拟合的很好。

3.格兰杰因果检验

原假设F统计量P—value结论

gdpr不是cpir和defbg的格兰杰原因2.98410.01324拒绝

cpir不是gdpr和defbg的格兰杰原因1.80770.1138接受

defbg不是cpir和gdpr的格兰杰原因0.54010.7755接受

从检验结果可以得出，gdpr是cpir的格兰杰原因，而cpir不是gdpr的格兰杰原因，表明说明经济增长对通货膨胀的传导效应是单向的。gdpr是defbg的格兰杰原因，而defbg不是gdpr的格兰杰原因，表明经济增长对赤字的传导效应也是单向的，经济增长有助于削减财政赤字水平，但财政赤字也并非导致经济增长或谁退的显著原因。cpir与defbg间无格兰杰因果关系，表明通过膨胀对财政赤字无显著的因果影响，反之亦然。证明通胀和赤字间的相互影响是不明显的，存在间接的影响，不构成直接因果关系。

4.脉冲响应分析

本文每个变量扰动的脉冲响应关系如下：

由图1-1得出：gdpr对cpir当期及未来的影响都是正向的，验证了经济增长推动通货膨胀的增长。gdpr对defbg当期及未来的影响都是负向的，表明经济增长有助于财政赤字的减少但并不显著。由图1-2得出：cpir对gdpr当期有负向的影响，表明通货膨胀对经济增长有很大的抑制作用。cpir对defbg当期有较小正向影响，而后影响由正转向负并不断减弱，表明通货膨胀使得财政赤字在短期内小幅波动。通货膨胀一方面增加通货膨胀税、所得税、商品税提高财政收入、降低赤字，另一方面由于抑制经济会迫使政府增大财政支出、通过公开市场业务发行国债来抑制通胀并增加转移支付，增大财政赤字，政府作用一定程度上相互抵消，通货膨胀对财政赤字的影响并没有显著作用。由图1-3得出：defbg对gdpr短期有较显著正向影响，而后转为负向影响，表明赤字对在短期拉动经济增长，长期由于财政挤出效应不利于经济增长。可见积极地财政政策在短期有效但不宜长期施行。defbg使cpir在短期内上下震荡，从第3期后转为负向影响并于第4起达到最大并最终减小为零。短期内对通货膨胀的正向作用可以由于财政政策的货币化，政府被迫采用增大货币供应量的方式弥补财政赤字从而增大通货膨胀率。长期财政赤字抑制经济增长，继而带来着物价水平的下降，并最终随着赤字对经济影响的逐步减弱而减弱至相对稳定水平。此外，财政赤字对经济增长的正向影响在第二期是达到最大。综合图1-4，defdg对gdpr及cpir的脉冲响应高度一致，可以得出财政赤字从影响经济增长到影响通货膨胀存在一期的时滞现象。因此，如果政府进行扩张性财政政策的三年后适当地实施紧缩的货币政策，将对通货膨胀起到更好的抑制效果。

三、结论和建议

经济增长对通货膨胀和财经赤字具有单向传导作用。财政赤字短期促进、长期抑制经济，因此财政政策不宜长期使用。通货膨胀短期、长期皆抑制经济，中国国情与菲利普斯曲线不符，因此稳定物价作为首要宏观政策是重要的。货币政策与财政政策皆非中性，货币政策更显著，财政政策更独立。财政赤字从影响经济增长到影响通货膨胀的存在一期时滞，因此扩张性财政政策实施三年后配合适当紧缩的货币政策效果更好。

参考文献：

[1]Uribe.Afiscaltheoryofsovereignrisk[R].Europeancentralbankworkingpaper.2002

[2]StanleyFisher，WilliamEasterly.Theeconomicsofgovernmentbudgetconstraint[J].TheWorldBankObserver.2005（02）