开篇：写作不仅是一种记录，更是一种创造，它让我们能够捕捉那些稍纵即逝的灵感，将它们永久地定格在纸上。下面是小编精心整理的12篇国民生产总值，希望这些内容能成为您创作过程中的良师益友，陪伴您不断探索和进步。
关键词：灰色预测法GDP发展
一、灰色预测法
1.灰色系统理论
1982年华中理工大学的邓聚龙教授首次提出了灰色系统理论。灰色系统是指对系统内的信息不完全了解的系统，灰色系统理论中指出，人对于系统的认识具有灰色性即人对于系统内的未知信息的不确定性。灰色系统包括：农业系统、气象系统、地震系统、经济系统等。灰色系统理论将完全了解内部信息的系统那称之为白色系统，将完全不了解内部信息的系统称之为黑色系统。而灰色系统就是介于白色系统和黑色系统之间。
灰色预测法是指通过对系统因素之间发展趋势的相似或者相异程度的分析，并通过对基本信息数据进行处理来寻找系统的变化规律。生成的数据序列有比较强的规律性，可以用来建立相应的数学模型，通过数学模型的计算来达到预测未来事物发展的趋势。
2.灰色预测模型[1]～[4]
灰色预测模型GM（1，1）即用来进行定量分析的灰色预测模型。
GM（1，1）模型
设一组序列：X（0）=[X（0）（1），X（0）（2），….，X（0）（n）]
对原始序列累加生成：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即构成了灰色模块，可建立灰色模型，GM（1，1）模型，解微分方程通过累减还原得到X（0）的预测模型为：
（0）（k+1）=（1-ea）（X（0）（1）-u/a）k=1，2，……，n
用累加生成法获得的残差序列为：ε（0）（t）=（1）（t）-X（0）（t）
其累计生成的预测模型为：ε（1）（t+1）=（ε（0）（1）-dt/at）e-aεt+uε/aε
其导数即为模型（1）的修正项，修正后的模型的残差序列为：
q（1）（t）=（0）（1）-X（0）（t）
其累加生成的模型为：q（1）（t+1）=（q（0）（1）-uq/aq）e-aqt+uq/aq
修正后的模型为（1）（t+1）的导数和q（1）（t+1）的到数值和为：
（1）（t+1）=（X（0）-u/a）e-at+u/a+（q（0）（1）-uq/aq）e-aqt+uq/aq
3.模型检验
假如预测所得数列和原始的数列拟合精度高可直接用外推预测，假如预测所得数列和原始的数列拟合精度不高，就须残差修正后方可用于外推预测。拟合检验的指标有平均相对误差和后验差值比C及小误差概率P
求残差的方差与标准差
残差ε（0）（t）=（1）（t）-X（0）（t），t=1，2，…，n，记残差的方差与标准差为s22和s2。
求原始的数列方差与标准差，求后验差比值与小误差概率，后验差比值，如果满足|ε（0）-（t=1，2，…，n）的个数为r，则P=
当C≤0.35，P≥0.95时，预测模型精度为一级（好），当0.35≤C
二、模型应用
表1伊犁哈萨克自治州近十年的国民生产总值和人均国民生产总值情况表
年号
year2002200320042005200620072008200920102011
国民生产总值亿元242.81276.61312.88374.5440.44527.22664.29754.77891.371091.84
把国民生产总值数列{242.81，276.61，312.88，374.5，440.44，527.22，664.29，754.77，891.37，1091.84}做为原始数据，用DPS9.5软件计算预测
a=-0.167772，b=208.276851
x（t+1）=1486.028232exp（0.167772t）-1241.428232（1）
式就是伊犁哈萨克自治州国民生产总值（累加后）预测公式，实际值、预测值、绝对误差、相对误差见表2
表2实际值和预测值对照表
year实际值
actualvalue预测值
forcastvalue绝对误差
absoluteerror相对误差%
relativeerror
2003276.61284.77018.16010.7276
2004312.88296.4139-16.467-5.4052
2005374.5327.4530-47.047-13.4046
2006440.44493.576253.136211.378
2007527.22518.8136-8.4064-1.6072
2008664.29740.151075.86110.803
2009754.77802.007247.23726.0685
2010891.37870.2001-21.1699-2.4035
20111091.841049.3801-42.4599-3.9659
经计算可以得知C=0.1505，p=1.0000，预测模型精度为很好。
未来到2020年伊犁哈萨克自治州国民生产总值预测值见表3
表3未来9年伊犁哈萨克自治州国民生产总值预测值
年号year201220132014201520162017201820192020
预测值
Foreastvalue122814531718203224032842336239764702
综上所述，GM（1，1）模型实质上市采用线性化方法建立的一种指数预测模型。因此，当整个系统呈指数变化时，预测精度较高。
三、综述
参考文献：
[1]柴涛，刘玉存，于国欣.交通事故的灰色预测和关联分析[J].华北工学院学报，1998；39
[2]王道林.奥运金牌数预测的灰色模型[J].山东体育科技，2005；2
[3]李志强，张丽，陈茂周.山东省国民生产总值预测的灰色模型[J].山东农业大学学报（自然科学版），2008；39
[4]刘思峰，党耀国，张岐山.灰色系统理论及其应用（第三版）[M].北京：科学出版社，2004
【作者简介】
[关键词]国内生产总值国民生产总值财富所在财富所有
注：本成果得到山东省高等学校优秀青年教师国内访问学者项目、聊城大学双语教学示范课程项目经费资助
国民收入是反映一国一定时期内(通常为1年)投入的生产资源所产出的最终产品和服务的市场价值或由此形成的收入的一个数量指标。国民收入是一个流量概念。其衡量方法有支出法与收入法两种。当存在着生产要素的国际间流动时，进行国民收入统计势必遇到一个问题。即计算一国国民收入时应该以一国领土为标准，还是以一国国民为标准这一问题导致了开放经济的国民收入分为两种，即国内生产总值(GDP)与国民生产总值(GNP)。
一、国内生产总值与国民生产总值的本质――财富所在与财富所有
国内生产总值是以一国领土为标准，指的是在一定时期内一国境内生产的产品与服务的总值；国民生产总值则是以一国国民为标准，指的是在一定时期内一国国民生产的产品与服务的总值。计算开放经济的国民收入时。涉及两国国民、两国领土的四种收入指标：本国国民本国境内(HomenationalHometerritory，记为HnHt)、外国国民外国境内(ForeignnationalForeignterritory，记为FnFt)、本国国民外国境内(HomenationalForei辨territory，记为HnFt)、外国国民本国境内(For-ei印nationalHOllleterritory，记为FnHt)。
则有：
GNP=HnHt+HnFt
GDP=HnHt+FnHt
两式相减：
GNP=GDP+(HnFt-FnHt)
其中，(HnFt-FnHt)代表本国国民在外国境内的收入减去外国国民在本国境内的收入。即本国从外国取得的净收入。这些收入是由生产要素资本与劳动的国际间流动引起的，故称为净要素收入NFP(NetFactorProducts)，则有：
GNP=GDP+NFP
具体来看，净要素收入包括付给工人的净报酬、净投资收入。当存在着一国向另一国无偿捐赠的现金或其他实际资源时，这一单方面转移也应包括在其中。净要素收入这一指标的大小与正负，决定着一国在一定时期内国民生产总值与国内生产总值的对比关系，这通常被视为衡量一国财富所有与财富所在的重要指标。
二、国内生产总值(GDP)与国民生产总值(GNP)的关系特点――种类型
(一)GDP增长便于GNP增长
GDP增长慢于GNP增长表明，这一类国家具有的共同特点是：本国的大型跨国集团通过对外直接投资和间接投资，积累了大量的海外资产；同时，本国市场需求狭小、要素成本较高等因素限制了外国投资的发展。
典型国家是日本。20世纪80年代以前。日本的GDP与GNP增长大体保持一致。但从80年代中期开始，GDP与GNP之差逐渐扩大，日本的海外投资大量增加，对外直接投资流出额占GDP的比重迅猛增加。除日本以外，新加坡和荷兰等国也表现出明显的GNP增长大于GDP增长的特点。
(二)GDP增长快于GNP增长，
GDP增长快于GNP增长表明，这一类国家对外资具有较大的吸引力，而其对外投资规模较小，大多数为发展中国家。典型国家是以中国、印尼、墨西哥、巴西为代表的亚洲和拉美发展中国家。由于本国吸纳的外国投资所创造的价值也计人本国的GDP，所以GDP的增长普遍快于GNP的增长。根据它们的不同特点，可以把这些发展中国家分为两组。
第一组包括中国、马来西亚、印度尼西亚、印度等亚洲国家，其GNP与GDP差距扩大的趋势在90年代后表现得比较显著。中国最为典型；第二组包括墨西哥、巴西、阿根廷等拉美国家，其GDP与GNP差距扩大的特征在80年代就表现得比较突出，巴西最为典型。但巴西引资的行业结构与中国有所不同。巴西吸收外商直接投资的85％集中在通信、交通和金融等服务业部门，而中国吸收外资主要集中在生产领域。另外，以加拿大、澳大利亚、爱尔兰等为代表的发达国家也出现了GDP增长快于GNP的现象。长期以来。发达国家一直是外资流出的主角。同时也是外资流人的主角。
(三)GDP与GNP之差呈现发散式大幅波动
美国是这一类型的典型代表，美国GDP与GNP之差有正有负，但其绝对值呈不断扩大的波动趋势。这种大幅波动的原因在于：美国既是世界上重要的外资输出国，也是最大的外资输入国，在经济周期变化的影响下。美国的资本输入和输出规模变化巨大，导致资本净流入在正负之间剧烈波动。
三、国内生产总值(GDP)与国民生产总值(GNP)的统计选择――财富所有
1问题的提出
随着我国汽车市场价格的持续下降和我国居民人均收入水平的不断提高，拥有私家车对普通百姓来说越来越容易。据统计，1984年年底我国共拥有私人汽车10几万辆，到1997年年底私人汽车拥有量已达300多万辆。影响私家车拥有量的因素众多，本文选取了我国国民生产总值、人均可支配收入、汽车总产量作为构建模型的解释变量，对我国私家车拥有量的影响因素进行实证分析。
2模型的设定
2.1模型的选取
经济学家提出收入差距决定了经济发展阶段，因此国民生产总值表示经济发展水平，是必须考虑的主要因素。那么人均收入水平也将决定消费水平高低，消费水平影响消费能力。因此，我国国民生产总值、人均可支配收入、汽车总产量作为模型的解释变量。
2.2模型的设定
由于本文是运用多元回归模型对我国私家车拥有量进行实证分析，所以首先对解释变量Y与被解释变量Xi进行回归分析，原始模型设定为：Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+μ
式中：Y表示私人汽车拥有量（万辆）；X1表示国民生产总值（亿元）；
X2表示人均可支配收入（元）；X3表示汽车总产量（万辆）；μ表示随机干扰项。
3数据的收集、模型的估计与调整
3.1模型估计
对模型的最小二乘估计我们可以用Eviews7对上述所设定的模型进行估计。结果见表1：
3.1.1经济意义的检验
从回归得出的结果可以看出，解释变量X1、X3的系数符号与经济意义相符，而X2的符号与经济意义不符，所以模型可能存在多重共线性检验。
3.1.2统计意义的检验
修正后的R2=0.9669，说明该模型的解释变量可以解释1990―2008年私家汽车拥有量的影响的99.69%，因此样本拟合效果较好。F值在α=0.05下显著，即国民生产总值、人均可支配收入、汽车总产量三个解释变量联立起来对“我国私家汽车拥有量”有显著影响。
3.2多重共线性的检验
3.2.1模型的检验
4结论
从最终模型可以看出，国民生产总值每增加1亿元，我国私家车拥有总量就增加0.00979万辆。汽车总产量每增加1个单位，我国私家车拥有量就增加0.956个单位。影响我国私家车拥有总量还有其他因素，但我国汽车总产量对我国私家车拥有总量具有显著影响。
[1]庞皓.计量经济学[M].2版.北京：科学出版社，2010.
在过去的30多年间，旅游业乘着改革开放的东风，经历较长的快速发展时期，其已经成为国民经济增长中的战略性支柱产业。与此同时，旅游产业作为一个发展速度快、增值效率高、就业带动强、创汇效益好的战略性支柱产业，其在国民经济中所占比重也在不断提升。江苏省凭借经济、文化、科技、对外开放政策等一系列优势，已成为我国重点旅游省市之一。作为传统旅游大省，江苏省旅游经济保持快速、协调的发展，成绩令人瞩目。2000年江苏省旅游收入仅为633.47亿元，至2015年旅游收入达到8988.16亿元，16年间的平均同比增长率达到19.5%，而同期江苏省国民生产总值平均同比增长率为16.3%。可以说，旅游收入对于江苏省经济发展的推动作用日益增强。
对于区域经济活动而言，旅游收入是衡量其发展的重要指标之一，同时旅游收入还可以直接反应该地区经济运行状况的好坏。旅游业作为国民经济增长过程中的战略性支柱产业，旅游收入的高低会对区域经济产生相当程度的影响。所以说，研究江苏省旅游人怠⒙糜问杖胗GDP之间的关系对江苏省旅游业的发展显得尤为重要。
经济增长是经济学研究的重点问题之一，旅游收入与GDP之间的关系也是旅游经济学研究的主要问题之一，针对旅游收入与GDP之间的关系研究上，国内外学者的观点并不一致。
Balaguer和Dritsakis分别以西班牙和希腊为研究对象，分析了入境旅游收入与经济增长的关系，认为西班牙与希腊的旅游收入对各自国家的经济增长长期存在着推动作用，并在研究的基础上提出了旅游驱动型经济增长假说理论。
BaruR、LanzA以及PigliaruF通过实证研究发现，旅游收入与经济增长之间通常表现为非线性关系，并且所研究的地区不同，研究结果差异也较大。
国内学者大致认为旅游收入与经济增长之间长期存在均衡稳定的关系，这与国外学者Chi-OKOh的研究结果基本一致。赵磊等人经过相应的研究发现，旅游业对于经济增长具有相当大的促进作用，而区域经济的不断增长又会反过来推动旅游业的发展，旅游收入和经济增长是相辅相成，相互作用的关系。鄢慧丽、熊浩运用Granger因果检验以及协整分析，基于中国1996年-2011年旅游收入与国民生产总值的数据，分析得出第一产业与第二产业同旅游收入之间同样存在协整关系。国内学者们也注重于用理论方法分析旅游收入与经济增长之间的关系，申葆嘉通过理论方法分析得出，旅游业对于经济的发展具有一定的推动作用。但是可能是由于研究方法以及运用模型不同等因素的影响，国内学者们关于旅游收入与经济增长之间的关系的看法并不一致，例如柳思维等人运用实证研究分析了中国旅游收入与经济增长之间的关系，最终认为没有鲜明的证据表明两者之间存在关系。
作为全国重点旅游省市之一的江苏省，其旅游收入的增长是否可以助推经济增长？两者之间又存在着何种实际关联？本文以江苏省为例，基于取自《2000年-2015年江苏省国民经济与社会发展统计公报》上的数据，对旅游人数、旅游收入以及国民生产总值进行相应的趋势分析，并将三者之间的关系通过灰色关联度模型进行证实。本文的最终目的在于探求旅游业对于江苏省经济增长的实际影响，并依据三者之间的实际关系，给予相应的对策与建议，以促进江苏省旅游产业的健康有需发展，让旅游业重回最初的美好。
摘要：依据近期我国调查研究发现，伴随人们经济的进步，幸福平均指数并没有得到显著提升，物质生活得到满足情感上却不幸福的人越来越多。本文就以经济学为基础来解释幸福指数的高低，探究经济学对当代经济的影响，并且以幸福为视角浅谈现有政策的潜在威胁，针对提高社会幸福指数提出相应措施，帮助人们提高幸福指数。
关键词：经济学；幸福指数；效用
自改革开放以来，国民的生活水平显著提高，物质需求逐渐得到饱和，可是当我们对国民提出“你幸福么”这一问题时，很多百姓的回答略显无奈和尴尬。其实这并不是只有我国存在这样的现象。国外学者研究表示，不管是在发达国家或者是在发展中国家，随着国民平均收入的增长，国民幸福平均指数却同幅度下降，经济迅猛发展可是幸福指数却难以提高，已经是国内外出现的普遍现象。这种现象也被称为是幸福收入之谜，亦或是幸福悖论，这种理论的出现让传统经济学走入了困境。
一、当前经济学幸福研究的劣势
亚当斯密提出的富有同情心而且具有利己心的经济人会在看不到的手的指引下，满足自己的私欲而获得幸福感，并且运用利己利他来实现全国富裕。边沁延续了这一理念，建立了追求大多数人幸福的功利主义思想，从此幸福便被效用和功利取代，幸福最大化逐渐演变为效用最大化和功利最大化，被迫成为经济学工具，通过效用和功利计算出来的幸福已经没有多少情感认知了，更没有人类的主观感受。世界从此追求物质，人类似乎真的变成了只追求物质的赚钱工具。
二、从幸福的角度解释经济学对当代经济的影响
经济学中提到的效率最大化原则中认为效率最大化与幸福最大化是一样的，把经济的增长视为幸福的增长，将国民生产总值视为重点。眼中只有国民生产总值只会让消费主义无限增多，如果政府也开始跟风宣传消费主义思想，那么这种被迫消费就会成为增加经济的重要方法，长期下来，人们的节约主义思想就会被打破，最终出现过度消费的现象发生，不但为给国家带来巨大的经济浪费，还会抑制经济的长久发展和可持续增长。过分重视经济的增长，盲目加大市场投资，过度重复性建设，会造成社会产能浪费，导致大量员工失业，损失给国家稳定带来威胁。与此同时，就像陈惠雄教授依据需求理念揭示的长期供求曲线显示的一样，剩余产能和人类需求变化的多样性会产生矛盾，直接降低人们的幸福指数。并且只追求国民生产总值的增加是世界环境恶化的主要原因之一，不顾及环境而追求的国民生产总值会给人类带来水污染、大气污染、垃圾污染等问题，严重影响国民的身心健康，也让食品安全问题愈演愈烈，大幅度降低人们的幸福指数。最后，国家将发展的重心放在国民生产总值上，忽视民生问题的解决，会让社会整体福利水平下降或者停步不前，这样的发展趋势自然不利于人们幸福指数的增加。
三、当代经济条件下对幸福的追求
关键词：劳动价值论要素价值论国民生产总值第三产业劳动生产率
一、问题的提出
为了全面反映第一、二、三产业的总成果和总水平，便于同世界上大多数国家作经济比较，以及反映产业结构状况及变化趋势，从上世纪80年代中期开始，我国逐渐放弃了原社会主义国家普遍采用的与社会总产值指标相联系的物质产品平衡体系，简称MPS核算体系，改用与国民生产总值指标相联系的国民经济账户核算体系，简称SNA核算体系。
国民生产总值指标和社会总产值指标相比，其主要优点在于：(1)它只计算了最终产品的价值(或各种产品的增加值)，而没有计人中间产品的价值，因而在它里面不包含重复计算的部分，而社会总产值指标把中间产品的价值作了重复计算；(2)它不仅计人了物质生产部门的增加值而且计人了所有服务部门的增加值，因而反映了现代产业结构的变化，反映了教育、科学技术、金融等第三产业在社会经济中的作用。由于有这两个优点，国民生产总值被认为比较真实和全面地反映了一个国家经济社会发展的总水平和整体实力，人均国民生产总值比较真实和全面地反映了一个国家劳动生产率的水平和人民生活水平。所以从MPS核算体系向SNA核算体系的转变，是我国经济核算领域的一次重要实践创新和理论突破。但是，在我国SNA核算体系的建立，是否意味着我国经济理论基础发生转变，政治经济学及劳动价值论失去了在我国的基础理论地位是否要用西方经济学的多元价值论或要素价值论取代劳动价值论的指导地位，重建价值理论体系SNA核算体系能否在劳动价值论的范围内得到释解这些问题在理论界产生了不同看法和争论。本文提出一些粗浅看法，以求批评指正。
二、对几种代表性观点的述评
本文首先对几种具有代表性的观点作一简单述评：
有一种观点认为，劳动价值论是被实践证明的科学真理，SNA核算体系和劳动价值论是对立的，没有必要为SNA提供劳动价值论的基础。基于SNA核算体系对劳动价值论所作的拓展是对劳动价值论的否定。有作者说：“在我们看来，为了进行国际比较，采用SNA进行国民经济的统计核算是必要的，但是，正如吴易风同志所指出的，‘我们没有必要，也没有可能给国民经济核算体系(SNA)提供劳动价值论基础。’钱(伯海)先生说吴易风同志把话‘讲绝了，一点回旋余地也没有’，看来，钱先生也好，(钱先生的)20位博士生也好，都是在为找到‘一点儿回旋余地’而努力。但是，因为SNA的理论基础和劳动价值论是根本对立的，要想为SNA建立劳动价值论的基础就像马克思说的，是‘企图调和不能调和的东西’，还必需指出的是，马克思的劳动价值论是经过一百多年实践检验的科学真理，其本身也早已成为一个客观存在，不是想怎样‘解释’就可以怎样‘解释’，想怎样‘改造’就可以怎样‘改造’的。”
上述观点是作者在批评钱伯海教授的物化劳动创造价值的观点时提出的。持这种观点的人实际上把看成了封闭的理论体系，阻塞了理论发展的通道，削弱了劳动价值论在发展了的社会现实面前的说服力，正好为劳动价值论的否定者提供了口实。晏智杰教授就说：“如果SNA制度的理论基础不是劳动价值论，而劳动价值论又真如上述作者所言，那么SNA这种制度本身也必定不会是正确的了；既然不正确，当然就应予以否定或取消，并恢复原先的基于劳动价值论的MPS制度，或者，除了‘进行国际比较’以外，不能容许将SNA用于其它方面，等等。但是这样一来还有一个问题是不能回避的：如果这种核算制度的理论基础是不科学的，那么基于这种理论基础所进行的‘国际比较’还能是可靠可信的吗结论当然也应当是否定的”。
第二种观点认为，劳动价值论与SNA核算体系是不相容的，说明在新的社会现实面前劳动价值论已经失去了令人信服的解说力，应该用西方经济学的多元要素价值论取代劳动价值论，重塑经济学的价值论基础。晏智杰教授认为，从MPS到SNA核算体系的转变，表明我国已经从传统的一元劳动价值论转向同它对立的多元要素价值论，这“无疑于一场思想革命”。SNA制度就是多元要素价值论的体现和运用，“要求现代SNA制度体现劳动价值论的要求，哪怕是扩大的或发展的劳动价值论的要求，不能说决不可能，至少是很不现实的。
钱教授把SNA核算体系的理论基础建立在三次产业劳动价值论或社会劳动价值论之上，他研究问题的方向是正确的，至于他后来提出活劳动和物化劳动共同创造价值的观点，企图调和劳动价值论和要素价值论的矛盾，则值得商榷，另当别论。
三、SNA核算体系能够在劳动价值论框架内得到释解
笔者认为，要说明劳动价值论作为SNA核算体系的理论基础，在理论上需要说明如下两个问题：
(一)第三产业作为非物质生产部门是否创造价值
统计领域实行SNA制度，需要拓展生产性劳动的范围，把服务行业纳入创造价值的生产性劳动之列。经过多年的讨论争鸣，理论界在此问题上基本形成一致的看法，即生产劳动应是在物质生产领域或非物质生产领域以物质产品、服务或精神产品形式为社会创造的具有国民经济统计意义的社会有效劳动。_工人、教师、医生、营业员、演员、作家、军警、政府工作人员以及科技工作者的劳动都是生产劳动。生产劳动的范围及劳动产品的种类会随着社会分工的加深和社会需求的发展而不断扩展。
我们不能把是否创造出物质产品作为划分生产性劳动的依据。粮食、衣物、住房总是人们生活的必需品，而在今天的社会中，彩电、冰箱、空调、轿车、文体娱乐甚至出国旅游、心理咨询都进人到了人们正常生活消费品的范围。很难设想一个生活在现代社会的人仅仅通过一些物质产品甚至简单的衣食住行就能健康地再生产出其劳动力。我们必须承认，随着社会生产的发展和人民生活水平的提高，健康、教育、娱乐等等许多非物质属性的服务和产品对于人们的正常生活来讲，越来越具有像粮食、衣物、住房一样的消费必需品属性。社会需求及消费的范围在不断的扩大，因此生产劳动的范围也就必然相应扩大。所有提供这些满足人类不断增长的需求的劳动都是生产劳动，都是创造价值的。
生产劳动是一个发展的概念，其内涵、范围、划分标准今天不同于昨天，明天不会等同于现在。第三产业作为不断发展的新兴的产业部门，不但创造使用价值量，而且创造社会价值量的观点越来越成为多数人的共识。
(二)SNA体系中的总量经济指标一国民生产总值是物量指标还是价值量指标
就企业而言，通过采用新的生产技术、加强生产管理提高企业个别劳动生产率，能够获得超额剩余价值，超额剩余价值的生产不但能使企业获得更多的剩余价值或利润，而且会增加社会价值总量，这一新增加的价值量并不是由于直接从事物质生产活动的工人付出的劳动量的增加，而是由于企业劳动生产率提高的结果，而企业劳动生产率提高的原因主要来自于科学技术的不断进步，新的生产技术的不断采用。所以，超额剩余价值的源泉是转化为现实生产率的科学技术本身的价值转化而来的，它是由科学技术人员、生产管理人员等劳动者创造的超过自身劳动力价值的一部分剩余价值。那种认为劳动生产率的提高，只会增加使用价值，不会增加社会价值总量的观点，是站不住脚的。
有人把超额剩余价值看成是一种“虚假”的社会价值。超额剩余价值是由人的劳动创造的，用货币形式表现的，并且要计人国民生产总值的一部分，是实实在在的价值，怎么能说是“虚假”的呢
随着社会劳动生产率的提高，在物质生产部门提供的物质产品的价值及价格下降的同时，社会享受到的非物质生产部门提供的劳务产品的量却越来越多，劳务产品的价值量在社会产品价值总额中所占的比重便会不断增加。
关键词：短期国际资本流动;广义货币供应量;经济波动
1引言
自2002年以来，随着境外短期国际资本的大规模持续涌入，我国国内相继发生了房地产市场泡沫、股市上涨、人民币升值、流动性过剩和通货膨胀。2007年美国次贷危机爆发并引发国际金融危机之后，全球金融机构的“去金融杠杠化”趋势强化，外部冲击下的国内经济形势剧烈演变，潜入的短期国际资本又出现逆转势头，与之伴随着的是国内货币政策困境、人民币汇率波动、股指大跌，以及经济增长放缓。因此，从当前中国的现实国情出发，分析短期国际资本对我国实体经济的影响及其传导渠道，科学而前瞻地研究短期国际资本流动和经济增长率波动的关系，无疑是理论界和实务部门面临的重要课题，同时也可为妥善应对当前的金融危机提供重要思路。
2文献回顾
值得注意的是，国内外比较缺乏短期国际资本流动和实体经济关系的专门性研究成果。国外最新研究成果主要集中在以下两方面：（1）国际资本流动的影响因素及其多元化资产配置效应。如Edwards［1］，Papaioannou［2］等。（2）资本流入对东道国宏观经济变量所产生的影响。研究表明，资本过度流入会导致宏观经济过热，具体表现为：一是引起货币扩张，增大通货膨胀压力［3］；二是导致实际汇率升值，恶化贸易条件［4］；三是影响总需求［5］。
梳理并综合目前国内关于短期国际资本的研究文献，大致分为三类。第一类主要是研究短期国际资本的估算方法。尹宇明、陶海波使用的计量方法为：短期国际资本规模=国际收支净误差与遗漏+私人非银行部门短期资本流入+以其它名义通过正常渠道流入的短期投机资本［6］。唐旭、梁猛认为，短期国际资本从贸易渠道流入的成本较大，短期国际资本主要是通过外资企业的利润留存、外国直接投资折旧和外资投资企业的外债等三个渠道流入中国［7］。
第二类文献主要分析影响短期国际资本流入我国的影响因素。代表性文献有：王世华、何帆发现，人民币升值预期是中国短期国际资本流动的决定因素，良好的宏观经济运行状况也会吸引短期国际资本流入［8］。张谊浩、裴平、方先明的研究结论认为大量短期国际资本流入中国大陆除出于“套利”动机外，还出于“套汇”和“套价”动机［9］。
第三类文献主要分析短期国际资本流入对我国资产价格的影响。刘莉亚研究结果表明：短期国际资本的大量流入显著推动住宅价格尤其是豪华住宅价格指数的上升［10］。张谊浩、沈晓华发现，人民币升值和上证综合指数上涨是短期国际资本流入中国的原因，但短期国际资本流入并不是上证综合指数上涨的原因［11］。
国内外研究成果对本文的实证分析具有重要启示与借鉴意义。但考虑到目前的文献尚缺乏针对短期国际资本流动与国内实体经济，特别是与经济增长率波动关系的专门成果，这与中国当前经济稳健运行的现实要求极不相符。为此，本文将从短期国际资本流动对实体经济影响机制，以及短期国际资本流动波动率变化对经济增长率的影响等方面展开研究。
3理论模型
根据货币供给的乘数理论，假设在短期内广义货币供应量(M2)为外生变量，货币供应量主要由基础货币供应量(H)与货币乘数(λ)共同决定。假设，短期国际资本对广义货币供应量影响的滞后期及广义货币供应量对产出影响的滞后期分别为a、b。在t期，广义货币供应量表达式如下
由（13）式可知：当短期国际资本流动SCFt-a-b>0，若t+1-a-b期短期国际资本流动波动率高于t-a-b期短期国际资本流动波动率，经济增长率会上升；反之，则经济增长率会下降。值得注意的是，本模型推导过程中隐含着短期国际资本对实体经济的影响机制，即短期国际资本主要通过直接影响广义货币供应量来影响产出变化。
4样本选择及其描述
4.1实际国内生产总值（GDP）与广义货币供应量（M2）
4.2短期国际资本流动（SCF）
本文参考并改进张谊浩、沈晓华［11］计量短期国际资本流入规模的方法估算短期国际资本流动规模。具体测算公式如下：
短期国际资本流动=外汇储备增量-FDI-正常的贸易顺差
在计算正常的贸易顺差时，本文改用加权移动平均法。在确定权重时，首先算出2000~2004年各季度贸易顺差的估计值，贸易顺差估计值的确定方法为：当期季度贸易顺差的估计值=当期季度前四个季度贸易顺差估计值的移动平均值，（中国整理）例如2000年第一季度贸易顺差估计值为1999年四个季度贸易顺差的均值，2000年第二季度贸易顺差的估计值为2000年第一季度贸易顺差估计值和1999年第二季度到第四季度贸易顺差的均值。然后将各季度实际的贸易顺差除以对应时期的贸易顺差的估计值，将这些比率的均值确定为权重。经计算，权重为1.16。基于2000~2004年我国贸易顺差的变化比较平滑，2004年以后我国的贸易顺差出现较大的波动，本文认为2000~2004年统计的贸易顺差额为正常贸易顺差，2004年以后，统计的贸易顺差中含有大量的短期国际资本。此外，考虑到在人民币升值时，以美元计量的贸易顺差会有所扩大，为消除人民币升值对所估算的正常贸易顺差额的影响，本文采用汇率修正，以人民币计价各季度贸易顺差金额。
4.3经济增长率（GDP_R）和短期国际资本流动波动率（SCF_R）
本文中各季度经济增长率（GDP_R）的计算公式是：本期经济增长率=（季度调整后本期实际国民生产总值/季度调整后上期实际国民生产总值-1）×100。各季度短期国际资本流动波动率（SCF_R）的计算公式是：本期短期国际资本流动波动率=A×本期短期国际资本流动/上期短期国际资本流动（当本期和上一期短期国际资本流动都大于零，或者本期短期国际资本流动小于零且上一期短期国际资本流动大于零时，则A=1；当本期和上一期短期国际资本流动都小于零，或者本期短期国际资本流动大于零且上一期短期国际资本流动小于零时，A=-1）。经上述方法计算出的我国经济增长率和短期国际资本流动波动率走势参见图1。
5实证检验
5.1短期国际资本流动影响实体经济的传导机制
由单位根检验可知，DGDP、DSCF和DM2三变量均为平稳序列（见表1），可以进行格兰杰因果关系检验。根据SC和AIC准则确定滞后期为2，检验结果见表2。
从表2可以看出，短期国际资本流动的变化量（DSCF）是广义货币供应量变化量（DM2）的Granger原因，但是广义货币供应量变化量（DM2）不是短期国际资本流动的变化量（DSCF）的Granger原因；广义货币供应量变化量（DM2）与实际国民生产总值变化量（DGDP）互为Granger因果关系；短期国际资本流动的变化量（DSCF）和实际国民生产总值变化量（DGDP）之间不存在显著的Granger因果关系。可以证明：短期国际资本流动不会对国民生产总值产生直接效应，但会通过影响广义货币供应量，进而对国民生产总值产生间接效应。该实证结论部分可以佐证前文理论模型中短期国际资本对实体经济的影响机制。
5.2短期国际资本流动波动率与经济增长率
5.2.1Granger因果关系检验
在确定短期国际资本净流动波动率（SCF_R）和经济增长率（GDP_R）这两个序列平稳的基础上（参见表1），本文运用2000年第二季度到2008年第四季度的数据，对两个变量的Granger因果关系进行检验，检验结果见表3。从表3的检验结果可知，短期国际资本流动波动率是经济增长率的Granger原因，但是经济增长率不是短期国际资本流动波动率的Granger原因。
5.2.2脉冲响应和方差分解
为分析经济增长率对短期国际资本流动波动突发性变化的反应，本文利用VAR（2）模型给出经济增长率和短期国际资本流动波动率的脉冲响应图形和方差分解图形，分别见图2和图3。
图3结果显示，造成经济增长率发生剧烈波动有20%左右是由短期国际资本流动波动率异动引起；同时，经济增长率发生剧烈波动对短期国际资本流动影响不大。
关键词：市场经济条件下、道德观、新内涵
新内涵之一:商业关系中的道德
商业关系，从广义上讲包括商品生产、商品流通、商品供给和需求，以及与这些环节相联系的交通、旅游、邮电通讯、食宿和医疗等公共服务事业。如果在上述这些方面叠加上一定的“不道德行为”，那顾客最终享受到的只能是假冒伪劣产品和糟糕的服务，甚至给顾客造成难以承受的灾难。因此，商业关系中的逆德涉及到千家万户，是市场经济条件下道德关系中的一个最重要方面。
商业关系中的道德的核心是质量，从一定意义上讲商业道德实际上就是质量道德，其卜包括商品的质彭、服务的质量以及服务态度的质量等等，涵盖了商业关系中所有的职业道德。
“优胜劣汰”是市场经济的一大重要特征，随着市场经济的不断发展，市场经济“优胜劣汰”规律必然生作用，那些不讲质量道德的人们最终也逃脱不掉在经济上遭受损失而自食其果。市场经济的发展和质量道德的形成是平行的。
新内涵之二:金融关系中的道德
新内涵之三:雇佣关系中的道德
我国社会主义市场经济是以社会主义公有制为主体，个体经济、私营经济、外资经济为补充，各种经济成份长期并存、共同发展的所有制结构做基础。在社会主义市场经济中作为社会主义公有制经济主体必要补充的私营企业、中外合营和外资独营企业等经济实体。在其生产经营中都不同程度的存在着雇佣关系。雇佣关系中的道德的核心是责任和义务，雇佣关系的双方应提高责任心和义务感，这种责任心和义务感的提高，一方面要靠个人自身的道德素养;另一方面要通过教育和在经济活动中利害关系对当事人的影响来逐步提高。雇佣关系的双方只有从责任和义务的道德标准自觉自我约束，才能建立起稳固的、相互信任的雇佣关系。
新内涵之四:环保道德
环保道德的核心是经济的发展，必须与人口、环境、资源统筹考虑。不仅要为当前经济发展着想，还要为子孙后代着想，为未来的发展创造更好的条件，决不能走浪费资源，走先污染后治理的路子，更不能吃祖宗饭，断子孙路。
关键词：国民经济，建筑业产值，推动力系数，回归分析。
引言
建筑业是我国经济体系的一个重要组成部分，对GDP的增长作出了长期稳定的贡献，也为全国庞大的劳动人口提供了每年数以千万计的就业岗位。随着我国总体经济实力的不断提高，我国的建筑业也不断的发展壮大。分析建筑业产值占国民经济的比重，对GDP增长的贡献力度，是我们建筑经济计量研究工作中一个相当重要的研究课题。
据数据分析1996~2005年间，建筑业在建筑技术的不断改进，资本和人力资源的不断加大投入下，在国家内部需求的不断增长的背景下，我国建筑业产值增长显著。但从另一方面，我国建筑业在该十年间的发展，对国民经济的增长是否起推动的作用，就需要建立数学模型，通过一定的数据来衡量。这里以各年建筑业总产值与国民生产总值GDP为变量，建立一元回归模型，来分析建筑业对GDP的贡献力度。
1、基础数据
这里依据《中国统计年鉴》[1]中的数据资料，定义如下：
建筑业产出（Q）--取年总产值，它是年鉴中反映建筑业产出的指标；
国民生产总值GDP（G）--取年总产值，它是年鉴中反映国民生产产出的指标；
表1中国建筑业产出与GDP的基本数据（1996～2005）
2、建立建筑业产出与GDP的一元回归模型
GDP增长是由国民经济的各个构成部分组成，这里以建筑业产出为指标，利用乘数理论建立建筑业产出与GDP的关系式，建立一元回归模型：
G――国民生产总值；
Q――建筑业总产值；
――解释自变量，又称推动力系数；
――常数项；
3、建筑业产出对GDP贡献率的计算
根据式（3）计算出建筑业对国民经济的推动力强度
4、建筑业对国民经济增长贡献率的分析
根据表2的计算数据1996～2005年间，建筑业对国民经济的贡献力度在稳步增加，表明建筑业增长在国民经济总量中所占的比例呈上升趋势；建筑业对国民经济的贡献率呈折线型趋势，表明建筑业对国民经济的贡献处于波动之中，如图1。分析建筑业贡献率波动的原因，在经济发展的不同时期和市场体制的不同环境下，建筑业对国民经济的贡献出现波动时正常的；另外，我国正处于产业调整的时期，轻工业、第三产业占国民经济的比重日益增加，单纯性地增加固定资产的投资来拉动内需，这样地促进国民经济的增长，其贡献力度必将受到影响；外贸收入已占国民收入的相当比重；诸如以上的原因，使建筑业对国民经济的贡献出现波动。这里还透过推动力强度q分析建筑业对GDP的贡献，其值表示建筑业产值每增加一个单位，国民生产总值就增加q个单位。在1996～2005年中，q=22.596，其值大于1，说明建筑业对国民经济的推动力积极，超出自身在GDP中所占的份额。
图1建筑业对国民经济增长的贡献率
5、结语
我国建筑业1996～2005年之间技术效率发展趋势是良好的，总体处于增长阶段，对国民经济的推动起积极的作用，而且推动力度较大，是我国国民经济的重要组成部分。透过建筑业对GDP增长的推动力度的分析，就建筑业自身的发展来看，我国建筑业在国民经济中的地位有所动摇。近年来，外贸、服务业、金融业与房地产业在国民经济中的优势突显，建筑业作为经济建设中的传统产业，其地位在受到其他行业的挑战。所以要振兴我国的建筑业，让它对国民经济的贡献更加显著，就要增加我国建筑业的技术内涵，提高机械化程度，采用先进的生产技术，提高劳动生产率。
1.中国统计年鉴.中国统计局网站.1996～2005
2.刘光祖.概率论与应用数理统计.北京高等教育出版社.2000
3.范柏乃.我国进口贸易与经济增长的互动关系研究.2004
【关键词】产业结构；经济增长；协整检验；单位根检验；格兰杰检验
改革开放以来，中国经济呈现了突飞猛进的增长势头，国内生产总值由1978年的3645.2亿元增长至2010年的403260元。经济增长速度一直处在世界前列，中国的经济建设取得了举世瞩目的成就。这一阶段经济的高速增长，产业结构的不断优化、演变起到了重要的作用。其中，第三产业的发展对于经济增长起到了很大的作用。
一、简要文献回顾
法国重农学派代表人物魁奈从结构方面研究国民经济生活，后来李斯特、瓦尔拉斯、马歇尔等人也从不同角度对结构问题作了探索。鲁宾逊、钱纳里、费德等在新古典经济增长模型的基础上加入了结构变量来研究经济增长，以统计分析来说明结构变量在经济增长中的作用。帕西内蒂是对经济增长理论持激烈批评态度的代表人物。伯格和布鲁斯赫里克曾的研究表明，在较发达经济结构的投入产出模型中，结构效益在经济增长中起着重要作用，成为现代经济增长的基本支撑点。乔根森对美国经济增长的根源及所进行的国际比较也揭示了结构变动在经济增长中的作用。国内许多学者对产业结构与经济增长的关系也有深入研究。郭克莎通过第三产业产出结构、就业结构以及投资结构变动的国际比较，分析了其发展变动的一般趋势及我国第三产业发展中存在的差别和问题，认为第三产业的发展对于该产业比重的提升、就业的增加、劳动生产率的平稳增长、出口的迅速增长以及结构优化等都具有重要作用。刘伟、李绍荣对中国经济的实证分析发现，过去中国经济的增长主要是通过第三产业拉动的。
三、模型检验与分析
（一）单位根检验
注：前两列lny和lnx属于水平序列，lny和lnx属于一阶差分序列，概率水平在此取的是常用的5%。从表中看出，水平序列的P值明显大于0.05，水平序列都是不平稳的；而进行一阶差分后，P值小于或接近于0.05，在此看出具有平稳性，都属于一阶单整序列。
（二）协整检验
1.协整检验。在前边的单位根检验中，我们得到，各个序列都是一阶单整序列。下面我们需要对变量间进行协整检验，来表明这些变量间存在的长期稳定关系，这也是做误差修正模型的前提。在此，我们假设国内生产总值对数lny为因变量，lnx作为解释变量，采用EG法进行分析。首先进行lny对lnx的回归分析，估计的模型是lny=-2.66+1.15lnx+et。下一步进行回归方差的平稳性检验，采用无截距项、无趋势项的DF检验，估计结果如下图。
如图，在5%水平下，t检验统计量值为-2.816097小于相应临界值，且p值为0.0064明显小于0.05，从而表明残差序列不存在单位根，是平稳序列，进而表明国民生产总值与第三产业增加值之间存在协整关系。
2.误差修正模型。国民生产总值与第三产业增加值之间存在协整关系，表明两者之间有长期均衡关系。但从短期来看，可能会出现失衡，为了增强模型的精度，我们建立误差修正模型，其结构如下：lny=α+βlnx+γet-1+εt。运用eviews对模型进行估计，最终得到估计结果如下：
lny=0.026+0.95lnx-0.226et-1；
T=（1.366）（7.915）（2.177）
R2=0.724DW=1.18
误差修正项本身表明了第三产业与国民生产总值之间精确的长期均衡关系。误差修正项的系数反映了三大产业对经济增长偏离长期均衡的调整力度。其系数符号为负，表明误差修正项符合反向修正机制。从模型中看出，第三产业增加值对国民生产总值有一定的正效应。
（三）格兰杰检验
通过前边的分析我们意识到第三产业对国民经济有一定的促进作用，但也有必要进一步进行格兰杰检验来明确两者的关系。检验结果如下图：
从结果中可以看出，只有在10%水平下，第三产业增加值的增加构成国民经济增长的格兰杰因果关系，说明第三产业对经济增长起到一定促进作用；但国民经济增长不构成第三产业的格兰杰因果关系，也就是说我国的经济增长没有对第三产业的增长起到带动作用。
综上所述，我国需要进一步大力发展服务业，促进第三产业结构升级。大力发展旅游、文化等市场潜力大的产业，同时大力发展附加值高的金融业，现代物流业，提升经济运行效率，从而带动服务业的整体发展。政府应该为此提供良好的经济运行环境，在政策上提供应有的支持，进一步进行金融体制改革，放宽民间资本的限制，使这笔资金很好的注入服务行业，从而解决第三产业的融资问题。
参考文献
[1]水.产业经济学[M].北京：高等教育出版社，2010（8）：396
关键词：农业生产全要素生产率Cobb-Douglas生产函数
全要素生产率（TFP）是总产出中扣除要素投入（资本和劳动）影响的部分，它是除资本和劳动等要素以外经济增长的重要源泉，反映了科学技术等对经济增长的作用。如果把全要素生产率还原为生产率的一般定义—产出与投入之比，全要素生产率是产出与资本、劳动、土地、自然资源等所有能量化的投入要素的比值，它是社会经济系统经营管理效率定量评价的一个指标（董晓花、王欣、陈利，2007）。
模型建立与数据选择
（一）理论模型
本文采用生产函数法测定农业生产中的全要素生产率。Cobb-Douglas生产函数是测定全要素生产率的基本方法，该函数描述了资本和劳动投入量与产出量之间的关系（王超，2007）。Cobb-Douglas生产函数的形式为：
Y=AKαLβ
其中，Y、K、L分别表示产出量、资本投入量、劳动投入量，A表示技术系数，α、β分别表示资本和劳动的弹性系数。在本文中，假定农业生产的规模报酬不变，即α+β=1，也就是说假定农业生产中的生产效率并不会随着生产规模的扩大而提高，只有提高技术水平，才会提高经济效益。
全要素生产率是总产出中扣除投入要素影响的部分，根据全要素生产率的含义，可以将全要素生产率表示为：
TFP=Y/KαLβ（1）
全要素生产率的增长率是指产出增长率扣除资本与劳动增长的部分，一般用索洛余值（Solow）表示：
（2）
全要素生产率的贡献率被定义为全要素生产率增长速度在产出增长率中所占比重，即：
（3）
（二）数据选择
本文所使用的数据均来自中华人民共和国国家统计局网站，所采用的数据为1995-2006年的农业国内生产总值，在农业领域中的固定资产投入数值以及农业劳动力投入数量。搜集的数据结果如表1所示。
模型中参数的预测与检验
本文采用回归法对模型中的参数进行预测，在测算全要素生产率之前，需要对弹性系数加以预测（李双杰、左宝祥，2008）。
（一）弹性的预测
首先进行模型变换，把生产函数经对数变换，转换成如下线性方程：
Log（Y）=logA+αlog（K）+βlog（L）（4）
其对应数据如表2所示。
运用EVIEWS软件进行数据处理，所得结果如表3所示。
从以上结果可以看出，此模型的拟合优度较好，但t检验不显著，说明存在多重共线性。为了消除多重共线性，采用减少变量的方法，在假定α+β=1的基础上，将模型变换如下：
Log（Y/L）=c+α×log（K/L）（5）
再次使用以上方法对数据进行预测，运用EVIEWS软件进行数据处理的结果如表4所示。
由统计结果可以看出，不论是拟合优度还是F统计量的值都有了改善，t检验显著。于是模型为：
log（Y/L）=0.73+0.98log（K/L）+μ
（7.90）（11.53）
R2=0.93F=133.02
所以，α=0.98，β=0.02。
（二）有关全要素生产率的测算
根据表1、公式（1）及α、β的值，测算1995-2006年的全要素生产率的值如表5所示。
结论及建议
（一）主要结论
（二）对策建议
1.加大对农业固定资产的投入，形成健全的保障机制。农业中固定资产的投入对农业国民生产总值的贡献较大，加大对农业固定资产的投入，充分发挥其促进农业经济增长的作用。农业固定资产的建设投入应该实行多元化的融资方式，以政府为主导，同时制定政策措施保障投入的稳定性，积极建设农业生产中急需的基础设施等，并重视对已有固定资产的维护和修理。
2.充分发挥科学技术在农业生产中的作用，大力推广实用高效的农业生产技术。科学技术是第一生产力，在我国现阶段，农业处于由传统农业向现代农业转型的关键时期，进行科学生产是现代农业的重要特征；加大对已有科学技术的推广普及，使农业生产者充分掌握已有的科学生产手段和方法，确保科学技术转化为现实生产力。
3.稳定农业从业人员数量，积极提高农业劳动力素质。农业生产者是农业国民生产总值的直接创造者，在目前实行转移农村劳动力的背景下，也应该充分考虑到稳定农业生产者的数量，这样才可以达到促进农业生产，增加农民收入的目的。农业劳动者的素质直接关系到对现代农业生产技术的使用，所以应加大对农业生产者的培训力度，提高农业生产者素质。只有这样才能保证要素的组合效益呈现最大化，从而保证了农业国民生产总值的不断增长。
1.雷海章.现代农业经济学[M].中国农业出版社，2003
2.董晓花，王欣，陈利.柯布—道格拉斯生产函数理论研究综述[J].财经界，2007
3.王超.我国粮食生产的计量经济模型研究[J].财经界，2007
short-terminternationalcapital,broadmoneysupplyandeconomicgrowth
zhouting-zuo,zhangyi-hao,lunxiao-bo
（schoolofbusiness,nanjinguniversity,nanjing210093,china）
abstract:inthispaper,atheoreticalmodelconcerningtheinfluenceofshort-terminternationalcapitalflowontheeconomicgrowthhasbeenbuilt.inaddition,empiricalresearchontheinterrelationshipofshort-terminternationalcapitalflow，broadmoneysupplyandeconomicgrowthhasbeenconducted.theresearchshowsthetransmissionmechanismthroughwhichshort-terminternationalcapitalflowhasaneffectoneconomicgrowth:withinashortperiod,short-terminternationalcapitalflowgreatlyaffectsthescaleofbroadmoneysupply,whichsubsequentlyleadstoasignificantfluctuationingdp.furthermore,withthehelpofimpulseresponsefunctionandvariancedecomposition,theauthoranalyzestherelationshipbetweenvolatilityofthescaleofshort-terminternationalcapitalflowandtheeconomicgrowthrate.thestudyrevealsthatthevolatilityinthescaleofshort-terminternationalcapitalflowisthe中国整理grangerreasonforeconomicgrowthrate;about20%ofdrasticfluctuationsintheeconomicgrowthratewereduetoabnormalvolatilityofthescaleofshort-terminternationalcapitalflow.
keywords:short-terminternationalcapital;broadmoneysupply;economicgrowth
值得注意的是，国内外比较缺乏短期国际资本流动和实体经济关系的专门性研究成果。国外最新研究成果主要集中在以下两方面：（1）国际资本流动的影响因素及其多元化资产配置效应。如edwards［1］，papaioannou［2］等。（2）资本流入对东道国宏观经济变量所产生的影响。研究表明，资本过度流入会导致宏观经济过热，具体表现为：一是引起货币扩张，增大通货膨胀压力［3］；二是导致实际汇率升值，恶化贸易条件［4］；三是影响总需求［5］。
根据货币供给的乘数理论，假设在短期内广义货币供应量(m2)为外生变量，货币供应量主要由基础货币供应量(h)与货币乘数(λ)共同决定。假设，短期国际资本对广义货币供应量影响的滞后期及广义货币供应量对产出影响的滞后期分别为a、b。在t期，广义货币供应量表达式如下
由（13）式可知：当短期国际资本流动scft-a-b>0，若t+1-a-b期短期国际资本流动波动率高于t-a-b期短期国际资本流动波动率，经济增长率会上升；反之，则经济增长率会下降。值得注意的是，本模型推导过程中隐含着短期国际资本对实体经济的影响机制，即短期国际资本主要通过直接影响广义货币供应量来影响产出变化。。
4.1实际国内生产总值（gdp）与广义货币供应量（m2）
4.2短期国际资本流动（scf）
短期国际资本流动=外汇储备增量-fdi-正常的贸易顺差
在计算正常的贸易顺差时，本文改用加权移动平均法。在确定权重时，首先算出2000~2004年各季度贸易顺差的估计值，贸易顺差估计值的确定方法为：当期季度贸易顺差的估计值=当期季度前四个季度贸易顺差估计值的移动平均值，例如2000年第一季度贸易顺差估计值为1999年四个季度贸易顺差的均值，2000年第二季度贸易顺差的估计值为2000年第一季度贸易顺差估计值和1999年第二季度到第四季度贸易顺差的均值。然后将各季度实际的贸易顺差除以对应时期的贸易顺差的估计值，将这些比率的均值确定为权重。经计算，权重为1.16。基于2000~2004年我国贸易顺差的变化比较平滑，2004年以后我国的贸易顺差出现较大的波动，本文认为2000~2004年统计的贸易顺差额为正常贸易顺差，2004年以后，统计的贸易顺差中含有大量的短期国际资本。此外，考虑到在人民币升值时，以美元计量的贸易顺差会有所扩大，为消除人民币升值对所估算的正常贸易顺差额的影响，本文采用汇率修正，以人民币计价各季度贸易顺差金额。
4.3经济增长率（gdp_r）和短期国际资本流动波动率（scf_r）
本文中各季度经济增长率（gdp_r）的计算公式是：本期经济增长率=（季度调整后本期实际国民生产总值/季度调整后上期实际国民生产总值-1）×100。各季度短期国际资本流动波动率（scf_r）的计算公式是：本期短期国际资本流动波动率=a×本期短期国际资本流动/上期短期国际资本流动（当本期和上一期短期国际资本流动都大于零，或者本期短期国际资本流动小于零且上一期短期国际资本流动大于零时，则a=1；当本期和上一期短期国际资本流动都小于零，或者本期短期国际资本流动大于零且上一期短期国际资本流动小于零时，a=-1）。经上述方法计算出的我国经济增长率和短期国际资本流动波动率走势参见图1。
由单位根检验可知，dgdp、dscf和dm2三变量均为平稳序列（见表1），可以进行格兰杰因果关系检验。根据sc和aic准则确定滞后期为2，检验结果见表2。
从表2可以看出，短期国际资本流动的变化量（dscf）是广义货币供应量变化量（dm2）的granger原因，但是广义货币供应量变化量（dm2）不是短期国际资本流动的变化量（dscf）的granger原因；广义货币供应量变化量（dm2）与实际国民生产总值变化量（dgdp）互为granger因果关系；短期国际资本流动的变化量（dscf）和实际国民生产总值变化量（dgdp）之间不存在显著的granger因果关系。可以证明：短期国际资本流动不会对国民生产总值产生直接效应，但会通过影响广义货币供应量，进而对国民生产总值产生间接效应。该实证结论部分可以佐证前文理论模型中短期国际资本对实体经济的影响机制。
5.2.1granger因果关系检验
在确定短期国际资本净流动波动率（scf_r）和经济增长率（gdp_r）这两个序列平稳的基础上（参见表1），本文运用2000年第二季度到2008年第四季度的数据，对两个变量的granger因果关系进行检验，检验结果见表3。从表3的检验结果可知，短期国际资本流动波动率是经济增长率的granger原因，但是经济增长率不是短期国际资本流动波动率的granger原因。
为分析经济增长率对短期国际资本流动波动突发性变化的反应，本文利用var（2）模型给出经济增长率和短期国际资本流动波动率的脉冲响应图形和方差分解图形，分别见图2和图3。
6结论
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［9］张谊浩,裴平,方先明.中国的短期国际资本流入及其动机——基于利率、汇率和价格三重套利模型的实证研究［j］.国际金融研究,2007,(9):41-52.