众所周知，1978年以来的中国经济增长是在没有完整改革方案的背景下发生的，这本身就构成一个重要的理论问题。因为在西方世界形成的正统的“转型教义”里，增长是彻底的私有化和自由化的产物。不过，虽然正统的转轨政策强调“一步到位”的改革计划，但俄罗斯和东欧的转轨经验已经说明，它们的转型经济在这种方案下所经历的却是长时间的衰退而不是增长。正因为如此，早期对经济转轨的研究多集中于转轨的比较学。这类文献试图说明的更多的还是中国的转轨政策为什么避免了像俄罗斯和东欧那样的经济衰退。在这些比较研究中，中国经济转轨的“增量”特征对于理解中国的经济增长的意义得到了普遍的认同（盛洪主编，1995）。但是，由于这个所谓的“增量”主要表现在新兴工业化部门（特别是农村乡镇企业）的迅速扩张，因此，对于中国的渐进主义的转轨政策究竟以什么可辨认的方式以及在多大程度上解释了中国的经济增长，在经济学家内部便存在着解释上的分歧。这个分歧基本上可表述为，乡镇企业部门的扩张在中国究竟应该理解为一种典型的经济发展过程还是应该解释为一种制度创新的努力？（注：威兹曼和许成钢（Weitzman and Xu，1996）就典型地在制度创新的意义上来解释乡镇企业的扩张。）
我们认为，理解上述分歧的一个关键问题是，中国在改革后的持续经济增长是否已经显示出显著的“工业化”特征？为了回答这个问题，我们显然不应该再像很多研究那样仅仅考察乡镇企业部门，相反，我们需要研究经济的增长学本身。因为在增长经济学的框架里，增长过程中是不是表现出“资本深化”的趋势是反映“工业化”特征的重要信息。
在本文，我们构造和依赖的基本理论是，对于一个以重化工业的过度发展为特征的计划经济而言，“增量改革”或鼓励新兴工业部门的横向进入所导致的直接结果是改善资源在部门间的配置效率。因此，在逻辑上，中国在改革后的高速增长似乎就应该主要由资源在部门间的再配置所产生的静态收益增量来解释。可是，根据一般均衡的原理可以推知，静态配置效率的改进对经济增长的贡献会随着市场化程度的提高而趋于下降。例如，农产品计划价格的自由化在其初期虽然将大大提高产出水平，但是随着计划价格向市场价格的“并轨”，产出的增长将递减。（注：感谢美国华盛顿州立大学经济系的哈勒根（W.Hallagan）博士在与我讨论时提到的这个论点。）以此而论，资源从低收益率部门向高收益率部门的转移所推动的增长在很大程度上就可能是“一次性的”。在这种情况下，一旦缺乏持续的和动态的改进机制（通常可以由“动态效率”的度量指标TFP的估计来检验），那么，资本的迅速而持续的积累就不可避免地成为推动经济进一步增长的源泉，而这个过程也就是通常所谓的“工业化”。当然，我们知道，正如东亚的增长模式所表明的那样，依赖持续的“工业化”的增长方式不是可以长期维持下去的（Young，1994）。
本文认为，这个解释框架对于理解中国经济增长的实现机制具有重要的意义。为了寻找支持这个解释框架的证据，在经验上，一个重要的观察量标是资本形成相对于产出的速度和全要素生产率（TFP）的时间变动模式。因为，根据由索洛（Solow，1962）发展起来的标准的理论，假如动态效率或“全要素生产率”（TFP）的增长率表现显著，那么，正如大多数市场经济所经历的那样，资本的形成与产出将保持基本一致的增长关系，从而资本—产出比率在长期将维持稳定和下降的动态模式（布兰查德和费希尔，中文版，1998；Young，1994）。因此，检验经济的增长是否主要为持续的工业化所维持的一个重要依据是观察资本-产出比率是否经历了典型的上升趋势。
在中国，增长的可持续性引起了我们的特别关注（张军，2002）。改革以来中国的经济虽然保持了高速的增长记录，但是在过去的10年，增长率似乎表现出持续下降的趋势，而且要继续维持第一个转轨10年的增长速度变得越来越困难。在图1，GDP的增长速度已经在20世纪90年代持续朝均值靠近并在90年代中期以来持续低于均值。作为一个完整的增长画面，图1不仅显示出了中国经济在改革初期所经历的高速增长的波动曲线，而且我们还注意到了过去10年来这个增长曲线所表现出的持续下降的表征。我们认为，解释改革后期中国经济增长的任何经济理论不仅要能够解释它的持续的高速增长，而且要能够解释它的增长的可持续性。
附图
图1 中国的GDP增长率（1979-2001，离差值）
本文安排如下：在第2节，我们将讨论一个简单的概念框架，借助于它，我们可以更好地认识和理解市场化转轨过程与转轨后的经济增长的关系。对中国经济增长的工业化特征的实证分析安排在第3和第4节，在那里，我们分别计算和估计了资本—产出比率和全要素生产率的增长率的时间变动轨迹，并考察了资本深化的进程。最后是本文的结论。
二、简单的理论框架
为了从理论上厘清中国改革后时期的经济增长是怎样发生的，我们首先在理论上区分静态的“配置效率”概念与“动态的”或“技术的”效率概念，然后我们说明并演示静态的配置效率的改善对经济增长的影响方式。我们认为，配置效率的改进在以“增量改革”为特征的经济转轨初期可能推动经济的增长，但它可能最终导致资本的深化过程，提高资本-产出比率，从而降低产出增长率。
附图
图2 配置效率、动态效率与增长
图2中，生产的可能性边界为PPF，横轴表示产品H的数量，H为资本密集的产品或者重化产品。纵轴为产品L的数量，L是劳动力要素比较密集的产品或者为消费品。PPF可以理解为一个经济所可能实现的最大的潜在生产能力。假设两种产品H和L之间的市场价格线由通过C点的切线表示，其斜率即为两种产品的价格比率。我们在这个图上给出点B、C和D。改革前的初始经济结构用过度投资重化工业的点B来表示。根据经济学的一般定义，我们把B点向C点的移动定义为静态的配置效率的改善，因为这个移动将满足两种产品的转换率之比与它们的价格比率相等这个均衡条件（在C点，PPF线的斜率与市场比价线的斜率相等）。另外，我们把从D点向C点的移动被称为“动态的”或者“技术的”效率改进。因为点C处于PPF线之内，因而从C点向A点的移动可以理解为生产可能性边界线（PPF）的外移。
现在我们可以来刻画并讨论中国的“增量式”转轨与经济增长之间可能的关系。所谓“增量改革”，是相对于“存量改革”而言的，是指用新增加的资源或收入按市场信号进行配置并从边际上对被扭曲的经济结构进行修正，从而改善资源的配置效率，实现产出的增长（林毅夫等人，1994）。根据这样的定义，我们在图2中用B点向A点的过渡来表示这个“增量”改革的含义。很显然，根据这一定义，“增量改革”是通过将新增的积累向受抑制的部门配置，即通过在边际上矫正被扭曲的经济结构的方式来推动产出增长的。（注：林毅夫等人（1994）指出：“新增积累越是向受压抑部门倾斜，增长速度越快。事实上，由于在传统发展战略下，重工业被置于优先发展的位置，农业、轻工业和第三次产业的发展受到抑制，使后者得以在改革开始后成为承担增量改革功能的主导部门，并获得了迅速的增长，使改革及时获益。”）
但我们在这里将指出的是，产出的增长速度将会随着B点向A点的逐步接近而减缓。有趣的是，这个关于增长的持续性问题在已有的文献里面并没有被关注。这主要是因为大多数文献试图解释的还只是中国的改革方式在转轨初期为什么避免了经济衰退之类的问题。而我们之所以在本文进一步关注增长的持续性问题，不仅因为中国的经济增长在过去10年表现出了增长下降的时间模式，而且近年来对东亚经济增长的大量研究也几乎一致地发现，过度依赖“工业化”的高速增长不具有持续的动态改进机制（Young，1994；Lau and Kim，1992）。所以，我们认为，在以“增量改革”或者以新兴工业化来推动产出增长的初始阶段，增长将会更多地表现为“资本生产力”的显著提高，这是配置效率或经济结构改善的结果。而根据一般均衡的原理，当资源配置的结构逐步远离B点以后，也就是说，在不断加速的市场化进程中，产出的增长率将可能出现递减。从理论上说，这可以是缺乏技术或动态效率改进机制的结果，或者从另一个角度看也可以理解为持续的“工业化”导致资本的生产力递减的结果。在现有的文献里，这个过程常常被定义为“资本深化”过程。
通常，“资本深化”过程的量标特征可以依据索洛在1957年发展出来的关于增长来源的一个简单分解方法来讨论。根据索洛（Solow，1957）的方法，在不变的规模报酬、外生的技术进步和竞争市场的假设下，产出增长率可以分解成：（注：这里参考了布兰查德和费希尔（中文版，1998）使用的表达式。）
g[，y]=αg[，n]+（1-α）g[，k]+e
其中，g[，y]、g[，n]和g[，k]分别是产出、劳动和资本的增长率。α是劳动的产出弹性，e为索洛余值，或者称为全要素生产率（TFP）的增长率，在我们这里，它可以表示技术或动态效率的变化速度。经过变换，上述表达式又可以改写成：
（g[，y]-g[，n]）=（（1-α）/α）（g[，k]-g[，y]）（1/α）e
此式表明，人均产出的增长率可以分解为资本-产出比率的增长率和TFP增长率之和。如果TFP不能显著增长，甚至有恶化的趋势，但如果能不断提高资本-产出比率的增长速度，即加快资本的积累进程，人均产出也会实现一定的增长。可是，我们知道，资本的形成速度最终受制于递减的边际报酬定律并导致产出的增长不可长期维持。因此，在“粗放的”经济增长的过程中，资本-产出比率的持续上升应该是一个非常重要的总量特征。这个量标在现有文献里常常以不同的方式被提到。例如，杨格（Young，1994）在论文中粗略地比较了东亚经济与其他经济地区的增长方式，他发现：“在1960-1985年间，每一个新兴工业化经济都经历了投资占GDP比率的显著上升。在1960到1980年，台湾的投资/GDP比率上升了1倍，韩国上升了两倍，而新加坡则上升了3倍……这个比率的上升并不是世界经济的典型特征，因为在其他经济里，投资/GDP比率是不变的或者下降的，只有表现非凡的亚洲地区是个例外。”布兰查德和费希尔（中文版，1998年）在分析美国经济从1874年到1984年的资本-产出比率的变动时也提到：“对资本的度量表明，资本与产出大体以相同的速度增长，所以，g[，y]-g[，x]（即资本增长率与产出增长率之差，引者注）接近于零……产出-资本比率的相对不变蕴涵了一个正的索洛余值，大体等于劳动份额乘以劳动生产率的增长率。”因此，我们接下来对中国经济增长的经验讨论将集中在资本-产出比率这个量标上。
三、资本-产出比率
为了观察改革以来中国经济的资本-产出比率的时序变动，我们首先计算“资本-产出比率”（K/L）及其增长率。为此，我们使用了关于“资本-产出比率”增长率的下列定义：
附图
我们在这里使用了张军和施少华（2000）整理的总量数据来计算资本-产出比率。在那里，我们从中截取了中国经济在1978-1998年间的产出、资本和劳动力的总量统计数据。其中产出数据取自历年的《中国统计年鉴》，并且产出（GDP，单位为亿元）按照1990年的不变价格指数做了折实换算。对于资本存量数据，首先，1978—1990的数据来自贺菊煌（1992）对中国资产存量规模的估计研究，为了保持一致性，我们按照他的方法并根据1991年—1998年各年度的全社会固定资产投资总额进一步推算出1991—1998年各年度的资本存量数据。（注：一般来说，估算按可比价格计算的资本存量最常用的方法通常为：（1）通过普查或根据一定的假定估算出某一计算基期的全社会资本存量；（2）取得各年份产业部门的投资数字，并将按当年价格计算的各年投资额分别换算成按可比价格计算的投资额；（3）按每年投资额中各类资产的投资构成，以专门调查测算的各类资产的平均使用年限（即投入使用到完全报废的时间）为依据，测算出每年资本报废的价值，并予以汇总；（4）从历年投资额中扣除报废总值，得出各年资本的实际增量；（5）根据上年资本存量加本年资本增量等于本年资本存量的原理，推算出历年资本存量的数字。）
1979—1998年间中国的实际资本—产出比率及其增长率的计算结果由表1和图3给出。图3比较清晰地显示，如果我们将1989—1991这个特殊的时段排除在外，那么基本上可以看出，在1994年前，资本—产出比率的增长率基本上为负，这意味着，在改革后的将近15年时间里，中国的经济实际上经历了资本—产出比率的下降而不是上升。例如，1979—1994年资本—产出比率的平均增长率为-0.89％。根据表达式（1），这意味着全要素生产率（TFP）一个显著的增长。根据我们第2节的理论框架，这个增长可以用转轨初期的配置效率的改善过程来解释。然而，大概在1994年以后，资本—产出比率开始有显著而持续的上升趋势。其中在1995—1998年间，资本—产出比率年增长1.92％。（注：根据伊斯特里和费希尔（Easterly and Fischer，1994）提供的资料，由于长期外延增长的结果，前苏联的资本—产出比率在苏联解体前的1950—1987年间平均每年上升约2.5％。）
表1 中国的资本—产出比率（1978—1998）
────┬────────┬────────┬───────┬────────
│
时间│ K（资本存量） │
Y（产出） │
K/Y 比率 │
K/Y增长率 │
├────┼────────┼────────┼───────┼────────┤
│
1978│
24501
│
6584.4
│
3.721068 │
│
├────┼────────┼────────┼───────┼────────┤
│
1979│
26574
│
7083.1
│
3.751747 │
0.008245
│
├────┼────────┼────────┼───────┼────────┤
│
1980│
28654
│
7637.6
│
3.751702 │
-1.2E-05
│
├────┼────────┼────────┼───────┼────────┤
│
1981│
30596
│
8038.5
│
3.806183 │
0.014522
│
├────┼────────┼────────┼───────┼────────┤
│
1982│
32717
│
8766.2
│
3.732176 │
-0.01944
│
├────┼────────┼────────┼───────┼────────┤
│
1983│
35076
│
9718.8
│
3.609088 │
-0.03298
│
├────┼────────┼────────┼───────┼────────┤
│
1984│
37936
│
11192.4
│
3.389443 │
-0.06086
│
├────┼────────┼────────┼───────┼────────┤
│
1985│
41828
│
12699.6
│
3.293647 │
-0.02826
│
├────┼────────┼────────┼───────┼────────┤
│
1986│
45937
│
13824
│ 3.322989 │
0.008909 │
├────┼────────┼────────┼───────┼────────┤
│
1987│
50254
│
15424.7
│
3.258021 │
-0.01955
│
├────┼────────┼────────┼───────┼────────┤
│
1988│
55119
│
17165.1
│
3.211109 │
-0.0144
│
├────┼────────┼────────┼───────┼────────┤
│
1989│
59955
│
17862.1
│
3.356548 │
O.045293
│
├────┼────────┼────────┼───────┼────────┤
│
1990│
64850
│
18547.9
│
3.496353 │
0.041651
│
├────┼────────┼────────┼───────┼────────┤
│
1991│
70045
│
20253.2
│
3.458466 │
-0.01084
│
├────┼────────┼────────┼───────┼────────┤
│
1992│
76553
│
23137.1
│
3.308669 │
-0.04331
│
├────┼────────┼────────┼───────┼────────┤
│
1993│
84872
│
26258.1
│
3.232222 │
-0.02311
│
├────┼────────┼────────┼───────┼────────┤
│
1994│
94695
│
29583.1
│
3.200983 │
-0.00966
│
├────┼────────┼────────┼───────┼────────┤
│
1995│
105590
│
32690.9
│
3.229951 │
0.00905
│
├────┼────────┼────────┼───────┼────────┤
│
1996│
117585
│
35825
│
3.282205 │
0.016178
│
├────┼────────┼────────┼───────┼────────┤
│
1997│
130420
│
38978.9
│
3.345913 │
0.01941
│
├────┼────────┼────────┼───────┼────────┤
│
1998│
145089
│
42019.3
│
3.452913 │
0.031979
│
────┴────────┴────────┴───────┴────────
资料来源：张军和施少华（2000）。
附图
图3 中国的实际资本-产出比率（1978-1998）
关于中国转轨经济的技术或动态效率的变动模式，现有的文献提供了不少有价值的研究。例如，我们可以很容易地找到对20世纪80年代以来中国工业部门（特别是国有工业部门）的技术效率变动的经验研究文献（如，Chen and et al，1988；Jefferson and et al，1992，1996）。尽管这些文献中不乏对已有经验估计的批评和针锋相对的争议（这些争论涉及到数据的来源和可靠性，涉及到研究所遵循的理论及处理数据的方法和技术），但是已有的这些研究成果对于我们了解改革以来技术效率的变动是很有意义的。
考虑到现有的大多数研究主要是分所有制部门进行的，于是，我们在另一项研究中利用现成的数据资料选择对整个经济的全要素生产率的变动做了总体性的估计（张军和施少华，2000）。在那个研究中，为了从总体上观察改革对全要素生产率的影响，我们把估计的时段扩大到了1952—1998年。与很多研究一样，我们使用了规模报酬不变的总量生产函数：
ln（Y[，t]/L[，t]）=lnA[，0]+α[，T]t+α[，K]ln（K[，t]/L[，t]）+β[，1]D[，1]+β[，2]D[，2]+β[，3]D[，3]+β[，4]D[，4]+ε[，t]其中D[，1]、D[，2]、D[，3]、D[，4]这四个虚拟变量分别控制四个比较特别的时期。D[，1]代表1961—1964年，由于所谓的“三年自然灾害”和前苏联撤回对华援助的影响，这几年的产出明显较低；D[，2]代表1967—1969年，这是文化大革命的头几年。1978年之后开始推行的经济改革政策则分成两个阶段分别用D[，3]和D[，4]来代表。之所以把这一阶段分为两部分，是因为1984年之前主要是农业的改革，而工业改革实际上是在1984年之后开始的。
我们对上述计量方程实施了最小二乘法（OSL）的回归。估计出的资本的产出弹性为α[，K]=0.499，劳动的产出弹性为α[，L]=1-α[，K]=0.501。然后，将第t年的全要素生产率或TFP定义为：
TFP[，t]=Y[，t]/（k[0.499][，t]L[0.501][，t]）
第t年的TFP的增长率为：
相关理论及现行研究
很多早期的经济学家都对工资问题作过研究，如亚当·斯密、李嘉图、穆勒、克拉克、马歇尔、希克斯等。后来，研究者进行了更为细微的研究，如刚性工资的研究、工资差别的研究等，产生了很多理论。单工资差异理论就有人力资本理论、效率工资理论、竞争性劳动力市场理论、制度理论等。
美国经济学家舒尔茨和贝克尔创立的人力资本理论，开辟了人类关于人的生产能力分析的新思路。人力资本理论认为人力资源是一切资源中最主要的资源。
克鲁格和萨莫斯提出了效率工资理论，认为企业都面临这样的现实：第一劳动需要监督，才会提高效率；第二一些行业比其他行业需要更多的特殊技能；第三员工会有辞职现象；第四员工总是认为企业独享利润，而且想方设法提高利润，从而与企业形成对立。为了解决这些问题，企业提高员工工资，一方面激励员工努力工作，另一方面增加怠工成本，因为工人偷懒时被发现并被解雇，他将失去一份高工资的工作，高工资构成工人偷懒被抓住从而被开除的机会成本。这就是效率工资理论。效率工资有一个前提条件：社会上存在非自愿失业。这样，怠工才有成本，工人很珍惜较高工资的工作。企业用提高工资来减少过程成本，但提高工资能降低多少成本或者增加多少效益，不同的行业有不同的结果，因此就形成了不同的行业工资结构。
竞争性劳动力市场理论认为，在竞争条件下，由于存在一些影响因素，如不同工作副效用、生产率差异、某些劳动工种供给有限、信息不完全导致劳动缺少流动性、歧视等，产生了补偿性工资，生产率工资，产业工资等多种多样的工资差异。
制度理论认为工会力量和劳动力市场分割是行业间收入差异形成的主要原因。工会通过控制劳动力供给，达到提升工资的目的，工会力量强的行业会有更高的行业工资，工会力量弱或者没有工会的行业则工资低。劳动力市场的分割性导致一些处于主要劳动力市场的行业支付高于市场水平的工资，和更好的工作保障（如低失业风险）。次级劳动力市场工资则低于市场水平，工作保障也低。
在对我国行业收入分配差距的研究方面，蔡 （1996），朱世宏（1998），岳昌君、吴淑姣（2005）分别从效率工资、行业特征和人力资本的外部性角度对劳动力报酬差异问题进行过研究，得到的结论大同小异，都认为不同的行业对从业人员人力资本的要求不同，生产效率也不一样。这些因素在各行业之间的差异决定了不同行业之间具有不同的平均工资水平，从而形成了工资差异。金玉国（2008）、宋晓梧（2004）研究过行政垄断对行业劳动力报酬差距的影响，认为行政垄断是造成行业劳动力报酬差距的主要原因。
现行的研究多从微观的角度认识劳动力报酬差异问题，认为收入分配差异是由劳动力自身因素引起的，或者与劳动力自身因素有紧密关系。认为劳动力这个群体个体差异大，而岗位的差异也很大，劳动力集合和岗位集合很难一对一地匹配起来，为了建立平衡关系，必须利用工资这个调节工具，因此，产生了收入差异。而宏观方面，如行业经济增长方式，对行业劳动力报酬差异的影响，他们都没有对它进行过研究。其实，从宏观看，在全球经济一体化、发展差异化的今天，由于行业之间的资源禀赋或技术条件不同，行业在国际或国内发展的优势可能不一样，经济增长路径选择就不同，这些都必然要反映到收入分配上。
行业收入分配差异的现状及命题假设
《中国劳动统计年鉴》每年公开收入分配相关数据，2004年我国进行了全国工业普查，公开了我国大中类行业全面经济状况数据，本文就是基于这两方面的数据对收入分配差异进行时间序列和截面分析，本文主要研究行业门类和大类内部收入分配差异。
从行业门类上看，我国行业收入分配差别不断扩大，近年有加速扩大的趋势。在改革开放之初，各行业最高报酬与最低报酬比例保持在1∶2左右，报酬高的行业是电力、煤气、水生产和地质勘探、水利管理行业，报酬低的行业是社会服务业。在2007年，金融保险业是收入分配最高的行业，农林牧渔业成为收入分配最低的行业，行业收入分配最高与最低比扩大到了约1∶5，如图1所示。改革开放初期，行业收入分配差距有一定程度的缩小，随后又逐步扩大，近年加速扩大。行业收入分配差距扩大的一个明显特征是新兴产业或新兴产业组织职工工资增长快，传统产业职工收入呈下降趋势，高报酬行业由传统的采掘、地质水利、电力、煤气、水生产业变为金融、科学研究和综合技术服务业和计算机相关产业。
从行业大类上看，收入分配差距比门类大。2007年，最高收入分配行业为证券业140501元，最低收入分配行业为畜牧业9616元，高低之比为14.61。从2007年我国行业收入分配分布特征看，偏度不为0，峰度大于3， 2007年行业收入分配呈右偏分布（见表1）。图2中算术平均数大于中位数，说明有偏离值把平均值拉高，偏离值也拉大了行业收入分配差异。
从行业经济增长特征角度归纳影响行业收入分配可能因素，结合我国经济转型期特殊背景，本文提出如下供检验命题：
命题一：行业收入分配差异与行业增长方式有关，粗放型增长行业收入分配低，集约型增长行业收入分配高，由此形成行业收入分配差异。
命题二：我国渐进式的经济体制改革致使各行业被推向市场时间先后不一，至今仍是国有经济占比大的行业在与已经市场化的行业竞争时占有明显的优势，并造成了行业收入分配差异。
行业经济增长方式的考察指标设计
转贴于
很多学者研究经济粗放型增长时选择指标比较主观，往往用虚拟变量表示，结果出现失真现象。本文将从粗放度、市场集中率、行业规模三指标中选择设计行业经济增长方式考察指标。
粗放度是指要素投入增长率的贡献率与经济增长率的比值，如果经济增长率大部分是由要素贡献的，则为粗放型增长，否则就是集约型增长。根据我国学者高志英（2000）设计粗放度计算方法，利用《中国统计年鉴》和2004年工业普查资料计算了各行业的粗放度，粗放度低于0.5行业如表2所示（其它的行业的粗放度都在0.5以上）。由于数据不全，第一产业不能计算粗放度，第二产业的建筑业和第三产业只能计算门类粗放度。
粗放度数据显示，我国行业经济增长路径大部分属粗放型增长，第二产业48类产业中只有8类属集约型增长，第三类产业中只有信息传输、计算机服务和软件业、科学研究、技术服务和地质勘查业、金融业、居民服务和其他服务业、租赁和商务服务业为集约型增长。但由于数据口径不同，有些粗放度计算结果超过合理域值，存在失真现象。因此，粗放度只能作为控制变量，帮助分析其他指标。
市场集中率是指某一特定行业中少数几个最大企业所占的市场份额，本文用行业所有收入超亿元企业的收入总和占行业总收入比来表示。虽然行业集中率一般是用来反映行业竞争程度的指标，但我国中小企业的特点是劳动力密集型，生产产品档次低，再加上我国企业注册门槛低，所以行业集中率反映另一个事实：中小企业占比大的行业具有粗放型增长特征。数据显示，在行业中亿元营业收入企业市场占有率（用营业收入指标衡量）达到75%以上的行业只有21个，占所分析的88个行业的23.9%（见表3），这些行业可以认为是集约型增长，有76.1%的行业是由众多中小企业组成，这些行业可以认为是粗放型增长。从表3中行业的市场集中率与收入分配排名对应关系看，市场集中率可作为行业市场集中度变量。当然市场集中率也反映了自然垄断信息。
行业规模是某一行业从业人员数量占全部样本行业从业人员总数的比重。改革开放以后，我国外向型经济模式基本确定，近年我国外贸依存度高达70%，但我国出口加工多，附加值低，出口量大的行业基本上是一种粗放型增长。由于精确度限制，行业规模也只能作为行业经济增长的内在特征考察控制变量。
我国行业经济增长的运行环本文由收集整理境考察指标设计。我国经济体制改革仍在不断深化中，有些行业国有经济比例比较低，有些行业比较高。考察我国行业经济增长路径的环境特征—行业的行政垄断度，无疑使用行业国有企业比例指标最合适。由于数据的局限，国有企业比例用某一行业国有单位从业人员数量占全部样本行业从业人员总数的比重表示，比例越高表示行政垄断特征越明显，前二十个高国有企业比例行业如表4所示。
从行业收入分配与所有制结构关系（见表4）上看，收入分配高的行业，其国有企业比例确实比较高，具有行政垄断特征，如烟草制品业、管道运输业、新闻出版业等。同时，我们注意到，林业、畜牧业、渔业、农林牧渔服务业的国有企业比例都很高，但它们的收入分配排名却排在最后，批发和零售业、租赁和商务服务业、居民服务和其他服务业的国有企业比例低，其收入分配也低。
汇总上面设计的指标，得到表5。
行业经济增长路径对收入分配增长效应估计
（一）基于行业门类
以行业门类的收入分配为因变量，以市场集中度、行政垄断度为自变量，以粗放度、行业规模为控制变量，在《中国劳动统计年鉴》和 2004年全国工业普查资料的基础上，采用最小二乘法（ols）进行回归系数估计，views6.0计算结果见表6。
回归结果表明行业门类收入分配与市场集中度关联紧密，能通过t检验，但与行政垄断度指标关系不密切，回归系数不能通过相关检验。结果说明行业收入分配与行业经济增长方式相关，但这种关系的详细特征没有体现，可能因为资料分类较粗，估计方法不适当，因为最小二乘法要求较高，如对样本分布要求无偏、正态性，对时间序列要求具有平稳性，对解释变量之间要求不具有自相关性等。为此，本文需要对细分行业—大类进行分位数回归。
（二）基于行业大类
koenker 和bassett （1978） 提出分位数回归，其目的是观察分布中不同分位点上解释变量对被解释变量的不同边际效应，其基本模型为：
其中：yi为被解释变量，xi是第θ个分位点所有解释变量观察值，βθi表示对应于被解释变量第θi个分位数的各解释变量的回归系数，εθi是随机误差项，服从正态分布。
对于每一个分位点，分位数回归的参数估计一般采用加权绝对离差最小（weighted least absolute，wla）方法，权数确定规则为在回归线上方的点（残差为正），赋予其权重为ω；对于在回归线下方的点（残差为负），赋予其权重为（1-ω），然后求误差绝对值的加权和，使这一个加权和最小的系数即为参数的样本估计值。上面βθi的估计值表达式为：
（1）
与普通线性回归最小二乘法相比，分位数回归具有如下特点：第一，分位数回归对回归关系进行更详细的特征描述，不仅仅是均值分析，其估计的参数值βθi将随θi值的变化而有所不同，反映同样的影响因素对处在不同水平的研究对象作用大小，更全面地体现影响因素的作用规律，而普通线性回归最小二乘法对整体回归信息汇总，样本分布的局部信息被隐藏了。第二，分位数回归模型是对总体按分布逐段分割再回归，异常值变得不很异常，因为异常值是对总体均值而言的，对分段均值的影响减小了，因此，其意义更加具体、重要。第三，分位数回归系数估计稳健性约束条件（如回归残差项呈正态分布等）大大减少。因此，分位数回归模型已发展成为描述样本分布细部特征的有力工具。第四，分位数回归是使残差的绝对值的一个表达式最小，这个表达式不可微，传统求导方法不适用，需要借用线性规划方法或单纯型算法。转贴于
armstrong、frome 和kung（1979） 等提出的线性规划技术迭代求解，也可以在广义矩方法的框架下求解。views6.0 提供的qreg-quantile regression（including lad）功能，可以对分位数回归具体求解。
本文以行业劳动报酬为因变量，以市场集中度、行政垄断度为自变量，以粗放度、行业规模为控制变量，建立分位数回归模型，检验回归关系的稳定性。
以2004年全国工业普查资料基础上整理、计算以上指标，建立三个模型。views6.0计算结果如表7所示。
三个回归模型回归结果显示：行业经济增长特征变量回归系数合理，符合相关原理；市场集中度、国有比例、常数项回归系数t检验值及显著性从低分位数到高分位数不断提高，表现出明显的关联关系。
行业经济增长特征对行业收入分配增长效应分析
回归结果显示，行业经济增长特征对行业收入分配增长影响显著。
（一）行业入职薪酬对行业收入分配差异形成起了基础作用
从三个回归模型看，随着分位数的提高，常数项基本呈上升趋势，最高入职薪酬是最低入职薪酬的1.5倍左右，即行业入职薪酬对行业收入分配差异的形成起了一个基础作用，但不是主要决定性作用。行业制定不同入职薪酬的可能原因：一是某些行业为了吸引优秀人才，提供较好待遇条件；二是行业发展要求有较高素质的职工，自然提供较高的底薪。
三个回归模型常数项的t检验显著性稳步提高，都通过了0.01的显著性检验。说明入职薪酬的影响是明显的，且不受控制因素影响，否定零假设。
（二）行业经济增长方式对收入分配增长具有正向递增边际效应
从三个回归模型看，市场集中度是影响收入分配增长的第一要素。虽然市场集中度与行业国有企业比例对行业收入分配增长的边际效应接近，但是市场集中度的贡献稳定，并且相关关系明显，命题一成立。
第一，随着分位数的提高，市场集中度的回归系数不断增大，即边际效应不断加强。市场集中度小的行业是中小企业占比大的行业，它们的收入分配增长慢，市场集中度大的行业是大中型企业占比大的行业，它们的收入分配增长快，从而拉开了行业收入分配差异。
第二，正向作用。因为无论粗放型增长还是集约型增长，企业都要顺应时代的变化发展，物价的上升、生活水平的提高引起的消费结构变化，收入分配都要不断提高。另一方面，企业都要获得社会平均资金回报率，否则企业就不可能持续经营下去，因此，企业应该具备增长收入分配的能力。从粗放到集约的过程是效率提高、企业经济状况的改善、剩余增加的过程，相应地在收益分配中相应地增加收入分配，只是程度不一样。
第三，随分位数提高，系数检验值不断提高，逐渐通过更为严格的显著水平检验。高低效应系数相比约为3，显著水平从0.1提高到0.01，边际效应稳定。
（三）运行环境对行业收入分配增长具有一定的正向影响作用
第一，正向作用。三个模型显示，行业行政垄断度与行业收入分配增长有正向相关关系。可能的原因：一是工资存在刚性，消费具有棘轮效应，甚至工资还需要有不同程度的提高，否则影响员工工作积极性。所以对行政垄断度较低的行业也必须保证一定工资的增长。二是在我国，行政垄断行业关联国家经济命脉，尤其是一些全国性的大型垄断企业履行着部分国家战略管理职能，操纵市场，利用其优势地位将规模扩大带来的成本压力转嫁出去，巩固和加强垄断地位，形成独立寡头，获取超额企业剩余。三是在国有企业中，国有产权表面明晰，实为不明晰，国有经济是一种“所有者缺位”经济，行政垄断企业管理者为了获取员工的支持，有更倾向于在收入分配决定中提高劳动的分享比例、在收益分配上侵蚀所有者利益现象。
行业经济增长的运行环境造成的行业收入分配差异在于不仅存在收入分配的差距，而且在效应上国有企业的工资更像是效率工资，因为我国基本上是劳动力供大于求，而提高工资对企业没有成本压力，不影响利润，企业通过转嫁成本，相应提高售价，从而消化了提升工资的成本。但它不一定产生了高效率。
第二，作用强度不同。除首尾两个分位点外，从低分位数到高分位数，行业行政垄断度对行业收入分配增长边际效应逐渐增强，强弱相比约为4倍。从各大类行业看，国有企业从参与竞争、影响价格和供给，到垄断价格和供给，其成本容忍空间和消化能力由小到大，获取利润由低到高。
第三，在模型一和模型二中，除低分位数外，随分位数提高，系数检验值不断提高，逐渐通过更为严格的显著水平检验，显著水平从10%提高到1%。
但是从上文中的三个模型上看，行业的行政垄断对行业收入分配增长边际效应不稳定，模型三中最高分位数的边际系数未能通过t检验。从数据上看，我国林业和农林牧渔服务业等行业国有经济比例都处最高之列，但是其行业收入分配最低，可能的原因是受行业产品属性和市场的影响，例如林业，为了保护我国极为稀缺的天然资源，国家对林业垄断经营，禁止乱砍乱伐，而且林业产品作为生产原料居多，作为直接消费品少，生产周期长，存储量有限，这些属性制约着企业剩余，无法与烟草制品业、石油和天然气开采业等行业相比。相反，通讯设备、计算机及其他电子设备制造业、化学纤维制造业、交通运输设备制造业、有色金属冶炼及压延加工业、黑色金属冶炼及压延加工业等行业，其行政垄断度并不高，不是行政垄断行业，但是这些行业可能是因为技术、资本等其他原因形成了对市场的自然垄断，转贴于
从而获取了超额利润。
行业经济增长的运行环境对行业收入分配影响的实证说明命题二不成立，行政垄断造成了行业收入差距过大的结论不很贴切，不是所有国有企业都存在高收入分配。
结论及政策启示
（一）结论
利用普通最小二乘法对行业门类进行回归分析和利用分位数法对大类行业进行回归，发现行业收入分配形成与行业经济增长特征紧密相关，行业经济增长方式和运行环境是形成行业收入分配差异的重要影响因素。行业经济增长方式是影响行业收入分配差异的第一要素，具有正向作用，随着集约增长强度的增加，边际效益逐渐增强。行业经济增长的运行环境对行业收入分配差异扩大也有正向影响，是第二大影响因素。一般地说，行政垄断强的行业，其收入分配会高，相反，收入分配就会低些。
本文发现影响行业收入分配差异的垄断因素不是行政（所有制）垄断，而是自然寡头垄断，形成垄断的原因可能是技术、资金等非所有制因素，行政垄断也要通过形成规模企业才能影响行业收入分配，因此，“行政垄断造成了行业收入差异过大”不贴切。
[关键词] 经济周期；税收收入；波动周期性
doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2014 . 23. 048
[中图分类号] F812.42 [文献标识码] A [文章编号] 1673 - 0194（2014）23- 0085- 03
税收既是财政收入的最重要来源，又是国民经济发展的“调节器”，同时还是国民收入分配的重要参与者。因此，安体富（2010）认为税收波动既关系到财政收入水平，又关系到国民经济发展速度、结构、质量变化，关系到百姓收入和消费水平，直接影响着社会稳定和经济发展[1]。经济发展的周期性，表现在其运行中的忽而扩张与忽而紧缩交替更迭、循环往复波动规律，从而导致税收收入的周期性波动，并对经济政策调整和税收征管制度改革产生新的需求。
1 经济循环周期对税收收入波动性的影响
众所周知，国民经济决定税收。由于经济发展不能滞停在一条“水平线”上，每个发展周期内经济运行速度、规模、质量的循环变化，必然造成税收收入的波动。假设税收收入在一个纳税年度内具有波动性特征，税收收入会随着经济运行和结构调整周期完成而表现出波动变化幅度高低不同的周期性分布，并具有税收入库和财政考核要求不达标的可能性，即出现税收收入风险。这就是我国税收收入波动的“周期性特征”。该特征可以通过HP滤波法和滚动时窗法进行描述和验证。
1.1 经济循环周期内税收收入波动性表现
按国家统计局出版的统计年鉴和财政部每年的财政决算报告，整理出1994-2013年GDP和税收收入数据，并分别测算出税收收入增长率、税收收入占GDP比例等指标值（见表1）。
为将税收收入年度内波动的周期性和短期性质突出地体现出来，可采用HP滤波法对税收收入进行描述：运用Eviews 6.0软件对我国1994-2012年的税收收入季度数据进行HP滤波法分析，并分解出趋势因素和周期性因素。按《中国经济景气月报》提供的数据，运用普雷斯科特滤波器（λ=1 600），绘出这20年各季度实际税收收入和实际税收收入增长率的变化轨迹，如图1、图2所示。
图1显示，1994年我国产品税改征增值税，并同步开展了消费税，进入到商品经济向市场经济探索过渡期，税收收入平稳增长。到2000年，市场经济发育比较成熟，以房地产业和进出口贸易为代表的新经济增长点出现，加之国内汽车、家电和IT制造行业突飞猛进发展，促使国家税收出现新的“拐点”，实际税收收入开始快速增长。因2008年美国发生次贷危机并逐步升级为“金融风暴”和“金融海啸”，对中国经济持续造成影响，加之实施结构性减税和推行“消费型增值税”使进项税抵扣额大幅提高，故从2009年起我国税收收入整体呈现下滑趋势。
图2是实际税收收入增长率曲线，增长率是用某季度对照上季度的增长率环比计算得出的。可以看出，实际税收收入的增长率趋势保持在8%左右，而且税收收入增长率的波动周期性异常明显地呈现N形曲线型。而从2003年开始，税收收入的季度波动周期性的N形抖动明显加强，普遍地表现为“一低二高三降四升”的规律性特征，即国家税收收入第一季度普遍较低，第二季度则一路攀升到全年至高点，第三季度又回落下降，第四季度再次回升。
1.2 税收收入波动的周期性特征
税收收入有规律性的波动周期特征形成原因多种多样，概括如下。
（1）首季度经济发展平稳，税收征收任务放缓。第一季度期间，虽然有春节前销售的小高潮会带来增值税和消费税的收入增加，但本季度恰逢学校寒假，“教育经济”进入萧条期，两者相抵后寻不见税收净增长点；而春节、元宵节等传统节日假期比较集中，企业员工假日停薪将直接导致工薪所得税降低，加之春节后消费遇冷，制造业、流通业和相关服务业销售产值都难以提升，流转税及地方附加税费自然降低。同时，在国家实行财政收入需求控制下的税收指标分配征收模式下，各级税务机关按照下发的收入任务指标组织收入，税务机关也是按照半年度任务完成情况考核业绩。这样，税务部门对上下两个半年任务的首季度都是按常规征收，第二季度则为达到和超过考核指标而积极催收甚至加征。所以，处在每半年征收任务指标首期的第一、三季度的税收收入偏低，而处于税收征收任务指标紧张完成期的第二、四季度税收收入偏高，成为我国税收波动周期性的固定规律。
（2）二季度经济增长点显现，征收任务收口抓紧。第二季度税收入库金额偏高受多种因素影响：一是4月份是基本建设开工高峰期，而且天气变暖，商品流通业和服务业异常活跃，出现季节性的消费经济增长点，流转税收及附加随之增高；二是前述税务征收任务过度集中在“完成期”的主观因素影响，税务机关内部考核要求“时间过半、任务过半”，在每年6月和12月都是税务管理员精神最紧张、征讨税款最忙的月份；三是企业所得税汇算清缴在5月31日结束，5月份成为部分企业所得税补缴入库高峰期，加之绝大多数企事业单位的上年度奖金都在4月份前后兑现，个人所得税增加；四是“教育经济”回升，特别是高校较为集中的城市经济会得到全面拉动。所以，该季度税收收入向上波动具有必然性。
（3）第四季度是年末且临近春节，企事业单位将发放“年终加薪”和兑现奖金，使个人所得税收入集中增长，虽然个人所得税占税收收入比重小而对整体税收收入增长态势影响不大，但也不能忽略；春节前无比活跃的商品流通和旅游经济必然刺激税收收入增长，税收收入呈向上波动趋势。
2 经济周期与税收收入波动周期的关联性
2.1 GDP增长率和税收收入增长率的条件波动性
为描述税收收入增长率时间序列轨迹的波动性，可利用滚动标准差代表税收收入变化过程中的波动性，其中选取滚动时窗长度为4个季度。利用SPSS软件具体计算GDP增长率和实际税收收入增长率的条件波动性，参见图3。
GDP增长率的滚动标准差总的来说较为平稳，但GDP增长率的条件波动性也表现出先下降后上升并稳定收敛于某一水平。这表明税收收入增长率在1995-1999年之间的波动性远远大于GDP增长率，但是在2000年之后，税收收入增长率的波动性逐步收敛于GDP的增长率的波动性。从2005年以后，我国国内生产总值变化的波动性与税收收入的波动程度基本类似，体现出近年来GDP变化和税收变化的双重稳定，但GDP的条件波动性水平高于税收收入增长率的波动性。
2.2 经济周期与税收收入波动周期的相关性
研究表明，我国GDP增长率同税收收入增长率之间始终存在条件波动性，即GDP增长率和税收收入增长率相关，并互为波动条件，表现出一定规律的周期性。
（1）从1994 年开始，税收收入增长率的滚动标准差逐渐减小至2000年末，这期间虽然税收增长率滚动标准差一路下跌，但其波动性始终高于GDP增长率滚动标准差。主要是因为国家配合市场经济试行而进行新税制改革，统一了内资企业所得税和内外籍人员个人所得税，全面推行增值税和开征消费税，大量的增值税优惠、出口退税和适度降低的企业所得税率以及2000年开始个人独资和合伙企业改征个人所得税等政策，刺激了国内经济全面发展，税收总量和结构性增长速度都低于国民经济发展水平。说明在特定背景下，税收的适度紧缩让步，能够促进经济发展。为满足经济结构调整和规模扩张需求而恰当地运用税收政策手段是必要的，主动性的税收收入短期波动对经济发展具有积极意义。
（2）从2001至2003年上半年，税收增长率标准差经历了一波三折的陡升陡降过程。主要原因是2001年世界经济增长放缓，国内经济发展速度调低，带动经济发展的“三驾马车”（消费、投资、出口）“两降一稳”，前进乏力，当年资本总额对GDP增长贡献率仅54.2%，净出口-5.8%，分别比上年下降0.6%和13.7%；仅消费达到51.6%，比上年增加了14.3%，致使2001年GDP增长7.4%，税收收入仅为15 165亿元，比2000年增加了2 988亿元，增幅为19.7%。2002经济放缓，税收收入总额实现17 004亿元，2003年上半年遭遇“非典”，使国内经济受到全面打击，原本产生于经济的税收任务已经受挫，被迫还需要对出租等行业采取暂免税政策，因此，尽管税收波动性巨大，但始终位于GDP增长率波动水平之下；同时，由于强化税收征管削弱了企业递延纳税使季度的波动性程度降低，严格清理欠税确保税收收入任务完成，使税收波动性再度显著。表明在经济发展受挫时期，保持清醒的经济税收思想，不贪图过高征税而保持经济稳定是国家税收的明智选择。
（3）自2003年3季度至2004年末，世界经济回暖，我国财政政策累积得到释放，信贷投放加大，出口路径拓宽，使2003年GDP增长率走势呈“V”形，一季度高开达9.9%，二季度因“非典”冲击而回落到6.7%，三季度非典疫情逐步消退在度回升到9.6%，四季度再步攀升到9.9%；伴随着GDP增长，全国财政税收收入也快速提升，当年增加到20 462亿元，增幅达20.3%；2003年经济持续增长，全年GDP达到136 515亿元，跃居世界第六。2004年经济总量在世界位次上前移一位，上升至第六， 2004年我国GDP达到159 878亿元，增长率达到10.1%，税收收入也进一步增加到25 718亿元，增幅达到25.7%，税收收入增长率相当于GDP增长率的2.5倍。从而，使税收收入增长率的波动性逐步收敛于GDP的增长率的波动性。
（4）从2005年至今，税收收入增长率的条件波动性始终稳定在0.15上下的水平，而在国际金融危机影响国民经济发展十分严重的2008-2010年，GDP大幅回落，但税收增长率却持续走高，两度接近0.2的水平，意味着税收收入周期性波动在一定程度上挣脱了经济波动周期，表明税收增长主要依靠税收征管力度和对企业的日常纳税行为监控趋于强化，税收成为企业特别是中小企业发展的重要影响因素。这也恰与企业频繁遭遇纳税检查和税务“清欠”的客观实际相吻合。2011年以来，国家陆续实行了一系列的结构性减税政策，2012年对部分农产品加工业收购农产品实行核定抵扣进项税额政策和在上海试行营改增办法，2013年全国试行营改增政策，在促进经济持续稳步发展的同时，也同步推动了税源培育和税收实际收入增长。所以，2005年至今的税收收入增长率波动性始终平稳地收敛于经济增长率。
（5）国内税收普遍不景气的根源在于经济环境，在经济增长放缓的情况下，税收收入的增长率往往都会下降。研究结果表明，GDP增长在9%的时候，税收收入的速度会以20%～30%的速度增长，当GDP增速降到9%以下的时候，税收收入增速就会迅速回落。GDP增速下降水平越大，税收增幅越小甚至出现负增长。由于税收收入增幅的波动性非常大，当GDP的波动振幅在1～2个百分点时，税收收入的波动振幅就会相应的在10～20个百分点。
2.3 基于经济周期的税收收入波动性调整
税收作为政府聚财工具，其收入在经济发展中应该保持中性，不应过多地作为宏观调控手段干预经济；况且，税收直接调节经济功用很有限，若收入波动性过大必然隐藏一定风险。如2002-2007年上半年，GDP和税收收入条件波动性极大，如2005年1月24日国家为刺激股市而将证券交易印花税率由2‰下调为1‰[2]；当股市逐步走高后政府突然在2007年5月30日0时起偷偷将之由1‰猛增到3‰，使沪深股市早盘大跌并从此一蹶不振。因此，本文主张循序渐进地对税收收入周期性和波动性予以调整。
（1）逐步缩小间接税，适度扩大直接税。一般而言，税制结构中直接税所占的比重越大，税收制度的自动稳定功能就越强；反之，间接税所占的比重越大，其自动稳定功能就越弱。因此，为减弱经济周期对税收收入的波动性影响，今后国家应逐步提高直接税所占比重。从税制改革方向上，全面推行“营改增”并适当降低产品制造和商品流通两大生产经营领域的增值税率，适度提高企业所得税率，加快个人所得税分类与综合征税相结合的征管体制，适时开征遗产税和环境保护税。
（2）突出税收“固定性”特征。要减少政策调整频率以增强税法要素内容的固定性，如进出口关税就应充分结合我国实际，更加突出体现“保护性关税”指导思想，针对与不同国家、地区和组织的贸易关系和关税协定，作为调节进出口结构和总量的重要工具，但也要遵循“税率随贸易关系波动，征税范围和计税标准不变”的原则；而对增值税等的出口退税率，更应该结合出口产品特征和性质加以固定。这样，可有效降低税收收入波动性及其与经济波动周期的偏离幅度，减少纳税人的税收政策风险。
（3）端正税收征管态度和作风。各级税务机关要正确认识“强化税收征管”的双重寓意，不能将其误解为单纯地对纳税人“下狠手”，还要规范地方政府的税收征管行为，文明征税、理性征税、科学征税，将发展经济培植税源作为税收征管工作的重要抓手，建立健全纳税服务制度，提升纳税服务质量，帮助企业规避纳税风险，降低因为税收征管因素而导致的税收收入的季度周期性和波动性。
总之，国民经济发展决定税收水平和结构。分析表明，我国税收收入增长率的波动性显示出由高到低直至稳定在较低水平的趋势，表明这种税收波动现象与经济增长的波动性有紧密的关联性。同时，税收作为经济调节器，其增长不可能完全与GDP增长同步。相反，国家实行停征税种、下调税率、增加减免税等优惠政策时，必然刺激国民经济规模和发展速度大力提升，经济结构也会得到更加合理的调整。但在这一时期，税收收入却会不增反降。当然，从长远看，税收总量必然受到巨大推动而增长，税收结构将得到进一步改善。所以，这是税源培植效应。
主要参考文献
［关键词］IPR；经济增长；知识创新与知识传播
［中图分类号］F061.2 ［文献标识码］A ［文章编号］1005-6432（2011）23-0222-02
世界知识产权组织(WIPO)于2010年9月15日《2010年世界知识产权指标》报告,IPR(Intellectual Property Rights)作为体系化、法律化的知识创新形式,再次成为人们热议的焦点。经济学家Maddison在他的巨著《世界经济千年史》中,曾经比较了东西方经济增长在两千年中的表现,并得出了一个有趣的结论：中国在经济发展、科技水平上领先了西欧近一千年,而增长的转折点发生在西欧对知识创新形成制度性保护之后。事实上,类似的结论在社会科学中已然成为共识。Maddison的贡献在于对历史数据做了严谨而科学的量化,从而有效地支撑了这一结论。品味这一历史的转折并不是没有意义的,特别是在中国经历了三十年的高速经济增长和十年IPR数量的持续上升之后。我们一直在寻找解释中国经济增长的原因,同时渴望为世界不发达地区的经济增长提供尽可能多的经验。回顾IPR的发展,我们试图寻找到开启经济增长的钥匙。
1 数据分析
知识创新对经济增长的推动作用在经济增长理论中一直是关注的焦点。这源于现实数据所反映出的两者的正向关系引起的理论研究的兴趣。以最近1997―2009年的数据为例,(见下图)IPR的申请量增长率粗略估计了每年产生的知识创新活动,GDP总量的增长率则体现了经济增长。显然,全球GDP总量的增长与IPR的增长率呈显著的正相关性质。当创新活动处于活跃时期时,经济增长明显加快；而创新活动处于低潮时期时,经济增长则相应放慢。
GDP、居民专利申请和商标专利申请增长率对比图
另外,全球IPR增长率的历史变化也在某种程度上体现了世界经济增长与世界知识创新的相关性。《2010年世界知识产权指标》报告统计了1883―2008年世界主要国家在专利申请上的变化情况。从报告中我们可以看到,几乎所有经济表现较好的国家在历史上其经济增长较快的时期都同时对应着专利申请快速增长的时期。
通过历史数据的统计分析,IPR对经济增长具有明显的正向推动。然而现实中各国经济发展水平以及经济增长速度的巨大差异是否源于IPR上的差异呢？如果是,那么是什么因素导致了这种差异性的存在,这种差异性又是否可以弥补,我们尝试通过理论分析去寻找IPR与经济增长的内在互动机制。
2 理论分析
准确定义IPR是困难的,这源于知识创新的“熊彼特特征”。人类智识活动的本质就是不断地超越前人对世界的认识,这种创造―破坏―再创造的动态循环过程描述了人类的知识创新。人类的知识范畴在不断地变化,每一次新的科技革命都会带来新的知识体系的诞生。尽管本文对IPR的界定是狭义的,是作为法律实体形式存在的,但知识创新本身就是一个动态的过程,作为由知识创新活动通过法律形式明确化从而形成的IPR,其外延也必然会随着创新活动的不断深入而扩大。值得庆幸的是,经济学的知识创新活动本身为我们提供了更好地理解IPR的方法。经济理论的进步可以尽可能准确地描绘出这一动态演化的过程。我们通过总结过往理论中对于知识创新活动的分析,勾勒出IPR的主要特征：
2.1 IPR的排他非竞争性特征
在经济增长理论的经典分析中,知识创新一直占据着极为特殊的地位。从Adam Smith到Alfred Marshall,再到Joseph Schumpeter,古典经济学家对于经济增长中知识创新的作用都给出了不同程度的强调。新古典经济增长理论复兴了这种强调,Solow模型的重要结论之一就是：经济增长的绝大部分成果来自于知识创新所带来的生产力的快速提升。不能令人满意的地方在于,模型是通过索洛残差来说明这一结论的,知识创新的微观作用机制的缺失是该理论的致命缺陷。由Romer发展起来的内生增长理论则在某种程度上弥补了这一损失。内生增长理论的关键假设就在于引入了知识创新的排他非竞争性特征。而这恰恰是IPR最本质的特征。知识创新本身不具有排他性,IPR作为一种法律所赋予的权利形式,对知识创新成果享有了利益独占的权利。正是这种排他性与非竞争性的结合,使得知识创新成为了经济增长的动力源。因此,内生增长理论中的知识创新指的是IPR,而非广义的人类智识活动。IPR作为知识创新中最为活跃的部分,其排他性特征保证了微观上的激励,非竞争性特征则保证了宏观上的增长,从而极大地改善了人类的生存状态。
2.2 IPR的“排他性―垄断性”特征
经济增长理论被人所诟病的地方在于无法解释现实世界中巨大的增长差异,发展经济学对这一问题给予了极大关注。然而传统的分析仅仅强调落后国家缺乏对IPR的法律保护从而无法产生持续的经济增长,忽略了IPR的动态演化过程中知识生产与知识转播之间不可调和的内在矛盾。排他性通过激励机制促进了知识的生产,带来了IPR的快速增长；而由排他性衍生出的垄断性则限制了知识的传播,阻碍了IPR在更大范围内的增长。这种内生的“排他性―垄断性”动态过程可以很好地说明国别间经济发展的差异性。从某种程度上讲,两者最大的区别在于排他性是针对个人而言,而垄断性是针对政府和市场而言。虽然这种区分本身存在模糊性的缺陷,但对于我们讨论IPR的特征已经足够。IPR的排他性是为了保护个人的利益而设,目的是激励更多的知识创新；IPR的垄断性则是政府或企业通过知识创新带来的市场垄断力获取额外利益的来源。然而在实践中排他性与垄断性的边界是很难界定的,因此对这一动态过程进行理论建构的可能性并没有引起人们的重视。接下来我们将通过对人类知识传播方式的发展,解释IPR的两个特征是如何在带来巨大的增长的同时,造成巨大的差异的。
3 实证分析
借助于数据分析给出的结论以及理论分析给出的思路,我们通过对IPR发展历史的梳理,对结论进行更充分的论证。本文的历史分段
参考的是Maddison的《世界经济千年史》和知识传播方式的进步历程,与传统的时代划分有所不同。
3.1 第一阶段 古希腊时期―法国大革命
从知识进步的角度讲,东西方文明在同时生了人类第一次真正意义上的知识创新大爆发。古希腊时代持续了约650年(公元前800年―公元前146年)；春秋战国时代则持续了550年(公元前770年―公元前221年)。这一时期知识创新的特征表现为：没有真正意义上的IPR,东西方在经济增长上的差异主要源于知识传播效率上的差异。总的来说,缺少了类似于IPR的规则性保护,知识创新还停留在很低的层面,这一点可以从当时整个世界的人均GDP水平体现出来。
3.2 第二阶段 法国大革命―电气革命
经历了中世纪的黑暗,西欧迎来了文艺复兴,知识创新活动在欧罗巴复苏。但从知识创新和知识传播两方面来看,迹象并不明显。事实上,大量的实证研究表明,直到18世纪末,西欧与中国这两个当时世界上最发达地区的经济表现大致相当。然而,两者的差异已经出现。在西欧,商业阶层的形成壮大和四大发明(特别是造纸术与印刷术)的传入为IPR的诞生提供了技术上的支持,随后的法国大革命带来了个体的真正解放,知识创新以IPR的形式为个人所有并以此牟利的合法性得到了承认。刚刚起步的工业革命所能够产生的知识创新能力被最大限度地释放,这种巨大的进步随着英国开拓新市场的努力传播到了整个世界,真正意义上的共同进步第一次成为现实。同样,人均GDP的表现说明了这一切(见上表)。
3.3 第三阶段 电气革命―互联网时代
英语成为世界语言和全球大市场的进一步形成为知识的传播提供了最大限度的助力,IPR则对知识的创新提供了加速器,经济增长的速度前所未有。然而排他性所固有的垄断特征也使得国内与国际间的经济发展水平的差异成为不可忽视的现实(见Table)。不可否认,IPR带来了经济增长,但这种增长是局部的,也是片面的。IPR只保护知识创新中最具经济效益的部分,而不是对人类长期发展最有价值的部分。诸如新能源、环境保护等方面的创新远远低于经济增长的实际水平。此外,局部发展导致的不均衡最终演变成领先国家对世界的掠夺,两次世界大战就是这种垄断性带来的最大悲剧。
3.4 第四阶段 互联网时代的来临
20世纪90年代开启的互联网革命对IPR的变革至关重要,表现在：①互联网对传统知识传播方式的颠覆；②世界在全面融合,个人自由成为普世价值,人类创造力进一步解放；③知识共享使得IPR的重心转移。一方面,东南亚成为知识创新的活动中心；另一方面,环境、能源等方面的研究在加强。一旦IPR释放对生产力的巨大推动效应,将会对经济增长产生深远影响。
4 浅析互动
IPR的发展已有两百余年,人类的经济增长亦是如此。通过分析IPR的核心特征和IPR的演变路径,经济增长与IPR之间的互动得以体现。结论如下：
第一,IPR是经济增长的马达。IPR能极大地促进经济增长。世界上所有经济发达地区都经历过知识创新的大爆发,而所有经济落后地区的IPR保护都是不容乐观的。内生增长理论有力地证明了这一结论。
第二,经济增长是IPR的基石。经济增长会带来对IPR的不断重视。没有初始的经济增长,知识创新的可能性就不存在。所有经济落后地区的另一特征是增长速度缓慢,严重地限制了IPR的有效运行。东亚的崛起准确地证实了这一点。
第三,知识传播方式的不断完善是维系互动机制的关键。纵观世界经济史,一国经济增长的可能性均诞生于如何将知识的创新转化为现实生产力。IPR前所未有地释放了个人的创造力,这一点固然重要,然而传播方式的改进(包括市场的成熟,英语的运用和因特网的发展)才是带来创造力改变生产力的巨大力量。没有知识的传播,知识的创新不会带来全球性的经济增长。如何更好地传播知识,形成IPR与经济增长的良性互动,应该得到更多学者的研究和关注。
参考文献:
［1］Romer,P..Endogenous technological change［J］.Journal of political Economy,1990，98(5):71-102.
［2］Maddison,A..The world economy:a millennial perspective［M］.Paris：OECD,2001.
近期，由“中国智库”中国国际经济交流中心组织召开的中国经济年会上，提出了中国经济社会发展新阶段具有的四大特征，大家应当密切关注。
第一个特征：经济发展进入了“转型期”。过去的经济增长在需求结构上主要依靠投资和出口拉动，产业结构上主要依靠第二产业带动，要素投入上主要依靠增加物质资源消耗。这种发展方式是不可持续的，必须进行转型，从粗放外延式发展转到集约内涵式发展。在国际竞争日趋激烈的情况下，转变经济发展方式刻不容缓。可以说，能否顺利实现转型，形成新的经济竞争力，在保持经济增长的同时，实现可持续发展，将决定未来新兴大国崛起的走势。
第二个特征：社会发展进入了 “矛盾凸显期”。从世界其他国家发展经验来看，一个国家进入中等收入时期，也是社会各种矛盾比较充分展现和暴露的时期。贫富差距、就业压力、土地拆迁、等其他国家在这个时期出现过的问题，我国也相当程度地存在。这些问题如果解决不好，不但关系到政府的公信力，给社会稳定造成极大危害，也势必影响中国特色社会主义建设的成功。现实需要我们对社会发展规律进行新的探索，致力于改善民生，创新社会管理体系，提高执政水平，不断增强人民群众的幸福感和安全感。
第三个特征：改革进入了“攻坚期”。三十多年来，不断深化改革，是我们经济社会持续健康发展的不竭动力。但近些年来，随着经济社会发展进入新的阶段，内生经济社会结构发生变化，一些体制机制上的深层次矛盾显现，与转变发展方式的要求不相适应。改革已到深水区，逆水行舟，不进则退。我们必须以更大的政治勇气和智慧，坚决破除一切妨害科学发展的思想观念和体制机制弊端，做好顶层设计和总体规划，不失时机深化重要领域改革，为全面建成小康社会提供新的发展动力。
关键词:经济周期;典型周期;分析
中图分类号:F2
文献标识码:A
文章编号:1672-3198(2010)09-0053-02
1 引言
经济周期波动的问题是宏观经济学领域一个古老而又活跃的话题。一国经济的波动不仅会影响到本国经济的健康正常运行,还会影响世界经济的稳定与发展,尤其对于当前国际间合作不断加强、国际贸易往来日趋频繁的时代,各国的政治经济关系从未像今天这样的紧密,其造成的影响及对其研究的意义也更加深远。
2 中长期波动态势分析
我国推行全面的经济建设开始于1953年,本文将以1953-2008年间国内生产总值年增长率波动序列作为研究对象,对我国经济增长率的中长期波动特征进行分析。按照“谷一谷”法划分,我国宏观经济在这56年间经历了10个经济周期。其中,第10个周期开始于2000年,至2008年已历时9年,但尚未完成,暂以2008年作为第10轮经济周期的谷底年份。从我国1953-2008年间产出增长率的变化可以看出(如图1),我国经历的10轮经济周期中,改革开放前后各有5轮,但是其波动的态势却呈现出很大的不同。
图1 1953-2008年中国年经济增长率的变化
总体来看,我国经济周期中长期波动的经典周期主要有以下几个特征:
第一,从各轮经济周期的波动幅度来看,改革开放以前的波动幅度较大,峰位较高,谷位普遍偏低,改革开放以后的波动幅度逐渐减小,峰位有所降低,谷位明显上升。改革开放前的5轮经济周期的波幅均在10个百分点以上,最大的竟达到了48.6个百分点,最小的也有10.3个百分点,平均波幅达到了21.98个百分点,波幅的标准差为15.83%,经济波动较为剧烈。而所有年份的最高经济增长率与最低经济增长率都出现在改革开放以前的周期波段中,1958年的产出增长率最高达到21.3%,次之为1970年达到19.4%,而最小的波动谷位出现在1961年,经济增长率下降了27.3%,说明改革开放以前的经济波动起伏较大,有“大起大落”的态势。与之相比,改革开放以后的经济周期的波幅变动明显较为缓和,最大的波幅也只有7.8个百分点,平均波幅为6.26个百分点,波幅的标准差仅为1.38%,比改革开放前的下降了14.45个百分点。在波动的峰位和谷位上看,改革开放以后的各轮经济周期的波动峰位相对稳定,其中最高的峰位为15.2%,最小的也达到了11.6%,尤其进入九十年代以来,年经济增长率基本都在8%以上,可见我国的经济逐渐运行到“高位一平缓”的发展阶段。 第二,从各轮经济周期的波动峰位与谷位的出现次数,以及在波峰或波谷的停留时间长度来看,无论是同一周期还是不同周期之间都有较大的差别。改革开放之前的年经济增长率多以峰谷相接的形式出现,高增长率一般只能保持一年,进入20世纪60年代只有两次在高峰附近保持了两年,分别为1964-1965年和1969-1970年,并且各周期的扩张时间长度都比较短,改革开放前的平均扩张长度只有1.8年。改革开放以后,虽然从1979年开始经济增长率连续三年处于下降趋势,但是以1982年开始的新一轮经济周期中,连续三年处于上升趋势,连续四年保持了较高的经济增长率,从而出现了八十年代中期经济增长的黄金时期,而随之的经济下降也仅停留在1986年这一年。进入九十年代以来的两轮经济周期波动都分别呈现出与以往任何一个周期完全不同的波动态势,在适度的高位保持连续的经济增长,尤其是从2002年开始的最近一轮的经济周期,创造了连续七年在10%以上的高经济增长率位势持续上升的态势,这种稳定的增长使得改革开放以后的平均扩张长度达到了3年,与之前相比平均增加了1.2年。
第三,从经济周期持续时间的长度来看,九十年代以来的两轮经济周期持续时间长度明显高于之前的经济周期长度,分别达到了11年和7年,说明九十年代以后我国经济在一段较长时间内保持了持续稳定的高增长。
第四,从经济周期波动的平均位势即平均增长率来看,各轮经济周期的差别也很明显。改革开放以前各轮经济周期的平均位势波动较大,最高的为9.23%,最低的是处于与自然灾害时期的1958-1962年,其平均位势为负值,即平均经济增长率下降了2.02%,而改革开放以前五轮经济周期的平均位势仅为5.86%,说明1953-1976年的平均经济增长率不高,经济增长率不稳定。与之相比,改革开放以后的平均位势为9.79%,高于改革开放以前3.93个百分点,在八十年代中期和九十年代以后的三轮经济周期的平均位势均在10%以上,尤其是1992-1996年和2003-2007年,年经济增长率连续保持在10%以上,表明我国经济在改革开放以后以较高的增长率平缓稳定的增长。
第五,我国经济周期波动的非对称性特征呈现逐步增强的态势。改革开放以前的经济周期波动总体上表现出较为明显的对称性,而改革开放以后的经济周期波动非对称性明显增强,主要表现在扩张阶段与紧缩阶段的持续时间长度与力度上。改革开放以前的经济上升阶段与经济下降阶段所经历的时间长度大致相同,而改革开放以后的经济周期波动,尤其是九十年代以来的两轮新的经济周期波动,在上升阶段和下降阶段所经历的时间长度却差别很大。从1991年开始的经济周期,仅用1991年和1992年时间就达到了此轮经济周期波动的峰位14.2%,却经历了九年的时间缓慢下降到2001年的谷位 7.6%,即所谓的“宽带现象”。而从2002年开始的新一轮经济周期,从开始就缓慢持续地上升,在达到2007年13%的高增长率之后,仅用一年时间就下降到了2008年的9%,比2002年9.1 %的经济增长率还降低了0.1个百分点。
3 短期波动态势分析
从我国经济增长率的中长期波动态势分析发现,九十年代以来我国经济周期的波动呈现出一些新的特点:波动的幅度减小,波动的平均位势升高,周期持续时间增长,扩张长度延长,非对称性增强等,而在新时期下经济周期的短期波动又呈现怎样的特点是这一部分所要研究的问题。
本文将以1992年-2008年的国内生产总值的季度增长率作为研究对象,对我国经济周期短期经典波动态势特征作深入的分析,以作为中长期周期波动特征的一个有效补充,这对于科学全面地把握与认识我国经济周期波动的特征具有重要意义。总体来看,我国九十年代以来经济周期的短期波动具有以下几个方面的特点。第一,从各个短周期持续时间长度来看,呈现“中间短两端长”的特点,平均波动持续时间为11.3个季度,标准差为18.67%,平均扩张长度为4.33个季度,表明我国经济短周期波动的持续时间差异较大,而短期扩张的持续时间平均在一年以上,尤其是在1998年以来的四个周期,其扩张季度占到总持续时间的近50%,说明经济稳定增长的持续性增强。
第二,短周期的波动幅度普遍较小,但个别周期波幅相对较大,说明经济运行相对平稳,但平缓中也伴随着较大起伏。波动峰位与波动谷位的位势都比较高,且各个周期的峰位比谷位的波动性更大,说明九十年代以来的短期波动处于在高位运行的状态。从波动幅度来看,只有第2轮和第6轮短周期的波幅在4%以上,其他均在3%以下。短周期的平均波峰为11.75%,峰位的标准差为6.25%,平均波谷为8.75%,谷位的标准差为3.58%,比峰位的标准差少2.67个百分点,可见谷位的波动性较小。
第三,从波动的平均位势来看,第1轮、第2轮和第6轮的短周期波动平均位势较高,均在10%以上,其中第1轮波动的平均位势最高达到了13.66%,短期波动的整体平均位势也有10.56%。从波峰和波谷的停留时间长度来看,峰位和谷位附近分布的点位较密集,前十年陡升缓降的态势较为明显,近十年缓升陡降的态势明显。以第6轮短周期最为典型,经济增长率由2006年第1季度的11.4%缓慢上升到2007年第3季度的13.4%,而仅用了一个季度就从2007年第4季度的13%下降到了2008年的10.6%,之后持续下降到2008年第4季度的9%,经济波动的非对称性在短期波动中更加明显。
由上分析,可以将我国1992年-2008年短期波动的经典波动特征简单概括为:短周期的波动幅度较小,波动的平均位势较高,波峰的波动性高于波谷的波动性,经济周期波动相对平缓,并呈现出较强的非对称性。
4 结论
本文从经济周期的中长期波动和短期波动两个层面,围绕经济增长率的波动态势对我国经济周期波动的经典周期特征做出一般的统计分析。从上述分析可以看出:
第一,我国改革开放前后的经济周期波动态势差别较大。从中长期波动的层面来看,改革开放以前的经济增长率忽高忽低,经济波动急促而剧烈,呈现“大起大落”的态势;改革开放以后的经济增长率基本保持在较高水平,经济波动较为平缓,呈现“高位平缓”的态势。
第二,经济周期波动的非对称性逐步增强,出现了“陡升缓降”和“缓升陡降”的一些新的波动态势,尤其在九十年代中后期呈现了所谓的“宽带现象”。
第三,九十年代以来的短周期波动与相应时期的中长期波动的态势大体趋同,但同时具有一些新的特征。九十年代以来的经济波动更加平缓,经济增长率相对稳定地保持在较高水平,经济波动在峰位和谷位的持续时间都有所延长,我国经济增长的稳定性、持续性与非对称性逐步增强的特征在短周期中表现得更加突出。
参考文献
[1]刘树成,龚益,樊明太,李强.中国工业短期波动的地区不平衡格局分析[J].经济研究,2001,(12) :33-39.
一、我国税收收入的高幅增长，实际上是现行税制下可实现税收规模的逐步回归
（一）我国近几年经济增速无法支撑高速增长的税收。
这几年来，我国税收增长速度明显高于经济增长速度，但经济增长因素对税收增收的影响是适当的，有限的，因近年来我国经济运行一直比较平缓，没有发生大的突发性变化。1998——2002年，我国的税收收入从8656.6亿元，上升到17003.8亿元，年均增长15.7％，而同期的GDP年均增长7.6％。按照一般经济发展水平，从税收与经济的关系看，每当GDP增长1个百分点，税收收入增长约0.8——1.2个百分点。如果税收弹性过大，则反映着经济发展的波动幅度较大。若经济效率比较低，效益比较差，税收弹性则低于1.反之，税收收入的弹性系数就要大于1.纵观我国近五年的税收收入弹性系数，每年都达到了富有弹性的水平，特别是从1999年以来，税收收入弹性系数每年都超过了2.5，即GDP每增长1个百分点，税收收入就增长2.5个百分点以上。这与我国近几年经济一直在通缩状态中运行的现实不相称。受经济通缩的制约，我国的经济运行质量没有明显提高，企业经济效益改善不快，经济结构没有发生大的变化，即使由于经济的持续稳定增长带来相应的税收收入增长，但增长的幅度不可能如此悬殊。因此，如果仅从近几年经济发展提供的税源增量来看，一般来说无法支持税收收入这种增幅。
（二）税收政策、法规调整因素对增加税源的影响很小。
近几年我国的税制没有进行大的调整，只是作了局部的修改、完善。具有直接的增加税源意义的税收政策就是从2000年开始恢复对个人储蓄利息税的征收，每年增收约250亿——300亿元，除此以外，大部分是减税政策。如降低证券交易印花税，对企业的行业、产业税收优惠政策，促进就业方面的税收优惠政策，取消屠宰税和固定资产投资方向调节税，等等。因此，税收政策、法律调整因素，除个别年度对税收收入影响可能比较大外，从整体上看不会造成多大的影响。至于因财政体制调整带来的政策性增收，是我国税收不规范的典型形式。如所得税共享体制的建立，带来的所得税大幅增长等。但不管怎样，它只是起到了加快实现税收收入的作用，而提高税收收入的前提，必须是有可实现的税源。
（三）加强税收征管对提高税收收入增幅有一定的作用，但不可能对税源产生直接的影响。
在分析我国税收收入增长的因素构成时，有人就把除经济、法律因素之外增长的税收，都归结为加强征管的结果，从而得出了税收增收部分的30％——40％都是由加强征管形成的结论。也就是说，如果年增收1000亿元的话，其中约300亿——400亿元是加强征管形成的。但不管征管因素在税收收入的增长中起多大的作用，它始终只是实现既有的税收，而无法创造新的税收。
（四）我国现行税制和现实经济条件下的可实现税源，是支持税收高幅增长的根本原因。
既然经济增幅不能作为支持税收增幅的充分理由，征管因素如果没有可实现税源作后盾就变得毫无意义，而由税收政策、法律调整带来的对税收收入增幅的影响也微乎几微，那么从根本上说，支撑着我国税收收入的高幅增长就应当是我国应实现而未实现的税收收入规模，即超常增长部分。我国税务系统目前对税源的统计基本仅限于纳税人的申报情况，而对于申报以外的税源一般无从掌握。因此，我们很难估计我国每年到底有多少偷逃及漏征税款的情况。但是，从我国税收收入占GDP的比重来看，应当说还有相当大的税收空间。我国2002年税收收入占GDP的比重只为16.6％，如果按照发展中国家的一般水平的20％计算，我国的税收收入规模应达到20500亿元，但到2002年，我国的税收收入规模才17000亿元。这里尽管有我国比较重的非税负担对税收产生一定的影响，但这种影响应当说是间接的，宏观税负是由税制决定的，非税负担只能增加纳税人总体负担而不能决定宏观税负的增加或减少。
因此，从应有的税收规模到现已实现的税收规模之间，存在着一个很大的税收收入应收缺口。由于这个缺口的存在，就为我国税收收入的非正常增长或超常增长提供了可能。因这种增长不涉及对税制的破坏，也不涉及对纳税人税负的加重，对纳税人而言，只是在现行税制下，缴纳了一部分本应缴纳而没有缴纳的税款而已，减少了一部分不当得利而已。由此可见，我国税收收入超常增长部分主要来自于税收应收未收的缺口，是我国税收应收规模实现的一部分。
二、现行的税收计划管理制度主导着税收缺口的填补进程，使我国的税收收入得以持续稳定地超常增长
长期以来，由于受计划经济体制的影响，以及我国现行税制、征管监督体系和其他经济管理制度的制约，对税收收入一直实行计划管理，即每年都根据财政支出的需要和上年的收入规模，按照一定的增长比例确定当年的税收收入任务。
各级税务机关则按照上级税务机关及当地政府确定的计划任务组织税收，而且把完成税收收入任务作为履行税收职能的一个重要标志，至于现实经济活动所能提供的税收规模到底应该有多大，则不大容易引起人们的注意。
由于税收计划管理制度是目前各级政府对税务部门进行领导、管理、考核的一种比较简单、易行的方法，对税务部门来说也是一个比较愿意接受的方式，因此与计划经济时期相适应的管理体制在当前的市场经济条件下仍在适用，而且目前还没有改变的迹象。对此，作为税务部门来讲，必须要有长远考虑，特别是在当前安排税收计划时不完全考虑经济发展水平的情况下，税务部门必须留有余地，只有这样，才能确保每年任务的完成或超额完成，从而达到各方满意的目的。也正因为这样，税务部门提出了要建立确保税收收入持续稳定增长的机制。从一定意义上讲，税务部门的职能特点应当是被动的，也就是说税务部门只能执行税制，而不能决定税制；只能依经济活动所提供的税源行使征收的权利，而不能决定或创造税源。但由于我国财政支出，特别是地方财政支出增长速度高于经济发展速度的现象持续存在，税收收入持续高于经济发展正常所能提供的税收增幅就变得很自然了。
在税收计划管理制度下，税务部门一般都能完成或超额完成年初确定的税收任务。即使由于特殊原因，年中出现追加税收任务的情况，一般也能照常完成，这使得税收计划管理制度具有一种“魔力”。这种“魔力”，一方面增强了政府继续对税收实行计划管理的决心，另一方面也增强了税务部门每年留有一定的收入余地的必要性、紧迫感。如此，只要税收计划管理体制一直存在下去，税务部门都会尽可能地留下税收缺口。至于每年填补的缺口有多大，则主要看政府对收入增长的要求及税务部门的预期愿望和可能性。如果政府要求高一点则税务部门压力就大一点，增长的比例可能就大一点，反之亦然。因此，在这种保持一定的税收缺口的前提下，每年都拿出一部分填补一点作为超常增长部分，客观上就维持了人为的持续快速高幅增长这样一个税收形势。
三、现实税收形势带来的隐忧
（一）高幅增长的表象掩盖了征管工作的矛盾和问题，也影响了税制改革的进程。
在一定的税制条件下，由于税收收入的高幅增长，给人们展示的是一种比较乐观的景象。特别是在根据正常的经济发展水平所能实现的税收收入基本实现或超额实现的情况下，征纳双方的矛盾又没有突出，一般很难对现行的税制和税收工作提出怀疑。人们一方面反映征管质量不高，有税不收现象比较普遍（越是税源充盈的地方，征管质量问题越突出），另一方面人们对于大幅增长的税收形势带来的喜悦远远超过忧虑；一方面感到税制的落后、不科学、执法的不规范，另一方面又对税制改革的不确定性带来的风险和对现有税制稳定的局面可能被打破而难以痛下决心。
（二）非经济因素在组织税收收入中的作用被进一步强化。
由于人们通过用行政手段下达税收收入任务的办法获得所需要的收入来得比较直接、简单、易行、有效，作为管理者或领导者更倾向于采取这种方式，而不愿用费神又费力的预测来得到一个不确定性很大的收入规模。因为前者安全，后者有时尽管诱人但不确定，只是一个应收尽收的承诺或保证。如果按原来的收入盘子发生支出困难时，这可以发出增加一定规模税收收入任务的指令，要求税务部门必须完成。因此，行政手段在组织税收收入中的作用，还有进一步被强化的趋势。但这却使得原来完全由经济发展水平决定的、严格法制化的税收收入，变成了随时可以变化的行政任务，变成了像弹簧或牛皮筋一样的任意伸延、压缩的弹性税收。
（三）不利于依法治税的全面推进。
在税收计划管理制度下，依法治税对税务部门自身来说变成了仅仅是程序方面的要求，而实体方面依法应收尽收、不收过头税的要求，就只能变成一种愿望或口号。依法治税的一个非常重要的内容就是必须保证所有纳税人在税法面前人人平等，把公平、效率的税制原则体现到具体的税收执法活动中。由于受完成税收任务的限制，在实际工作中，一些地方除非对矛盾比较突出、社会各方特别关注的领域或案件介入外，一般不会给予太多的主动介入，把对税收违法行为的查处变成了缓解社会矛盾的平衡器，形成了建立在执法不到位基础上的所谓的“良好”的征纳关系。一些地方甚至把对违法行为的查处作为弥补税收任务完成困难的一种手段。
（四）提供了错误的税收能力信息，引发的矛盾可能影响到政府的运作、社会的稳定。
由于每年的税收收入增长幅度都比较大，特别是与经济发展的指数比较，税收的收入弹性一直比较大，这种收入增幅惯性使人产生了一种惯性思维，在经济发展平稳的状态下，政府在安排当期的社会发展计划时，一般都会按照可参照的增幅下达税收任务，并按这个收入任务安排预算支出，确定社会发展项目和水平。但当税收缺口被逐年的超常增长填平时，矛盾马上就会突出出来，政府希望的收入目标无法实现，安排的支出无法兑现，已经形成的社会发展计划可能受阻，从而引发一系列的连锁反应，甚至诱发新的社会矛盾，影响对政府的信任度。
四、关于确保税收形势健康、稳定发展的设想
（一）用科学的经济税收观来指导税收工作。
税收收入的规模、水平，在税制和征管水平一定的条件下，取决于经济发展水平所能提供的税源。经济发展形势如何，是税收形势好坏的基础。没有好的经济形势，不可能有好的税收形势。
从这个意义上说，判断税收形势健康、稳定与否，关键是看是否与经济发展水平相一致。如果一致，那么税收的多或少，反映的就是我国一定时期的经济发展的真实形势，就是正常的。因此，我们在指导税收工作时，不能人为地靠行政管理的办法确定税收收入的多少、收入任务完成的进度，否则是非常有害的。
（二）建立科学的征管质量监管体系。
税收计划管理体制应尽快取消，代之以建立完善的税收征管质量监督管理体制。上级税务机关特别是各地政府对税务部门税收职能履行情况的监督，主要是税务机关税收征管质量，而不是税收收入的多少。这里的关键是征管质量指标的确定问题。检查征缴率是一个重要指标，但征缴率的要素构成必须科学，不能简单地按照申报情况确定，而必须根据对税源的科学预测和严格的质量检查体系来确定。同时，必须建立一个确保征管质量监管制度落实的组织系统，这个系统应当是自上而下，不受其他因素干预的。
（三）坚持依法治税，努力做到应收尽收。
对于经济活动创造的税源，只有通过严格的依法治税，才能使其成为国家的税收收入。否则，尽管经济发展了，税源增加了，但国家的税收收入不一定增加。组织税收事实上是一种严格的行政执法活动，税务部门必须在严肃的法制层面上来履行职能。只要是国家的税源，又完全在现有征管水平监控范围之内，税务部门就必须依法履行征收的职责，否则就是失职、渎职。我国《刑法》中对于税务人员不履行税收职能的行为，达到规定标准的，还要追究刑事责任。这是一个非常重要的规定，对于严格依法治税具有重要意义。为促进依法治税，我们必须加强执法监督，建立严格的责任制和责任追究制，并确保其执行，使依法治税逐步成为税务系统和税务干部一种自身内在的要求。
关键词:医药产业;发展过程;成长轨迹
中图分类号:F403文献标志码:A文章编号:1673-291X(2009)15-0152-03
引言
描述一个产业的成长过程,常常采用对一国该产业若干年来的发展数据加以观察的纵向研究方法。但这有两个不足:(1)所采用的足够长的历史数据无法得到,无法描述一个产业长期的成长发展过程,尤其是医药产业。(2)即使能够得到某个国家较长时期内的历史数据,一个国家的医药产业发展过程也未必能典型地代表大多数国家医药产业所应遵守的规律。因此,产业成长发展的过程通常不适于采用纵向数据进行描述,大多数研究采用的是横向研究方法,即截取处于不同经济发展阶段的复数国家同一时点医药产业发展的截面数据,来拟合该产业在不同经济发展时期的成长轨迹[1]。
钱纳里等人的研究经验表明,截面数据的结果反映了经济结构的长期调整趋势;库兹涅茨的研究也证明20世纪50年代跨国截面模型与历史增长模型间存在相似性;系统分析理论中的遍历性原理,则从统计理论上对横截面比较分析的可行性给予支持,借鉴该理论,如果产业成长有一定的规律,对一个国家某产业充分长的时间发展轨迹研究与对足够多国家该产业的横向截面比较研究结论是可以互相借鉴的[2]。
医药产品由于其对人类生存和健康的特殊作用,很多国家都对其实施严格的监管,在大多数国家,由政府控制医药行业准入,因此,各国医药产业受其他国家的影响较一般消费品行业要小[3]。此外,产业生命周期理论显示,市场需求是决定产业生命周期的原动力,一国的经济发展水平是医药产品市场需求的最基本决定因素。因此,医药产业与多国经济发展水平的截面数据在一定程度上反映了产业发展的变动趋势[4]。
一、医药产业成长与经济发展
1.医药市场销售与GDP总量
根据《世界医药通鉴》(2000―2003年,上海数图医药科技公司编制)相关数据,本文选择世界35个国家或地区2002年的医药市场销售额与GDP数据,采用横截面研究方法,分别研究医药市场销售额与GDP总量、医药市场销售增长与GDP增长之间的相互关系。
由于美国和日本的总量数据数值很大,为了得到更好的拟合效果,分析中将这两个国家的样本数据剔除。EXCEL表格软件分析的观测性结果如图1所示,医药销售额与GDP总量之间具有高度的相关性,呈近似线性关系,可对其进行线性回归分析。
假定GDP以外的其他因素为随机干扰项,以医药市场销售额(用Y表示)为被解释变量,GDP为解释变量,建立医药市场规模随GDP变动的回归方程,描述医药产业发展状况。用SPSS软件进行回归结果如表1所示[5]:
用方程表示:Y= 1.981+0.010X
用方程表示:Y=1.981+0.010X
分析结果表明,医药市场销售额与GDP之间存在着高度正向相关关系,相关系数为0.958。其中,R 2为0.918,调整后的R 2为0.916,方程较好地解释了变量之间的关系。t值较大,方程通过了显著水平1%的t检验,具有统计意义。
根据回归方程,在其他条件不变情况下,GDP每增加1 000亿美元,医药市场的销售额将增加10亿美元。医药市场销售额与GDP总量之间的相关分析体现了两个变量之间的长期稳定趋势,变量之间正相关表明,医药产业是一个处于不断上升的朝阳产业,随着经济发展,医药产业将以一个接近直线斜率的比率进行扩张[6]。
值得注意的是,中国医药市场规模与其经济增量之间的比例明显小于样本国家中的总体水平,2002年中国医药市场销售额占GDP总量的0.493%,远低于1%的样本平均水平,中国的医药市场远未得到应有的发展[7]。
2.医药市场增长率与GDP增长率
医药市场增长率与GDP增长率指标是相对指标,它较敏感反映了各种因素影响。为尽可能减弱短期波动性影响,同时考虑经济增长对医药消费的滞后影响,下面分别选择2002―2003年医药市场平均增长率和2000―2003年GDP平均增长率两个变量进行相关分析(参见表2)。
根据上述数据,分别计算上述国家和地区的医药市场平均增长率和GDP平均增长率,其中,阿根廷和埃及两个国家的数据异常,将其剔除。医药市场增长率与GDP增长率趋势图显示,医药市场的增长明显高于GDP经济增长。大多数样本都显示出这样的特征。其中,阿根廷由于2000―2002年的经济危机使得医药市场销售大幅度下降。埃及镑在2001和2002年间进行了一系列贬值,使得其对美元的汇率一度下跌了40%,因此用美元衡量的埃及医药市场表现为大幅度负增长(参见图2)。
医药产业关系到人们防病治病,是生产生活必需品的行业,基本上不受经济波动的影响。随着人们生活水平的提高,人们对药品质量、品种、数量的要求也越来越高。因此,在世界范围内,医药产业是一个兼具防御性和成长性的行业[9]。从一个国家范围来看,由于医药产品具有较高的需求收入弹性(据测算,医疗保健产品的需求/收入弹性为137%)和较低的需求价格弹性,在国家经济处于景气周期时,个人收入增长将拉动个人药品需求增加,医药产业快速增长;反之亦然。医药产业受经济经济波动影响较小而表现出的稳定增长特征与产业增长总体上高于经济增长速度特征同时并存[10]。
二、医药产业的成长轨迹
产业生命周期理论揭示:特定产业由于经济增长、社会主体需要的变化和技术上为新的产业技术所代替等原因,必然经历形成、成长、成熟和衰退等发展阶段,对产业发展不同阶段特征主要通过市场中厂商数量的变化、产业增长速度变化、市场结构与企业绩效的变化等方面进行描述[11]。
人均GDP常常作为衡量一个国家和地区的经济发展水平,35个国家人均GDP数据的顺序排列形成了经济发展水平由低到高的序列变量。医药市场增长率可以作为一国或地区医药产业增长速度的替代变量,因此,医药市场增长率与人均GDP之间的关系特征可以用来描述一定时期内医药产业成长的阶段性特征和基本轨迹[12]。
根据经济发展水平,医药产业发展可以大致分为三个阶段,当人均GDP低于2 500美元时,医药产业将会保持高速增长的特征,而当人均GDP处于2 500美元～5 000美元之间时,医药产业发展将会放缓,当人均GDP超过5 000美元以上,科技的开始腾飞和广泛应用,加之人们健康意识和理念开始普遍确立,医药产业又将长期保持一个较高的增长速度发展[13]。
医药市场增长率与经济发展水平的关系表明,当一个国家经济发展处于较低水平,医药产品作为满足人们最基本需要的产品,具有很低的价格弹性和较小的波动性特征,同时,经济相对落后的状况使得这些国家和地区由于卫生保健基础差、疾病防治手段有限,人们观念陈旧落后,人口普遍呈现较高速度的增长,这些因素都会刺激医药保健方面的需求,推动医药产业高速增长[14]。
但是,人均GDP处于2 500美元～5 000美元之间时医药产业发展将会放缓的结论可能会令人费解。其中可能有样本数据存在一定程度的偏颇所至,但是其间的一些必然方面也是值得深究的。
经济发达国家的医药产业总体上保持平稳快速增长的态势。在人们的基本保障得到较好满足以后,健康保健方面的需求开始迅速上升,从而促进医药产业高速增长。但是,具体样本分析发现,部分国家如日本,经济发展水平较高,2002年人均GDP达到31 313美元,其医药市场的增长率很低,1990―2000年,当美国以年均12.2%的增幅增长时,日本的年增长仅为1.3%。可见医药市场与其他市场的重大不同,经济发展对其影响比其它市场要小得多。
高增长性是全球医药产业概貌的主线,因此,医药产业进入了世界众多国家的政府、资本家和实业界人士的战略视野。从产业成长的过程看,医药产业与经济发展在总量上存在长期稳定趋势,从而决定了医药产业是一个随经济发展处于不断上升的朝阳产业。数据研究并未发现医药产业增长速度与经济增长速度之间的必然联系,但医药产业总体上以明显高于经济发展速度实现增长的特征非常明显。同时,以经济发展水平由低到高形成的近似时间序列与医药产业增长的相关性研究表明,医药产业的增长速度在不同的经济发展阶段具有并不完全相同的特征:当人均GDP低于2 500美元时,医药产业将会保持高速增长的特征,而当人均GDP处于2 500美元～5 000美元之间时,医药产业发展将会放缓,当人均GDP超过5 000美元,医药产业又将在一个较长的时期内保持快速增长。
参考文献:
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[12]袁松范,杜蕾.当今世界医药跨国公司发展的轨迹[J].上海医药,1998,(6):11-12.
【关键词】新常态经济 宏观 解释
【中图分类号】F015 【文献标识码】A
2015年中国经济增长速度为6.9%，是1990年以来的新低点，而从2010年开始放缓的中国经济成为近几年国内外专家学者讨论的热点，中国政府把这种经济增速放缓的时期称为新常态。文章从经济学视角出发，对中国经济进入新常态的定义、特征、内涵与内容等要素进行解析。全球化背景下的新常态经济，对于发达国家和发展中国家的涵义是不同的，具体到我国国情，必然又有其独特性。我国正处于全面建成小康社会和实现中华民族伟大复兴的历史进程中，深刻把握经济新常态的规律和特点，是开展下一步战略规划和系统工作的先决条件。
全球背景下的经济新常态
相对于21世纪初，当前的全球经济是暗淡的，变化是错综复杂的。随着新兴经济体的崛起以及发达国家持续的经济困境，世界经济已经开始发生深刻变化，并逐渐呈现出一种新的发展趋势。2008年金融危机又一次暴露了资本主义新自由主义经济思想的缺陷，新凯恩斯主义及政府的干预举措被重新认识，传统欧美发达国家的国际竞争力提升诉求更加突出，而发展中国家的产业阶梯层级也趋向更高水平。世界经济正处在更加复杂的结构调整期，以往的经济格局已经无法维持世界经济的稳定增长，新动力与新挑战并存，扩大开放与地方贸易保护并存。回望2015年，全球增长中枢下降、多元化退潮和全球化放缓为核心特征的全球经济新常态进一步凸显。
世界经济新常态趋势所表现出的核心特征正是经济低速复苏和世界格局变迁之间的长期相互作用，即增长与结构的震荡调整。一方面，2008年经济危机影响了世界上大部分国家和地区，世界经济增长受到拖累，虽然东亚地区作为全球经济增长最快的区域，但也同样受到国际贸易的影响和自身发展阶段特征优势的限制，“内忧外患”的加剧既降低了本国经济增长速度，又会对贸易关系国或债权债务国构成负外部性影响，最后导致世界经济整体增长缓慢。
而在全球化背景下，国家之间经济质量的相互影响随着开放程度提高而趋向更加全面甚至系统性，但由于发达国家在尖端技术、高端产品以及服务产业的绝对优势及技术出口限制，使得追赶型国家在靠近自身的技术瓶颈后对国外技术的依赖度提高，经济增速自然趋缓，而发达国家仍然可以依靠技术优势保持合理的增长速度，欧美国家启动“再工业化”战略正是要保持和提升技术优势。在这种特征下，发展中国家和发达国家之间缺乏协调一致的联合战略，发达国家的技术创新动力不足，而现有技术又不愿让发展中国家使用，各自为政的增长模式和逐渐攀高的贸易壁垒拖累了经济的整体复苏速度。
另一方面，在诸多新兴市场国家中，中国作为世界第二大经济体，在国际舞台上逐渐拥有更多的话语权和国际影响力。2015年，中国GDP总量为67.67万亿元；而在超越日本成为世界第二大经济体的2010年，中国GDP总量为40.89万亿元；再往前的2005年，中国GDP总量仅为18.59万亿元，快速发展的中国经济早已成为继美国之后世界第二大经济增长动力引擎。随着更多新兴市场国家发展崛起，世界治理结构正在向发展中新兴经济体倾斜，但也面临来自发达国家的新体系制约。
布雷顿森林体系框架内的八国领导人非正式对话论坛G8峰会早于1999年扩大为包含10个发展中新兴经济体和10个发达经济体的G20国际经济合作论坛，现已成为国际间重要的经济对话交流平台。而中国于2014年组建成立的亚洲基础建设投资银行进一步提高了新兴市场国家的影响力。为了构建比世界贸易组织（WTO）更加符合欧美发达国家经济利益的新国际贸易体系，美国、欧盟以及日本等国正在加紧建立并完善跨太平洋伙伴协议（TPP）、跨大西洋贸易与投资伙伴协议（TTIP）和多边服务协议（PSA），并扩大与同盟国家的自由贸易区（FTA）建设，进一步拉拢所谓“真正之友”（RGF），以建立排除中国、俄罗斯等发展中国家在外的新型国际贸易关系格局。
全球经济新常态下的中国经济
新常态意味着经济发展的条件和环境等因素发生了不可逆的变化。在世界经济低迷中缓慢复苏的大环境下，全球经济新常态对中国经济发展产生负面影响，也表现出了日益明显的多样化矛盾和增长压力。①国际货币基金组织（IMF）也表示，全球经济正处于调整之中：新兴市场增长普遍放缓，中国经济正处于再平衡进程中，大宗商品价格下跌，美国逐步退出量化宽松货币政策。如果这些问题不能有效解决，全球经济增长可能受阻。
在IMF有统计数据的188个经济体中，2015年，有115个经济体经济增长预估值低于其1980年至2014年的历史平均水平，有107个经济体增长预估值低于2014年；全部188个经济体的增长预估值低于历史水平的平均幅度高达1.07%。同时，根据IMF统计，2015年全球经济增长3.1%，2016年和2017年的预测增速分别为3.4%和3.6%，均比此前预计增速下调了0.2%。
经历了亚洲金融风暴和美国金融危机之后，中国年均10%左右的GDP高速增长奇迹已经逐渐转向7%左右的中高速经济增长区间，并自2010年开始一直处于缓慢下行轨道中。主要工业生产指标持续回落，第三产业增长堪忧，且伴随日益突出的各类金融、财税、城乡、户籍、社保、人口、廉政、外贸、收入分配等方面社会经济矛盾，对中国经济的发展态势必须进行更深层次和切合实际的认识和判断，并依此调整国家政策和安排未来政府工作规划。②
我国经济发展进入新常态后，增长速度正从高速增长转向中高速增长，发展方式正从规模速度型粗放增长转向质量效率型集约增长，结构正从增量扩能为主转向调整存量、做优增量并存的深度调整，发展动力正从传统增长点转向新的增长点。
新常态经济的经济学解释
新常态是相对于旧常态而言的，是指新的稳定状态或者说正常形态。中国经济从1978年改革开放到2008年世界金融危机之间的30年，每年10%左右的GDP高速增长率，多样化、规模化的工业化进程，持续的、长期的基础设施投资，迅速壮大的国际资本流入，体制机制与经济结构的非对称发展，都属于旧常态的具体表现，是各种要素、因素综合作用的结果。在经历2008年的世界金融危机之后，经过短暂的震荡，中国经济表现出了缓慢下行趋势，作用于经济形态的各种要素、因素发生了潜在或根本性变化，观察各项经济数据（外商直接投资FDI、居民消费价格指数CPI、国民总收入GNI等）和主要经济现象（产业价值链转移、欧美日“再工业化”、新兴产业发展等）可以发现，中国经济表现出许多完全不同于以往的新特征。
从经济增长角度解释。新常态经济是阶段性可持续的中高速、集约型经济。曾经的高速偏粗放型增长方式由于众多内生和外生因素变化而变得不可持续，环境承载力达到上限，人口红利逐渐消失，技术竞争遇到瓶颈，国家贸易比较优势发生变化，低端制造业规模性转移和国外中高端制造业回归，经济政策逐渐趋于僵化，投资拉动经济效果边际递减，过剩产能的副作用开始显现，国际经济环境复苏缓慢。这些因素约束已经将中国GDP增速从10%以上拉低至7%以下，并趋于稳定。中国经济正处在向后工业化阶梯迈进的过渡、转型阶段，经济增长阻力倒逼经济增长方式更切实地转向环保、节约、绿色可持续的集约型经济，增长效率问题重要性已经开始高过增长效益问题，提高全要素生产率（TPF）成为经济持续增长的必经之路。③新常态经济正是这样一种阶段性增长趋缓的经济，更确切地说是向完全的绿色经济迈进的动态集约化经济。
从经济结构角度解释。新常态经济是结构平衡导向的市场化、调整型经济。旧常态经济的过快发展没能依靠市场化同步完成结构的转型，经济调整滞后于经济增长，地区平衡、城乡、国企私企和产业结构平衡等问题都被置于比较次要的位置，而现在已发展成为突出矛盾，到了不得不改的阶段。新常态经济的结构调整内在诉求是根本性的，既有市场结构、政府机构的调整，还有政府与市场、民主与自由的调整。市场结构调整涉及宏观方面的三大产业结构比例调整、传统与新兴产业结构调整、同产业同行业内部整合、低效高污染产业转移调整、部分国外工业回归造成的外部性调整等等。新常态经济是向市场要效率的经济，调整的目标正是要发挥出市场效率的应有效果。
从经济动力角度解释。新常态经济是科研创新指向的信息化、革新型经济。新常态经济是在以往经济动力不足情况下发展出现的，新动力是维持新常态经济稳定增长的第二根本性内容。带动经济高速增长的传统产业发展放缓，传统动力减弱，但支持经济基本面的新兴经济、创新创业型经济、信息技术经济、服务业经济开始表现出稳定增长的动能，也是进入发达国家行列的关键动能。创新也将覆盖传统产业，但速度显然要慢于起步于蓝海（垄断环境或空白市场）中许多创新经济业态。在新常态经济中，技术革新成为维持产业竞争力和发展能力的关键关口，各种企业创立的科研中心、部级实验室就是最好手段，技术创新的委托外包服务需求也开始升温。与实业革新相伴的，是对老旧制度的革新，包括金融制度、生育制度、户籍制度、利率制度、审批制度、短期经济政策等。
从经济福利角度解释。新常态经济是分配公平趋向的福利化、和谐型经济。中国发展进入新常态的首要课题就是维持社会和谐稳定和实现全面小康社会目标。注重社会公平是经济存量财富巨大化的条件下，寻找能够让全体国民享受到国家发展成果的途径方向，是国富促进民富的必然前提。国家的发展强盛最终还要归于每一个国民的富裕进步，百姓的生活水平、教育水平、健康水平、劳动能力和国民素质提高，都需要以收入的普遍提高为基础，以必要的社会保险为保障，以高质量的教育资源及高效率的教育体制为配套，以完善的国家收入分配体制为支撑。新常态经济的福利化过程也是解决中国已经存在多年的基尼系数过高问题，根据国家统计局公布的数据，中国基尼系数自2000年之后一直处于世界平均警戒线水平以上（0.419～0.491），而美国学者统计中国在2005年至2012年间的基尼系数在0.53～0.61之间。新常态经济要实现百姓福祉，必然从更多层面增加政府开支用于民生保障，并继续通过财税收入转移支付方式加大对收入分配的调节力度。
从经济配套角度解释。新常态经济是综合配套引向的对称化、综合型经济。中国旧常态经济的有限市场化和政府的繁政集权拖累了当前经济发展，政府对市场的管控是稳定宏观经济的必然要求，但改革开放已经30多年，旧常态下的经济体量增长惊人，但行政改革却效果甚微。新常态经济是对称化经济，是实现政府机构、机制及政策与经济发展新常态特征相对称的经济，政府的简政放权和进一步市场化是在同步协调扩展的，经济的综合效率，即政府效率与市场效率的结合，是新常态经济稳定提效的内在需要。哈佛大学一项研究表明，发达国家走出全球性危机一般需要7年，而新兴市场则需要13年。④这意味着全球经济的衰退伴随此消彼长的多元化退潮或许会持续至少6年。同时也意味着我国面临的“新常态”将会持续一段时间，我国经济发展进入新常态，绝不意味着我国经济已经进入某种新的稳态。目前的状态是新常态的一个起始点，是赶超型经济增长⑤的条件和方式发生了变化，它正引领我国经济进入一种综合动态优化过程：某些特征正在生成、发展、壮大，另一些特征则在弱化、改变或者消失。简言之，中国经济发展新常态是一个有着确定愿景，随实践不断发展变化的动态过程。新常态指向的是中高速增长、质量效益提高、生态效应改善、可持续性增强的良性组合，指向的是社会主义市场经济的各个方面制度更加成熟和定型。
结语
自2014年5月在河南考察时首次将中国经济新常态作为官方正式观点提出以来，迅速成为经济发展热词。2014年11月9日，在APEC工商领导人峰会开幕式主旨演讲中，对中国经济新常态进行了全面阐述和解读。他指出，中国能否抓住新的机遇，应对新常态下的各种挑战和风险，关键在于全面深化改革的力度。中央高层对新常态的全面解读，对于各界正确理解和把握新常态的内涵，新常态下中国经济面临的机遇、挑战及如何在战略上应对，无疑具有极其重要的意义。
经济新常态与“战略转型”、“经济阶段性特征”、“平常心态”、“调结构与转方式”等关键词联系紧密，是对中国经济发展新阶段的明确认识。在国内经济形势趋向新的稳定均衡和国际形势不确定性增多的背景下，从现实发展现象和内在机制中认识中国经济发展的新变化和新问题，是提出应对措施和确定未来“十三五”发展规划的前提。对中国经济的下滑、风险的凸显以及红利的转换究竟受外部因素影响，还是意味着中国经济进入到一个新的和过去不同的阶段，各界争论和分歧较大。以“新常态”描述中国经济的特征，并将之上升到中国宏观战略高度，在解决理论纷争的同时，是对中国经济“下一个十年”的政策大方向作出的战略性选择。
国际新常态已经表现出低增长中缓慢复苏、欧美日货币政策分化、新贸易保护主义抬头、世界治理格局变迁、欧盟和日本经济持续停滞、产业价值链国家间转移、国际金融市场风险仍然较高、俄罗斯经济困境持续等多种特征，导致中国出口的外需增长放缓和技术型进口的受限范围扩大。在较为低迷的世界经济环境实现稳定增长，中国必须提高自身的经济发展质量。
中国新常态经济就是从增长方式、动力、结构、平衡和配套角度提升经济发展质量的新经济形态，是在动态调整中从不平衡到平衡、从结构扭曲到结构合理、从政策与经济特征不协调不配套更加协同一致的阶段过渡，并必然存在改变固有体制机制的阻力问题和影响部分利益集团的固有利益问题，深层次的改革更需切合实际、冲破阻力和跨越陷阱。
（作者为辽宁大学政治经济学博士研究生）
【注释】
①李扬，张晓晶：“‘新常态’经济发展的逻辑与前景”，《经济研究》，2015年第5期，第4～19页。
②刘元春：“2014～2015中国宏观经济‘新常态’新内涵”，《人民论坛》，2015年第1期，第57～59页。
③青木昌彦：“从比较经济学视角探究中国经济‘新常态’”，《21世纪经济报道》，2015年4月15日第16版。
④Reinhart， Carmen M， &Kenneth S Rogoff： Recovery from Financial Crises： Evidence from 100 Episodes. American Economic Review： Papers and Proceedings， 2014， 104 （5）： p50-55.
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