股份制在中国经济的价值Word格式.docx

1、增长理论的代表人物索洛提出的索洛法。该方法将影响经济 增长的重要因素资本和劳动引入到生产函数中，进而估计资 本和劳动对经济增长的贡献，并将结果中不能由劳动投入和 资本投入进行解释的部分称为 索洛剩余”认为，索洛剩余是技术进步的结果（索洛，1957）。而新古典经济学则重视技术进步对经济增长的贡献，将制度因素视为已知的、既定的 或将制度因素作为外生变量”，经济增长主要是通过各种物 质生产要素的变化。新古典增长理论家的基本思想是 ：当经济 中不存在技术进步时，经济最终将陷入停滞状态；只有当外生 的技术存在时，特别是当外生技术进步采取哈罗德中性的形 式时，经济才能沿着一条平衡增长轨道移动。新制度经济学

2、 派认为，制度因素是经济增长更深层次的原因，制度变迁可 以促使影响经济增长的三个直接原因发挥作用。他们认为， 制度的最基本的功能是节约，让一个或更多的经济人在增进 自身的福利的同时而不减少其他人的福利，或让经济人在同 样的预算约束下达到更高的目标水平，因此，制度是至关重 要的，对经济增长起决定性作用。 理查德？纳尔森在经济增 长的源泉一书中论证了技术进步是经济增长的首要力量， 实物投资及人力投资主要是作为技术进步的伴随物对经济 增长发挥作用。并且，技术进步需要理解为一个进化的过程， 技术进步依赖于事后选择和学习的程度要大大地高于技术 进步依赖于事先计算的程度；他还认为，一个恰当的经济增长 理论

3、必须明确地与组织制度变迁结合起来。经济学家诺思以 新制度经济学为基础，提出了全新的经济增长理论， 即制度决定论”。他认为，资本积累、教育、规模经济、创新等各种 因素都不是经济增长的原因，它们只是由制度创新引起的表 现而已，对经济增长起到决定作用的是制度因素。他指出，有效率的经济组织是经济增长的关键。一个有效率的经济组 织在欧洲的发展正是西方兴起的原因所在。从宏观层面的理 论来说，诺思以制度的视角来考察经济史，发现制度与经济 绩效的关联性，但在制度与经济增长关系的解释集中于产权 结构的效率，至于有效的产权结构如何导致经济增长问题没 有详细说明。青木昌彦的比较制度分析提供一个分析框架， 强调制度自

4、我实施性和一项制度效果受制于它与其他制度 的互补性和人力资本的可支撑性。肖特的制度演化理论致力 于解释制度变迁，用博弈分析法构建制度演化理论。而微观 层面的理论致力于分析企业与市场的关系以及解析不同权 益结构对企业绩效的影响。在我国国内相关研究中，杨宇、 沈坤荣（2010）运用中国省级面板数据研究了社会资本、制度 与经济增长的关系。其研究表明，制度对中国经济增长具有 显著的正面影响，制度水平不同，社会资本对中国经济增长 的作用也不同，社会资本对中国经济增长的影响随着 猪肚水平”的递减而逐渐增强。郭建万认为，制度是经济长期增长的 决定因素，制度（尤其是产权制度）通过激励影响对物质和人 力资本、技

5、术和生产组织的投资。而彭美玉，陆建超运用超 边际分析方法，把政治市场、产品市场和生产要素市场纳入 到一个一般均衡模型中进行分析，论证了有效的制度安排对 经济增长十分重要的假说。其模型表明，一个有效率的制度 安排将降低交易费用，提高交易效率，交易效率的提高促进分工，分工和专业化带来经济增长，这才是制度决定经济增 长的传导机制。杨友才则通过将制度引入内生经济增长模 型，从消费者效用最大化出发构建了一个包含资本、劳动和 制度的经济增长模型，分析了制度质量对经济增长过程中均 衡点的存在性影响。模型的结论是良好的制度质量可以使得 经济中存在正的均衡点，可以提高人均产出增长率和总体经 济增长率，加快经济增

6、长，从而可以解释后发优势现象；反之， 不好的制度使得经济系统中无法肯定地得到正的均衡点，使 得人均产出增长率和总体经济增长率出现负增长。从制度的 起源、构成和功能来看，制度对人类社会的发展起着不可或 缺的作用。但制度本身也有其局限与不足，制度需要变迁和 创新，但在技术创新与制度创新的关系问题上， 诺思主张 制度决定论”，他认为，是制度创新决定技术创新。 对经济增长而言，起决定作用的是制度创新。有效率的经济组织是经济 增长的关键，而有效率的组织需要在制度上做出安排和确立 所有权。因此，制度对经济增长有着重要的作用，股份制作 为一种制度因素，与经济增长之间必然存在着密切的关系。 本文在借鉴前人研究

7、的基础上，将以往未纳入研究的股份制 的影响加入到生产函数分析中，估计其对经济增长的贡献。三、股份制影响经济增长的内在机理分析股份制的基本特征是生产要素的所有权与使用权分离， 在保持所有权不变的前提下，把分散的使用权转化为集中的使用权。马克思早在一个半世纪以前就指出， 假如必须等待积累去使某些单个资本增长到能够修建铁路的程度，那么恐 怕直到今天世界上还没有铁路。但是，集中通过股份公司转 瞬之间就把这件事完成了 ”。马克思侧重于从资本集中的角度 考察股份制对经济增长的巨大作用。另外，当经济增长到一 定程度时，由于信用制度的完善、股份制的发展和社会化大 生产的扩张，会导致股票市场的形成。从古典经济增

8、长理论 发展到现代经济增长理论，都强调资本对经济增长的作用， 众多的经济增长模型都包含着资本这个变量，都从不同角度 论述了股票市场与经济增长内在的相互关系。股份制是与经 济市场化相联系的经济范畴，是商品经济发展到一定程度的 产物。股份制这样一个集中分散的生产要素的经济组织形式 就是经济市场化的一种具体表现形式。股份制的发展程度反 映了市场化的程度，股份制可以作为反映经济市场化程度的 指标。而经济市场化的发展进一步促进了股份制的发展。市 场化的良好发展能够使得股份制以更开放的方式发展，更有 利于社会经济的进步。在现代，股份制对经济增长的影响在 一定程度上是通过股票市场完成的。股票市场的形成是凭借

9、 其自身具有成本优势，并存在着 门槛效应”，利用股票市场的收益超过了股票市场的参与成本，股票市场内在产生并发 展起来，成为现代市场经济的主要成分，成为国民经济运行 的主要基础。股份制以及随之发展而产生的股票市场会由于股份公司市场实际价值的提高，其股东的财富水平的增加， 进而增加他们的消费需求，社会总需求也会随之上升，根据 凯恩斯的需求决定理论，总需求决定总供给，因此，股份制 以及股票市场将对经济增长产生直接的影响。股份制以及随 之产生的股票市场是一个具有巨大潜力的市场，由于需求的 存在，供给必然出现，从而为经济的增长带来新的动力。对 于经济增长的源泉，可以通过增长核算的方法来认识。在宏 观经济

10、学中，有个著名的增长核算关键公式：产出增加=（劳动 份额秒动增长）+（资本份额 濒本增长）+技术进步。在竞争性 的市场上，对要素需求量的使用，使要素的边际产量等于其 实际价格成为了厂商使用生产要素的原则。因此，劳动收益 是劳动的边际产量乘以投入的劳动量，而劳动份额是指劳动 收益在产出中所占的份额 ；资本收益是资本的边际产量乘以 投入的资本量，而资本份额是指资本收益在产出中所占的份 额。由增长核算公式可知，政府可以影响决定经济增长的三 个因素，即技术进步、资本形成和劳动投入。而提出促进经 济增长的三种政策，即鼓励技术进步、鼓励资本形成和增加 劳动供给。技术进步、资本与劳动供给都对社会的经济增长

11、起到良好的推动作用。然而，增长核算公式并未涉及到制度 因素对经济增长的影响，但对经济增长的分析需要加入制度 以及股份制因素。股份制与经济增长的关系的检验可以在内 生增长模型中进行，具体是在内生增长理论框架中纳入股份 制的作用。根据Pagano（1993）和Murinde（1996）在内生增长理 论框架中纳入股票市场作用所得简单模型：g=A s- &其中， g是经济增长率;A是资本的边际社会生产率；是总储蓄中 转化为投资的比例;s是居民储蓄率；&是资本折旧率。在此之 上由股份制替代股票市场纳入到该模型中，进而得到股份制 促进经济增长的三个作用机制:（1）股份制提高资源配置效率， 主要表现在：优化

12、资源配置；改善公司治理；促进创新活动；提 供风险分担；提供信息搜集；（2）股份制促进储蓄转化为投资， 股份制的发展扩大了储蓄和投资的规模，推进长期经济增 长；（3）股份制及股票市场的发展改变国民储蓄率影响经济增 长。我们可以从股份制对这三个促进经济增长政策的影响方 面进行分析。在鼓励技术进步方面，由于股份制可以积聚社 会上的大量资金，从而使得企业更容易达到规模经济，也能 凭借这些优势在技术方面进行研究，从而促进技术进步，进 而促进经济增长；在鼓励资本形成方面，由于股份制有方便快 速积聚大量社会资金的优势，促进投资的增加，而大资本的 形成又比较容易获得高的回报，在一定程度上促进储蓄的增 加，储蓄

13、和投资推动资本存量的增长，根据增长核算公式， 资本存量的上升会促进经济增长；在增加劳动供给方面，所得 税的提高减少了工人的工作所得从而降低工作积极性，与之 相反，所得税减免则是加强激励，促进人们努力工作的一个 途径，而股份制企业税收已成为推动我国税收收入快速增长的最重要动力，这方面税收的增加会在一定程度上使得政府 降低工人所得税的征收，进而引起经济增长。四、模型选择与研究设计1、模型选择基于以上分析，股份制与经济增长之间存在着内在的密切关系。首先，假设经济的生产函数 ：丫=A（BK）（1）其中，丫是产出;K是资本存量;A代表经济的技术状况;B是一个常量， 它衡量一单位资本所生产的产出量。而股份

14、制对产出的影 响，可以用投资、产出中用于资本集中的比重及储蓄率来替 代。经济中的资本积累量可由下式进行描述 ： K=a sY+BY8 K（2其中，AK表示资本存量的变动;s表示储蓄率;sY表示 投资；a表示投资中用于资本集中的比重 ；B表示产出中直接用于资本集中的比重；8K表示折旧。（2）式两边同除以K，并联 系 式，得到： K/K=a s（Y/K）+ B （丫/今8再联系 式，得 至U : Y/Y=A K/K= a sAB+B AB- 8 =（ a s+B ）AB 8 （3由 （3）式可 知，经济增长率 A Y/Y等于投资中用于资本集中的比重 a乘以储蓄率s加上产出中直接用于资本集中的比重

15、B之后，与经济的技术状况及常量 B的乘积再减去资本中用于折旧的比 重。若（a s+B ）AB 8经济增长率 A Y/Y 0,经济的收入会 一直增长。社会经济增长会导致储蓄率 s升高，而由于股份制可以积聚社会上的大量资金，从而使得企业更容易达到规 模经济，进而能凭借这些优势达到促进技术进步的目的，使得经济的技术状况 A所带来的促进经济增长的效果也会增加，经济增长率 丫/丫增加。股份制大量积累社会资金，促 进投资的增加，而大资本的形成和技术的进步又比较容易得 到更高的利润率，获取高回报，这在一定程度上又促进储蓄 的增加，而储蓄、投资和技术都推动了资本存量的增长，进 而促进经济发展。股份公司的存在和

16、发展，必须有证券市场 的支持，并与之相配套。如果没有证券市场作为股票发行和 交易的场所，公众就无法进行便利的投资和降低股票投资风 险，股份公司制度也就不可能持续下去。在这个意义上说， 证券市场制度也是股份制企业制度的重要组成部分。证券市 场制度的演进同股份制的演进是密不可分的，前者的问题往 往就根源于后者，两者的改进与规范化必然同步进行。为了 进一步分析股份制因素与经济增长之间的关系， 我们假设：（1）股份制得到充分发展，并形成较为完善的股票市场；（2）股份制 因素可以分解为股份制企业因素与股票市场因素 ：（3）股份制对经济增长的影响主要表现在对资本的影响方面 ：可以用函数f（K1），f（K2

17、）分别表示股份制企业因素和股票市场因素 对资本的影响，且 f（K1），f（K2）随时间t的变化而变化。依 据以上假设作出函数：丫=A（ 8 1f（K1）+ 8 2f（K2）（4其中，丫是产 出；A代表经济的技术状况；8, 8 2是常量。对（4）式两边关于 时间 t 求导，可得：dYdt=A 8 1df（K1）dt+A 8 2df（K2）dt（5对式 分析可知，股份制企业的发展会使 f（K1）对资本的影响呈现持续的正方向变化，df（K1）/dt 0,使其对dY/dt产生正效应， 促进经济收入一直增长，而股票市场因素资本影响 f（K2）也具有类似的效应，但当社会经济处于一定时期，股票市场发 生较大

18、幅度动荡时，f（K2）对资本的影响将呈现负方向变化， df（K2）/dt v 0,进而对dY/dt产生负效应，导致经济收入的降 低。因此，股票市场因素对经济增长的影响具有不确定性。通过以上分析，股份制企业因素对经济增长存在正向的良好 贡献，但由于股票市场的波动性致使股票市场因素对经济增 长的影响存在不确定性，即其对经济增长的贡献存在着不确 定性。但这不能完全否定股票市场因素对经济增长的作用， 要视具体时期而言。2、 变量选择基于上述分析，本文以内生增长模型研究为依据，选择 GDP、上市公司股票总发行股本以及股份制企业工业增加值 为模型研究对象。以上市公司股票总发行股本、股份制企业 工业增加值代

19、表股票市场及股份制企业因素 ；GDP代表经济增长，在模型的框架内研究股份制与经济增长之间关系。3、 数据来源本文19992010年中国GDP、股份制企业工业增加值 以及19992009年的上市公司股票总发行股本的相关数据 来自各年的统计年鉴，2010年上市公司股票总发行股本的数 据来自中国证券监督管理委员会网站。本文的所有分析过程由Eviews软件完成。五、股份制与经济增长关系的实证分析1、简单回归分析依据1998年2月24日发布的中华人民共和国国家统计 局关于第一次全国基本单位普查结果的公报 ：经济类型结构方面，国有和集体企业法人在全部企业法人单位中占主体地 位，其数量合计达到万个，占总体的

20、 %;私营企业法人个数为万个，占总体的；外商、港澳台投资并投产开业的企业法人 单位数为万个，所占比重为 %；股份制企业法人万个，所占比 重为。而到2003年1月17日公布的第二次全国基本单位 普查主要数据公报中，企业所有制结构方面， 2001年末，在全部企业法人单位中， 国有企业（包括国有、国有联营和国有独资企业）占%，集体企业占，私营企业占%，股份制企业 占%，外商投资企业占%，港澳台投资企业占%，其他企业（包 括国有与集体联营、其他联营和其他内资企业 ）占，如表1所示。表1中，股份制公司企业法人万个，占总企业法人万 个的%;从业人员万人，占总从业人员万人的 %。我国股份制企业五年增长三倍，

21、股份制正在成为我国公司所有制的主要 形式。19972001年五年间，我国股份制企业 （包括有限责 任公司和股份有限公司）从万家发展到近30万家，增长了倍， 年均增长%;资本金从4868亿元增加到28607亿元，增长了 倍，年均增长%；全年实现营业收入从 8311亿元增加到56733亿元，增长了倍，年均增长 %。根据国家税务总局发布统计 数据，十五”期间股份制企业税收累计完成亿元，比 九五期间增长了倍，年均增长 ，比全部税收收入的平均增幅高 出了个百分点，增长贡献率达 。20012003年股份制企业 税收所占比重分别为 、%、% , 2004年超过国有企业跃居 各经济类型首位，比重达 %。200

22、5年完成税收亿元，占全部 税收收入的比重进一步提高，达 ，比国有企业和涉外企业分别高出个百分点和个百分点，比 十五”初年提高了个百分点。对以上数据分析得知，股份制企业税收是各类型企业中 推动我国税收收入快速增长的最重要动力，并且 十五”期间股份制企业税收占税收的比重也在稳步提高。中国经济增长 速度在逐年递增，显示出良好的经济发展态势。股份制企业 盈利能力显著增强，纳税能力稳步提高，使得国家税收快速 增加，进一步促进了经济增长，股份制在经济增长中愈来愈 突显出作用，国家可以通过一些政策调控更好的发挥股份制 的促进经济增长作用。而另一方面，经济增长的增速又进一 步推动了股份制的发展，表现在股份制企

23、业及上市公司的数 量上的增加和质量上的进步， 如表2所示。由回归结果可知，拟合优度为，说明模型能较好反映出自变量对因变量的影 响，D-W值为。在Eviews软件中对其进行修正，修正后的 拟合优度为，D-W 值为，进而可说明无自相关性。但变量 x1（上市公司股票总发行股本 ）以及变量x2（股份制企业工业 增加值）都经过了 t检验，说明经济增长与上市公司股票总发 行股本及股份制企业工业增加值存在着相关性。各项统计指 标都比较良好，说明此回归对生产函数拟合得较好。2、平稳性检验和协整检验为了避免非平稳时间序列变量可能会产生的 伪回归”现象，对模型进行估计之前，有必要对 LogY、LogXI以及Log

24、X2（其中，丫表示GDP;X1、X2分别表示上市公司股票总 发行股本、股份制企业工业增加值）的数据序列进行平稳性检 验。检查序列平稳性的标准方法是单位根检验，本文运用单 位根检验主要方法之一的 ADF检验方法进行检验。表 3是 在进行ADF检验所得的结果。协整检验不仅可以决定一组 非平稳序列的线性组合是否具有协整关系，还可以通过协整 检验来判断线性回归方程的设定是否合理。从协整理论的思 想来看，自变量与因变量之间存在协整关系。也就是说，因 变量能被自变量的线性组合所解释，两者之间存在稳定的均 衡关系。因此，检验一组变量 （因变量与解释变量）之间是否存在协整关系等价于检验回归方程的残差序列是一个

25、平稳 序列。以ADF检验所判断的残差序列的平稳性为基础，进 而判断因变量和解释变量之间的协整关系是否存在。对LogY与LogXI、LogY与LogX2数据进行处理，提取残差 得到残差序列，再对残差序列进行平稳性检验，若残差为平 稳序列，则两者之间存在协整关系。具体检验结果如表 4所 示。通过检验可知，对 LogY与LogXI、LogY与LogX2的数据进行处理所得的残差序列都是平稳序列， LogY与LogXI、LogY与LogX2存在协整关系。这说明 LogY能被LogXI、LogX2所解释，回归方程的因变量与解释变量之间 存在长期均衡的关系。3、Geanger因果检验Granger检验的基本

26、依据是：将来不能预测过去；如果y的 变化是由x引起的，则x的变化应该发生在 y的变化之前。 利用分布滞后的概念，可对变量之间的因果关系做出定义 ：若x是引起y变化的原因，则x应该有助于预测y，即在y 关于y过去值的回归中，添加 x的过去值作为独立的解释变 量，应该显著增加回归的解释能力。此时，称 x为y的原因；但如果添加x的滞后变量之后，没有显著增加回归模型的解 释能力，则称x不是y的原因。如果X是引起丫变化的原因， 则必须满足两个条件。第一， X应当有助于预测 丫，即在丫关于其过去的回归模型中，添加 X的过去值作为独立变量，应当显著地增加回归模型的解释能力 ；第二，丫不应当有助于预测X，如果

27、X有助于预测丫，同时丫也有助于预测X，很 可能存在着一个或几个其他的变量， 它们既是引起X变化的原因，也是引起 丫变化的原因。检验 X是否为引起丫变化 的原因的主要步骤如下：首先，检验“X不是引起丫变化的原 因”的原假设，对以下两个回归模型进行估计。 根据这两个方程的残差平方和来计算 F统计量，检验方程（7）的系数B1B2 pm是否同时显著不为零，如果这些系数不同时为零，贝U拒绝“X不是引起丫变化的原因”的原假设。接着检验“Y不是引起X变化的原因”的原假设，作同样的回归估计， 检验丫的滞后项是否显著不为零。在拒绝原假设 “X不是引起丫变化的原因”的同时，接受原假设“Y不是引起X变化的 原因”则

28、能得到“X是引起丫变化的原因”的结论。在模型（7） 和模型（8）中的m是最优滞后阶数，即选择滞后阶数 m使得模型中的误差项为白噪声。根据以上理论内容进行 Granger因果检验，具体检验结果见表5。由于拒绝“ LogX2doesnotGrangerCauseLogY ”， 接 受“ LogX1doesnotGrangerCauseLogY 的原假设。因此，可以认 为，19992010年股份制企业工业增加值是经济增长的 Granger原因，而上市公司股票总发行股本不是经济不断增 长的Granger原因，即股份制企业工业增加值与经济增长之 间存在较为明显的因果关系。从表 5检验结果中发现，当滞后期

29、为13期时，LogX2是LogY的Granger原因，而LogY 却不是LogX2的Granger原因，说明不管短期还是长期，股 份制企业的发展对经济增长具有明显的推动作用，而经济增 长在促进股份制企业发展方面作用则不明显。但不管如何上 市公司股票总发行股本都不是经济增长的 Granger原因，说明不管在短期还是长期，股票市场因素对经济增长的作用则 不明显。虽然股份制更进一步发展而产生的股票市场具有一 定的波动性，使得股票市场因素对经济增长的贡献有不确定 性，但不可否认的是，股票市场因素在某些时期会促进经济 增长。并且股份制企业因素对经济增长具有良好的贡献。因 此，股份制对经济增长具有较为突出的贡献。六、结论与政策建议综上可知，上市公司股票总发行股本增长率与股份制企 业工业增加值增长率之间存在协整关系 ；在Granger因果检验中，股份制企业工业增加值是经济增长的 Granger原