高質量發展指標及其影響因素

徐瑞慧

摘 要：基于國際貨幣基金組織對增長質量指數的研究，本文從經濟增長基本面、社會發展、環境保護等方面綜合衡量發展質量，構建了1980—2017年間的一組適用于中國的經濟發展質量指標。該指標顯示出上升的趨勢性和短期的波動性，并于2015年后顯著提升，從數量上支持了我國經濟進入高質量發展階段的論斷。實證分析進一步表明，政府治理、改革開放（中國融入全球化的程度）、金融發展、財政支出等因素對發展質量存在顯著的促進作用。

關鍵詞：高質量發展指標；經濟增長基本面；社會發展；環境保護；改革開放；金融發展

中圖分類號：F830 文獻標識碼：A 文章編號：1674-2265（2018）10-0036-10

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2018.10.005

一、引言

我國經濟發展進入了新時代，基本特征就是經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段。經濟高質量發展的本質特征就是堅持以人民為中心，出發點和落腳點都是滿足人民日益增長的美好生活需要。構建和完善新的經濟發展質量指標，必須綜合考量能夠更好反映質量變化的因素，如結構協調性、社會發展、綠色可持續等。以前的指標體系主要反映規模數量特征方面的變化，以速度為核心指標，對質量特征方面的反映程度不夠，無法涵蓋社會發展、人與自然和諧發展，缺乏整體性與全局觀。Easterly（1999）分析了81個生活質量指標，運用多種方法分析（包括因果關系檢驗）的結果表明，81個指標中只有不到10%隨著增長而改善，部分指標隨著經濟增長而惡化，許多指標與經濟發展沒有顯著關聯。

建立和完善新的經濟統計指標體系，不僅是反映客觀經濟形勢變化的需要，也是更好地了解社會經濟發展現狀的需要。在過去的幾十年里，許多發展中國家經歷了高增長，但絕大多數國家在貧困、不平等和失業方面的問題仍然顯著（Dollar等，2013）。將民生、社會、環境等因素納入發展質量指標，有助于科學衡量發展質量，科學評判中國經濟增長的短板，并為政策決策提供科學依據。

目前，國際上衡量經濟發展質量的指標較少。世界銀行于2000年出版的《增長的質量》一書中曾討論了各國的發展經驗，以及增長質量相關的機會均等、可持續性、政府治理和反腐敗、應對全球金融風險等問題，但并未提出量化衡量增長質量的方法。國際貨幣基金組織（IMF）于2014年開發了一組增長質量指數（Quality of Growth Index，QGI），衡量經濟基本面和社會發展兩個維度的質量，并測算和比較了逾90個國家在1990—2011年間的增長質量（Mlachila等，2014）。基于該指標，許多文獻研究了經濟增長質量的決定因素，如政治因素、宏觀經濟環境、外部環境等（Mlachila等，2014；Asongu等，2017；Asongu和Nwachukwu，2017）。然而，由于IMF旨在開發適用于多國的指數體系，涉及各國數據的可得性和可比性問題，所以個別指標并不是最優指標。

本文參考IMF增長質量指數的構建方法，根據中國情況構建了一組綜合的經濟發展質量指標，并進一步實證分析了中國經濟發展質量的驅動因素。本組指數在數據變量的選擇上考慮了中國的實際情況，且將環境維度（體現經濟發展的可持續性）納入發展質量指標。綜合指數反映了我國經濟發展質量的歷史波動性和近年的高質量發展趨勢，其中波動性主要源于經濟轉軌導致的增長速度放緩、金融危機導致的外需和增長波動等，而綜合指數反映的高質量趨勢切實印證了我國社會、環境、經濟穩定性等方面的提升。高質量發展的驅動因素方面，政府治理水平的提升對經濟發展質量的影響非常顯著，開放程度、金融發展的深度、勞動生產率、創新水平、財政支出增速都對經濟發展質量存在正向的促進作用。

二、綜合發展質量指標的構建

發展質量指數的構建必須遵循簡單性和透明性原則，涵蓋體現經濟發展質量的不同要件，包含經濟增長的基本面維度（增長水平、波動性和增長來源等）、社會發展維度（健康、教育成果等），以及環境保護維度（能耗、二氧化碳排放情況等）。發展質量指數值越大，代表發展質量越高。

（一）指標的數據選擇

從經濟增長基本面角度，考慮四個變量：一是經濟增長水平，以人均國內生產總值的年增長來衡量。二是穩定性，以增長水平的變異系數的倒數來衡量，變異系數是標準差除以平均值的比值，以5年的滾動窗口來動態測算；變異系數越高，其倒數就越低，增長越不穩定。三是增長來源的行業構成，以單位值1減去GDP增加值的行業集中度指數（Herfindahl-Hirschman Index，HHI）來衡量；該值越大，增長的來源就越多樣化。四是增長的需求構成，以單位值1減去GDP中需求集中度（出口和內需）衡量。

將經濟增長的波動性納入考量是衡量經濟發展質量的必然要求。一方面，較高的經濟波動性不利于高質量發展，例如，經濟波動的不確定性導致居民消費減少影響社會福利，且經濟不確定性加大導致投資減少和經濟增長顯著放緩（Badinger，2010）。另一方面，經濟波動性過高可能反映了經濟發展模式的問題，例如，高度依賴自然資源，出口結構不合理，經濟對貿易條件的沖擊比較敏感，金融體系不完善等。

從社會發展角度，考慮兩個變量：一是健康水平，以嬰兒死亡率的倒數或者出生時的預期壽命衡量。二是教育程度，以平均教育年限、高中入學率來衡量；由于我國實行九年義務教育，所以高中入學率更貼近中國實情。

健康水平和教育程度是衡量社會發展、居民生活質量和幸福感的重要指標，與經濟指標相互補充，被納入聯合國開發的人類發展指數（Human Development Index，HDI） 中。Mikucka等（2017）基于46個國家（包括發展中國家、轉型國家和發達國家）在1981—2012年間的世界價值觀調查的數據，研究了經濟增長對生活滿意度的影響，發現高速增長不必然產生較高的生活質量、健康水平和教育程度。

從環境角度，考慮兩個變量：一是能耗，以單位GDP能耗來衡量。二是污染情況，以二氧化碳排放量來衡量。近年來備受關注的霧霾問題，由于相關數據較短，本文未將其納入發展質量指標。以二氧化碳排放量來衡量環境污染情況，是國際上通用的做法（Wang，2012）。

經濟增長和能源、環境間的關系是非線性的。一方面，能源（包括電力、核電、可再生能源和不可再生能源等）的消耗可以通過提高生產率的途徑促進經濟增長；另一方面，能源消耗產生的污染物排放導致了環境破壞。Grossman和Krueger（1995）研究了經濟增長與環境的關系，對四類環境指標（城市空氣污染、河流流域的氧氣狀況、流域的糞便污染以及流域的重金屬污染）的分析表明，大多數指標隨著經濟增長先惡化后改善，不同污染物的轉折點各不相同，但多數情況下都出現在人均收入達到8000美元之前。值得注意的是，2017年，中國人均收入已達8865美元。

表1列示了構建經濟發展質量指標的變量選擇及描述。其中，出于指標構建的平穩性考慮，我們對若干變量選取了多個指標進行對比。例如，為獲得時間序列的增長水平變異系數，我們選用五年的滾動窗口進行測算，考慮當期的前后各兩年或者前四年的數據窗口，前者會導致最新測量值缺失，后者可彌補這一點。

（二）指標的構建

發展質量指標的構建遵循兩步方法：第一步將變量標準化；第二步對標準化的變量進行加權平均，構建成綜合質量指數。

1. 各變量的標準化。變量的單位不同，可采用兩種主要方法進行標準化處理。第一種標準化方法是Min-Max歸一化方法，標準化后的變量[Z=X-XminXmax-Xmin]，其中，[Xmax]、[Xmin]分別是實際觀測的最大值和最小值。第二種標準化處理方法假設變量[X]服從正態分布，則標準化后的變量[Z=X-μσ]服從零均值和單位標準偏差的正態分布。兩種方法各有優劣，本文主要采用Min-Max歸一化方法，因為該方法實際上保留了原始數據中由標準差所反映的潛在權重關系，而正態分布標準化方法會產生負值，不便于解釋發展質量。

2. 變量加權。對各個標準化的變量進行等權重加權平均，是廣泛采用的指數構建方法，例如IMF的增長質量指數（QGI）、聯合國的人類發展指數（HDI）和經濟脆弱性指數（Economic Vulnerability Index，EVI）等。本文主要考慮如下算術加權方式：

[QGI=β1×增長基本面+β2×社會維度+β3×環境維度]

其中，三個維度的定義分別如下：

[增長基本面=f1×增長水平+f2×穩定性+f3×GDP增加值的行業集中度+f4×外部需求占GDP的比重]

[社會維度=s1×健康+s2×教育]

[環境維度=e1×1/能耗+e2×1/二氧化碳排放量]

（三）分項變量標準化

由于將變量標準化并不會改變其原本的趨勢，本文以Min-Max方法得到的標準化變量為例進行展示，其優點在于，標準化后的變量的取值均在0—1范圍內，便于對比。

1. 經濟基本面。經濟基本面因素的趨勢如圖1所示。經濟增長水平的周期性波動較明顯，2012年后趨于平緩，相應地經濟發展的穩定程度也迅速提升。經濟穩定性的程度隨著不同的時間窗口而平移，其中以前4年的數據窗口測算的穩定性較優，即可用于評估過去5年的經濟成效，也可以一定程度上描述過去經濟波動對當前經濟的滯后影響。本文構建的發展質量指標采用此時間窗口，即覆蓋前4年與當年在內的5年。

增長的行業構成方面，增長來源的多樣性可用三大產業集中度衡量，也可用GDP構成的細分行業（包括制造業、金融業、房地產業等）衡量。圖1顯示，以三大產業集中度衡量的行業構成質量近年下滑，反映的是三大產業中第二、三產業占比的上升。實際上，第三產業比重的提升和第一產業比重的下降，是符合經濟發展規律的，并不必然意味著發展質量降低。更能反映我國產業政策成效的變量是以GDP構成的細分行業衡量的增長來源多樣性，該變量自2004年以來呈上升態勢，顯示了我國產業結構升級、協調發展的態勢。不過，該組數據的完整性不足。考慮到數據的可獲得性，本文最終選用以三大產業集中度為基礎構建的指標。

增長的需求構成方面，外需對GDP的貢獻率波動性較大。貨物和服務凈出口占GDP的比重在1985—1990年、2005—2009年均呈現較大波動，反映了我國對外部經濟環境的敏感性。近年來，此項指標較為穩定。

2. 社會維度。社會維度的健康水平和教育程度均呈現出穩步上升態勢（見圖2）。教育決定了經濟發展長期中的人力資本投入。內生增長理論表明人力資本投資與增長之間存在著緊密的聯系（Romer，1990）。實證研究也表明，教育是各國人均收入差異的重要原因之一，獲得基礎教育和就業的不平等會成為社會福利的巨大損失（Jerzmanowski，2007）。

健康水平方面，預期壽命和嬰兒死亡率的倒數均呈穩步上升態勢，反映了我國醫療保健狀況的顯著改善、居民健康水平的不斷提升。教育程度方面，我國的高中階段毛入學率出現了兩次階梯式的上升，分別出現在1997年和2009年，反映了經濟不景氣、就業市場緊縮時居民的教育需求的增長。

3. 環境維度。單位GDP能耗和二氧化碳排放量呈現出截然相反的趨勢（見圖3）。單位GDP能耗逐步降低反映了我國生產率、能源使用效率的提升；但是，經濟高速發展階段的能源消耗導致的污染物排放對環境造成了嚴重的損害，反映了我國在經濟發展過程中對資源的過度開發、自由貿易帶來的污染轉嫁、工業發展導致的環境壓力等。本文采用單位GDP能耗和二氧化碳排放量這兩個變量的倒數衡量經濟發展質量，以便加總用于構建綜合的經濟發展質量指標。

三、綜合的經濟發展質量指標

（一）綜合的經濟發展質量指標

1. 等權重指標。由于各變量的樣本長度不一，在構建綜合指標的過程中，若某個子項為缺失值，則僅對其他非缺失值的子項進行加總。圖4展示了4組基于Min-Max歸一化方法標準化的變量構建的、等權重的經濟發展質量指標。4組指數的區別在于行業構成、健康指標這兩個變量的選擇③。綜合的經濟發展指標顯示，在1993年之前，經濟發展質量波動較大；1993—2015年呈穩步上升態勢，僅在2003—2004年間略有回調；2015年出現經濟發展質量的躍升；2016—2017年的數據雖然完整性不夠，但仍呈現出高質量發展的態勢。基于正態分布進行標準化的變量而構建的綜合發展質量指標，也呈現出類似的趨勢。

2. 調整權重。各組變量在經濟發展質量的評估中所占比重可能不同，因此需要考慮選擇恰當的權重進行綜合指標的構建。可以根據政策或績效考核的要求確定相關權重，也可以基于變量之間的相互關系進行設置。鑒于經濟增長在一定程度上有助于解決其他發展問題，可以將其權重適度增大，但同時也加大了經濟波動性的權重。圖5展示了一個調整權重后的綜合發展質量指數的例子，其趨勢與圖4基本一致，但波動性較大，且在數據區間末端（數據缺失）的準確度較低。

（二）對子項進行幾何平均

由于QGI的各個組成部分之間可能存在互補或替代性關系，本文也考慮使用幾何平均來構建指數。例如，教育和健康決定了一國的人力資本水平可能會影響生產率，進而影響未來或當期的經濟增長速度；反之亦然。這種互補性也可能在QGI的每個維度的子指標之間產生。鑒于此，相應的指數構建公式如下：

[QGI=增長基本面β1社會維度β2環境維度β3]

其中，三個維度的定義分別如下：

[增長基本面=增長水平f1穩定性f2GDP增加值的行業集中度f3外部需求占GDP的比重f4]

[社會維度=健康s1教育s2]

[環境維度=能耗e1二氧化碳排放量e2]

考慮到常用的變量標準化方法會產生零值或負值，影響幾何平均指數的構建，因此，此處在測算經濟發展質量指數時使用原始數據進行幾何平均。圖6展示了采用等權重方法構建的綜合發展質量指標，其趨勢與算術平均方法構建的指標基本一致，區別在于幾何平均方法由于考慮了變量間的相互關系，會放大綜合發展質量指數的波動性。

（三）主成分因子分析

經濟發展質量存在長期的趨勢和短期的波動。我們采用主成分因子分析方法，對8個標準化后的子項（見表1）進行成分提取。分析結果顯示，前兩個主成分因子累積可解釋84.17%的經濟發展質量8個子項的方差。這兩個主成分因子的走勢如圖7所示。主成分因子1體現了經濟發展質量在長期中上升的趨勢性；而主成分因子2體現了其周期性特征，且2012年以來較為穩定。

四、經濟發展質量的驅動因素分析

綜合的經濟發展指數及其8個子項均體現了經濟發展的結果，而經濟發展質量的驅動力往往來源于更深層的政策因素、生產力變革等。本部分首先梳理出相應驅動因素的類別，再選取恰當的數據變量進行實證分析。在綜合對比分析候選數據變量之后，選用具有代表性的平穩時間序列進行回歸分析，量化相應的驅動因素對經濟發展質量的影響。

計量方法上，本文采取簡單的最小二乘法展開實證分析，原因在于經濟發展質量指標為平穩的時間序列，且與其驅動因素間不存在內生性問題。考慮到驅動因素間的共線性，以及受到經濟發展質量指標的頻率（年度數據）和時間長度（1980—2017年）的限制，實證分析中以本文構建的經濟發展質量指標對驅動因素逐個進行回歸。

（一）政府治理

政府治理對于經濟增長和解決發展過程中的問題至關重要。政府治理的概念包括政府效率、政治穩定性、腐敗控制、監管質量、公眾參與和問責以及法治程度等方面。相關研究表明，政府治理、經濟增長和社會不平等之間存在因果關系，政府治理通過社會經濟和政治途徑等多種途徑影響經濟增長、收入分配和生活水平。研究發現，對于亞洲的發展中國家而言，在政府有效性、監管質量、腐敗控制方面治理較好的國家的經濟增長速度要比治理差的國家快約每年2個百分點（Han等，2014）。

世界銀行編制的全球治理指標（Worldwide Governance Indicators）包括6個類別：公眾參與和問責、政治穩定、政府效率、監管質量、法治程度、腐敗控制（Kaufmann等，2003）。它是基于調查數據構建的，調查內容為特定機構對各種治理措施的觀點和認知，這些機構包括：投資咨詢公司、非政府組織、智庫、政府和多邊機構等。

圖8顯示了我國政府治理效能4個方面的變動趨勢。腐敗控制在2010年后穩步提升，法治程度自2006年后顯著改善，監管質量的改善可回溯到2002年，政府效能呈現階段性躍升的態勢，于2013年后的提升速度超過以往年份。近年來，我國反腐的力度和效果都是非常顯著的，有助于保障經濟發展質量，從根本上解決一些社會問題。研究認為，腐敗問題通過多種途徑影響經濟發展質量，包括：降低投資水平，導致政治不穩定，降低了人力資本的水平和私人投資的份額，影響公共債務等（Kim等，2017）。

政府治理指標中，由于1998—2002年間為每兩年一個觀測值，我們對缺失值采用其后一年的數據補齊。例如，2001年的缺失值用2002年數據補齊。考慮到數據的平穩性，我們選取標準化后的政府效能、法治程度、監管質量3個指標進行實證分析。

回歸結果顯示，政府效能對發展質量的解釋能力最強，其次是法治程度，表明我國政府的執政能力的提升是當前經濟步入高質量發展階段的最主要的驅動力。此外，監管質量對發展質量有正向的影響，但統計上不顯著且解釋能力較弱，意味著政府從監管方面提升經濟發展質量的空間依然較大。

（二）改革開放政策（融入全球化的程度）

對外開放有助于提升本國生產率，促進經濟增長加速。相關的作用機制包括先進技術的輸入、競爭的激勵效應、知識轉移、外國直接投資等，而該促進作用的持續時間與制造業出口導向、對外開放、收入分配的平等程度、避免匯率高估等因素顯著正相關（Hausmann等，2005）。

Dreher（2006）研究開發了一組全球化指數（KOF Globalisation Index），涵蓋經濟、社會和政治3個主要維度。基于該全球化指數，Dreher（2006）實證分析了123個國家的面板數據，結果顯示經濟全球化有利于促進經濟增長，但政治一體化對經濟增長沒有促進效果。

該全球化指數的中國數據序列（見圖9）與本文構建的綜合經濟發展質量指標的相關程度較高。其中，綜合的全球化指數與QGI_11（等權重，算術平均）的相關性高達0.882，貿易全球化指數的相關性為0.804，金融全球化指數的相關性為0.323。經過單位根檢驗，我們選取上述全球化指數的金融開放維度指數作為我國改革開放（參與經濟全球化）的量化指標，該指數進行標準化后進行實證分析。

（三）金融發展程度

金融發展會對經濟增長基本面及社會發展的其他方面產生影響。從金融服務實體經濟的角度，Durusu-Ciftci等（2017）構建理論模型分析了金融發展對經濟增長的影響，認為信貸市場的債務和股票市場的股權是人均GDP的長期決定因素，并通過分析1989—2011年間40個國家的數據證實了上述觀點。然而，金融發展對經濟基本面的影響可能隨經濟環境變化而存在差異。Asteriou和Spanos（2018）通過分析1990—2016年期間26個歐盟國家的面板數據發現，金融發展在正常情況下促進經濟增長，但在經濟危機期間阻礙經濟發展，而銀行的資本充足率有助于促進金融體系的穩定。此外，金融發展不僅對經濟增長產生影響，而且會影響收入分配、房地產市場繁榮對經濟的貢獻等。

根據世界銀行的全球金融發展數據庫，我們選出表3中的指標，各項指標與綜合發展質量指數的相關性均較強，且均為正相關，表明金融發展與經濟發展質量存在同向變動的趨勢。由于多數變量及其增長率均是非平穩序列，我們選用平穩的銀行凈息差④進行實證分析。

由于數據序列較短，實證分析中并未區分不同的宏觀經濟環境進行分析。表4的回歸結果顯示，銀行的盈利能力越強（凈息差越大），越能推升發展質量。這一點與現有文獻中的結論不完全一致，但在中國的金融市場發展過程中是合理的。一方面，銀行的盈利能力較強是由中國的銀行主導型融資體系決定的，銀行發放的私人信貸與GDP的比值在2015年已高達140.4%。另一方面，隨著利率市場化改革的推進，存貸款利率的確定更多體現了經濟波動、行業風險等因素，凈息差的擴大與銀行性質、市場集中度有關。研究表明，利率市場化對不同類型銀行的影響存在差異，體現為大型銀行凈息差相對降低，但以零售業務為主和涉農業務占比高的銀行凈息差相對更高（楊偉，2016）。

（四）其他因素

創新不僅可以促進全要素生產率的提升從而推動經濟增長（Kogan等，2017），而且有助于解決社會問題（OECD，2000）。國際上的創新指標較多，如?elazny和Pietrucha（2017）采用因子分析法，構建的經濟創新指數（Creative Economy Index，CEI），Acs等（2017）構建的全球創業和發展指數（Global Entrepreneurship and Development Index）等。就中國數據而已，我們綜合分析了發明專利授權量、研發經費支出等數據后，選取國家統計局發布的中國創新指數，該指數的增長率為平穩序列。此外，我們選取國家統計局發布的國家全員勞動生產率作為生產效率的代理變量。

財政支出對于提升社會福利、改善民生至關重要，有助于解決經濟發展過程中由市場失靈導致的問題。其中，我國的教育支出、醫療衛生支出、節能環保支出均與本文構建的發展質量指標直接相關，而社會保障和就業支出、金融監管支出等則有利于促進社會公平，維護穩定的經濟發展環境。不過，財政政策也存在效率—公平的權衡取舍，Muinelo-Gallo和Roca-Sagalés（2013）發現，分配性支出和直接稅收會顯著降低收入不平等程度，但也會減緩經濟增長。此外，財政支出的乘數效應可能隨經濟周期而存在差異（Biolsi，2017）。由于財政支出各個分項的數據較短，我們僅選取公共財政支出（1990年1月至2018年4月）占GDP的比重進行實證分析，其增長率為平穩序列。

表4中的回歸結果表明，創新程度的提升速度越高、勞動生產率增長越快，經濟發展質量越高；公共財政支出占GDP比重的增速與經濟發展質量同向變化，財政支出對發展質量的影響存在顯著的滯后效應。

五、結論和討論

本文構建了一組經濟發展質量指標，從數據層面印證了我國經濟進入高質量發展階段的論斷。該指標可用于發展質量的評估和績效考核，必要時可進行權重調整，結果比較穩健。對經濟發展質量的驅動因素進行實證分析表明，政府治理、改革開放（中國融入全球化的程度）、金融發展、財政支出等因素對我國的發展質量存在顯著的正向影響。基于發展質量驅動因素分析，在政策層面，必須注重政策的動態效果和可能產生的抵消效應，加強國際合作解決全球環境污染的外部性問題。

研究分析發展質量指標的過程中，有兩個問題值得討論。一是數據頻率是否應該提高。本文出于相關數據變量的長度、可得性考慮，選取了1980—2017年的年度數據進行分析。筆者認為，數據的頻率選擇取決于分析的目的，而數據質量比頻率更重要。由于部分指標存在季節性（如經濟增長水平、需求構成），而另一些指標相對穩定（如經濟增長的行業構成、教育程度等），構建更高頻率的發展質量指標時，必須恰當處理兩類指標的合成。建議我國相關部門重點提升環保統計的數據質量，推進地區統計，進一步改進和完善發展質量指標體系。

二是進行發展質量的國際對比時，必須考慮變量的選擇和可比性問題。例如，應該使用絕對量值還是人均數據（如二氧化碳排放等）。更重要的是，跨國差異的原因分析可能比發展質量指標值更重要。例如，各國經濟波動的來源存在差異，美歐發達經濟體的經濟波動原因可能是內部的結構性風險，而發展中的小型開放經濟體的經濟波動可能有較大比例是源自發達經濟體。

高質量發展是“創新、協調、綠色、開放、共享”五大新發展理念的體現。在新發展理念的指導下，以經濟增長基本面（人均增長、波動性、產業構成）為代表的社會福利指標，反映人民幸福感和經濟持續發展能力的教育醫療、地方創新力、資源消耗、環境污染等指標，都應被納入多維度展示地方發展質量的指標體系，從而更好地指導區域經濟協調發展。

注：

①標準差與平均數的比值稱為變異系數。變異系數可以消除單位和（或）平均數不同對兩個或多個變量可比性的影響。

②監測地區嬰兒死亡率在2011年為缺失值，以前后一年的平均值代替，即1.17‰。

③此處展示的結果中，計算增長水平之變異系數的時間窗口是包含了當期和前4年的5年窗口。測算結果顯示，時間窗口的選取對綜合指標影響極小。

④銀行凈息差是銀行凈利息收入和銀行全部生息資產的比值，即凈息差 =（銀行全部利息收入-銀行全部利息支出）/全部生息資產。

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