第 77 卷第 4 期 2024 年 7 月

Vol. 77 No. 4 July 2024 100~113

经济政策不确定性与公司研发支出资本化

罗 琦 高元奇

摘 要 经济政策不确定性上升会导致公司融资和创新活动受阻，公司采取适当的信

息披露策略有可能缓解这种不利影响。基于2008-2021年中国A股上市公司数据，考察公司

研发支出资本化在应对经济政策不确定性时所发挥的作用，研究发现：公司在经济政策不确

定性上升的情况下调高研发支出资本化比例，可吸引更多的证券分析师关注，使公司信息环

境得到改善，进而降低市场对公司未来发展的不确定性预期，增强公司从外部获取融资的能

力。我国上市公司应在会计准则范围内充分发挥研发支出资本化的信息传递功能，以增强

应对经济政策不确定性的能力，从而把握好自身发展的机遇。

关键词 经济政策不确定性；公司研发支出；资本化；信息传递

中图分类号 F275 文献标识码 A 文章编号 1672-7320（2024）04-0100-14

基金项目 国家自然科学基金项目（72273099）

近年来世界经济复苏放缓，局部冲突频发，世界形势复杂多变，使得我国经济发展政策的不确定性

上升。经济政策不确定性上升加剧了信息不对称，在这种情况下上市公司（以下简称“公司”）受融资成

本上升的影响往往采取一系列防御性财务策略［1］

（P137-155）［2］

（P65-86），并倾向于削减或推迟固定资产

投资［3］

（P3-25）。研发投资相对于有形固定资产投资具有特殊性，在经济政策不确定性上升时公司往往

不轻易削减研发投资［4］

（P250-255）。甚至有学者研究发现，我国公司为获取发展优势普遍更倾向于在经

济政策不确定性上升时加大研发支出［5］

（P75-97）［6］

（P109-122）。在实践中，公司往往根据自身特点调整

财务行为和信息披露策略以应对外部不确定性。我国于2006年颁布《企业会计准则第6号——无形资

产》（下文简称“无形资产会计准则”），其中允许公司对符合相关条件的研发支出予以资本化，但现阶段

我国公司研发支出资本化水平还很低。研发支出资本化有助于促进财务报表真实地反映公司无形资产

成本，从而减少对于无形资产价值的低估，同时也有助于降低因研发支出过度费用化导致的公司业绩波

动，公司在会计准则范围内通过调整研发支出资本化比例可发挥传递研发信息的作用。因此，在当前经

济政策不确定性上升的背景下探讨公司的研发支出资本化行为，对于缓解公司与投资者之间的信息不

对称进而增强外部融资能力具有重要意义。

一、文献综述

经济政策不确定性上升会对公司财务行为带来一系列影响，学者们对政策冲击下公司现金策略、固

定资产投资等方面的研究取得了一些很有意义的成果。Bloom等发现经济政策不确定性增大了公司实

物期权价值，这导致公司倾向于推迟固定资产投资［7］

（P391-415）。Gulen和Ion同样发现，经济政策不确

定性抑制了公司固定资产投资［8］

（P523-564）。李凤羽和史永东发现，公司在经济政策不确定性上升时倾

向于增加现金持有，这一现象在融资约束较高的公司中更加明显［9］

（P157-170）。彭俞超等的研究表明，

公司在经济政策不确定性较高时出于利润追逐动机倾向于增加长期金融资产的投资［1］

（P137-155）。刘

DOI：10.14086/j.cnki.wujss.2024.04.010

罗 琦 等：经济政策不确定性与公司研发支出资本化

贯春等研究公司资产金融化问题，发现公司出于对流动性的需求增加金融资产投资［2］

（P65-86）。谭小芬

和张文婧发现，公司倾向于在经济政策不确定性上升时削减投资，这种效应在外部融资约束程度高的企

业中表现得更为强烈［3］

（P3-25）。学者们的研究表明，公司在面临较大经济政策不确定性时会根据自身

特点对财务策略采取相应的调整，这种财务策略的调整是公司适应外部环境变化的一种理性行为。

在公司研发支出的研究方面，学者们围绕研发支出资本化的信息传递功能进行了一些有益的探讨，

发现研发支出资本化能够在一定程度上传递公司研发成功的信息，从而有助于降低市场对公司未来发

展的不确定性预期。Oswald和Zarowin、Dinh和Schultze认为研发支出资本化传递了更多公司信息，提

升了公司会计信息的价值相关性［10］

（P703-726）［11］

（P241-278）。Dinh等进一步指出，可信的研发支出资

本化有利于提升公司价值［12］

（P373-401）。Mazzi等通过访问调研发现，相对于将研发支出费用化而言，

投资者更偏好研发支出资本化［13］

（P1-24）。国内相关研究同样发现研发支出资本化具有信息传递功能，

苏治和魏紫发现研发支出资本化提升了公司会计信息的有用性［14］

（P70-76）。进一步地，张倩倩等发现

研发支出资本化具有价值相关性，但我国公司出于谨慎考虑往往只将符合标准的研发支出进行部分资

本化［15］

（P176-190）。从学者们的研究成果可以看出，即便公司研发支出的数额不改变，公司在会计准则

范围内通过改变研发支出资本化、费用化的比例也能够改善财务信息的披露质量。

学者们的研究还发现，公司研发支出资本化策略的改变还可能包含其他行为动机，如研发支出资本

化也可能成为公司调整财务报告的工具。从利润角度来看，研发支出资本化降低了当期费用从而对当

期利润存在影响，意味着研发支出资本化可能被公司用于实施盈余管理。Prencipe等、Markarian等的研

究均表明，上市公司倾向于使用研发支出资本化进行盈余管理［16］

（P71-88）［17］

（P246-267）。王艳等研究

发现，公司出于保有上市资格、实现扭亏等动机倾向于将研发支出进行资本化处理［18］

（P103-111）。谢德

仁等进一步发现，管理者为了证明自身薪酬的合理性，或者出于股权质押动机倾向于借助研发支出资本

化进行盈余管理［19］

（P125-133）［20］

（P30-38）。此外，公司调整研发支出资本化比例也可能是出于避税动

机。从现金流角度来看，研发支出资本化减少了公司当期节税现金流，对公司税后现金流存在负向影

响。王亮亮研究了公司的避税动机，发现高税率公司更倾向于降低研发支出资本化比例［21］

（P17-24）。

由此可见，公司研发支出资本化比例的变化蕴含了多种行为动机，这些行为动机在经济政策不确定性上

升的情况下是否还存在值得进一步考察。

通过梳理上述文献的观点可发现，学者们普遍认为经济政策不确定性导致公司财务行为以及财务

信息披露策略的调整，但关于公司是否通过调整研发支出资本化比例来实现更好的信息披露还有待深

入研究。我国于2006年颁布的无形资产会计准则允许公司对符合相关条件的研发支出予以资本化，这

为公司无形资产信息披露提供了条件。自无形资产会计准则颁布以来，我国实施研发支出资本化的公

司占比和资本化金额比例持续上升，但这两者仍然处于较低水平［22］

（P35-47）。在经济政策不确定性上

升的情况下，外部投资者对公司信息披露的需求增加，这种情况下高质量的信息披露有助于公司应对宏

观政策不确定性所带来的冲击［23］

（P34-45）。在已有文献的基础上，本文进一步研究公司在面临经济政

策不确定情况下调整研发支出资本化比例的行为动机，有助于从资本市场信息环境的角度拓展研发支

出资本化经济后果的相关研究，对推动我国资本市场健康发展、引导资源合理配置具有重要意义。

二、理论分析与研究假设

在经济政策不确定性上升时，公司经营风险增大、信息不对称程度增加。在这种情况下，银行信贷

政策收紧、风险投资等机构的风险承担意愿下降，公司获得长期融资的难度上升。然而，经济政策不确

定性对公司也可能存在一定的敦促作用，即公司在面临经济政策不确定性时具有加大研发从而获取发

展优势的动机［5］

（P75-97）［6］

（P109-122）。总体来看，在经济政策不确定性上升时，公司需要采取更积极

的信息披露策略从而为研发活动筹集资金。研发支出资本化表示研发活动进入开发阶段，公司有能力

·101·

武汉大学学报（哲学社会科学版） 2024 年第 4 期

完成研发并将研发成果用于实际生产经营或出售。公司增加研发支出资本化能够传递公司研发成功、

未来发展良好的信息，这增强了投资者对公司研发能力以及未来发展的积极预期，从而有利于公司筹集

资金。研发支出资本化也可能导致投资者对公司前景的过度乐观从而导致股价高估，这进一步降低了

公司的股权融资成本。与此同时，研发支出资本化表明研发项目的风险降低，从而使得评级机构上调对

公司的信用评级［24］

（P1-19）。在这种情况下，银行等金融机构为公司提供长期融资的意愿提升，从而有

利于公司获取更多的外部融资。另外，公司核心竞争力信息披露降低了证券分析师获取信息的成本，有

利于吸引证券分析师关注［25］

（P108-122）。研发支出资本化作为公司的重要研发信息披露，在一定程度

上能够通过吸引证券分析师关注改善公司信息环境，从而提升公司获取外部融资的能力。

基于上述分析，公司面临经济政策不确定性时增加研发支出资本化有利于向市场传递公司积极信

息，从而改善外部融资环境。实践中，研发支出资本化取决于管理者对研发活动的主观判断，这导致部

分研发信息在管理者选择不完全资本化时被暂时储存，而在管理者选择增加资本化时被披露。在这一

过程中，研发支出资本化起到“研发信息蓄水池”的作用。结合我国实际情况来看，我国公司倾向于仅将

部分符合标准的研发支出进行资本化处理［15］

（P176-190）。具体而言，我国公司大都处于低资本化或零

资本化的状态，具有较大调增资本化的空间。因此，在经济政策不确定性上升时，我国公司有可能通过

增加研发支出资本化传递积极信息来改善融资环境，从而获得更多资金用于研发以抓住发展机遇。特

别是融资约束较高的公司对外部融资依赖程度较大、信息不对称更严重，受经济政策不确定性的影响也

更强，公司需要进行更积极的信息披露以降低获取外部融资的难度。相比较而言，在经济政策不确定性

上升的情况下低融资约束公司的财务行为可能存在更多选择。如前所述，一方面，我国上市公司普遍具

有较大调增资本化的空间；另一方面，高融资约束公司在面临经济政策不确定性上升时具有更强的研发

支出信息披露动机。根据这一分析逻辑，经济政策不确定性上升有可能导致公司资本化比例增加，并且

公司外部融资需求越高则通过增加研发支出资本化释放信息的动机可能越强。

经济政策不确定性上升增大了公司业绩波动，此时公司存在较强的盈余管理动机［26］

（P255-267）。

首先，满足资本化条件但尚未形成无形资产的研发支出一般暂存于“开发支出”科目，公司可以在经济政

策不确定性上升时调增资本化比例并计入开发支出科目，在未来经济政策不确定性下降时对开发支出

进行减值并计入当期损益，这样就为公司在经济政策不确定性上升时创造了较大的盈余管理空间。其

次，由于研发活动专业化程度较高、信息不对称程度较大，投资者难以判断公司研发的实际价值以及研

发是否成功，从而也难以识别研发支出资本化是否被应用于盈余管理，这意味着研发支出资本化作为一

种盈余管理方式非常具有隐蔽性。经济政策不确定性上升容易导致市场对公司信息的关注程度提高，

公司进行盈余管理的难度增大，研发支出资本化作为一种隐蔽性很强的盈余管理工具有可能成为公司

的一种重要选择。此外，研发支出资本化为公司进行研发费用操控提供了工具，这在一定程度上能够替

代削减研发投资的盈余管理方式，从而使得公司在经济政策不确定性上升时能够兼顾研发投资和业绩

目标。因此，在经济政策不确定性上升时，公司也可能出于盈余管理的动机调增研发支出资本化比例，

经济政策不确定性与公司研发支出资本化水平呈正相关关系。

但从另外一个角度来看，经济政策不确定性与公司研发支出资本化水平也可能负相关。经济政策

不确定性上升提高了公司对内部现金及现金流的依赖程度，此时公司倾向于保有更多税后现金流以应

对外部资金的短缺，从而具有较强的避税动机［27］

（P151-163）［28］

（P15-27）。然而，研发支出资本化增大了

公司当期应纳税所得额，不利于公司避税。在公司研发支出资本化后形成无形资产的情况下，无形资产

摊销年限不少于十年的政策规定也使得其后续摊销产生的节税现金流效果大大减弱。此外，我国实行

研发费用税前加计扣除政策，公司研发活动中未形成无形资产、计入当期损益的研发费用在据实扣除的

基础上再按照实际发生额的一定比例从应纳税所得额中扣除，这使得公司可以在税费清缴时享受研发

费用加计扣除政策优惠从而获取一定退税。研发支出资本化导致公司可获得的退税金额减少，这表现

·102·

罗 琦 等：经济政策不确定性与公司研发支出资本化

为对公司节税产生不利影响。因此，公司面临经济政策不确定性时有可能减少研发支出资本化以保有

更多税后现金，这意味着经济政策不确定性可能与公司研发支出资本化水平负相关。

综上所述，本文提出如下相互对立的研究假设：

研究假设1a：在经济政策不确定的情况下，公司通过增加研发支出资本化提高外部融资能力或进行

盈余管理，经济政策不确定性与公司研发支出资本化水平正相关。

研究假设1b：在经济政策不确定的情况下，公司出于避税或获取退税的目的会减少研发支出资本

化，经济政策不确定性与公司研发支出资本化水平负相关。

三、研究设计

为考察公司在经济政策不确定情况下的研发支出资本化行为特征，本文以2008-2021年A股上市公

司为样本构建固定效应模型，以检验经济政策不确定性对公司研发支出资本化率的影响效应。

（一）数据来源与样本筛选

本文选取2008-2021年沪深A股上市公司为研究对象，公司财务数据及资本市场交易数据来源于国

泰安数据库（CSMAR），经济政策不确定性的数据来源于经济政策不确定性指数网站。本文筛选样本时

对数据进行了以下处理：第一，金融行业和公共事业行业的财务报告具有一定特殊性，本文对这两个行

业的公司予以剔除。第二，上市不满一年和ST公司的财务指标和市值波动相较于其他公司存在一定异

常，并且公司可能为获取或保有上市资格对财务数据进行操纵，故本文剔除这两类上市公司。第三，考

虑到资不抵债的公司经营状态存在异常，本文剔除资产负债率大于1的公司。第四，剔除研发支出信息、

资本化信息缺失以及在样本期间内从未进行资本化的公司。为避免离群值对实证结果的影响，本文对

样本进行了上下1%的缩尾处理。在进行上述处理后，本文共获得8650条观测值。

（二）变量定义及模型设定

本文所采用变量的定义、具体测度以及回归模型的设定如下。

1.研发支出资本化率（CAPR）。本文借鉴张倩倩等的方法［15］

（P176-190），使用研发支出资本化金额

占当期研发支出的比例衡量公司研发支出资本化水平。

2.经济政策不确定性（EPU）。斯坦福大学和芝加哥大学的学者团队构建了用以衡量中国、美国等

20多个国家以及全球经济政策不确定性的指标，并定期在经济政策不确定性指数网站上进行发布。其

中，中国经济政策不确定性月度指数是通过对中国香港英文版《南华早报》中包含“经济”“政策”“不确

定”“利率”“改革”等主题的相关文章数量进行统计和标准化处理后得到的，这一指数目前在学界认可度

高、应用广泛。本文使用年度数据进行研究，故对月度经济政策不确定性指数进行算术平均后取自然对

数从而得到年度的经济政策不确定性指标（EPU）。

3.控制变量。本文借鉴王亮亮、顾夏铭等的研究［21］

（P17-24）［6］

（P109-122），选取了一系列变量作为

控制变量。其中，公司规模（Size）为公司总资产的自然对数，资产负债率（Lev）为公司总负债与总资产的

比值，现金流比率（Cashflow）为公司经营活动现金流量净额与总资产的比值，研发强度（R&D）为公司研

发支出与营业收入的比值，盈利能力（Roa）为公司净利润与总资产的比值，成长性（Tobin Q）为公司市值

与总资产之比，无形资产比率（Intangible）为公司无形资产净额与总资产的比值，机构持股比例（Institu‐

tion）为机构投资者持股数与总股本的比值。本文所用到的主要变量定义如表1所示。

4.模型设定。本文构建固定效应模型检验经济政策不确定性对公司研发支出资本化的影响，模型

形式如下：

CAPRi,t + 1 = β0 + β1EPUt + βcControlsi,t + Firmi + Indj + Areak + Trend + εi,t + 1 (1)

式（1）中下标i表示公司，下标t表示年度，j为公司所处行业，k表示公司所处地区，EPU的系数β1衡

量了经济政策不确定性对公司研发支出资本化的影响，Controls为控制变量，Firm为公司固定效应。研

·103·

武汉大学学报（哲学社会科学版） 2024 年第 4 期

发支出资本化行为对经济政策不确定性的敏感度可能因行业特征、经济发展水平的差异而不同，因此模

型（1）中还控制了行业（Ind）、地区（Area）等固定效应，其中行业按2012年证监会行业代码进行分类，地

区按公司所在地位于东部、中部或西部进行分类。此外，模型（1）中还引入时间趋势项（Trend）和特殊时

期虚拟变量进行回归。考虑到宏观政策变动传导至公司决策存在一定时滞，为了降低内生性本文将解

释变量和控制变量相对于被解释变量滞后一期。

表 2 汇报了本文主要变量的描述性统计结果。公司研发支出资本化率的均值为 0.172，中位数为

0.060，标准差为0.236，这表明各公司研发支出资本化率的差异较大，并且大部分公司处于低资本化或零

资本化的状态。

四、实证结果及分析

基于理论分析和研究设计，本文首先检验经济政策不确定性对公司研发支出资本化产生的影响，通

过一系列内生性和稳健性检验考察结果的可靠性，并进一步从融资需求和盈余管理两个角度探讨公司

实施研发支出资本化的动机。

（一）基准回归结果

表3第（1）列报告了没有添加控制变量的回归结果，第（2）列报告了控制其他一系列变量后的回归结

果。由表3可知，经济政策不确定性的系数在5%水平上显著为正，表明当经济政策不确定性上升时公

司更倾向于提高研发支出资本化水平，这与本文研究假设1a一致。表3中的回归结果还显示，规模越

大、资产负债率越高、盈利能力越强、研发强度越大的公司研发支出资本化率越高，这些结果与已有的研

表1　变量定义表

变量名称

研发支出资本化率

经济政策不确定性

公司规模

资产负债率

现金流比率

研发强度

盈利能力

成长性

无形资产比率

机构持股比例

变量符号

CAPR

EPU

Size

Lev

Cashflow

R&D

Roa

Tobin Q

Intangible

Institution

变量定义

研发支出资本化金额/研发支出

月度经济政策不确定性指数年算术平均值的自然对数

公司总资产的自然对数

总负债/总资产

经营活动现金流量净额/总资产

研发支出/营业收入

净利润/总资产

公司市值/总资产

无形资产净额/总资产

机构投资者持股数/总股本

表2　描述性统计

变量

CAPR

EPU

Size

Lev

Cashflow

R&D

Roa

Tobin Q

Intangible

Institution

均值

0.172

5.803

22.439

0.428

0.045

0.054

0.035

2.159

0.051

0.439

标准差

0.236

0.675

1.372

0.199

0.061

0.056

0.058

1.400

0.048

0.242

最小值

0.000

4.594

19.925

0.051

-0.121

0.0002

-0.245

0.861

0.001

0.007

中位数

0.060

5.899

22.267

0.426

0.042

0.039

0.033

1.710

0.039

0.457

最大值

1.000

6.674

26.407

0.861

0.228

0.299

0.195

8.612

0.310

0.921

样本量

8650

8650

8650

8650

8650

8650

8650

8650

8650

8650

·104·

罗 琦 等：经济政策不确定性与公司研发支出资本化

究保持一致［29（］ P29-35）［30（］ P55-64）。

（二）内生性及稳健性检验

为保证基准回归结果的准确性，本文使用工具变量法、Heckman两阶段模型、两阶段系统GMM估计

与稳健性检验等，进行一系列内生性和稳健性的检验。

1.工具变量法。张成思和刘贯春、李增福等指出政府会依据企业发展状况制定经济政策［31］

（P51-

66）［32］

（P77-89），这导致公司研发支出资本化行为与经济政策不确定性之间可能存在互为因果关系。鉴

于此，本文通过工具变量法对潜在的内生性问题进行检验。美国作为世界上最大且最具影响力的经济

体，其经济政策变动对世界其他国家经济政策存在较强影响，这使得中美的经济政策不确定性具有一定

相关性。美国经济政策不确定性并不直接作用于中国公司的研发支出资本化行为，而是作为一种外生

冲击产生影响。因此，本文采用美国经济政策不确定性指数（USEPU）作为工具变量进行内生性检验。

表 4 第（1）（2）列分别为两阶段最小二乘法第一阶段和第二阶段回归结果，K-P Wald rk F 统计量大于

Stock-Yogo弱工具变量检验10%水平的临界值，说明工具变量有效。第二阶段回归结果显示，使用美国

经济政策不确定性作为工具变量后，公司研发支出资本化与经济政策不确定性显著正相关。

2.Heckman两阶段模型。实践中，公司有可能出于审慎原则、保守主义以及保护研发信息等动机不

进行研发支出资本化，导致本文基准回归中的样本存在选择偏差。因此，本文进一步将未进行资本化的

公司纳入分析并采用Heckman两阶段模型进行内生性检验。表5第（1）列为Heckman两阶段模型第一

阶段回归结果，其中CAPR_D为虚拟变量，当公司样本期内存在资本化行为时CAPR_D取1，其他情况取

表3　基准回归结果

变量

EPU

Size

Lev

Cashflow

R&D

Roa

Tobin Q

Intangible

Institution

常数项

样本量

R2

（1）

CAPR

0.018**

（2.305）

0.149***

（4.733）

8619

0.625

（2）

CAPR

0.019**

（2.437）

0.032***

（3.365）

0.064*

（1.932）

-0.057

（-1.237）

0.731***

（5.793）

0.220***

（4.518）

0.002

（0.750）

0.114

（0.978）

-0.018

（-0.541）

-0.589***

（-3.020）

8619

0.632

注：回归使用公司层面聚类稳健标准误，回归系数对应的括号内为t值，显著性水平分别为***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1。下表同。

·105·

武汉大学学报（哲学社会科学版） 2024 年第 4 期

表5 Heckman两阶段模型

变量

EPU

Size

Lev

Cashflow

R&D

Roa

（1）

第一阶段

CAPR_D

0.089***

（3.756）

0.311***

（11.896）

-0.063

（-0.430）

-1.334***

（-5.192）

7.296***

（10.945）

-1.611***

（-5.351）

（2）

第二阶段

CAPR

0.017**

（2.220）

0.028***

（3.092）

0.060*

（1.864）

-0.037

（-0.827）

0.688***

（5.482）

0.242***

（4.935）

表4　工具变量检验：2SLS

变量

USEPU

EPU

Size

Lev

Cashflow

R&D

Roa

Tobin Q

Intangible

Institution

常数项

样本量

R2

弱工具变量检验

（1）

第一阶段

EPU

0.592***

（53.151）

0.002

（0.250）

-0.024

（-0.656）

0.083

（1.228）

-0.201

（-1.623）

-0.073

（-1.020）

-0.052***

（-16.606）

-0.398***

（-2.750）

0.173***

（4.102）

1.399***

（6.805）

8619

0.866

2825.312

［16.38］

（2）

第二阶段

CAPR

0.033**

（2.236）

0.032***

（3.396）

0.064*

（1.929）

-0.058

（-1.259）

0.733***

（5.819）

0.220***

（4.523）

0.003

（1.156）

0.122

（1.042）

-0.022

（-0.633）

-0.501**

（-2.149）

8619

0.030

·106·

罗 琦 等：经济政策不确定性与公司研发支出资本化

Tobin Q

Intangible

Institution

常数项

样本量

Athrho

Wald（p-value）

0.118***

（7.577）

2.666***

（4.801）

0.056

（0.522）

-6.952***

（-12.782）

18261

0.003

0.001

（0.252）

0.099

（0.858）

-0.019

（-0.563）

-0.335

（-1.566）

8650

-0.149***

（-3.010）

续表

0，第（2）列为第二阶段结果。表5最后一行显示Heckman两阶段模型Wald检验p值为0.003，在1%水平

显著拒绝原假设，这表明基准回归中的样本存在一定的选择偏差。同时，Athrho在1%水平显著异于0，

这表明扰动项符合Heckman两阶段模型假设。表5中，第二阶段结果中EPU的系数依然显著为正，说明

本文结果在消除可能存在的样本选择偏差后依然稳健。

3.两阶段系统GMM估计与稳健性检验。公司研发活动具有多阶段、持续期长的特征，这种情况下

公司研发支出资本化水平可能存在一定的自相关性。因此，本文在回归模型中加入研发支出资本化的

滞后项，并使用两阶段系统GMM估计进行检验。本文将所有变量视为内生变量，行业、地区、时期虚拟

变量以及时间趋势视为外生变量，EPU以及其他内生变量的滞后项作为GMM型工具变量，标准误使用

公司层面的聚类稳健标准误。表6第（1）列结果表明，EPU系数显著为正，这说明在加入研发支出资本

化的一阶滞后项之后，经济政策不确定性对公司研发支出资本化依然具有显著影响。

表6　两阶段系统GMM估计与稳健性检验

变量

EPU

L.CAPR

MEPU

Size

Lev

Cashflow

R&D

Roa

Tobin Q

（1）

两阶段系统GMM

CAPR

0.013**

（2.107）

0.006***

（7.271）

0.013*

（1.888）

-0.039

（-1.020）

-0.010

（-0.220）

0.529***

（3.747）

0.121***

（2.674）

-0.001

（-0.547）

（2）

扩充样本容量

CAPR

0.010**

（2.392）

0.018***

（3.314）

0.035**

（1.966）

-0.027

（-1.362）

0.556***

（5.695）

0.117***

（4.710）

0.001

（0.878）

（3）

替换被解释变量

CARA

0.040**

（2.027）

0.060**

（2.309）

0.160*

（1.764）

-0.192

（-1.500）

4.446***

（8.956）

0.939***

（5.620）

-0.002

（-0.205）

（4）

替换解释变量

CAPR

0.071***

（2.821）

0.030***

（3.127）

0.068**

（2.048）

-0.054

（-1.189）

0.723***

（5.732）

0.227***

（4.630）

-0.001

（-0.403）

·107·

武汉大学学报（哲学社会科学版） 2024 年第 4 期

Intangible

Institution

常数项

样本量

Ajusted

R2

（ R2

）

0.070

（0.430）

-0.055

（-1.297）

-0.204

（-1.467）

8038

-0.651

0.077

（1.186）

-0.004

（-0.239）

-0.346***

（-3.141）

18040

0.710

0.594*

（1.731）

-0.084

（-0.860）

-1.309**

（-2.424）

8619

0.713

0.109

（0.940）

-0.013

（-0.376）

-0.823***

（-3.731）

8619

0.632

续表

基准回归中对从未进行资本化的公司进行了剔除，在此本文将样本期内资本化水平为0的公司纳入

样本重新回归以检验基准回归结果的稳健性。同时，考虑到研发支出受到经济政策不确定性的影响，本

文还使用研发支出资本化金额与总资产的比值（CAPA）代替研发支出资本化率（CAPR）作为被解释变量

进行稳健性检验。此外，中国香港地区在相关制度、政策和法律法规等方面相对于内地具有一定特殊

性，这可能导致基于《南华早报》相关报道信息所构建的EPU不能完全反映中国经济政策不确定性。因

此，本文进一步使用Huang和Luk基于《北京青年报》《广州日报》等10种中国内地报纸构建的中国经济

政策不确定性指数（MEPU）［33］

（P1-18）代替EPU进行稳健性检验。从表6第（2）（3）（4）列的结果可以看

出，扩充样本容量、替换被解释变量和解释变量衡量方式后，公司研发支出资本化与经济政策不确定性

仍然显著正相关，这进一步表明本文结果具有稳健性。

（三）机制分析

依据本文的理论分析，公司在经济政策不确定性上升时调增研发支出资本化的行为可能存在获取

外部融资和盈余管理等动机，本文接下来进一步对公司的研发支出资本化动机进行检验。

1.外部融资需求动机的检验。面临融资约束的公司往往具有较强的外部融资需求动机，因此本文

通过构建融资约束指数对公司研发支出资本化的融资需求动机进行检验。本文采用Hadlock和Pierce

构建的SA指数衡量公司融资约束程度［34］

（P1909-1940），根据每年SA指数的中值将样本划分为高融资

约束公司和低融资约束公司，然后通过分组回归考察不同融资约束程度公司的资本化行为差异。同时，

本文也构建了包含经济政策不确定性（EPU）与融资约束变量（FC）交乘项的回归模型考察公司资本化的

外部融资需求动机，其中FC在高融资约束、低融资约束公司样本中分别取值1和0。根据本文的理论分

析，如果公司具有通过资本化传递信息以争取外部融资的动机，那么资本化行为在融资约束较高的公司

中应更加明显。表7第（1）（2）列的分组结果显示EPU系数仅在高融资约束组中显著为正，第（3）列结果

显示交乘项EPU×FC的系数显著为正，这说明外部融资需求高的公司存在借助研发支出资本化传递积

极信息从而增强融资能力的动机。

表7　融资需求动机检验

变量

EPU

FC

EPU×FC

（1）

高融资约束（FC）

CAPR

0.021**

（2.017）

（2）

低融资约束（FC）

CAPR

0.016

（1.279）

（3）

交乘项（高FC=1）

CAPR

0.013

（1.486）

-0.097**

（-2.086）

0.013*

（1.733）

·108·

罗 琦 等：经济政策不确定性与公司研发支出资本化

Size

Lev

Cashflow

R&D

Roa

Tobin Q

Intangible

Institution

常数项

样本量

R2

0.027**

（2.101）

0.055

（1.304）

0.050

（0.851）

0.599***

（4.303）

0.162***

（2.733）

-0.002

（-0.574）

0.183

（1.141）

0.047

（1.127）

-0.550**

（-2.048）

4246

0.678

0.027*

（1.719）

0.073

（1.482）

-0.146**

（-2.091）

0.860***

（3.491）

0.250***

（3.393）

0.005

（1.287）

-0.283

（-1.512）

-0.024

（-0.457）

-0.426

（-1.317）

4297

0.641

0.030***

（3.220）

0.060*

（1.846）

-0.058

（-1.281）

0.744***

（5.917）

0.226***

（4.639）

0.002

（0.783）

0.100

（0.860）

-0.015

（-0.436）

-0.511**

（-2.567）

8619

0.633

续表

2.盈余管理动机的检验。借鉴Dechow等的方法使用修正的Jones模型计算所得到的残差衡量公司

盈余管理程度［35］

（P193-225），将样本划分为高盈余管理公司和低盈余管理公司，构建经济政策不确定性

（EPU）与盈余管理程度虚拟变量（EM）交乘项来检验公司研发支出资本化的盈余管理动机，其中EM在

盈余管理程度高的情况下取值为1。表8第（1）（2）列中的结果显示，在高盈余管理公司、低盈余管理公

司两组样本中EPU的系数均显著为正，但组间差异检验结果不显著，说明经济政策不确定情况下公司研

发支出资本化行为不受盈余管理倾向的影响。第（3）列结果显示，交乘项EPU×EM的回归系数不显著，

这进一步说明在经济政策不确定情况下公司通过增加研发支出资本化进行盈余管理的动机不明显。

表8　盈余管理动机检验

变量

EPU

EM

EPU×EM

Size

Lev

Cashflow

R&D

（1）

高盈余管理（EM）

CAPR

0.025**

（2.250）

0.011

（0.962）

0.050

（1.230）

-0.019

（-0.371）

0.761***

（4.829）

（2）

低盈余管理（EM）

CAPR

0.033***

（2.869）

0.047***

（3.154）

0.084*

（1.682）

-0.308**

（-2.316）

0.731***

（3.835）

（3）

交乘项（高EM=1）

CAPR

0.016*

（1.849）

-0.045

（-1.232）

0.008

（1.300）

0.031***

（3.310）

0.066**

（1.971）

-0.059

（-1.288）

0.744***

（5.810）

·109·

武汉大学学报（哲学社会科学版） 2024 年第 4 期

Roa

Tobin Q

Intangible

Institution

常数项

样本量

R2

组间差异（p-value）

0.220***

（3.757）

-0.002

（-0.532）

0.078

（0.567）

-0.049

（-1.107）

-0.149

（-0.657）

4122

0.695

0.330

0.376**

（2.226）

0.009***

（2.604）

0.160

（0.985）

0.010

（0.191）

-0.998***

（-3.209）

4114

0.664

0.231***

（4.681）

0.002

（0.788）

0.106

（0.903）

-0.018

（-0.541）

-0.565***

（-2.863）

8580

0.632

续表

在经济政策不确定性上升时，外部投资者对公司信息披露的关注和要求增加，这可能导致公司采取

更加稳健的会计政策［36］

（P1-39）［37］

（P1-7）。并且，研发支出资本化往往导致公司面临更严格的审计规范

和更高的审计费用，银行、信用评级机构等在一定程度上也能够识别到公司借助研发支出资本化进行盈

余管理的行为［24］

（P1-19）［38］

（P39-48）。在这种情况下，公司通过研发支出资本化进行盈余管理的成本和

风险都会上升，从而导致盈余管理倾向高的公司也并未在经济政策不确定性上升时表现出更强的机会

主义行为动机。

五、进一步分析

机制分析的结果表明，公司在经济政策不确定性上升时存在调增研发支出资本化以获取外部融资

的动机。本文进一步对公司调增研发支出资本化的经济后果进行检验，从而考察公司研发支出资本化

对外部信息环境的改善作用。本部分借鉴 Merkley、邓可斌和龚振的相关研究［39］

（P725-757）［40］

（P283-

299），分别使用证券分析师跟踪数量（Analyst）和资本资产定价模型估计所得到的β值（Beta）衡量公司的

外部信息环境，在基准回归模型的基础上构建中介效应模型考察研发支出资本化对公司信息环境的改

善作用。

表9中第（1）（2）列被解释变量为证券分析师跟踪数量，结果表明EPU的系数在1%水平显著为正、

CAPR的系数在5%水平显著为正，Sobel检验Z统计量在10%水平显著为正，这说明研发支出资本化具

有显著的正向中介效应。由此可见，公司在经济政策不确定性上升的情况下提高研发支出资本化水平

有利于吸引证券分析师关注，从而改善公司信息环境。

表9 中介效应模型

变量

EPU

CAPR

Size

Lev

（1）

Analyst

0.200***

（7.188）

0.210***

（5.767）

0.038

（0.294）

（2）

Analyst

0.197***

（7.077）

0.135**

（2.098）

0.208***

（5.700）

0.035

（0.267）

（3）

Beta

0.322***

（10.287）

0.144***

（3.865）

-0.043

（-0.306）

（4）

Beta

0.325***

（10.394）

-0.170***

（-2.705）

0.149***

（4.014）

-0.032

（-0.228）

·110·

罗 琦 等：经济政策不确定性与公司研发支出资本化

Cashflow

R&D

Roa

Tobin Q

Intangible

Institution

常数项

样本量

R2

Sobel检验

Indirect effect

（z-value）

0.505***

（2.630）

0.677

（1.534）

3.137***

（10.554）

0.121***

（12.527）

-0.606

（-1.414）

1.326***

（10.114）

-4.094***

（-5.282）

6219

0.689

0.003*

（1.650）

0.508***

（2.649）

0.570

（1.306）

3.110***

（10.448）

0.121***

（12.539）

-0.602

（-1.400）

1.333***

（10.189）

-4.055***

（-5.232）

6219

0.690

0.339

（1.496）

0.673

（1.408）

-0.909***

（-3.272）

0.075***

（6.413）

0.156

（0.303）

-0.494***

（-3.384）

-3.403***

（-4.395）

8618

0.205

-0.003*

（-1.812）

0.329

（1.453）

0.797*

（1.668）

-0.872***

（-3.130）

0.075***

（6.438）

0.175

（0.339）

-0.497***

（-3.402）

-3.503***

（-4.530）

8618

0.206

续表

表9第（3）（4）列被解释变量为资本资产定价模型估计所得到的β值，结果显示EPU的系数在1%水

平显著为正、CAPR的系数在1%水平显著为负，Sobel检验Z统计量在10%水平显著为负，这说明公司提

高研发支出资本化水平有利于降低因经济政策不确定性导致的系统性风险，从而有利于降低市场对公

司未来发展的不良预期。因此，公司在经济政策不确定性上升的情况下能够通过提高研发支出资本化

水平传递信息，这进一步支持了本文假设1a。

六、研究结论与政策建议

在世界经济形势动荡加剧的背景下，我国经济政策不确定性难免上升。本文以2008-2021年中国A

股上市公司为研究样本，对经济政策存在不确定性情况下的公司研发支出资本化行为进行考察，研究发

现：公司选择在经济政策不确定性上升时调增研发支出资本化，并且公司调增研发支出资本化的行为动

机表现为获取外部融资而非盈余管理；公司提高研发支出资本化水平能够吸引证券分析师关注，并有利

于降低公司系统性风险。本文研究表明，研发支出资本化在一定程度上发挥了“研发信息蓄水池”的功

能。在经济政策不确定性上升的情况下，公司能够通过调增研发支出资本化释放研发信息、改善资本市

场信息环境，这有利于促进公司从资本市场获取研发所需的资金从而实现创新发展。因此，公司通过调

整研发支出资本化水平能够在一定程度上应对经济政策不确定性所带来的冲击。

基于以上研究结论，本文提出以下政策建议：

第一，对上市公司而言，应在会计准则范围内充分发挥研发支出资本化的信息传递功能，从而为自

身创新发展争取良好的机遇。在世界面临百年未有之大变局的新形势下，提升我国公司的创新力和竞

争力以实现经济高质量发展具有重要意义。现阶段我国鼓励公司研发的相关规定主要体现为对研发支

出费用化进行税收优惠等方面，这有可能导致公司采取了相对保守的研发支出资本化策略。实际上，我

国上市公司研发支出资本化水平很低，相当一部分公司从未进行研发支出资本化，公司对研发支出资本

化的态度过于谨慎。公司管理者应改变过于保守的研发支出资本化观念，通过积极的研发支出资本化

策略传递研发信息，从而降低公司在外部环境不确定情况下的融资难度。

·111·

武汉大学学报（哲学社会科学版） 2024 年第 4 期

第二，对资本市场监管机构而言，相关部门应着力提升监管效率，为研发支出资本化功能的发挥提

供保障。公司在经济政策不确定性上升的情况下存在通过调增研发支出资本化传递信息的需求，实践

中过于严格或“一刀切”式的监管方式也可能是公司对研发支出资本化持有谨慎态度的重要原因之一。

监管部门可以结合大数据等技术对公司采取更加精准和灵活的监管方式，通过对公司的综合评估来甄

别公司研发支出资本化的行为动机，从而在抑制公司可能存在的机会主义资本化行为的同时保障研发

支出资本化信息传递功能的有效发挥。与此同时，相关政府部门可以考虑制定基于研发支出资本化的

资质门槛和优惠标准，从而有效配合资本市场监管并充分发挥公司实施研发支出资本化策略的积极性。

参考文献

[1] 彭俞超，韩珣，李建军. 经济政策不确定性与企业金融化. 中国工业经济，2018，（1）.

[2] 刘贯春，刘媛媛，张军. 经济政策不确定性与中国上市公司的资产组合配置——兼论实体企业的“金融化”趋势. 经济

学（季刊），2020，（1）.

[3] 谭小芬，张文婧. 经济政策不确定性影响企业投资的渠道分析. 世界经济，2017，（12）.

[4] N. Bloom. Uncertainty and the Dynamics of R&D. American Economic Review, 2007, 97(2).

[5] 孟庆斌，师倩. 宏观经济政策不确定性对企业研发的影响：理论与经验研究. 世界经济，2017，（9）.

[6] 顾夏铭，陈勇民，潘士远. 经济政策不确定性与创新——基于我国上市公司的实证分析. 经济研究，2018，（2）.

[7] N. Bloom, S. Bond, J. R. Van. Uncertainty and Investment Dynamics. Review of Economic Studies, 2007, 74(2).

[8] H. Gulen, M. Ion. Policy Uncertainty and Corporate Investment. Review of Financial Studies, 2016, 29(3).

[9] 李凤羽，史永东. 经济政策不确定性与企业现金持有策略——基于中国经济政策不确定性指数的实证研究. 管理科学

学报，2016，（6）.

[10] D. R. Oswald, P. Zarowin. Capitalization of R&D and the Informativeness of Stock Prices. European Accounting Review,

2007, 16(4).

[11] T. Dinh, W. Schultze. Capitalizing Research & Development and 'Other Information': The Incremental Information Content

of Accruals versus Cash Flows. Journal of Management Control, 2011, 22(3).

[12] T. Dinh, H. Kang, W. Schultze. Capitalizing Research & Development: Signaling or Earnings Management? European Ac‐

counting Review, 2016, 25(2).

[13] F. Mazzi, R. Slack, I. Tsalavoutas, et al. Exploring Investor Views on Accounting for R&D Costs under IAS 38. Journal of

Accounting and Public Policy, 2022, 41(2).

[14] 苏治，魏紫. 企业无形资产资本化与分析师盈余预测：理论分析与实证检验. 会计研究，2013，（7）.

[15] 张倩倩，周铭山，董志勇. 研发支出资本化向市场传递了公司价值吗？ 金融研究，2017，（6）.

[16] A. Prencipe, G. Markarian, L. Pozza. Earnings Management in Family Firms: Evidence from R&D Cost Capitalization in

Italy. Family Business Review, 2008, 21(1).

[17] G. Markarian, L. Pozza, A. Prencipe. Capitalization of R&D Costs and Earnings Management: Evidence from Italian List‐

ed Companies. The International Journal of Accounting, 2008, 43(3).

[18] 王艳，冯延超，梁莱歆. 高科技企业R&D支出资本化的动机研究. 财经研究，2011，（4）.

[19] 谢德仁，姜博，刘永涛. 经理人薪酬辩护与开发支出会计政策隐性选择. 财经研究，2014，（1）.

[20] 谢德仁，廖珂，郑登津. 控股股东股权质押与开发支出会计政策隐性选择. 会计研究，2017，（3）.

[21] 王亮亮. 研发支出资本化或费用化：税收视角的解释. 会计研究，2016，（9）.

[22] 宋军，刘曦漫. 研发支出资本化中盈余管理者的识别. 证券市场导报，2021，（11）.

[23] 孙健，钟凯，卢闯等. 货币政策不确定性对会计信息质量的影响研究. 经济理论与经济管理，2017，（8）.

[24] A. Brasch, B. Eierle, R. Jarvis. Research and Development Investments, Development Costs Capitalization and Credit Rat‐

ings: Exploratory Evidence from UK R&D-active Private Firms. Journal of International Accounting, Auditing and Taxa‐

tion, 2022, 48.

[25] 黎来芳，张洁，孙昌玲. 核心竞争力信息披露与分析师关注. 中国软科学，2023，（3）.

[26] K. Yung, A. Root. Policy Uncertainty and Earnings Management: International Evidence. Journal of Business Research,

2019, 100.

·112·

罗 琦 等：经济政策不确定性与公司研发支出资本化

[27] 陈德球，陈运森，董志勇. 政策不确定性、税收征管强度与企业税收规避. 管理世界，2016，（5）.

[28] 詹新宇，王一欢. 税计应变：政策不确定性与小微企业避税. 财经论丛，2022，（8）.

[29] 李昊阳，韩琳. 公司债务违约风险与研发支出资本化选择研究. 证券市场导报，2020，（12）.

[30] 马亚红. 商誉与企业研发支出会计政策选择. 南京财经大学学报，2022，（3）.

[31] 张成思，刘贯春. 中国实业部门投融资决策机制研究——基于经济政策不确定性和融资约束异质性视角. 经济研究，

2018，（12）.

[32] 李增福，陈俊杰，连玉君等. 经济政策不确定性与企业短债长用. 管理世界，2022，（1）.

[33] Y. Huang, P. Luk. Measuring Economic Policy Uncertainty in China. China Economic Review, 2020, 59.

[34] C. J. Hadlock, J. R. Pierce. New Evidence on Measuring Financial Constraints: Moving Beyond the KZ Index. Review of

Financial Studies, 2010, 23(5).

[35] P. M. Dechow, R. G. Sloan, A. P. Sweeney. Detecting Earnings Management. The Accounting Review, 1995, 70(2).

[36] A. C. W. Chui, K. C. J. Wei. Is Financial Reporting Quality Affected by Economic Policy Uncertainty? Evidence from Con‐

ditional Conservatism around the World. Hong Kong Polytechnic University Working Paper, 2021.

[37] X. Cui, T. Ma, X. Xie, etc. Uncertainty of Uncertainty and Accounting Conservatism. Financial Research Letters, 2023, 52.

[38] J. C. Cheng, C. C. Lu, N. T. Kuo. R&D Capitalization and Audit Fees: Evidence from China. Advances in Accounting,

2016, 35.

[39] K. J. Merkley. Narrative Disclosure and Earnings Performance: Evidence from R&D Disclosures. The Accounting Review,

2014, 89(20).

[40] 邓可斌, 龚振. 产业扶植政策与股票系统性风险. 经济学（季刊），2023，（1）.

Economic Policy Uncertainty and Capitalization of Corporate

R&D Expenditures

Luo Qi, Gao Yuanqi （Wuhan University）

Abstract Increased economic policy uncertainty can disrupt corporate financing and innovation activi‐

ties, while companies adopting appropriate information disclosure strategies may be able to mitigate this ad‐

verse impact. Using A-share listed companies from 2008-2021 as a sample, this paper examines the role of

capitalization of R&D expenditures in dealing with economic policy uncertainty. It is found that companies

tend to increase the capitalization ratio of R&D expenditures when economic policy uncertainty increases,

which will attract more attentions from securities analysts, and improve the company's information transpar‐

ency, thereby reducing the market's uncertainty expectations for the company's future development and en‐

hancing the company's ability to obtain external financing. Chinese listed companies should give full play to

the information transmission function of the capitalization of R&D expenditures within the scope of account‐

ing standards to enhance their ability to cope with economic policy uncertainties and thus seize opportunities

for their own development.

Key words economic policy uncertainty; corporate R&D expenditure; capitalization; information

transmission

■ 作者简介 罗 琦，武汉大学经济与管理学院教授，湖北 武汉 430072；

高元奇，武汉大学经济与管理学院博士研究生。

■ 责任编辑 杨 敏

·113·

第 77 卷第 4 期 2024 年 7 月

Vol. 77 No. 4 July 2024 114~127

外生冲击、投资构成与经济增长

——基于供给侧与需求侧的双重视角

汪 勇 马新彬

摘 要 进入新发展阶段，我国经济正处于新旧动能转换关键期，外部环境不确定性、

不稳定性增加，稳增长、促发展、调结构压力较大，强化宏观政策对高质量发展的统筹支持十

分关键。研发补贴等供给侧政策，短期内对稳增长的作用较弱，但能够推动企业提高研发投

资占比，提升经济增长潜力，这一效应随着研发外溢效应的上升而不断增强。与此不同，居

民消费补贴等需求侧政策，长期内持续推动经济增长的作用相对有限，但短期内促进固定资

产投资、稳定经济增长的作用突出，该效应在资本产出弹性下降时会进一步凸显。推动经济

高质量发展，要充分发挥供需政策促进长短期经济增长的合力。

关键词 投资构成；经济增长；内生技术进步；宏观政策

中图分类号 F015 文献标识码 A 文章编号 1672-7320（2024）04-0114-14

基金项目 中国社会科学院数据库专项资助项目（2024SJK012）

进入新的发展阶段，我国社会主要矛盾发生了深刻变化，经济发展面临的两难多难问题增多，主要

表现为实体经济结构性供需失衡、房地产与实体经济失衡、金融与实体经济失衡等，其中最突出的是投

资领域存在着投资需求疲软、投资结构不合理、投资回报率下降、风险上升等显著问题，保持经济持续稳

定增长的难度越来越大。一方面，我国经济增长面临较大的下行压力。近年来受周期性、结构性、体制

性因素影响，我国经济增长速度下滑，从2007年的14.2%下滑到2019年的6%，2020-2023年年均增速为

4.7%，低于我国经济5.0%-5.5%的潜在增速［1］

（P4-25）。当前，我国经济回升向好、长期向好的基本趋势

没有改变，但也面临一些困难和挑战，主要是有效需求不足、社会预期偏弱、国内大循环不够顺畅等，突

出表现为消费低迷。在此背景下，中共中央、国务院于2022年12月发布《扩大内需战略规划纲要（2022-

2035年）》，提出大国经济具有内需为主导的显著特征，要进一步增强消费的基础性作用和投资的关键作

用，强化宏观政策对实施扩大内需战略的统筹支持。鉴于此，需要我们深入认识消费补贴等需求侧政策

对经济增长的内在机理和作用效果，为政策实施提供建议。进入新的发展阶段，我国经济增长主要依靠

要素驱动的模式正在发生转变，经济增长需要更加注重发挥技术创新的核心作用，同时“碳中和”目标对

技术革新的需求也会越来越强烈。在这种背景下，如何有效扩大研发投资，引领技术进步和创新，对于

推动我国实现“十四五”规划目标及2035年远景目标十分关键。因此，深入理解研发补贴等供给侧政策

对提升经济增长的作用及其内在机制，对于我国长期更好实施创新政策推动经济高质量发展具有重要

意义。沿着上述逻辑，我们进一步提出如下问题：其一，供需两侧政策如何影响投资及其内部构成？其

二，在投资构成中，固定资产投资与研发投资间的关系如何，二者如何影响投资结构的变化？其三，固定

资产投资与研发投资的交互变化与经济增长有何关系，如何影响经济增长？对于上述问题的认识和回

答，实际上也是在寻找扩大我国内需、优化投资结构、推动经济高质量发展的路径。

DOI：10.14086/j.cnki.wujss.2024.04.011

汪 勇 等：外生冲击、投资构成与经济增长

一、文献综述

目前，从既有研究看，与本文相关的文献成果主要聚焦于如下三个方面，即内生经济增长的动态随

机一般均衡（DSGE）模型、企业投资构成及影响因素研究以及企业各类投资与经济增长之间的关系。

（一）内生经济增长的动态随机一般均衡（DSGE）模型

一般来说，提高内生全要素生产率（TFP）通常有两种方式，即中间品种类扩展（水平模式）和熊彼特

式增长（垂直模式）。其中，前者以Romer的研究［2］

（P71-102）为基础，目前一些研究将其引入动态随机一

般均衡（DSGE）模型，考察了中长期内全要素生产率（TFP）的变化原因，对2008年国际金融危机以来全

球经济“大衰退”缓慢复苏进行了分析［3］

（P523-551）［4］

（P24-41）［5］

（P67-110）［6］

（P1-25）。后者以 Aghion

and Howitt的研究［7］

（P68-73）为原型，在框架内考察了信贷冲击、研发风险溢价冲击、投资风险溢价冲击、

土地偏好冲击等对经济周期和生产率的影响［8

（］ P47-63）［9

（］ P1-24）［10（］ P299-324）。

（二）企业投资构成及其影响因素研究

研究表明，与固定资产投资相比，研发投资的时间周期更长，也就意味着相对更少的顺周期回报，以

及更高的流动性风险［11］

（P246-265）。熊彼特“创造性毁灭理论”认为，在经济衰退期企业研发投资的机

会成本较低，因而此时经济中储蓄资金会更多地投向研发投资［12］

（P1-385），使得衰退期研发投资在总投

资中的比例上升。也有研究表明，在经济实际运行中，研发投资通常表现出较强的顺周期变化特征［13］

（P542-553）［14］

（P1001-1024）［15］

（P662-675）。也就是说，在经济衰退期，投资的平均期限总体呈下降趋

势［16］

（P1-26）。尤其是在不完善信贷市场中，受更多不确定性因素影响，研发投资受流动性约束的影响

会更大。在经济衰退期，经济活动通常低迷，流动性较低，企业选择减少研发活动，使得研发投资与经济

状况顺周期变化［11］

（P246-265）。另有研究表明，考虑到企业的研发和创新很容易引起竞争对手的模仿，

降低企业创新所带来的边际利润改善，故而企业通常会在经济繁荣期进行创新，以实现更高利润［17］

（P1131-1164）。此外，在企业投资的影响因素方面，一些文献分别围绕宏观经济（政策）不确定性、生产

率冲击、投资者耐心、异质性风险、融资约束冲击等，对固定资产投资和研发投资的影响进行了分析［18］

（P523-564）［19（］ P75-98）［20（］ P507-524）［21（］ P112-131）［22（］ P1-30）［23（］ P104-116），丰富了相关认识。

（三）企业各类投资与经济增长之间的关系

一方面，新古典经济增长理论表明，经济增长取决于劳动、资本和全要素生产率（TFP）的变化，固定

资产投资能够直接形成物质资本积累，研发投资有利于提高经济的全要素生产率（TFP）增长；另一方面，

经济增长又会影响企业的投资需求，不过研发投资对实际产出的影响往往存在时滞，这就使得企业投资

与经济增长之间的关系变得复杂。Madsen通过经济合作与发展组织（OECD）18个国家1950年至1999

年的面板数据，研究发现机器和设备投资对经济增长具有显著的影响，而非住宅楼宇和建筑物投资更多

地受到经济增长的影响［24］

（P157-163）。Pessoa通过经济合作与发展组织（OECD）数据校准模型参数，发

现研发与经济增长之间的关系受一国特定因素的影响较大，提高企业研发投资的创新政策并不一定会

促进经济增长［25（］ P152-154）。

在总结上述研究的基础上，本文试图从三个方面实现突破：一是针对第一类文献提出的模型，我们

采用中间品种类扩展模式，将技术创新划分为新技术生产和技术转化两个环节，以此构建内生全要素生

产率（TFP）的动态随机一般均衡（DSGE）模型。二是针对第二类文献研究提出的问题，我们综合考虑供

给侧研发补贴和需求侧居民消费补贴两类政策对企业投资及其构成的影响，以体现长短期目标的差异

性，更贴近我国实际。三是针对第三类文献研究提出的问题，我们在内生经济增长框架内，探讨了企业

各类投资与经济增长之间的关系，考察投资与经济增长之间的双向影响以及研发投资对经济增长影响

的时滞。总体上，本文的边际贡献主要体现为三个方面：其一，本文在内生经济增长动态随机一般均衡

（DSGE）框架内，综合分析了供给侧（研发补贴）和需求侧（居民消费补贴）两类政策对企业投资构成及产

·115·

武汉大学学报（哲学社会科学版） 2024 年第 4 期

出的影响，为理解投资与经济增长的关系提供了更全面的分析视角；其二，本文采用的一般均衡分析框

架能有效规避实证检验中投资与经济增长的内生性问题，有助于更好认识企业各类投资与经济增长之

间关系的内在机理；其三，本文系统考察供需政策冲击对企业投资构成及产出的影响，分析企业生产结

构中的研发外溢效应和资本产出弹性因素在其中产生的作用，为深化供给侧结构性改革以提升增长潜

力、优化总需求管理以提高实际经济增长提供一个重要的参考标准。

二、模型设定

借鉴 Romer［2］

（P71-102）、Comin 和 Gertler［3］

（P523-551）、Moran 和 Queralto［4］

（P24-41）及 Anzoategui

等［5］

（P67-110）相关研究，本文在新古典经济框架内，采用中间品种类扩展方式将全要素生产率（TFP）内

生化，构建了内生经济增长的动态随机一般均衡（DSGE）模型。模型主要包含四个部门，即居民、企业、

资本品生产商和政府。

具体来看，居民部门通过提供劳动、发行债券和租赁资本获得收入，并向政府交纳税收。企业部门

由技术创新和商品生产两个子部门构成，在垄断竞争市场，生产部门购买技术、投入劳动和资本进行商

品生产，新技术购买支出主要来自企业自身的垄断经营利润。技术开发部门进行新技术研发，并通过设

备更新等方式实现技术向生产转化，最终作用于企业的商品生产。考虑到“研发投入—新技术生产—技

术改造—新技术使用”过程中，企业技术创新存在不确定性且具有正外部性，政府部门往往会向企业提

供研发补贴支持。

（一）居民

我们设定代表性居民效用水平由消费和劳动供给决定，最优决策目标函数为：

max E0∑t = 0

∞

βt

H

é

ë

ê

êζt ln(Ct - ηCt - 1 ) - ν

L1 + χ

t

1 + χ

ù

û

ú

ú （1）

其中，βH表示居民的主观贴现因子，ζt为居民消费冲击，服从AR（1）过程。Ct表示居民的t期消费，η为居

民的消费平滑系数，用来刻画居民跨期的消费习惯。Lt表示居民在t期的劳动供给量，ν 为常数，衡量同

期消费与劳动供给的替代关系。χ 表示Frisch劳动供给弹性的倒数，衡量同一效用水平下劳动供给对实

际工资的反应程度。

代表性居民向企业提供劳动、资本，出售无风险债券（净供给为0）来获得收入，并用于消费支出和政

府税收。考虑到这些因素，居民的预算约束方程为：

(1 - gct )Ct + Bt = Rt - 1Bt - 1 + WtLt + RK,tKt - QtIt - Tt （2）

其中，Bt表示居民持有的无风险债券，Rt为无风险债券收益率，Kt表示居民出租的物质资本，RK，t为每单

位租赁资本的回报率，It为物质资本投资，Qt为资本品价格，Tt表示政府的一次性税收，gct表示政府对居

民的消费补贴，服从AR（1）过程

ln( gct /gc) = ρgcln( gct - 1 /gc) + σgcεgc

t （3）

其中，gc表示居民消费补贴的稳态值，ρgc为居民消费的平滑系数，εgc

t 为白噪声。考虑到企业的资本多来

自居民（储蓄），居民部门进行资本积累，我们将其刻画为：

Kt + 1 = (1 - δ )Kt + It （4）

其中，δ 为资本折旧率。

（二）企业

我们通过产品种类扩展方式将全要素生产率（TFP）内生，试图实现经济系统的内生经济增长。参考

Comin和Gertler［3］

（P523-551）和Anzoategui等［5］

（P67-110）的研究，我们假定Zt为企业目前的技术储备总

量（技术前沿），每一期仅有ϕ比率的技术留存，剩余（1 - ϕ) 比率的技术过时。同时，每一期企业通过生

产新技术Vt来推进技术研发，不断扩大技术储备。这种情况下，企业技术储备总量的积累方程为：

·116·

汪 勇 等：外生冲击、投资构成与经济增长

Zt + 1 = ϕZt + Vt （5）

每一期，企业实际可用技术At仅为技术储备Zt的一部分。若要将未用技术变为现实可用技术，企业

需要转化尚未使用的储备技术。这也意味着，技术转化的成功率λt对企业技术更新尤为重要。企业实

际可用技术的积累方程为：

At + 1 = ϕ[ λt(Zt - At) + At] （6）

通过对式（6）进行变换，企业可使用技术增长率可以表述为At + 1 /At = ϕ[ λt (Zt /At - 1) + 1]。通过转

换后的表述可以看出，企业内生技术增长取决于两个因素，即技术转化率和可用技术占技术储备的比

重，后者往往与新技术创造有关。下面，我们对新技术创造和技术转化进行进一步描述和探讨。

1.新技术开发。为生产新技术Vt

，企业技术开发部门需要相应的研发投入St

。考虑到经济均衡增长

和新技术生产与企业现有技术水平密切相关，我们假定新技术生产函数形式为：

Vt = γtZ1 - ξ

t Sξ

t （7）

其中，γt为新技术规模冲击，服从AR（1）过程。ξ表示新技术的研发弹性，介于0与1之间，表明研发边际

产出随着研发投入的增加而逐步减少。由于企业在生产技术的过程中需要研发投入，因此，研发出的新

技术收益应覆盖企业研发成本。假定新技术（未转化为实际生产的技术）价格为Jt

，t期新技术在t+1期方

可用于技术储备的积累。在这种情况下，技术开发部门的决策目标为：

max Et∑

j = 0

∞

Λt,t + 1 + j{Jt + 1 + j

Vt + j - (1 - gt )[1 + fs (St + j/St + j - 1 )] St + j} （8）

fs (⋅) 为一个凸函数，衡量研发投入的调整成本，满足 fs (1) = f 's (1) = 0，fS

''

(1) > 0。不妨假定

fS ( St

(1 + g)St - 1

) = ϕS

2 ( St

(1 + g)St - 1

- 1)

2

，ϕS是研发投资调整成本参数。gt表示政府研发补贴，服从外生

的AR（1）形式：

ln( gt /g) = ρg ln( gt - 1 /g) + σgεg

t （9）

其中，g表示政府研发补贴的稳态值，ρg为研发补贴的平滑系数，εg

t 为白噪声。

2.新技术转化。新技术应用于实际的商品生产，需要经过技术转化环节。假定企业商品生产部门

从技术开发部门以价格Jt购买尚未转化的技术，单位技术转化需要相应的设备Mt配套。技术转化成功

率λt用函数形式表示为：

λt = κ(St /At )

μ

Mρλ

t （10）

其中，κ > 0，μ、ρλ均介于0和1之间。技术转化成功率λt是设备Mt的单调递增凹函数。设备Mt转化效

率受到研发St的正向外溢影响，同时与现有可用技术At相关。技术转化成功率的设定方式主要基于三

方面的考虑：其一，在理论上，研发投入除了能直接帮助企业生产新技术之外，还能增强企业对前沿技术

的学习和应用能力，提高新技术转化为实际生产技术的能力［26］

（P29-47）［27］

（P39-59）。其二，在经验事实

上，Griffith等使用OECD跨国数据的实证研究［28］

（P883-895）发现，研发投入确实存在着两种效应，尤其

是提高新技术转化为应用技术的能力。其三，在模型技术上，本文构建的是内生经济增长的DSGE模

型，通过使用现有实际应用技术At将研发投入St标准化，可以保证溢出项（St /A）t 的平稳性。同时，这种技

术转化率的设定方法也常见于现有内生经济增长的研究文献，如Moran和Queralto的研究［4］

（P24-41）以

及Anzoategui等的研究［5］

（P67-110）。在其他条件不变时，企业现有技术水平At越高，同等转化成功率需

要投入更多的设备Mt

。若λ为稳态的技术转化成功率，则新技术成功转化平均所需时间为1/λ。假定垄

断竞争商品生产部门的利润为Πt

，其利润贴现值Ht可以表述为：

Ht = Πt + ϕEtΛt,t + 1Ht + 1 （11）

垄断竞争商品生产部门关于设备投入的决策目标为：

·117·

武汉大学学报（哲学社会科学版） 2024 年第 4 期

Jt = max -QM,tMt + ϕEtΛt,t + 1 (λtHt + 1 + (1 - λt )Jt + 1 ) （12）

其中，QM，t为设备品价格。式（12）左侧为新技术价格，右侧第1项为转化技术所需投入设备的成本，第2

项为新技术的预期收益，由新技术投入商品生产所带来收益与未转化成功技术本身价值加权构成。由

于企业未应用于实际商品生产的技术总量为（Zt - A），t 因而商品生产部门所需的设备投入总量为(Zt -

At )Mt

。

3.新技术应用与商品生产。在该模型中，生产新种类的中间品以获得利润是技术创新与新技术采

用的关键动力。借鉴Anzoategui 等的研究［5］

（P67-110），假定存在种类数为At的垄断竞争中间品生产企

业，每个企业均生产差异化的产品。内生变量At为中间品生产企业种类的存量，亦为实际使用技术的存

量。最终品Yt是种类为At的中间品按照CES形式加总，其函数形式为：

Yt = (∫ 0

At

Y

ϑ - 1

ϑ i,t di

) ϑ

ϑ - 1

（13）

其中，ϑ为中间品替代弹性，Yi，t表示中间品生产企业i生产的产品。于是，最终品生产企业的生产成本为

∫ 0

At

Pi，t

Yi，tdi，其中Pi，t为中间品价格；最终品生产企业的中间品需求为：

Yi,t = (

Pi,t

Pt

)

-ϑ

Yt

总体价格水平Pt的表达式为：

Pt = (∫ 0

At

P1 - ϑ

i,t di

) 1

ϑ - 1

每个中间品生产企业i以资本Ki，t和劳动Li，t为投入要素，其生产函数形式为：

Yi,t = θtKi,t

α L1 - α

i,t

其中，θt为外生技术冲击，对各中间品生产企业而言都相同。中间品生产企业i以利润最大化为目标，于

是有：

πi,t = max Pi,t

Pt

Yi,t - WtLi,t - RK,tKi,t

对式（13）以及中间品生产企业关于资本、劳动的一阶条件进行运算，最终品生产企业加总生产函数

的形式为：

Yt = ( A 1

ϑ - 1 t θt )Kt

α L1 - α

t （14）

其中，Kt

、Lt 均为种类为 At 的中间品生产企业加总的资本和劳动，Lt = ∫ 0

At

Li，tdi，Kt = ∫ 0

At

Ki，tdi。式（14）表

明，内生全要素生产率（TFP）以采用的中间品种类At扩展形式产生。换言之，内生TFP是由采用的中间

品种类数At来决定，而后者在技术研发部门中内生确定。

（三）资本品生产商

竞争性资本品生产商通过投入最终品生产新的资本品。假定模型中存在两类资本品：一种用于商

品生产，另一种用于新技术转化。假定两种资本品的生产模式相同。为简化分析，我们主要以新资本品

It为例。参照Christiano等的研究［29］

（P1-45）以及黄志刚和许伟的研究［30］

（P103-116），将资本品生产商目

标函数表示为：

max Et∑i = 0

∞

Λt,t + i

é

ë

ê

ê ù

û

ú Qt + iIt + i - (1 + τt + f ( ú It + i

(1 + g)It + i - 1

) )It + i （15）

其中，Λt，t + 1 = βH λH，t + 1 /λH，t为居民的随机贴现因子，f ( It

(1 + g)It - 1

) 为生产一单位新资本品It的调整成本。

·118·

汪 勇 等：外生冲击、投资构成与经济增长

类 似 于 研 发 调 整 成 本 ，f ( It

(1 + g)It - 1

) 满 足 f (1) = f'(1) = 0，f ''

(1) > 0，假 定 f ( It

(1 + g)It - 1

) =

ϕI

2 ( It

(1 + g)It - 1

- 1)

2

，ϕI表示资本品投资调整成本参数。τt为投资成本冲击，服从AR（1）过程，刻画企业

投资效率。τt取值越大，表示投资效率越低。资本品生产商关于新资本品It的一阶条件为：

Qt = 1 + τt + f ( It

(1 + g)It - 1

) + f'( It

(1 + g)It - 1

) It

(1 + g)It - 1

- EtΛt,t + 1 f'( It + 1

(1 + g)It

) ( It + 1

(1 + g)It

)

2

（16）

类似地，用于设备的新资本品IM，t的一阶条件为：

Qt = 1 + τt + fM ( IM,t

(1 + g)IM,t - 1

) + fM'( IM,t

(1 + g)IM,t - 1

) IM,t

(1 + g)IM,t - 1

- EtΛt,t + 1 fM'( IM,t + 1

(1 + g)IM,t

) ( IM,t + 1

(1 + g)IM,t

)

2

（17）

其中，fM ( IM，t

(1 + g)IM，t - 1

) 为生产一单位新资本品 IM，t 的调整成本，满足 fM (1) = fM'(1) = 0，fM

''

(1) > 0，假定

fM ( IM，t

(1 + g)IM，t - 1

) = ϕM

2 ( IM，t

(1 + g)IM，t - 1

- 1)

2

，ϕM表示设备品投资调整成本参数。

（四）政府

为简化分析，假定政府从居民手中一次性征税，并以研发补贴形式支持企业新技术转化。于是，政

府的预算约束方程为：

gt[1 + fs (St /St - 1 )] St = Tt （18）

（五）一般均衡

模型中的资本市场、劳动力市场和投资品市场均已出清。设备资本品的市场均衡条件为：

IM,t = (Zt - At )Mt （19）

商品市场的均衡条件为：

Yt = Ct + [1 + f (It /It - 1 )]It + [1 + f (IM,t /IM,t - 1 )]IM,t + [1 + fs (St /St - 1 )] St （20）

四、变量平稳化、参数校准与贝叶斯估计

在上述分析的基础上，我们对模型进一步做如下处理：

（一）变量平稳化

当经济收敛到均衡增长路径时，产出（Y）、资本（K）、内生技术（A）和消费（C）的增长率相同，均为g。

借鉴Anzoategui等的做法［5

（］ P67-110），将非平稳变量去除均衡经济增长率来实现变量的平稳化。

（二）参数校准与贝叶斯估计

在进行贝叶斯估计时，我们使用了政府研发补贴、国内生产总值（GDP）、消费、固定资产投资和企业

研发支出五个宏观经济变量。其中，为与模型设定一致，以政府资金占政府资金与企业研发支出之和的

比重来衡量政府研发补贴，指标数据来自OECD数据库；实际国内生产总值（GDP）是通过名义国内生产

总值（GDP）扣除政府消费、进出口并经过消费者物价指数（CPI）平减获得，实际消费由居民消费通过消

费者物价指数（CPI）平减得出，变量数据来自国家统计局；固定资产投资和企业研发支出均通过固定资

产投资价格指数平减转为实际值。

1.参数校准。参照美国的均衡增长路径（1935年至2007年平均经济增速通常设定为2.68%），考虑

到我国经济仍处在“新兴+转轨”和向高质量发展转型阶段，我们将经济均衡增长率设定为3%。居民主

观贴现因子βH取为0.9925，对应的一年期债务利率为3.78%。对于家庭消费惯性系数η，王君斌和王文

甫研究的估计值为0.58［31］

（P23-35），黄志刚［32］

（P32-47）和仝冰［33］

（P60-76）设定为0.7，我们综合后将参数

η选取为0.6，介于0.58至0.7之间。ν表示劳动的负效应系数，通过将劳动稳态值设定为1/3，计算得出ν

·119·

武汉大学学报（哲学社会科学版） 2024 年第 4 期

等于4.27。劳动供给弹性倒数 χ 取为1/3，与张世伟和周闯的估计一致［34（］ P39-48）。

从实际看，2008年后一段时间我国实施了家电下乡等居民消费补贴政策①，2020年以来为应对新冠

肺炎疫情冲击，我国很多地方与数字平台企业合作，推出了一系列消费券政策，覆盖了餐饮、旅游、零售、

住宿等多个领域，这些消费券的补贴率普遍在10%-50%之间［36］

（4-20）［37］

（P1-20）。考虑到政府的财政压

力与补贴的可持续性，本文以10%校准消费补贴的稳态值gc。

对于资本产出弹性系数α，国内文献的取值差异较大，通常在0.36-0.6之间。参考高然和龚六堂的

研究［38］

（P32-45），我们将参数α校准为0.45。对于新技术生产规模冲击的稳态值γ，将其标准化为1。参

考多数文献的做法，将年度物质资本折旧率δ取为0.1。(1 - ϕ) 表示技术过时比率，Anzoategui等采用专

利引用衰减率与专利续期率等指标平均值，测算出ϕ年度数值为0.9

［5］

（P67-110），我们也采用该取值。

参数ξ为新技术的研发投入弹性，μ为技术转化率关于单位技术研发投入的弹性，参考Moran和Queralto

的研究［4

（］ P24-41），将其分别校准为0.3和0.29。

考虑到2000年至2018年企业研发St占总新资本品（It + IM，）t 比重的平均值（0.028），我们将技术转化

率关于设备投入弹性ρλ校准为0.926。为保证模型存在均衡增长路径，中间品替代弹性ϑ与资本产出弹

性α之间需满足ϑ = (2 - α)/(1 - α)，参数ϑ取值为2.82，对应的成本加成为1.55。参考Anzoategui等的

研究［5

（］ P67-110），技术转化率λ稳态值取为0.2，并将对应的参数κ校准为20.50。

2.参数贝叶斯估计。对于模型中的剩余参数，我们采用贝叶斯估计方法确定。ϕI为资本品投资调

整成本参数，参照Christiano等［29］

（P1-45），将该参数先验分布设定为Gamma分布，均值为1.5，标准差为

0.1。将研发投资调整成本参数ϕS和设备品投资调整成本参数ϕM先验分布设定为Gamma分布，考虑到

研发投资和用于技术转化的设备投资专用性更强，ϕS和ϕM均值高于ϕI

，设定为2.0，标准差均为0.1。参

考黄志刚和许伟研究［30］

（P103-116）的设定，将持续性参数先验分布设定为Beta分布，均值取为0.85，标

准差为0.1；对于波动性参数，先验分布均设定为逆Gamma分布，均值和标准差分别取为0.02和2②。

五、数值模拟分析

本部分考察供给侧政府研发补贴政策冲击和需求侧居民消费补贴政策冲击对企业投资构成和产出

的影响机制，分析企业生产结构中的研发外溢效应（μ）及资本产出弹性（α）变化对两种冲击影响的作用。

其中，供给侧政策冲击主要通过企业生产成本渠道影响企业生产决策，需求侧政策冲击更多是通过企业

盈利水平变化影响企业生产决策。针对模型中各类投资的特点，将企业投资划分为研发投资和固定资

产投资两类，后者包括资本品投资和设备品投资。以研发投资占固定资产投资的比重（研发投资/固定

资产投资）表示研发投资占比。

（一）基准结果

该部分，模拟了供给侧政府研发补贴冲击和需求侧居民消费补贴冲击对企业投资构成和产出影响

的基准结果（μ = 0.29，α = 0.45）。

1.政府研发补贴冲击的脉冲响应分析。在中长期内人口、资源环境的约束下，单纯依靠要素驱动的

增长模式难以持续，创新才是我国经济增长的持久动力。基于转变经济增长动力考虑，近年来我国陆续

出台了一系列鼓励和支持企业创新的研发补贴政策。图1模拟了研发补贴冲击上升一个百分点对企业

投资、技术和产出等内生经济变量的影响。研发补贴上升通常能够增加企业即期的研发投资，不过短期

对企业固定资产的投资影响很小，尤其是对资本品投资的影响具有滞后性，长期却会带来企业研发投资

① 2008年我国山东、河南、四川等多个省份实施了“家电下乡”政策，购买“家电下乡”产品的农民可向政府申请销售价格13%的补贴［35］（P1323-

1344）。

② 限于篇幅，本文未列出参数的贝叶斯估计结果，留存备索。

·120·

汪 勇 等：外生冲击、投资构成与经济增长

占比上升。上述过程的内在传导机制是，研发补贴直接作用于企业研发投资，研发补贴上升降低了企业

研发成本，促使企业提高研发投资；企业研发投资的上升提高了企业新技术产量，增加了企业技术储备

（拓展了企业技术前沿）；由于研发投资对企业新技术转化具有外溢效应，研发投资上升提高了新技术转

化成功率，一定程度上也会刺激企业对设备品投资的需求，推动设备品投资小幅上升。

经过一系列变化，企业可用技术能力增强，不过由于转化环节较多，技术外溢效应边际递减，导致其

变动幅度很小。这表明，受创新本身的内在规律制约，政府研发支持转化为企业实际应用层面技术水平

有效拉动力并非易事，需经过一段时间。研发补贴上升尽管能够提高企业的研发投资和技术水平，不过

期初并未对企业资本品的供给和需求市场产生明显影响。这就意味着，短期内研发补贴冲击对企业资

本品投资的促进作用较小。另外，面对研发补贴的正向冲击，研发投资反应快速、变化明显，而固定资产

投资反应滞后、变化较小，在二者作用下研发投资占比出现上升。期初，考虑到研发补贴占总需求的比

重通常较小，期初社会总产出变化并不明显。但是，随着研发补贴政策引起企业技术创新水平的逐步提

升，社会总产出呈现出持续增长的趋势。

2.居民消费补贴冲击的脉冲响应分析。当前，进一步推动经济回升向好需要克服一些困难和挑战，

主要是有效需求不足、社会预期偏弱，国内大循环存在堵点。为激发消费活力、刺激消费需求和畅通经

济循环，很多地方出台了消费补贴政策。图2模拟了居民消费补贴冲击上升一个百分点对企业投资、技

术和产出等的影响。分析表明，居民消费补贴上升提高了资本品投资和设备品投资，不过对研发投资和

新技术开发的作用存在滞后性。上述影响的逻辑在于，消费需求上升增加了社会总产出，推动资本品的

边际产出上升，刺激了企业资本品投资需求。社会总需求上升增加了垄断竞争企业的利润，提高了企业

图1　不同外溢效应情形下研发补贴冲击对企业投资和产出的影响

·121·

武汉大学学报（哲学社会科学版） 2024 年第 4 期

设备品投资回报，使得企业对设备品的投资需求上升。

进一步来看，企业技术转化率随着设备投资品上升而提高，并通过技术积累带动企业商品生产技术

水平小幅上升。同时，技术转化率上升也使得企业可转化技术存量逐步降低，相应使得企业新技术开发

需求上升。由于新技术仅有一定的概率成功转化（新技术成功转化平均所需时间为1/λ），因此其对研发

投资的引致需求相应需要经历一段时间（5年左右）才会显现。这就意味着，新技术和技术储备也只有在

研发投资变化之后方开始上升。在消费需求正向冲击情形下，固定资产投资快速发生变化，而研发投资

变化滞后，二者相互作用推动研发投资占比下降。

总结来看，与研发补贴所代表的供给侧政策相比，短期内居民消费补贴的需求侧政策对促进经济增

长的作用明显，但中长期对企业内生技术的影响存在滞后性，导致其促进经济增长的持续性不足。

（二）异质性分析

在该部分，考察了经济系统中的两个核心参数（研发外溢效应μ和资本产出弹性α）如何影响研发补

贴政策与居民消费补贴政策的稳增长作用。

1.研发外溢效应。在模型中，研发补贴提升企业商品生产经历了“研发投入—新技术生产—技术改

造—可用生产技术—商品生产”等多个环节。其中，从新技术的生产到可用生产技术是关键过程，直接

决定了企业研发支出促进产出的实际效果。企业在将研发的新技术转化为企业实际可用技术时，涉及

技术转化率的问题。新技术成功转化为企业生产可用技术除了受设备投入影响外，还与单位技术对应

的研发投资有关，后者对技术转化率的影响可以通过研发外溢效应（μ）衡量。通常，外溢效应（μ）越大，

表明企业研发投资对技术转化率的正向影响越大。理论上，研发补贴政策对企业研发支出影响更大更

直接，而居民消费补贴政策需通过利润渠道引致企业研发支出，因而相比居民消费补贴政策，研发补贴

图2　不同资本产出弹性情形下消费补贴冲击对企业投资和产出的影响

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汪 勇 等：外生冲击、投资构成与经济增长

政策的经济效应受研发外溢效应的影响更大。

为检验上述判断并评估研发外溢效应的实际作用，本文分别考虑了三种情形（μ分别取0.29、0.15和

0）下的外溢效应，分析相应参数变化对研发补贴冲击和居民消费补贴冲击经济效应的影响，并重点讨论

对企业投资构成和产出的作用。

如图1所示，在同等研发补贴正向冲击下，随着外溢效应的下降，期初技术转化率发生明显下降，不

过随着时间推移变化幅度有所减弱，而研发投资、资本品投资、设备品投资和产出则受影响较小。例如，

不存在外溢效应（μ = 0）时，相比基准情形（μ = 0.29），研发投资最高变化值降低了26.8%，研发投资占比

最高变化值降低了19.8%。上述变化的原因是，随着外溢效应下降，相同单位研发投资对技术转化率的

提升作用在弱化，在降低设备品投资需求的同时，也会抑制商品生产技术和总产出的上升幅度。

进一步分析来看，中长期内产出的这种变化会减弱资本品的投资需求，并通过利润渠道反作用于可

用技术需求，影响企业研发投资和设备品投资需求。

不过，与研发补贴冲击不同，外溢效应的变化对居民消费补贴冲击作用较小。不同外溢效应情形

下，居民消费补贴冲击对企业技术、投资构成和产出的影响不存在明显差异。随着外溢效应的下降，相

同单位的居民消费需求正向冲击对研发投资、资本品投资和产出的影响微弱，仅在中期对设备品投资有

小幅影响。产生上述变化的原因在于，居民消费补贴冲击往往通过利润渠道影响企业的要素需求，包括

资本品投资、研发投资和设备品投资，加上研发投资对消费补贴冲击的反应滞后，最终使得研发投资变

化幅度不大。另外，外溢效应也会影响技术转化率，并作用于设备品投资，不过由于期初研发投资变化

较小，外溢效应的变化并未带来技术转化率的明显变化，相应对设备品投资的影响也较小①。

综合来看，企业各类投资变化对研发投资占比变化的影响并不大，由于外溢效应变化引起的企业新

技术和技术转化率变化微弱，企业商品生产技术未出现显著变化，加之资本品投资变动较小，多种因素

下，企业总产出上升幅度并无明显变化。

2.资本产出弹性。在本文模型中，资本产出弹性α除了影响资本和内生技术增长对产出增长的相对

重要性外，还会影响垄断竞争企业的价格加成，即企业制定价格的能力。价格加成可以表述为

ϑ/(ϑ - 1)，模型实现均衡增长路径要求ϑ = (2 - α)/(1 - α)，于是价格加成等于2 - α。这表明，资本产

出弹性越小，价格加成越大，企业的垄断利润就越高。一方面，需求侧居民消费补贴政策通过刺激居民

消费增加社会总需求，引起资本边际产出上升，促进企业提高资本品需求；另一方面，社会总需求的上升

会增加企业垄断利润，提高企业设备品投资回报，促进企业对设备品的投资需求。在上述两个环节中，

资本产出弹性非常重要，不仅影响到资本的边际产出，还会影响到企业垄断利润水平，影响居民消费补

贴政策对资本品和设备品的作用和效果。实际上，近年来我国经济结构不断调整，生产函数中资本产出

弹性明显下降，由2005-2007年接近0.6降至目前的0.45。从中长期来看，经济增长往往呈收敛趋势，我

国经济增长速度也会逐渐向发达经济体趋同，这种情况下资本对经济增长的贡献也会呈下降趋势，不过

劳动（尤其是知识含量高的高技能劳动）对经济增长的贡献反而上升，这就表明资本产出弹性是下降。

从实际来看，目前美国的资本产出弹性为33%左右，明显低于我国当前水平（45%）。理论上，研发补贴

政策会通过成本渠道影响企业生产，但并不直接影响社会对企业产品需求和资本品需求，资本产出弹性

主要通过后者发挥作用。因此，相比居民消费补贴政策，中短期内研发补贴政策的经济效应受资本产出

弹性的影响较小。

为验证上述推断并评估资本产出弹性的实际效果，本文分别考虑了三种情形（α分别取0.45、0.4和

0.33）下的资本产出弹性，分析相应参数变化对研发补贴冲击和居民消费补贴冲击经济效应的影响，尤其

是对企业投资构成和产出的作用。

① 限于篇幅，本文未展示不同外溢效应情形下居民消费补贴冲击对企业投资和产出影响的结果图，留存备索。

·123·

武汉大学学报（哲学社会科学版） 2024 年第 4 期

在相同的研发补贴正向冲击下，相比基准情形（α = 0.45），随着资本产出弹性下降，短期内（4年左

右）研发投资、资本品投资、设备品投资和产出均没有明显变化，不过中长期内会较大幅度上升①。然而，

值得注意的是，研发投资占比在较长时期内并未出现实质性变化。究其原因，研发补贴上升降低了研发

成本，刺激了企业研发投资，但由于新技术成功转化需要一定时间，这就使得研发补贴通过内生技术变

化影响企业产出存在时滞。考虑到期初产出变化较小，资本品投资需求缺少明显变化，期初企业资本品

投资也缺少变动。这就表明，研发补贴冲击之下，资本产出弹性的下降并没有使各变量发生明显变化。

不过，随着研发补贴上升对研发投资影响不断增大，内生技术增长对企业产出增长的重要性不断上升，

相比基准情形，企业产出将会出现大幅上升，从而企业资本品投资也大幅增加。

进一步分析来看，资本产出弹性的下降提高了企业垄断利润。相比基准情形企业将有更多的资金

投向技术更新，推动新技术大幅上升，并通过外溢效应形成更高的技术转化率，刺激设备品投资需求上

升，大幅提高商品生产技术和产出，最终产出的大幅上升使得资本品投资需求相应上升。在上述过程

中，相比基准情形，研发投资与固定资产投资变化幅度接近，导致研发投资占比变动不大。

比较而言，与研发补贴不同的是，居民消费补贴冲击对资本产出弹性变化的反应更为灵敏，所受影

响更大。如图2所示，在同等幅度居民消费补贴冲击下，随着资本产出弹性下降，相比基准情形，资本品

投资、设备品投资和产出将出现大幅上升，研发投资受影响的幅度不断增大、滞后性显著缩短，最终使得

研发投资占比下降幅度缩小。

以资本产出弹性α = 0.33为例，相比基准情形，首先，期初企业资本品投资和设备品投资上升幅度

分别提高了51.9%和56.2%，此后两种情形下的差距进一步扩大；其次，研发投资反应的滞后期下降（5年

降至1年），并且研发投资的反应越来越快；再次，研发投资占比降幅不断缩窄，期初就降了31.7%。深入

来看，上述变化的原因在于，资本产出弹性下降使得企业垄断利润占总收益比重上升，居民消费补贴冲

击带来的总需求上升拉动资本品投资上涨，增加了企业新技术转化收益，并推动设备品投资增加，使得

商品生产技术提高。这就意味着，随着可用技术转化速度加快，企业对新技术研发的需求更加迫切，推

动研发投资和新技术快速上升。

经过上述变化，资本品投资和商品生产技术推动产出大幅上升。相比基准情形，各类投资品均大幅

增加，不过由于研发投资变化的幅度超过了固定资产投资，相对作用之下使得研发投资占比降幅明显收

窄。从生产函数来看，资本品投资和商品生产技术大幅变动，也会引起产出增速随之加快。

六、研究结论与政策建议

在上述研究的基础上，我们可以作出两个判断。第一，研发补贴等供给侧政策，对经济产出的短期

拉动作用并不明显，却能够促使企业提高研发投资，提高我国创新能力，促使经济持续增长；相比之下，

居民消费补贴等需求侧政策，短期内能够快速提高经济产出，并刺激固定资产投资，却对经济增长的持

续推动作用有限，需要配合其他政策才能发挥更大作用。第二，技术创新和资本积累对一国经济增长同

等重要，技术创新离不开研发投资，资本积累需要固定资产投资。前者是一国经济增长的长期驱动力，

后者对于提升短期经济增长成效较快。

基于上述认识判断，我们进一步得出如下结论：

其一，从供给侧政策来看，短期内研发补贴对固定资产投资的影响存在滞后性，不过却可以通过降

低成本刺激企业长期研发投资、提高研发投资占比，最终推动产出上升。在这一过程中，尽管产出上升

较为缓慢，但持续时间更长。这就表明，研发补贴政策对促进经济增长效果明显。从政策角度而言，这

也意味着，深化供给侧结构性改革，优化投资的制度机制基础，对于经济增长有着长远的根本性意义。

① 限于篇幅，本文未展示不同资本产出弹性情形下研发补贴冲击对企业投资和产出影响的结果图，留存备索。

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汪 勇 等：外生冲击、投资构成与经济增长

其二，从需求侧政策来看，短期内居民消费补贴会增加当期产出，并通过利润渠道拉动固定资产投

资，推动产出更大幅度上升，不过中长期对研发投资的影响存在滞后性，会降低研发投资占比，对产出提

升的持续性较弱。这表明消费补贴政策对短期经济增长的刺激效果更好。这也就意味着，短期内我们

依然需要发挥消费需求对投资的牵引作用，“稳增长”的前提是扩大内需，促进消费与投资的良性循环。

其三，随着研发外溢效应不断减弱，研发补贴正向冲击之下，研发投资、固定资产投资、研发投资占

比均会下降，产出上升的幅度也会缩小；居民消费补贴正向冲击对企业投资、研发投资占比和产出的影

响变化微弱。这就意味着，经济增长的根本动力在于创新力，也就要求我们应着眼于转变经济增长方

式，注重短期内“稳增长”与中长期“促改革”的衔接。

其四，资本产出弹性下降增强了企业议价能力（价格加成），提高了企业垄断利润。此时短期内研发

补贴对企业投资、研发投资占比及产出的影响较小，中长期对企业投资和产出的影响则会逐步增大。在

资本产出弹性下降的情况下，居民消费补贴正向冲击对企业投资和产出的影响也会增大，研发投资的滞

后时间将会缩短。这就表明，随着我国经济不断发展，资本产出弹性将会逐步下降（向发达经济体趋

近），技术创新对经济增长的重要性将会上升。

基于上述研究结论，本文提出如下政策建议：

第一，供给侧方面，短期内优化研发补贴政策，支持企业数字化转型，中长期要稳定企业预期，推动

企业降低成本，着力提升长期增长潜力。我们认为，研发补贴等供给侧政策能够通过降低成本刺激企业

长期研发投资，推动技术持续创新，提升经济长期增长潜力。这就意味着，短期内可考虑发挥政府财政

补贴的“降成本”作用，且更多地用于对制造业下游企业和小微企业的阶段性补贴，提高政策效果。从实

践看，研发补贴涉及科技、财政等多个部门，可考虑建立跨部门协调机制，协调各方力量和资源，保障补

贴政策有效实施，同时建立严格的监督和财务透明度机制，确保研发补贴资金使用符合政策要求和标

准，保证政策透明和规范。从中长期看，首要的是进一步明确“红绿灯”机制，稳定企业预期，并保证财政

补贴和金融支持的连续性，引导企业适应新一轮科技革命，运用数智技术、绿色技术等先进适用技术为

研发注入新动能，加快实现结构调整和转型升级。

第二，需求侧方面，短期内可考虑实施阶段性消费补贴政策，提振市场信心，中长期可侧重优化收入

分配格局，提高居民收入水平，畅通国内经济大循环。我们研究认为，居民消费补贴等需求侧政策除了

短期内直接增加居民消费需求之外，还会通过利润渠道促进企业固定资产投资，刺激长期经济增长。这

就意味着，经济弱复苏情况下，可考虑为特定人群（如失业青年群体）提供阶段性消费补贴，或向低收入

群体适时适量发放消费券，扩大消费，拉动内需。从中长期来看，拉动消费的核心在于提高收入和稳定

预期，在短期内大幅提高居民工资性收入有难度情况下，主要是多渠道增加居民财产性收入，通过提升

金融机构投资管理和防风险能力，增强企业现金分红能力等，保障居民财富保值增值，更根本的是通过

收入分配政策维护居民收入，推动消费和投资相互促进、良性循环。

第三，考虑到企业生产结构内生变化对经济增长的影响，应加强政策协调，扩大政策空间。研发外

溢效应的减弱会降低研发补贴等供给侧政策对技术创新、经济增长的促进作用。实践也表明，欧美对我

国“脱钩断链”“去风险”，会通过贸易、对外直接投资、科技人员交流等渠道影响全要素生产率，降低前沿

知识和先进技术的扩散和外溢。为保持持续的研发外溢效应，首要的是加强政策配合，保证资金支持尽

可能覆盖企业研发整个生命周期，并针对“卡脖子”关键技术领域企业和处于初创期、成长期中小企业精

准实施。可考虑运用财政贴息、再贷款等政策工具引导银行提供低成本中长期资金，并通过监管政策引

导银行保险机构聚焦薄弱环节，积极探索解决路径和服务模式。根据我们研究结论，资本产出弹性下降

会扩大消费补贴等需求侧政策对各类投资的促进作用，改善研发投资占比，并进一步提升经济增长。从

实际来看，经济结构调整、数字经济发展，客观上都会使得资本产出弹性呈现下降趋势，并推动资本报酬

份额和资本形成下降。考虑到短期内我国投资主导型需求结构难以改变，为提振市场信心，当前应在扩

·125·

武汉大学学报（哲学社会科学版） 2024 年第 4 期

大供给侧财政补贴基础上，以扩大居民消费为核心着力扩大内需，直接补贴家庭和企业，畅通消费、投资

循环。在此过程中，加强扩张性财政政策和宽松货币政策配合，尤其注重发挥中央财政的补贴作用。

参考文献

[1] 张晓晶，汪勇 . 社会主义现代化远景目标下的经济增长展望——基于潜在经济增长率的测算 . 中国社会科学，

2023 ，（4）.

[2] P. M. Romer. Endogenous Technological Change. Journal of Political Economy, 1990, 98(5).

[3] D. Comin, M. Gertler. Medium-term Business Cycles. The American Economic Review, 2006, 96(3).

[4] P. Moran, A. Queralto. Innovation, Productivity, and Monetary Policy. Journal of Monetary Economics, 2018, 93.

[5] D. Anzoategui, D. Comin, M. Gertler, J. Martinez. Endogenous Technology Adoption and R&D as Sources of Business Cy‐

cle Persistence. American Economic Journal: Macroeconomics, 2019, 11(3).

[6] A. Queralto. A Model of Slow Recoveries from Financial Crises. Journal of Monetary Economics, 2020, 114.

[7] P. Aghion, P. Howitt. Endogenous Growth Theory. Cambridge, MA: MIT Press, 1998.

[8] F. Bianchi, H. Kung, G. Morales. Growth, Slowdowns, and Recoveries. Journal of Monetary Economics, 2019, 101.

[9] G. Cozzi, B. Pataracchia, P. Pfeiffer, M. Ratto. How Much Keynes and How Much Schumpeter? European Economic Re‐

view, 2021, 133.

[10] C. Battiati. R&D, Growth, and Macroprudential Policy in an Economy Undergoing Boom-bust Cycles. Journal of Macro‐

economics, 2019, 59.

[11] P. Aghion, G. M. Angeletos, A. Banerjee, K. Manova. Volatility and Growth: Credit Constraints and the Composition of In‐

vestment. Journal of Monetary Economics, 2010, 57(3).

[12] J. A. Schumpeter. Business Cycles: A Theoretical, Historical, and Statistical Analysis of the Capitalist Process. New York:

McGraw-Hill Publishing Company, Ltd., 1939.

[13] M. Ouyang. On the Cyclicality of R&D. The Review of Economics and Statistics, 2011, 93(2).

[14] P. Aghion, N. Berman, L. Eymard et al. Credit Constraints and the Cyclicality of R&D Investment: Evidence from France.

Journal of the European Economic Association, 2012, 10(5).

[15] K. R. Fabrizio, U. Tsolmon. An Empirical Examination of the Procyclicality of R&D Investment and Innovation. The Re‐

view of Economics and Statistics, 2014, 96(4).

[16] I. Dew-Becker. Investment and the Cost of Capital in the Cross-section: The Term Spread Predicts the Duration of Invest‐

ment. Federal Reserve Bank of San Francisco Working Paper, 2012.

[17] G. Barlevy. On the Cyclicality of Research and Development. The American Economic Review, 2007, 97(4).

[18] H. Gulen, M. Ion. Policy Uncertainty and Corporate Investment. The Review of Financial Studies, 2016, 29(3).

[19] 孟庆斌，师倩.宏观经济政策不确定性对企业研发的影响：理论与经验研究.世界经济，2017，（9）.

[20] A. C. Chu, G. Cozzi. R&D and Economic Growth in a Cash-in-Advance Economy. International Economic Review,

2014, 55(2).

[21] A. Pérez-Orive. Credit Constraints, Firms' Precautionary Investment, and the Business Cycle. Journal of Monetary Eco‐

nomics, 2016, 78.

[22] G. M. Angeletos. Uninsured Idiosyncratic Investment Risk and Aggregate Saving. Review of Economic Dynamics,

2007, 10(1).

[23] B. R. Uras. Investment Composition and Productivity with Heterogeneous Entrepreneurs. Journal of Macroeconomics,

2013, 35.

[24] J. B. Madsen. The Causality Between Investment and Economic Growth. Economics Letters, 2002, 74(2).

[25] A. Pessoa. R&D and Economic Growth: How Strong Is the Link? Economics Letters, 2010, 107(2).

[26] Z. Griliches. The Search for R&D Spillovers. The Scandinavian Journal of Economics, 1992, 94.

[27] P. Mohnen. R&D Externalities and Productivity Growth. STI Review, 1996, 17.

[28] R. Griffith, S. Redding, J. V. Reenen. Mapping the Two Faces of R&D: Productivity Growth in a Panel of OECD Indus‐

tries. The Review of Economics and Statistics, 2004, 86(4).

·126·

汪 勇 等：外生冲击、投资构成与经济增长

[29] L. J. Christiano, M. Eichenbaum, C. L. Evans. Nominal Rigidities and the Dynamic Effects of a Shock to Monetary Policy.

Journal of Political Economy, 2005, 113(1).

[30] 黄志刚，许伟.住房市场波动与宏观经济政策的有效性.经济研究，2017，（5）.

[31] 王君斌，王文甫.非完全竞争市场、技术冲击和中国劳动就业——动态新凯恩斯主义视角.管理世界，2010，（1）.

[32] 黄志刚.货币政策与贸易不平衡的调整.经济研究，2011，（3）.

[33] 仝冰.混频数据、投资冲击与中国宏观经济波动.经济研究，2017，（6）.

[34] 张世伟，周闯.中国城镇劳动力市场中劳动参与弹性研究.世界经济文汇，2009，（5）.

[35] 郑筱婷，蒋奕，林暾.公共财政补贴特定消费品促进消费了吗?——来自“家电下乡”试点县的证据.经济学（季刊），

2012，（4）.

[36] 林毅夫，沈艳，孙昂.中国政府消费券政策的经济效应.经济研究，2020，（7）.

[37] 汪勇，尹振涛，邢剑炜.数字化工具对内循环堵点的疏通效应——基于消费券纾困商户的实证研究.经济学（季刊），

2022，（1）.

[38] 高然，龚六堂.土地财政、房地产需求冲击与经济波动.金融研究，2017，（4）.

Exogenous Shocks, Investment Composition and Economic Growth

A Dual Perspective Based on Supply-side and Demand-side

Wang Yong（Chinese Academy of Social Sciences）

Ma Xinbin（The People's Bank of China）

Abstract Entering a new stage of development, China's economy is currently at a crucial phase of re‐

placing the old growth drivers with new ones. The increasing uncertainty and instability of the external envi‐

ronment have added substantial pressure on stabilizing growth, promoting development, and restructuring the

economy. Hence, it is critical to strengthen the coordination and support of macro policies for high-quality de‐

velopment. Supply-side policies such as R&D subsidies, which may not make a big difference in short-term

growth stabilization, can drive enterprises to increase their proportions of R&D investment and enhance the

potential for economic growth. This effect is continuously amplified by the increasing spillover effects of

R&D. In contrast, demand-side policies such as coupons and subsidies have a relatively limited effect on sus‐

taining long-term economic growth, but they significantly promote fixed investment and stabilize economic

growth in the short term. This effect becomes more pronounced when the elasticity of output to capital de‐

clines. To promote high-quality economic development, it is essential to fully leverage the combined forces of

supply and demand policies to boost both short-term and long-term economic growth.

Key words investment composition; economic growth; endogenous technological progress; macroeco‐

nomic policy

■ 作者简介 汪 勇，中国社会科学院金融研究所副研究员，北京 100710；

马新彬，中国人民银行高级经济师，北京 100045。

■ 责任编辑 何坤翁

·127·

第 77 卷第 4 期 2024 年 7 月

Vol. 77 No. 4 July 2024 128~140

个人信息范围的界定与要件判断

程 啸

摘 要 个人信息是个人信息保护法中最核心的概念，也是个人信息保护法律规范的

适用前提。我国法律对个人信息采取了统一定义的模式。从《中华人民共和国网络安全法》

（下文简称《网络安全法》）到《中华人民共和国个人信息保护法》（下文简称《个人信息保护

法》），个人信息的概念经历了一个从窄到宽的发展演变过程。《个人信息保护法》第4条第1

款将个人信息的判断要件分为积极要件与消极要件，前者是通过关联性与识别性去界定个

人信息的概念范围，后者则将匿名化处理后的信息排除在个人信息之外。为了防止个人信

息的范围过于宽泛，以至于个人信息保护法成为无所不包的法律，应明确个人信息积极要件

中关联性要件与识别性要件之间为“且”的关系而非“或”的关系，以此来相应地控制个人信

息的范围。认定关联性要件时，不仅应考虑信息的内容、目的和结果，还要考虑信息与个人

权益是否存在一定的因果关联。在判断识别性时，应当限定识别主体的范围及所使用的手

段与方式。作为消极要件的匿名化虽然并非可以绝对消除信息的可识别性，但是其对于保

护个人信息权益也有重要的意义。

关键词 个人信息；个人信息保护法；关联性；识别性；匿名化

中图分类号 D913 文献标识码 A 文章编号 1672-7320（2024）04-0128-13

基金项目 清华大学自主科研计划文科专项经费项目（2021THZWYY02）

“个人信息”是个人信息保护法中最核心的概念，个人信息的认定及其范围问题对于任何国家的个

人信息监管法律体系而言，都至关重要。只有当处理者所处理的信息是个人信息时，才应当适用个人信

息保护的法律规范，处理者方负有各种法律义务（如告知并取得同意的义务、合规义务、保护个人信息安

全义务等），个人针对此种处理其个人信息的活动才享有查阅、复制、更正、可携带、删除等权利。无论是

行政机关履行个人信息保护监管职责，司法机关解决个人信息保护案件，还是企业等个人信息处理者的

合规实践，都始终离不开对个人信息的认定。

随着网络信息科技尤其是大数据技术的高速发展，人类社会的信息愈发丰富，数据化程度越来越

高，而现实与虚拟之间及人类、机器和自然之间的界限也在不断模糊。在数据爆炸性生成与聚合、数据

分析突飞猛进的当下，几乎所有的信息都能够被合理地被认为是个人信息，由此就产生了个人信息的范

围究竟应当顺势扩张还是需要适当限制的问题。从当今世界上对个人信息保护力度最大的欧盟来看，

其不仅有着统一的、包含范围很宽的个人信息（也称个人数据）的概念，并且多年来欧洲法院及依据《数

据保护指令（95/46/EC）》成立的第29条工作小组（下文简称“第29条工作小组”）持续地对个人信息的要

件进行扩张性解释。因此，欧盟法上个人信息的范围越来越广。由此导致一些学者担心，欧盟法上越来

越宽泛的个人信息概念将会使个人信息保护法面临成为“无所不包之法”（the law of everything）的风险：

一方面，其想要为所有的情形提供最高的法律保护；另一方面，现实中又根本做不到，最终导致个人信息

保护法出现“系统超载”［1］

（P42）［2］

。我国个人信息保护立法吸收借鉴了欧盟数据保护立法的不少有益成

DOI：10.14086/j.cnki.wujss.2024.04.012

程 啸：个人信息范围的界定与要件判断

果，《个人信息保护法》第4条第1款更是采取了与欧盟法大体相同的个人信息定义。随着网络信息社会

与数字经济的飞速发展，我国同样面临着如何妥当界定个人信息范围的问题。

个人信息是一个抽象的法律概念。任何学科“在形成抽象概念时，其定义中需要选择哪些特征根本

上取决于相关学科在形成概念时想要追求的目标”［3］

（P552）。我国《个人信息保护法》以保护个人信息

权益与促进个人信息的合理利用为目标，因此，理解个人信息的概念也必须始终立足于这一立法目标。

就我国个人信息的范围问题，本文的主要观点是，虽然我国借鉴了欧盟法中个人信息的概念，但考虑到

我国的国情及个人信息保护法的立法目标，个人信息的范围不宜过度扩张。在我国《个人信息保护法》

第4条第1款已经将“关联性”与“识别性”作为认定个人信息的积极要件，同时将“匿名化”作为排除个人

信息的消极要件的前提下，应当通过谨慎合理的解释判断该三项要件来限定个人信息的范围，从而协调

权益保护与信息自由的关系，以满足我国信息社会与数字经济发展的需要。本文将分以下五部分展开

讨论：第一部分梳理我国法上个人信息概念从窄到宽的演变过程，第二部分分析我国《个人信息保护法》

所确立的个人信息的要件及其相互间的关系，第三部分讨论控制个人信息范围的方法，第四和第五部分

依次研究个人信息的积极与消极要件的判断。

一、个人信息概念的立法演进

总的来看，我国法上个人信息的概念经历了一个从窄到宽的演变过程，即从最初限于识别自然人的

个人身份的信息，扩张为既包括身份识别信息也包括自然人的活动状态信息，再到识别自然人的各种信

息，直至与已识别或可识别的自然人相关的各种信息。

（一）从识别“自然人个人身份”到识别“特定自然人”

2012年的《全国人民代表大会常务委员会关于加强网络信息保护的决定》第1条第1款规定：“国家

保护能够识别公民个人身份和涉及公民个人隐私的电子信息。”该规定尚未区分个人信息与隐私，但其

关于能够识别公民个人身份的电子信息属于个人信息的规定被此后的《网络安全法》继受。2016年颁布

的《网络安全法》第76条第5项规定：“个人信息，是指以电子或者其他方式记录的能够单独或者与其他

信息结合识别自然人个人身份的各种信息，包括但不限于自然人的姓名、出生日期、身份证件号码、个人

生物识别信息、住址、电话号码等。”该定义采取了识别说的定义模式，并将识别的对象限定于“自然人个

人身份”。所谓自然人个人身份，主要是特定自然人的姓名、年龄、性别、身高、相貌、职业、工作单位、教

育程度、家庭住址、电话号码等。按照这个定义，自然人的各种活动信息如行踪轨迹、网络浏览痕迹、交

易消费活动等，只要不能直接或间接识别出自然人个人身份，就不属于个人信息。显然，这个范围过于

狭窄，因为自然人的行踪轨迹等活动信息不仅属于个人信息，而且属于敏感的个人信息。故此，2017年

《最高人民法院、最高人民检察院关于办理侵犯公民个人信息刑事案件适用法律若干问题的解释》对《网

络安全法》中的“自然人个人身份”做了广义的理解。该司法解释第1条将《中华人民共和国刑法》（下文

简称《刑法》）第253条之一规定的“公民个人信息”界定为“以电子或者其他方式记录的能够单独或者与

其他信息结合识别特定自然人身份或者反映特定自然人活动情况的各种信息，包括姓名、身份证件号

码、通信通讯联系方式、住址、账号密码、财产状况、行踪轨迹等”。也就是说，公民个人信息不仅包括公

民个人身份识别信息（即能够识别出特定自然人身份的信息），也包括体现特定自然人活动的信息［4］

（P319）。

2021年施行的《中华人民共和国民法典》（下文简称《民法典》）第1034条第2款继续采取识别说的定

义模式界定个人信息，但对个人信息的涵义与外延作了扩张。一方面，该款仍旧采取了概括+列举的定

义方式，但列举的个人信息种类有所增加，即在《网络安全法》的基础上新增了“电子邮箱、健康信息、行

踪信息”；另一方面，《民法典》第1034条第2款仅要求“能够单独或者与其他信息结合识别特定自然人”

即属于个人信息，而不限于识别自然人个人身份或反映特定自然人活动情况。也就是说，只要这些信息

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武汉大学学报（哲学社会科学版） 2024 年第 4 期

能够将自然人识别出来，就是个人信息。立法机关撰写的民法典释义书指出，构成个人信息的核心要件

就是具有识别性，“所谓识别，就是通过该信息可以直接或者间接地将某一自然人‘认出来’”［5

（］ P209）。

（二）从“识别性”要件到“识别性+相关性”要件

《个人信息保护法》的起草工作与《民法典》的编纂同时进行。《民法典》颁布后，不少人认为，《个人信

息保护法》应当与《民法典》衔接，采取定义加列举的方式对个人信息作出界定。但是，立法机关并未将

《民法典》第1034条第2款的定义照搬到《个人信息保护法》中，而是对个人信息做了一个新的定义。《个

人信息保护法》第4条第1款规定：“个人信息是以电子或者其他方式记录的与已识别或者可识别的自然

人有关的各种信息，不包括匿名化处理后的信息。”将该定义与《民法典》的定义相比较可知：首先，《个人

信息保护法》没有再采取概括+列举的方式界定个人信息，它只界定了何为个人信息，未列举具体的个人

信息。这样做的原因并非如某些学者所言，是因为个人信息类型的多样性、外延上的抽象性以及该法对

敏感的个人信息作出了明确规定［6］

（P39），而是因为，列举个人信息的做法固然更形象直观，但容易令人

误以为个人信息是固定不变的，误以为只要是法律列举的信息，无论何时何地都是个人信息。有些信息

确实如此，如人脸、指纹、声纹、掌纹、基因、虹膜、耳廓等个人生物识别信息，因为是与特定的自然人唯一

对应的且无法或很难改变的。但有些信息是否属于个人信息，必须要考虑到具体场景，如姓名、出生日

期。以“张伟”这个姓名为例，放在全中国的范围，如不与其他信息相结合，显然是根本无法单独识别特

定的自然人。仅2016年全国叫“张伟”的人就有299025人［7］

。然而，如果在某小学一年级的某个班级中，

“张伟”这个姓名可能足以识别特定的一个男生（或女生）。因此，《个人信息保护法》不去列举哪些信息，

旨在强调的是个人信息的相对性［8

（］ P22）。

其次，《个人信息保护法》在坚持个人信息认定标准中的“识别性”要件之外，还增加了“相关性”要件

（也称“关联性”要件），即个人信息除了满足“识别性”要件外，还必须满足“关联性”要件，应当是与已识

别或可识别的自然人有关的各种信息。如此一来，个人信息的范围在某种意义上又得到了扩展。一方

面，如果某个信息处理者已经识别或能够识别特定的自然人，那么，对于该处理者而言，与该自然人有关

联性的所有信息都是个人信息，即便某些信息对于其他的主体而言既无法单独识别也无法间接识别该

自然人。例如，对于电信公司而言，客户都是实名的，因此，任何客户使用电信服务的时间、地点等信息

对电信公司而言，都是个人信息。另一方面，即便某些信息不是关于某个自然人的，而是关于某物的信

息，如房屋的价值信息、汽车的维修保养信息等，但由于该物是属于自然人或者被自然人使用的，因此，

这些物的信息因为与自然人有关，也会成为个人信息。

二、个人信息的要件及其关系

我国《个人信息保护法》第4条第1款从积极和消极两个方面规定了个人信息的要件，其中，积极要

件就是识别性与关联性，而消极要件就是将匿名化处理的信息排除在个人信息之外。

（一）积极要件与消极要件

1995年欧洲议会和欧盟理事会发布的《数据保护指令（95/46/EC）》第2条将个人数据界定为“是指与

已识别或可识别的自然人（‘数据主体’）有关的任何信息；可识别的人是指可以直接或间接地加以识别，

尤其是通过身份证号码或与其身体、生理、心理、经济、文化或社会身份相关的一个或多个因素加以识

别”。2018年欧盟的《通用数据保护条例》总体上延续了这个定义，其第4条第1款规定：“‘个人数据’，是

指与已识别或可识别的自然人（‘数据主体’）有关的任何信息。一个可识别的自然人是指能够被直接或

间接地加以识别，尤其是通过诸如参考姓名、身份证号码、位置数据、在线标识符或者与该自然人的身

体、生理、遗传、心理、经济、文化或社会身份相关的一个或多个因素加以识别的人。”欧盟学者的通说一

般都是将欧盟法上的个人数据概念分解为以下四个组成部分：任何信息（any information）；相关的（relat‐

ing to）；已识别或可识别（identified or identifiable）；自然人（natural person）（Article 29 Data Protection

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程 啸：个人信息范围的界定与要件判断

Working Party， Opinion 4/2007 on the Concept of Personal Data）［9

（］ P109）。

我国《个人信息保护法》第4条第1款吸收借鉴了《通用数据保护条例》的规定，其与欧盟法关于个人

数据的界定基本相同，但也有所区别。《个人信息保护法》上个人信息的概念同样可以被分为四个组成部

分：各种信息；有关的；已识别或可识别；自然人。这四个组成部分中，认定个人信息的要件就是第2项和

第3项，即关联性与识别性，它们是个人信息的积极要件。然而，与欧盟不同的是，《个人信息保护法》直

接将匿名化处理后的信息排除在个人信息之外，因此，匿名化成了个人信息认定的消极要件。欧盟法并

未如此规定。《数据保护指令（95/46/EC）》序言部分的第26条指出，保护原则不适用于经匿名化处理以致

数据主体不再可识别的数据。《通用数据保护条例》定义了何为匿名化，但未明确将匿名化处理的数据排

除在个人数据之外，其序言部分第26条指出：“数据保护原则不适用于匿名信息，即与已识别的或可识别

的自然人无关的信息或者以使数据主体不再可识别的方式匿名化的个人数据。”

（二）关联性与识别性的关系

在我国《个人信息保护法》确立的认定个人信息的两项积极要件中，关联性与识别性之间究竟是什

么关系？对此，有不同的认识。一种观点认为，识别性包含了关联性。个人信息的实质要素就是“识

别”，而认定识别需要结合识别的判断基准，信息相关性和识别可能性等三方面加以判断，“相关要件”实

质上蕴含在中国个人信息概念的“识别”要件之中，具有识别性则必然与自然人相关，不具有相关性必然

无法识别自然人［10］

（P43）。另一种观点认为，认定个人信息时，识别性和关联性只要满足其中之一即可。

识别性是从信息到个人，关联性是从个人到信息。例如，国家推荐标准《信息安全技术 个人信息安全规

范（GB∕T 35273-2020）》的附录A指出：“判定某项信息是否属于个人信息，应考虑以下两条路径：一是识

别，即从信息到个人，由信息本身的特殊性识别出特定自然人，个人信息应有助于识别出特定个人。二

是关联，即从个人到信息，如已知特定自然人，由该自然人在其活动中产生的信息（如个人位置信息、个

人通话记录、个人浏览记录）即为个人信息。符合上述两种情形之一的信息，均应判定为个人信息。”

笔者认为，上述两种观点值得商榷。关联性与识别性是个人信息必须同时具备的要件，二者缺一不

可。首先，关联性并非是包含在识别性中的。在信息并没有直接涉及特定自然人时，需要先分析其与个

人是否具有关联，然后才需要考虑是否具有识别性。例如，通过联网的电冰箱收集到的冰箱开关门次

数、耗电量等信息，先要考虑是否与自然人相关，满足关联性要件与否，然后分析该信息是否具有识别

性。其次，当自然人已经被识别时，虽然不需分析识别性，却仍要考察是否满足关联性的要求。这是因

为，并非所有的涉及已识别人的信息都是个人信息，如考官对于考生A作的答试卷的分析、政府针对个

人B提出的不动产所有权转移登记申请作出决定前进行的内部法律评估分析等，这些信息中出现了特

定的自然人A或B，但仍然需要考察该信息是否与个人相关，即满足关联性与否，否则就会不适当的扩张

个人信息的范围（下文详述）。总之，关联性与识别性并非择一关系或包含关系，而是并列关系，二者共

同发挥合理界定个人信息的范围的功能。

三、个人信息范围的控制方法

当今世界对个人信息保护的立法主要有两种：一是以欧盟为代表的统一立法模式，二是以美国为代

表的分散立法模式。在个人信息保护统一立法模式中，个人信息或个人数据采取的是一种连贯的、统一

的定义方式，如《通用数据保护条例》第4条第1款、我国《个人信息保护法》第4条第1款。在分散主义立

法中，不存在对个人信息的一般性的界定，只有不同的法律对所调整的不同类型的个人信息的定义，例

如，美国的联邦法律和州的法律没有统一的个人信息的定义，不同的法律采取的定义也各不相同①。这

两种方式各有利弊。以美国为代表的个人信息分散定义的模式在认定个人信息时标准更具体、更具操

① 根据Schwartz与Solove教授的归纳，美国法上定义个人信息的方法主要就是三种，即“同义反复”法（tautological approach）、“非公开”法（non‐

public approach）以及“具体类型”法（specific-types approach）［11］。

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武汉大学学报（哲学社会科学版） 2024 年第 4 期

作性，但弊端在于：其一，个人信息的范围比较狭窄；其二，不同法律中的个人信息的概念存在差异冲突；

其三，给个人信息保护监管以及处理者的合规增加难度。以欧盟为代表的统一界定模式的好处在于，因

为抽象，所以概念的适应性强，而缺点在于个人信息的范围难以被恰当的控制。如前所述，这种个人信

息范围过度扩张的情形在欧盟法上已经出现。我国采取的也是统一定义模式，因此，如何解决我国法上

个人信息范围的控制问题，值得研究。

（一）通过要件控制个人信息的范围

就如何避免我国法上个人信息范围的过度扩张，理论界提出了三种观点：第一种观点认为，应当限

缩个人信息的概念，因为立法者保护个人信息的目的是在社会共识范围内确保自然人不愿意公开的私

密空间、行为轨迹等相关信息处于私密状态，所以识别的对象应当是“特定自然人的身份或者行为轨

迹”［12］

（P134）。第二种观点认为，应当取消个人信息与非个人信息的区分。个人信息高度依赖场景且因

个人信息识别目的、识别主体、识别概率和识别风险的不同而不同，我国应当放弃个人信息与非个人信

息的绝对区分，而对个人信息的概念采取场景化的界定方式，同时借鉴国外学者提出的“个人信息、可识

别个人信息、非个人信息的三分法”作为指导我国个人信息保护监管的理论［13］

（P54-58）。第三种观点主

张，在维持宽泛的个人信息的标准下，采取风险路径的方法将个人信息的识别性和相关性进行程度区

分，依据相应的风险承担相应的保障义务［14（］ P74-75）。

笔者认为，上述观点值得商榷。首先，在《个人信息保护法》已经确立了范围更宽的个人信息的概念

的前提下，重要的不是退回到以往的法律和司法解释采取的狭窄的个人信息概念，而是通过对个人信息

构成要件的合理解释与判断来控制个人信息的范围。况且，将识别对象局限于特定的自然人的身份或

行为轨迹的观点也混淆了个人信息权益与隐私权的差异，个人信息保护法并非只是保护私密信息，同样

保护公开的个人信息。

其次，取消个人信息与非个人信息的区分观点并不妥当。个人信息是个人信息保护法的核心概念，

如果被取消了，就无法划定个人信息保护法的适用范围，这将导致个人信息保护法的执法完全丧失可预

期性。况且，所谓个人信息、可识别个人信息、非个人信息的三分法，仍然是要先区分个人信息与非个人

信息，然后再将个人信息中又分出可识别的个人信息。所有的法律概念都具有一定的不确定性，个人信

息的概念也不例外。所谓场景化的界定个人信息（尤其是敏感的个人信息）仍然是要通过个人信息的要

件加以认定，无法在取消个人信息的概念后单独的实现场景化认定。

再次，《个人信息保护法》已将个人信息区分为敏感的个人信息与非敏感的个人信息，其中敏感的个

人信息指信息被识别后对自然人会带来很高的风险，即第28条第1款规定的“一旦泄露或者非法使用，

容易导致自然人的人格尊严受到侵害或者人身、财产安全受到危害的个人信息”［15］

（P85）。并且《个人信

息保护法》对于敏感个人信息给予了更高程度的保护，如要求必须具有特定的目的和充分的必要性并采

取严格保护措施的情形下，才可处理敏感的个人信息，还要求处理敏感的个人信息必须取得个人的单独

同意等。因此，根据识别风险确立不同强度的义务的观点无法再用于控制个人信息范围扩张的问题。

总之，在我国《个人信息保护法》已经采取了与欧盟相同的宽泛的个人信息概念的大背景下，要控制

个人信息的范围，关键就在于科学合理的解释与认定个人信息的要件。

（二）个人信息要件的解释与认定规则

在对个人信息的要件进行解释与认定时，应当遵循以下三项基本的规则。

1. 个人信息权益保护与个人信息合理利用的协调规则

个人信息的认定是个人信息保护法律规范适用的前提，某一信息被认定为个人信息，对信息主体而

言，就享有了个人信息权益，从而能够行使针对个人信息处理者的查阅、复制、更正、补充、可携带、删除

等各项权利。然而，个人信息权益意味着个人对其个人信息处理享有知情权和决定权，这就限制了个人

信息的流动与利用。个人信息权益主体之外的人要利用这些个人信息，就必须有法律根据，并遵循合

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程 啸：个人信息范围的界定与要件判断

法、正当、必要、目的限制等基本原则。一旦侵害个人信息权益，还需要承担法律责任。我国《个人信息

保护法》第1条虽然将个人信息权益保护作为第一个立法目的加以规定，但也明确了促进个人信息的合

理利用同样是一个立法目的。因此，在认定个人信息的积极要件或消极要件时，不能仅仅为了保护个人

信息权益而做过度的扩张解释，这不仅会妨碍个人信息的合理利用，在我国法上还会给处理者造成很大

的法律风险。这种风险不仅包括履行个人信息保护职责的部门施加的行政处罚，还意味着处理者可能

需要承担刑事责任①。

2. 有利于降低个人信息保护法实施成本的规则

欧盟学者之所以担心个人信息的范围不断扩大的问题，倒不是因为他们认为个人信息的范围扩大

是不对的，而是他们认为，扩大的个人信息的范围即意味着个人信息保护法适用范围的扩大，如果个人

信息保护执法和司法跟不上，则个人信息保护法规定的权利义务和责任体系就无法落到实处，最终导致

个人信息受保护的权利这一基本权利成为口号［1］

（P78-79）。我国同样如此。如果不适当的扩大个人信

息的范围，不仅会导致个人信息处理者的合规成本直线上升，出现为了减少合规成本而非法处理个人信

息的情形。此外，我国目前的个人信息保护执法力量本来就很薄弱，不仅履行个人信息保护职责的部门

众多，九龙治水，难以统一，而且投入个人信息保护日常监管和执法的资源也很少。个人信息保护的监

管工作当下还主要是通过间断性、运动性执法的方式加以完成。在既有的最典型的个人信息尤其是敏

感的个人信息仍存在大量非法处理和非法买卖的乱象的情形下，监管机关根本无法应对那些被扩张进

来的个人信息的保护问题。因此，在解释与判定个人信息的要件时，必须要考虑个人信息保护法的实施

成本。

3. 个人信息保护法与其他法律相协调的规则

在万物互联的现代网络信息社会，只要是地球上的信息和数据都能从某种角度上牵扯到自然人，被

认为是与已识别或可识别的自然人相关的信息。如果不做限制的话，就会导致所有人类社会的活动都

要受到个人信息保护法的调整，这不仅极不适当地扩大了个人信息保护法的适用范围，还会造成个人信

息保护法与其他法律的重叠与冲突。例如，只要各种法人或非法人组织的文件中出现了个人的姓名、身

份证号等，就将这些文件中的信息都作为个人信息，个人就可以基于个人信息权益而针对处理者行使查

阅、复制、更正、删除等权利，那么《个人信息保护法》就必然会与《中华人民共和国反不正当竞争法》《中

华人民共和国保守国家秘密法》（下文简称《保守国家秘密法》）《中华人民共和国政府信息公开条例》（下

文简称《政府信息公开条例》）等法律法规之间产生重叠与冲突。所以，解释与判断个人信息的要件时，

应当注意协调个人信息保护法与其他法律的关系。

四、个人信息积极要件的判断

现代社会就是信息社会，但不是任何信息都属于个人信息，只有与个人有关联性的信息，并且该个

人能够从中被识别出来的信息，方为个人信息。个人信息必须同时满足关联性与识别性这两个要件。

（一）关联性要件的判断

如何认定关联性，值得研究。目前比较具有代表性的判断标准有两个，一是欧盟法上三要素的标

准，二是英国法院提出的接近性测试标准。

1.三要素标准

第29条工作小组认为，判断某一个信息是否与某个自然人有关时，只需要满足“内容”“目的”或“结

果”这三个元素中的一个即可。具体而言，当信息是关于某个个人的，即所涉信息的描述性内容是关于

① 我国《刑法》第253条之一规定了侵害公民个人信息罪，而司法实践是依据非常僵化的标准即不同类型的个人信息的数量来确定是否构成该罪

的。参见《最高人民法院、最高人民检察院关于办理侵犯公民个人信息刑事案件适用法律若干问题的解释》第5条第3-5项的规定。

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武汉大学学报（哲学社会科学版） 2024 年第 4 期

个人的，就满足了内容元素的要求。例如，医学分析报告的结果明显与特定患者有关，或者公司客户目

录下的信息明显与该客户相关。如果信息在某一具体个案的各种情况下被用于或可能被用于评估、对

待或影响某个人的行为或状态时，该信息就具备了目的要素，如公司办公室的电话使用记录。即便缺乏

内容要素或目的要素，只要信息的使用会对某个人的权利或利益产生影响，即便该影响并非是主要的影

响，但只要由于该信息的处理而使得该人相比于其他人可能会被差别对待，就满足了“结果要素”（Arti‐

cle 29 Data Protection Working Party， Opinion 4/2007 on the Concept of Personal Data）。

在2014年的“YS案”的判决中，欧洲法院并未采取第29条工作小组提出的上述三要素判断标准。

该案中，三名第三国的公民（即“YS”“M”和“S”）申请在荷兰居留。M和S的申请获得批准，但YS的被拒

绝。随后，三名申请人均要求获取荷兰当局有关其居留申请的内部文件。这些文件中包括申请人的姓

名和种族等数据，还包括评估申请人申请的法律分析。在2009年7月14日之后，荷兰当局提供给申请人

的副本中不再包含法律分析。申请人向荷兰法院起诉要求获得法律分析这部分信息，因为申请人想了

解当局对其申请作出决定的理由，而这些理由包含在法律分析当中。该案中欧洲法院面临的关键问题

就是，法律分析是否属于个人数据？欧洲法院在判决中对“关联性”要件进行了狭义的解释，其认为法律

分析不属于个人数据，理由在于：其一，尽管法律分析部分可能包含了个人数据，但法律分析不是与居留

许可的申请人有关的信息。在不限于对法律的纯粹抽象解释的情况下，该法律分析最多是关于主管机

关对申请人情况的评估和法律适用的信息，而申请人的情况是通过该当局掌握的与其有关的个人数据

确定的。其二，《数据保护指令（95/46/EC）》的目的是为了保护自然人的基本权利和自由，特别是保护隐

私权，赋予申请人对法律分析这种信息以访问权等权利不符合《数据保护指令（95/46/EC）》保护隐私权

的目的（YS v Minister voor Immigratie， Integratie en Asiel ［2015］1 WLR 609）。

然而，到了2017年的“Nowak案”，欧洲法院又全面采纳了第29条工作小组提出的认定关联性的三

要素说。在该案中，考生Nowak因为没有通过爱尔兰会计师协会组织的考试，故此，其基于个人数据访

问权要求取得他的考卷的副本，被爱尔兰会计师协会拒绝，Nowak向数据保护官投诉，从而引发本案争

议。欧洲法院认为，考生考试中的书面答案和考官对该答案的评阅意见属于《数据保护指令（95/46/

EC）》中的个人数据，理由在于：首先，“个人数据”的概念潜在地包含任何信息，只要该等信息因其内容、

目的或效果而与数据主体有关。就考生的答案和考官的评阅意见而言，它们在内容上反映了有关考生

的信息（如知识水平，思维过程及手写答案时的笔迹信息，以及考官对考生表现的看法）；从处理目的上

看，是要评估考生的专业能力；从结果上看，使用这些信息“可能会影响他或她的利益”，如确定考生的就

业机会。其次，一旦信息被归类为个人数据时，那么整个数据保护法律体系都适用，包括施加给数据处

理者的义务和赋予数据主体的访问、更正、异议、删除等权利。考生基于保护其私生活的合法利益，有权

根据数据保护法行使针对所做答案和考官的评论进行访问、更正和异议权利。为考生提供这些权利符

合数据保护法的目的（Peter Nowak v. Data Protection Commissioner， In Case C-434/16）。

2. 接近性测试

在2003年的“Durant案”中，英国上诉法院提出了一个“接近性测试（proximity test）”用来判断数据

是否涉及“个人”。该案的原告在起诉巴克莱银行的诉讼中失败，金融服务管理局（FSA）随后对原告针

对巴克莱银行的投诉进行了调查。原告要求FSA披露与他的投诉相关的信息，以便继续进行与巴克莱

银行的纠纷。FSA披露了一部分信息，但拒绝披露另外一部分。该案的核心是，FSA拒绝披露的与其调

查相关的信息是否属于英国《1998年数据保护法》中“个人数据”的含义。法官奥尔德在判决中指出：“不

是从计算机中检索到的所有与个人姓名或唯一标识符有关的信息都是《1998年数据保护法》中的个人数

据。数据控制者所持有的文件中仅仅提及了数据主体，并不一定就构成该数据主体的个人数据。在任

何特定情况下，是否构成个人数据取决于其在与数据主体连续关联或连续接近中所处的位置，而不是或

多或少的涉及数据主体参与的交易或事件。在我看来，有两个概念可能有所帮助。首先，信息是否在典

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程 啸：个人信息范围的界定与要件判断

型的意义上属于传记性的，即超越了对假定为数据主体的个人参与的不具有个人内容（即其隐私不能被

认为受到损害的生活事件）的事项或事件的记录范围。第二个是信息的焦点。信息应以假定的数据主

体作为焦点，而不是以他可能参与的或感兴趣某些交易或事件中涉及的其他人为焦点，例如，在本案中

对于可能经过他唆使的某些其他人或机构的行为的调查。简言之，该信息是影响他的隐私的信息，无论

是与他的个人生活、家庭生活还是在商业、专业能力等方面有关。”（Durant v Financial Services Authority

［2003］ All ER （D）124（Dec））通过“Durant案”，英国上诉法院建立了所谓的“接近性测试”的概念。据

此，有学者认为，在认定个人信息的关联性要件时，应当在第29条工作小组提出的“内容”“目的”和“结

果”三要素判断标准的基础上，再进行接近性测试。在接近性测试中，信息只有在与个人足够接近时才

是与个人相关的，即涉及个人的。这种测试主要用于评估所涉信息的内容（即评估所涉信息在多大程度

上描述了作为数据主体的个人而不是其他内容），但也能适用于评估信息使用的目的或结果与个人是否

具有关联性。不过，此时应当遵循相对严格的标准，即信息应当对于所涉及的个人具有很高程度的具

体性［2］

。

3. 我国应采取的标准

就我国应采取何种关联性要件的判断标准问题，有学者主张直接采用第29条工作小组提出的三要

素判断标准［16］

（P14-15），还有的学者认为应当采用宽泛的定义，即只要存在用于分析个人特征的可能性

就属于个人信息［14］

（P74）。笔者认为，第29条工作小组的对“关联性”的认定过于宽泛，这使得“关联性”

要件对于个人信息的范围几乎起不到任何的控制作用，与个人存在任何联系（无论该联系多么间接和遥

远）的信息都可能被认为是个人信息。例如，一份文件中仅仅因为出现了某个自然人的姓名，那么就具

有关联性，加之能够从该文件中识别出特定的自然人，于是全部文件就都成了个人信息［2］

。如前所述，这

样做的结果虽然有利于加强个人信息保护，但也会导致社会生活中大量的信息处理活动被纳入到个人

信息保护法的调整范围，使处理者因此而负担作为个人信息处理者的法律义务与责任，极大地增加政府

机关的执法成本以及企业的合规成本，还导致了个人信息保护法与其他法律的冲突。我国《个人信息保

护法》之所以确立个人信息权益并严格加以保护，不是为了保护个人信息本身，也不是要确立自然人对

其个人信息这一客体享有如同所有权那样的排他的支配的效力，而只是通过确立自然人对其个人信息

的处理享有知情权和决定权，以实现防止与避免自然人因其个人信息被非法处理而致人身财产权益遭

受侵害或人格尊严、个人自由受到损害的目的［17］

（P37）。因此，我国在认定个人信息的关联性要件时，应

当综合吸收借鉴三要素标准与接近性测试的合理因素，将二者加以结合。具体而言，首先，如果某个信

息就是以可能属于信息主体的某个自然人为中心内容的，是关于该自然人的个人身份、特征或行为等所

谓传记性内容的，那么，该信息就与自然人具有足够的接近性，应当认为是与自然人有关的信息。比较

典型的如医疗档案关于病人的病情、学习档案关于某个学生的学习信息等，就是专门针对这个病人或者

学生的。如果信息的内容是关于某个事件、事项或交易的记录，而并非是对作为可能的信息主体的个人

的身份、特征或行为模式等内容的记录，即便该自然人也是被记录的事件、事项或交易的参与人之一，那

么信息也不是与个人具有关联性的信息。

其次，如果某个信息的内容并没有直接涉及可能成为信息主体的自然人，只是关于某物的价值、使

用、交易等信息，但是该信息在诉争案件的情形下能够可以被合理的预见对其之处理可能会对信息主体

的个人权益产生不利影响的，也应当认为该信息满足关联性。例如，一辆汽车的行驶里程、油耗、维修等

数据只是关于该汽车本身的数据，并不直接涉及个人，但是如果在诉争案件中对这些数据的分析就是为

了预测司机的行为模式、心理性格，由于该数据的处理结果意味着对于司机行为的监视与操控，有害于

人格尊严与人格自由。因此，该信息属于个人相关的信息。所谓“个人权益”不限于隐私权和个人信息

权益，它是我国《个人信息保护法》第6、8、24、27、30、51条等条文中规定的“个人权益”，即自然人的各种

受法律保护的权益，既包括宪法上的基本权利如人格尊严和人身自由，也包括《民法典》规定的自然人的

·135·

武汉大学学报（哲学社会科学版） 2024 年第 4 期

人身权益、财产权益，以及《中华人民共和国未成年人保护法》等法律特别规定的某类自然人享有的民事

权益。

最后，如果某个信息不满关联性要件，不与活着的自然人相关，就无需考察其是否具有识别性。该

信息不属于个人信息，自然人无权通过行使个人信息权益来对该信息进行查阅、复制、更正、补充、删除

等。就该信息的保管、公开、查阅、利用等，应当适用相应的法律法规如《保守国家秘密法》《中华人民共

和国档案法》《政府信息公开条例》等的具体规定。

（二）识别性要件的判断

识别性是判断个人信息的另一个要件。《民法典》将具有识别性的信息分为两类：一是具有直接识别

性的信息，即只要通过该信息而无需借助其他信息就可以直接识别某一个自然人的信息，如自然人的身

份证号码、基因信息等；二是具有间接识别性的信息，即仅仅通过该信息并不能直接识别自然人，而必须

与其他信息相互结合后才能识别特定的自然人，如自然人的姓名［5］

（P209）［18］

（P430）。《个人信息保护法》

第4条第1款没有再从信息本身是如何识别自然人的角度作出规定，而是要求自然人必须是“已识别或

者可识别的自然人”。所谓“已识别（identified）”的自然人就是指特定的自然人已经被识别出来，至于该

自然人是通过某一个信息就被识别出来的，还是多个信息结合后才被识别的，在所不问。“可识别（identi‐

fiable）”就是指特定的自然人具有被识别的可能性或概率。就识别性要件的判断而言，需要研究的是识

别的可能性。

判断识别的可能性，需要解决两方面的问题：一方面，识别的主体是谁，即识别的可能性究竟是对谁

来说的？是对特定的信息处理者，还是任何人？另一方面，识别的手段如何，即在判断识别可能性时，识

别主体采取的手段和方法究竟要到何种程度？判断识别可能性有两种方法：一是绝对的方法（absolute

approach），该方法意味着在判断信息能否识别自然人时要考虑处理者及其他任何人能够采取的所有方

法和手段，无需考虑成本与费用的问题，也就是说，一切能够识别信息主体的可能性和机会都必须加以

考虑。例如，就加密的数据而言，只要世界上有人能够解密，该数据就是个人数据。二是相对的方法

（relative approach），即只考虑特定的信息处理者为了识别自然人而需要付出的必要努力，只有存在识别

自然人的实际机会的情况下，才认为信息是可识别的，不会把那种纯粹理论上的识别风险作为识别的可

能性［19（］ P165-166）。

就识别可能性的认定，欧盟法于识别主体的问题上采取了绝对标准，而在识别手段的问题又采取了

相对标准。《数据保护指令（95/46/EC）》序言第26条指出：“为了确定某个个人是否可识别，应当考虑控制

者或任何其他的人可能合理使用的全部的用于识别该个人的手段。”在2016年的“Breyer案”中，欧洲法

院认为识别的主体不限于控制者，还包括其他人。该案原告Breyer先生访问了一些德国联邦机构的公

开网站，后者为了防止网络攻击而存储了访问者Breyer先生的动态IP地址。Breyer认为，动态IP地址是

他的个人数据，反对德国联邦机构收集该数据。静态IP地址是固定不变的，允许连续识别。但动态IP

地址有所不同，其在每次建立新的网络连接时都会变化，并且也不允许通过公开的文件在特定计算机和

互联网连接之间建立联系。因此，德国联邦机构无法单独通过动态IP地址来识别Breyer的，必须还要获

取网络服务提供商提供的额外信息才能做到。由此，欧洲法院面临的核心问题是：此种动态IP地址是否

属于可识别自然人的信息？欧洲法院认为：首先，个人数据并不要求其本身就能单独识别数据主体，无

论单独识别还是与其他数据结合起来才能识别，都是个人数据。其次，使得个人被识别的所有信息并不

是必须要由一个人拥有，在认定识别性时需要考虑到的所有可能合理使用的手段是由控制者还是由任

何其他人掌握，无关紧要。再次，在考虑联邦机构掌握的动态IP地址与网络服务提供商持有的附加数据

结合起来是否构成一种可能合理用于识别数据主体的手段时，需要考虑其可能性大小。如果是法律所

禁止的或者因为要付出不成比例的时间、成本和人力以至于实际上是不可能时，那么将动态IP地址与附

加数据结合的可能性就基本上没有（Patrick Breyer v.Bundesrepublik Deutschland， In Case C-582/14）。

·136·

程 啸：个人信息范围的界定与要件判断

就合理使用的识别手段问题，第29条工作小组认为，这意味着仅仅有可能单独识别个人的假设的可

能性并不足以将该人视为“可识别”的自然人。如果考虑“控制者或任何其他人合理可能使用的所有手

段”，这种可能性不存在或微不足道，则该人不应被视为“可识别”，信息也不会被视为“个人数据”。“控制

者或任何其他人合理可能使用的所有手段”这一标准应特别考虑所有相关因素。识别的成本是一个重

要的因素，但不是唯一的因素。在判断识别的合理可能时一方面需要考虑所有的相关因素，另一方面对

于识别可能性的测试也是一个动态的过程。具体而言，需要考虑的因素包括但不限于：（1）识别的成本。

（2）预期的明示或默示的处理目的（当信息的处理仅在允许识别特定个人并以某种方式对待他们时才有

意义的话，应当假定识别工具以合理的可能存在）。（3）组织功能失调（如违反保密义务）和技术故障的风

险，包括数据泄露。（4）信息处理时的技术，包括在处理的生命周期里面未来技术的可能发展。例如，今

天可能无法通过所有合理可能使用的手段进行识别，并且由于数据的存储很短，也就是一个月，不大可

能在该信息的生命周期内进行识别，因此不应将其视为个人数据。但是，如果存储期限是十年，则控制

者应考虑可能在信息存储的第九年发生的识别可能性，而在那一时刻该信息就成了个人数据。（5）防止

数据识别的措施（即保持匿名）很重要，这是作为一种避免完全处理个人数据的手段，而不是履行《数据

保护指令（95/46/EC）》所规定的数据安全义务（Article 29 Data Protection Working Party， Opinion 4/2007

on the Concept of Personal Data）。欧盟《通用数据保护条例》吸收了《数据保护指令（95/46/EC）》与第29

条工作小组的意见，其序言部分第26条指出：“为判断自然人身份是否可识别，需要考虑所有可能使用的

手段，比如利用控制者或其他人来直接或间接的确认自然人身份。为判断所使用的手段是否可能用于

识别自然人，需要考虑所有客观因素，包括对身份进行确认需要花费的金钱和时间，考虑现有处理技术

以及科技发展。”

我国法没有对识别的主体究竟是谁以及如何认定识别手段等作出规定。司法实践中法院在认定识

别可能性常常考虑的因素包括：信息的处理场景、处理方式、信息处理主体对于信息的控制范围和能力、

识别的成本（如技术门槛、第三方数据来源、经济成本、还原时间）等①。笔者认为，就识别的主体问题，由

于不同识别主体的技术能力、掌握的信息存在很大的差别，如果以所有的人是否具有识别的可能，即便

如欧盟那样限制为合理使用的手段来判断，个人信息的范围也会变得非常大。个人信息的处理都是在

具体的场景为了特定的目的以特定方式进行的，如果完全超越信息处理者以任何人作为识别主体来判

断识别的可能性，显然是不合理的。

比较妥当的做法是：首先，识别主体原则上限制于诉争案件中的信息的处理者，但是，当信息处理者

与其他掌握辅助信息的主体（即其信息与处理者的信息结合后能识别自然人的信息）之间存在法律或经

济上的密切联系，使得在认定识别性时必须将该主体也纳入进来情形下，就应当以处理者和关联方作为

识别主体。例如，处理者与A公司是同一集团的公司，是母子公司或者存在控股关系；再如，收集动态IP

地址的处理者依据法律规定有权直接从B通信公司调取其他辅助信息从而识别特定自然人的，那么就

应当将A公司与B通信公司也作为识别的主体加以考虑。

其次，对识别可能性的判断正如现代社会对“风险”的界定一样，都不是一个纯粹自然科学的问题。

诚如著名社会学家乌尔里希·贝克所言，在界定何为风险、什么是可接受的水平时，不再是科学理性占主

导地位，而是存在科学理性与社会理性的冲突，总是存在各种现代性主体与受影响群体的竞争性和冲突

性的要求、利益和立场，它们被迫以原因和结果、策动者和受害者的方式一起去界定风险。风险界定在

本质上就是“利益的博弈”［20］

（P28-31）。同样，可能性的认定也是协调信息自由与权益保护这两种冲突

利益的结果，合理标准是相当广泛的且依赖于具体场景的，因此，信息作为个人信息的地位也是动态的、

① 比如“罗某与北京大生知行科技有限公司网络侵权责任纠纷案”（北京互联网法院［2021］京0491民初5094号民事判决书）、“余某与北京酷车易

美网络科技有限公司隐私权纠纷案”（广州互联网法院［2021］粤0192民初928号民事判决书）。

·137·

武汉大学学报（哲学社会科学版） 2024 年第 4 期

变化的，构成个人数据的信息清单是会随着技术变化而发展的［21］

（P57）。总之，在识别的方法上，需要考

虑识别成本、处理目的、处理方式、技术的发展状况、个人信息泄露的风险、存储期限等因素来进行动态

的认定。

五、个人信息消极要件的判断

匿名化（Anonymisation）是指个人信息经处理无法识别特定自然人且不能复原的过程（《个人信息保

护法》第72条第4项）。由此可见，匿名化是一种修改个人信息的方法，其结果是使得信息与个人没有关

联。匿名化处理后的信息必须是无法识别特定自然人并且不能复原。对个人信息进行匿名化处理往往

是在统计和科学研究中，其主要的方法有随机化（Randomization）与泛化（generalization）。匿名化不同于

加密、去标识化，依据《个人信息保护法》第51条，后两者是个人信息处理者依法采取的安全技术措施，其

中，去标识化（de-identification）是指个人信息经过处理，使其在不借助额外信息的情况下无法识别特定

自然人的过程（《个人信息保护法》第72条第3项）。加密一般是在数据存储和传输中运用，通过加密算

法将信息编码为残缺不全的状态，从而使得未经授权的人无法读取信息，只有获得密钥的人才能读取。

经过加密后的个人信息可以很好地防止被他人未经授权的访问或被非法窃取或篡改。匿名化与去标识

化、加密都有利于保护个人信息和隐私，可以降低信息主体的风险，也有利于处理者更好地履行义务。

它们的区别在于：匿名化处理的信息不是个人信息，不适用个人信息保护法的规定。加密的个人信息以

及去标识化的个人信息仍然是个人信息①。

（一）匿名化处理的信息不是个人信息

我国早在《网络安全法》中就对匿名化作出了规定，但只是将匿名化处理作为向他人提供信息可以

无须被收集者同意的例外情形，即第42条第1款规定的“经过处理无法识别特定个人且不能复原的除

外”。《个人信息保护法》第4条第1款界定个人信息时，首次明确将“匿名化处理后的信息”排除在个人信

息之外。在审议个人信息保护法草案时，有些常委和专家对此有不同的看法。他们认为，匿名化处理固

然可以大幅度提高还原个人信息的难度和成本，但是通过一定的手段仍有可能识别个人身份，且在现实

中不排除一些企业以匿名化为由滥用个人信息，故此我国《个人信息保护法》不应当将匿名化处理的信

息排除在个人信息之外。不过，最终立法机关“根据我国大数据发展和应用的实际，借鉴一些国家和地

区的做法，明确经匿名化处理的信息不属于个人信息”［8

（］ P23）。

笔者认为，将匿名化处理的信息排除在个人信息之外是有必要的。匿名化处理后的信息不属于个

人信息，自然就不适用个人信息保护的法律规范，处理者免除了大量的义务，也不会因为违反个人信息

保护法而承担民事、行政乃至刑事法律责任，有利于促进信息的流动和利用。在我国正在大力构建数据

产权制度的当下，匿名化更是可以很好地有助于发挥“保护个人信息权益，促进数据流通利用”的重要作

用。正因如此，《中共中央 国务院关于构建数据基础制度更好发挥数据要素作用的意见》才明确提出要

创新技术手段，推动个人信息匿名化处理，保障使用个人信息数据时的信息安全和个人隐私。

（二）匿名化处理后的再识别

个人信息的匿名化的要求是个人信息经处理无法识别特定自然人且不能复原。问题是，一方面，信

息经处理后是否无法识别特定自然人，这本身就是相对的；另一方面，能否复原，也不是绝对的。在可获

得的数据来源越来越丰富、数据量越来越大以及算法、数据分析越来越强的现代社会，匿名化处理后的

信息依然存在或大或小的重新识别特定自然人的可能性。实践中已有不少事例证明了此点。例如，

2000年美国计算机专业的教授Latanya Sweeney进行的一项研究表明，只要通过美国的邮政编码（ZIP

① 有的学者认为，如果采取的是最高程度的加密技术，信息处理者没有密钥或其他解密方法时，这就意味着处理者通过合理的手段是无法读取个

人信息的，因此，该加密的个人信息就是匿名化处理的信息，应当视为非个人信息［21］。

·138·

程 啸：个人信息范围的界定与要件判断

码）、出生日期和性别这三个信息的组合，就足以识别美国87%的人口［22（］ P2）。2008年，人们以公开获取

的互联网电影数据库为基础，重新识别了50万奈飞（Netflix）用户的电影评级记录。再如，2013年，根据

“匿名化”处理的纽约出租车乘车记录公共数据库以及狗仔队的照片，可以推断出如布莱德利·库珀

（Bradley Cooper）和奥立薇娅·玛恩（Olivia Munn）等名人的行踪路线，包括街道地址以及他们是否付过

小费［1］

（P47）。故此，一些学者认为，随着大数据、云计算等新技术的兴起，传统的仅仅删除姓名和社保

号码的匿名化技术已经失败了，技术专家可以通过再识别（re-identify）或者去匿名化（de-anonymize）的

方法来实现个人身份的再识别［23］

（P1716）。总之，匿名化不是绝对的，只是相对的，是在特定的时空和技

术背景下来认定的。随着技术的发展和普及如云计算、量子计算机等，以及可能出现的其他附加信息的

泄露，匿名化的信息被还原成为个人信息的可能性会逐渐发生变化。

尽管匿名化后的信息是否真的就不能识别自然人以及能否复原，都只是相对而言。但必须注意的

是，无论如何匿名化技术都在相当程度上降低了信息被再识别的可能性，对于保护自然人的个人信息权

益、隐私权都是有益的。因此，司法实践重要的问题在于：如何认定处理者提出的信息被匿名化处理后

不属于个人信息这一抗辩。对此，应注意以下几点：其一，要区分被匿名处理的个人信息的类型。对于

敏感的个人信息，匿名化处理的要求应当更高，即再识别的难度应当大大高于非敏感的个人信息。在非

敏感的个人信息中又要区分公开的个人信息与非公开的个人信息。对于公开的个人信息，处理者本来

就可以不经信息主体同意而在合理范围内处理，故此，对于匿名化处理的强度无需要求太高。其二，考

虑匿名化处理后的信息的用途，不同的用途意味着被匿名化处理的信息与其他信息进行关联而重新变

得具有识别可能的概率也是不同的。其三，匿名化的技术类型以及技术未来的发展状况，不同的匿名化

技术产生的在识别的风险是不同的，而且会随着时间的推移发生变化。其四，复原的成本，具体包括所

需的辅助信息获取的难易程度、所需花费的时间和金钱等。

在我国《个人信息保护法》已经采取了统一且宽泛的个人信息概念的前提下，面对客观上产生的个

人信息的范围不断扩大的趋势，正确的解释与判断关联性、识别性以及匿名化等个人信息的要件非常重

要。唯其如此，方能合理的控制个人信息的范围，有效地实现个人信息权益保护与信息自由流动利用，

个人信息保护法与其他法律之间关系的协调，既避免个人信息保护的制度供给不足，又防止个人信息保

护法承受不能承受之重。

（东南大学法学院王苑老师对本文初稿提出了宝贵意见）

参考文献

[1] Nadezhda Purtova. The Law of Everything: Broad Concept of Personal Data and Future of EU Data Protection Law. Law

Innovation & Technology, 2018, 10（1).

[2] Benjamin Wong. Delimiting the Concept of Personal Data after the GDPR. Legla Studies. The Journal of the Society of Le‐

gal Scholars, 2019, 39(3).

[3] 卡尔·拉伦茨.法学方法论：全本.黄家镇译.北京：商务印书馆，2020.

[4] 喻海松.网络犯罪二十讲.北京：法律出版社，2022.

[5] 黄薇.中华人民共和国民法典人格权编解读.北京：中国法制出版社，2020.

[6] 江必新，郭峰《. 中华人民共和国个人信息保护法》条文理解与适用.北京：人民法院出版社，2021.

[7] 张文.2016大数据“看”中国父母最爱给宝宝起什么名.人民日报（海外版），2017-01-10.

[8] 杨合庆.中华人民共和国个人信息保护法释义.北京：法律出版社，2022.

[9] Christopher Kuner, Lee A. Bygrave, Christopher Docksey. The EU General Data Protection Regulation (GDPR): A Com‐

mentary. Oxford: Oxford University Press, 2020.

[10] 韩旭至.个人信息的法律界定及类型化研究.北京：法律出版社，2018.

[11] Paul M. Schwartz, Daniel J. Solove. The PII Problem: Privacy and a New Concept of Personally Identifiable Information.

·139·

武汉大学学报（哲学社会科学版） 2024 年第 4 期

New York University Law Review, 2011, 86(6).

[12] 赵精武.个人信息“可识别”标准的适用困局与理论矫正——以二手车车况信息为例.社会科学，2021，（12）.

[13] 丁晓东.论个人信息概念的不确定性及其法律应对.比较法研究，2022，（5）.

[14] 谢琳.大数据时代个人信息边界的界定.学术研究，2019，（3）.

[15] 王苑.敏感个人信息的概念界定与要素判断——以《个人信息保护法》第28条为中心.环球法律评论，2022，（2）.

[16] 江必新，李占国.中华人民共和国个人信息保护法条文解读与法律适用.北京：中国法制出版社，2021.

[17] 程啸.民法典编纂视野下的个人信息保护.中国法学，2019，（4）.

[18] 王利明，程啸.中国民法典释评·人格权编.北京：中国人民大学出版社，2020.

[19] Gerald Spindler, Philipp Schmechel. Personal Data and Encryption in the European General Data Protection Regulation.

Journal of Intellectual Property, Information Technology and Electronic Commerce Law, 2016, 7(2).

[20] 乌尔里希·贝克.风险社会：新的现代性之路.张文杰、何博闻译.北京：译林出版社，2018.

[21] 马里厄斯·克里奇斯托弗克.欧盟个人数据保护制度：《一般数据保护条例》.张韬略译.北京：商务印书馆，2023.

[22] L. Sweeney. Simple Demographics Often Identify People Uniquely. Carnegie Mellon University: Data Privacy Working

Paper, 2000.

[23] Paul Ohm. Broken Promises of Privacy: Responding to the Surprising Failure of Anonymization. University of California

Los Angeles Law Review, 2010, 57(6).

Definition of the Scope of Personal Information And

Judgment of the Elements

Cheng Xiao （Tsinghua University）

Abstract Personal information is the core concept in the Personal Information Protection Law and

serves as the prerequisite for the application of all legal norms of personal information protection. Chinese

laws have adopted a unified definition model for personal information, and the scope of the concept has been

gradually broadened from The Cybersecurity Law of the People's Republic of China (hereafter The Cyberse‐

curity Law) to The Personal Information Protection Law of the People's Republic of China (hereafter The

Personal Information Protection Law). Paragraph 1, Article 4 of The Personal Information Protection Law di‐

vides the elements for judging personal information into affirmative and negative ones, with the former defin‐

ing the scope of personal information through relevance and identifiability, while the latter excluding anony‐

mized information from personal information. In order to prevent the scope of personal information from be‐

ing too broad and making the Personal Information Protection Law all-encompassing, it is necessary to speci‐

fy that the relevance and identifiability elements for personal information are connected by \"and\" rather than

\"or\", thereby keeping the scope of personal information in check accordingly. To determine relevance, it

needs to consider the content, purpose, and result of the information, and whether there is a causal relation‐

ship between the information and individual rights. To assess identifiability, the scope of the identifiable sub‐

ject and the methods and means to be used should be restricted. While the negative element of anonymization

may not eradicate the identifiability of information, it is still significant for protecting the rights and interests

of personal information.

Key words personal information; personal information protection law; relevance; identifiability; anon‐

ymization

■ 作者简介 程 啸，清华大学法学院教授，北京 100084。

■ 责任编辑 李 媛

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第 77 卷第 4 期 2024 年 7 月

Vol. 77 No. 4 July 2024 141~152

乡村治理共同体视角下农民集体决议

法治化的双重样态与实现路径

丁 文 陈源媛

摘 要 基层政府、人民法院、乡村自治主体形塑了乡村治理共同体。乡村治理共同体

内部理应呈现出的行政行为介入规范自治、司法权力嵌入保障私权、自治主体纠偏回归法治

等预设样态，是农民集体决议法治化的应然图景。然而，行政行为偏差、司法裁判冲突、自治

秩序混乱等治理乱象表明，治理共同体内部存在的行政机关权责失衡、司法机关审理规则不

明、自治主体落实约束制度缺位，已然成为农民集体决议法治化面临的现实困境。立足于村

民自治与国家法治的融合发展，以细化权责清单、统一司法规则、完善制度保障为依托，厘清

行政机关介入农民集体决议事项的权力限度与责任范围、明确司法机关处理农民集体决议

纠纷的案由类型与撤销权客体、强化自治主体重作农民集体决议的内部约束与司法约束，是

农民集体决议法治化的重要路径。

关键词 乡村治理；治理共同体；农民集体决议；乡村矛盾纠纷；法治乡村；村民自治；治

理规则

中图分类号 D638；D921.8 文献标识码 A 文章编号 1672-7320（2024）04-0141-12

基金项目 国家社会科学基金重大项目（22&ZD021）

2019年，中共中央办公厅、国务院办公厅印发的《关于加强和改进乡村治理的指导意见》指出要完善

村民（代表）会议制度，推进民主选举、民主协商、民主决策、民主管理、民主监督实践。2022年，党的二十

大报告首次提出全过程人民民主的理念。在基层治理体系中，以村民自治为核心的基层群众自治在农

村事务中发挥了群众的自我管理能力，属于全过程民主治理在基层领域的具体实践［1］

（P28）。同年，中

共中央办公厅、国务院办公厅印发的《乡村建设行动实施方案》再次强调要依托村民会议、村民代表会

议、村民议事会、村民理事会、村民监事会等，引导农民全程参与乡村建设。由此可见，当前以村民会议、

村民代表会议等自治组织为载体的农民集体决议机制，已然成为激发农民参与乡村建设的主观能动性、

夯实以农民为主体的乡村自治根基的重要举措。与此同时，随着《中华人民共和国乡村振兴促进法》（以

下简称《乡村振兴促进法》）提出建立“自治、法治、德治相结合”的乡村社会治理体系以及确立“建设充满

活力、和谐有序的善治乡村”的目标，承担着重要功能的农民集体决议机制逐渐成为学界较为关注的重

要议题。揆诸当前的研究现状，学界对农民集体决议机制的探究多集中于以下两方面：一是从基层治理

的角度来看，农民集体决议既是民主这一社会主义核心价值观在农村治理过程中的具体体现，也是健全

自治、法治、德治相结合的乡村治理体系的重要抓手［2］

（P129）。乡村振兴中各项事务的落地均需通过村

民会议或村民代表会议讨论决定，故应当重视村级民主治理的法治保障［3］

（P12）。二是从法教义学的角

度来看，农民集体决议行为是村民自治中的核心法律行为，其自身具有的特殊性需要法律从成立、法律

效力、瑕疵救济等方面对其进行特殊建构［4］

（P100）。例如，有学者探讨了其效力基础应为程序正义还是

DOI：10.14086/j.cnki.wujss.2024.04.013

武汉大学学报（哲学社会科学版） 2024 年第 4 期

团体自治［5］

（P6-8），决议行为不成立、可撤销、无效如何认定等问题［2］

（P142-146）。此外，还有学者提出

应当从外部建构民主决策机制、完善技术规则、保障少数成员权利等［6

（］ P92-93）。

概言之，上述两类研究的视角虽然不同，但其目的均在于通过丰富决议主体、强化法律供给、规范决

议制度等方式，来破除乡村自治的沉疴积弊，以实现农民集体决议的法治化。事实上，农民集体决议法

治化所内涵的自治与法治相互交融这一价值意蕴的实现，依赖于乡村法治建设多类主体协同、多元规范

互纳、多重环节相洽［7］

（P57）。其中，形塑乡村治理共同体是关键，即通过促进多元主体协同、确保所有

主体利益相容且在制度框架下实现共赢。然而，若以共同体为视角去检视当前研究，则可发现以下两方

面仍存在亟待完善之处：一是在关系共同体层面，多元治理主体的相互关系及其职责尚未厘清。在乡村

社会基础边界、家庭结构组成、村民价值观念和行动逻辑急剧变动的现实背景下，乡村社会的自我调节

和整合功能趋于弱化［8］

（P95），国家开始通过政策建立、资源下乡、规则输入等手段增强村民自治的治理

效能。当公权力主体介入农民集体决议事项后，如何厘定公权力机关各自的职责与边界，如何实现公权

力机关与乡村自治主体之间的良性互动等问题，就显得尤为重要。二是在利益共同体层面，多元治理主

体之间的利益冲突未能引起足够关注。伴随着农村集体经济的发展，农民、自治组织等治理主体之间从

依靠传统血缘、地缘等社会关系纽带转变为依靠经济利益纽带进行联结［9］

（P57）。当农民集体决议成为

利益分配的重要方式后，便出现农民集体决议侵犯部分村民合法权益的现实问题，并进一步衍化为如何

平衡坚守法治底线与尊重村民自治、如何保障个体合法权益不被集体意志所淹没等乡村治理难题。

中央全面依法治国委员会印发的《关于加强法治乡村建设的意见》对法治乡村建设提出了明确要

求，强调“乡村治理共同体”建设应从深化农村基层行政执法体制改革、完善司法为民便民利民措施、健

全群众自治制度等方面着手。因此，本文以“乡村治理共同体”为观察对象，将基层政府、人民法院、乡村

自治主体在农民集体决议法治化中的应然行动逻辑置于实践场域，剖析其面临的现实困境并提出切实

可行的解决方案，以期推动村民自治与基层法治的融合发展。

一、农民集体决议法治化的应然图景

在中国式现代化进程中，基层治理现代化的重要路径是将国家对基层的治理与社会自我治理结合

起来，打造国家与社会良性互动的治理共同体［10］

（P10）。从乡村治理共同体的角度来看，农民集体决议

法治化既需要行政机关与司法机关通过行为介入、权力嵌入的方式积极作为，也需要以乡村自治组织为

纽带将法治精神传达至全体村民，进而真正形成自治主体与国家机关相辅相成、自治与法治有机融合的

乡村治理新格局。

（一）行政行为介入规范自治

中国所具有的浓重国家主义传统文化表明，行政权介入私法自治领域具有难以否定的正当性［11］

（P49），而就现代乡村治理共同体这一微观场域而言，政府对农村社会自上而下的治理是不可规避的［12］

（P7）。《中共中央、国务院关于加强基层治理体系和治理能力现代化建设的意见》明确提出要推动政府治

理同社会调节、居民自治良性互动；《乡村振兴促进法》第45条规定：乡镇人民政府应当指导和支持农村

基层群众性自治组织规范化、制度化建设，健全村民委员会民主决策机制。因此，通过行政行为规范农

民集体决议既是建立健全乡村治理机制的本质要求，也是全面推进乡村振兴的题中之义。依据《中华人

民共和国村民委员会组织法》（以下简称《村民委员会组织法》）第5条、第27条、第31条、第36条的规定，

基层政府原则上不得干预农民集体决议，但存在下列三类情况的，其有权在调查核实后责令改正或公

布：一是决议内容与宪法、法律、法规和国家的政策相抵触，或者侵犯村民的人身权利、民主权利和合法

财产权利；二是村民委员会不及时公布决议内容及实施情况，或公布的内容不真实；三是村民委员会不

依照法律规定召开村民会议或村民代表会议。

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丁 文 等：乡村治理共同体视角下农民集体决议法治化的双重样态与实现路径

（二）司法权力嵌入保障私权

国家能力理论中国家与社会的治理性相互依赖模型强调，应当将司法嵌入社会系统中，推动国家与

社会关系的正和博弈［13］

（P31）。从法治维度与实践维度来看，司法作为维护社会公平正义的最后一道防

线，具有嵌入乡村自治体系的正当性与必要性。2020年，中央全面依法治国委员会印发的《关于加强法

治乡村建设的意见》强调：坚持用法治思维引领乡村治理，严格依照法律法规和村规民约规范乡村干部

群众的行为，让依法决策、依法办事成为习惯和自觉。此外，在自我治理存在局限、行政监管存在边界、

信息披露未能达成制度预期等风险面前，司法也应当介入团体法人治理并建立有效的干预机制［14］

（P343-344）。在农民集体决议法治化建设进程中，司法嵌入主要表现为司法机关通过行使撤销权的方

式，实现保护少数群体合法权益的治理目标。就嵌入手段而言，为实现司法对个体合法权益的有效救

济，《中华人民共和国民法典》（以下简称《民法典》）第265条第2款与《村民委员会组织法》第36条第1款

均规定，人民法院对于村民委员会或其负责人作出的侵害村民合法权益的决定享有撤销权。就嵌入目

标而言，正如制定政策的“民主”方法对于少数者的权利而言并不总是友好的那样［15］

（P135），2018年，《最

高人民法院关于为实施乡村振兴战略提供司法服务和保障的意见》强调，人民法院应当“审慎处理尊重

村民自治和保护农民基本财产权利的关系，防止简单以村民自治为由剥夺村民的基本财产权利”“依法

依规保护农村外嫁女、入赘婿的合法权益”。

（三）自治主体纠偏回归法治

村民自治与法治之间具有互补性，即自治必须以法治这一理性制度对其边界作出安排，而基层社会

治理中的法治精神则体现为群众对社会规范的共识，这应以自治为基础［16］

（P67）。推衍开来，虽然行政

机关与司法机关可以通过行为介入、权力嵌入的方式规范农民集体决议，但基层治理具有的复杂化、不

确定性等特点表明，涉及村民利益的农民集体决议事项需要结合历史、现实等因素对其进行综合衡量，

行政机关与司法机关较难比照法律法规、政策性文件从客观角度直接改变违法决议，且该类纠纷涉及的

利益群体较多，牵一发而动全身，若相关部门利用强制性手段对涉案决议直接进行纠正，势必会加剧不

同利益主体之间的矛盾，甚至会诱发大量群体性事件，导致乡村社会秩序的混乱。由于当前司法实务界

普遍认为基层政府不能直接改变、撤销农民集体决议，也无权直接命令自治组织就决议重新进行表决

（浙江省杭州市中级人民法院［2016］浙01行终117号行政判决书、江苏省海门市人民法院［2017］苏0684

行初16号行政裁定书、广东省佛山市顺德区人民法院［2018］粤0606行初964号行政裁定书），故对农民

集体决议的纠偏往往由司法机关通过“重作判决”作出间接处理 。例如，人民法院在撤销违法决议后，责

令村民委员会组织村民重新召开村民会议或村民代表会议对征地补偿款分配、集体收益分配等涉案问

题进行重新表决，形成新的合法决议。因此，农民集体决议能否真正回归法治轨道，往往取决于村民会

议或村民代表会议能否顺利重新召开、村民能否依据生效文书重新作出合法决议等因素。

二、农民集体决议法治化的现实困境

相较于传统乡村治理模式，新时代乡村治理共同体中所蕴含的治理权责、治理规则、治理制度等关

键治理要素，往往通过协调国家机关与自治组织之间的关系、稳定乡村社会秩序等方式，推动乡村治理

结构朝着法治化、规范化的方向转变。但若以“权责—规则—制度”三要素作为分析工具，就会发现行政

机关权责失衡、司法机关审理规则不明、自治主体落实约束制度缺位等现实问题，使得农民集体决议事

实上处于法治乡村建设的真空地带，严重阻碍了乡村治理体系与治理能力现代化。

（一）权责困境：行政机关权责失衡

在政府与社会的互动关系中，权力小责任大、放责不放权等问题直接影响了国家治理能力和治理绩

效［17］

（P32）。而聚焦基层政府与农民集体决议主体的互动过程，囿于现行法律规范的抽象性、司法裁判

的差异性、政治考核标准的零容错性等多重因素，行政机关往往面临权力边界模糊、法律责任泛化、政治

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武汉大学学报（哲学社会科学版） 2024 年第 4 期

责任严苛化的难题。

其一，行政权介入农民集体决议的边界模糊。从现行法律法规的相关规定上看，体系解释的冲突性

与文义解释的宏观性模糊了行政权介入农民集体决议的边界，导致其处于“形式有权、实质无权”的状

态。一方面，《村民委员会组织法》第5条第1款规定：乡、民族乡、镇的人民政府对村民委员会的工作给

予指导、支持和帮助；其中第27条第3款也针对性地指出：村民会议或者村民代表会议的决定违反前款

规定的，由乡、民族乡、镇的人民政府责令改正。另一方面，《村民委员会组织法》第5条第1款与第36条

第3款均强调，乡、民族乡、镇的人民政府不得干预依法属于村民自治范围内的事项。由此可见，《村民委

员会组织法》第27条第3款与第5条第1款、第36条第3款之间的冲突，事实上造成了行政机关陷入能否

介入以村民自治为核心的农民集体决议事项的两难境地。退一步讲，即使认为行政机关有权介入，但其

在农民集体决议审查中所享有的“责令改正权”的范围、方式等也尚未明确。

其二，行政机关承担的法律责任与政治责任异化。基于权力与责任的相互关系，行政权介入农民集

体决议的限度与范围的模糊性也引发了法律责任泛化、政治责任严苛化的责任异化现象：首先，就法律

责任而言，司法机关在行政诉讼中所依据的“实质性解决纠纷”判断标准，远远超出了行政机关所承担的

法定职责与义务范围，导致政府不作为法律责任被无限放大。纵观当前的行政诉讼裁判，有些法院以结

果为导向，认为即使当事人提出的“对违法农民集体决议作出行政处理”“监督农民集体重新作出合法决

议”等请求尚无明确的法律依据，行政机关也应当积极作为，否则必须承担不作为的法律责任。例如，在

“高某等与济宁高新区H街道办事处不履行行政处理法定职责纠纷”案中，虽然一审法院依据《村民委员

会组织法》第5条认为，人民政府对于村民自治事项仅有指导、支持和帮助的权力，无权直接作出处理决

定，但二审法院认为，乡镇人民政府应当对村民（代表）会议的决定进行实质性审查，进而作出责令改正

或不予处理的决定。而对于行政机关作出处理决定后的监督管理问题，也有法院认为，即使法律对于行

政机关作出的整改通知如何履行的问题并无明确规定，但涉案行政机关实施的监督管理行为应当实质

解决当事人所反映的问题，否则视为不作为（山东省济宁市中级人民法院［2021］鲁08行终88号行政判

决书、山东省济南市中级人民法院［2021］鲁01行终47号行政判决书）。其次，由于政治责任与法律责任

在范围上存在交叉关系，即法律责任可能引发政治责任［18］

（P20），故依据严格的政府绩效考核标准，行政

机关不仅需要承担超过权力范围的法律责任，还需要承担因行政复议纠错或行政诉讼败诉而引发的政

治责任。自《关于加强法治乡村建设的意见》首次提出“将法治乡村建设纳入基层政府绩效考核”之后，

不少地区就将依法化解乡村矛盾纠纷等内容纳入乡镇政府政绩考核指标体系。例如，本文对河北康保

县、云南姚安县、浙江青田县与三门县制定的相关文件进行分析，发现云南姚安县、浙江青田县与三门县

均对乡镇政府行政诉讼败诉率与行政复议纠错率秉持零容忍态度，即每发生一件被纠错或败诉的案件

扣0.5分。其中，浙江青田县还对行政复议调撤率与行政诉讼撤诉率进行了额外规定。虽然河北康保县

没有对行政诉讼与行政复议的扣分项进行详述，但也明确了应当从行政复议案件数量与纠错率、行政诉

讼胜诉率与实质性化解数量等方面进行考核（如表1所示）。

由是观之，行政机关在介入农民集体决议的过程中，面临行政权力缩小化、法律责任扩大化、政治责

任严苛化的现实冲突。为了规避未来可能面临的一系列风险，其往往以“必须通过司法途径解决”“涉及

人数众多无法调处”“没有独立裁判权”等作为其逃避法定职责的挡箭牌（广东省蕉岭县人民法院［2022］

粤1427民初328号民事判决书 、广东省蕉岭县人民法院［2018］粤1427民初355号民事判决书、广东省封

开县人民法院［2014］肇封法民一初字第52号民事判决书），出现不作为、不担当的行为偏差。事实上，这

也是权责失衡下的无奈之举。

（二）规则困境：司法机关审理规则不明

在社会治理体系的构成要素中，治理规则是治理主体形成治理关系的形式载体［19］

（P143）。纵观当

前农民集体决议的司法治理规则，虽然《民法典》第265条第2款与《村民委员会组织法》第36条第1款均

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丁 文 等：乡村治理共同体视角下农民集体决议法治化的双重样态与实现路径

赋予人民法院撤销权，但其在受理阶段与审查阶段仍然面临农民集体决议纠纷受理条件不一致、农民集

体决议撤销权适用对象存在争议等问题。

其一，农民集体决议纠纷受理条件不一致。由于农民集体决议纠纷并非独立的案件类型，故法院大

都将其具象为土地承包经营纠纷、土地所有权与使用权纠纷、征地补偿费分配纠纷等。但从纠纷受理条

件上看，不同纠纷因在时间维度上存在明显差异，这既给当事人维护自身合法权益设置了障碍，也导致

司法机关在处理农民集体决议纠纷时出现“同案不同权”的困窘。例如，依据《中华人民共和国农村土地

承包法》第55条、《中华人民共和国土地管理法》第14条，在土地承包经营纠纷中，协商、调解、仲裁、诉讼

四种救济方式处于同一位阶，当事人可以选择任一方式维护自身合法权益；而在土地所有权与使用权纠

纷中，诉讼却被后置于协商与行政处理方式。换言之，当事人只有在协商不成或对行政处理决定不服

时，方能进入诉讼程序。此外，即使在同一类案件中，因规范性文件内容的相悖也使得司法介入农民集

体决议纠纷的时间有所差异。例如，2001年《最高人民法院研究室关于人民法院对农村集体经济所得收

益分配纠纷是否受理问题的答复》指出：农村集体经济组织与其成员之间因收益分配产生的纠纷，属平

等民事主体之间的纠纷。当事人就该纠纷起诉到人民法院，只要符合《中华人民共和国民事诉讼法》第

108条的规定，人民法院应当受理。但2006年《陕西省高级人民法院关于审理农村集体经济组织收益分

配纠纷案件若干问题的意见》在明确村集体经济组织收益分配纠纷可诉性的基础上，同时也规定了司法

后置于协商、调解的处理原则。

其二，农民集体决议撤销权的适用对象存在争议。在当前的司法实践中，虽然法院通常援引《村民

委员会组织法》第36条第1款作为其行使村民会议、村民代表会议等决议撤销权的法律依据，但村民委

员会与村民会议、村民代表会议是分属两类不同性质的机构。而就村民会议、村民代表会议决议与村民

委员会决定而言，两者在内容、性质方面也存在本质区别：一是内容不同。村民会议、村民代表会议的决

议内容包含所有涉及村民权益的事项，而村民委员会的决定一般不涉及村民权益，如村民委员会通过司

法程序行使救济权利的行为（中华人民共和国最高人民法院［2020］最高法民再216号民事裁定书）。二

是性质不同。在直接民主与间接民主制度中，村民会议与村民代表会议决议反映和体现了全体村民的

表1　河北康保县、云南姚安县、浙江青田县与三门县法治政府建设考核文件

文件名称

《2022 年度康保县依法行政考核指标及评

分标准》

《姚安县乡镇人民政府依法行政暨法治政

府建设绩效考核评分标准》

《2022 年度乡镇（街道）法治青田（法治政

府）建设依法行政考核评价细则》

《2022 年度法治三门（法治政府）建设考核

评价指标及评分标准［适用于各乡镇（街

道）党（工）委、政府（办事处）］》

考核内容

行政复议

行政诉讼

行政诉讼

行政复议

行政诉讼

行政复议

行政诉讼

考核标准

在2022年度中根据复议案件数量和纠错率评定，此项得5分

根据县法院提供的行政诉讼胜诉率，实质性化解行政诉讼案

件数量和比例等情况进行评定，此项得5分

行政决定、行政执法案件经诉讼后，被撤销、变更或确认违法，

每件扣0.5分

行政复议调撤率低于50%的，扣2分

行政复议案件被复议机关纠错的，每件扣0.5分基本分

一审行政诉讼案件协调撤诉率低于全县平均值的，扣3分

本单位一审行政诉讼案件发生败诉的，每发生一起扣0.5分基

本分

行政复议案件，每被纠错1件扣0.5分

行政诉讼案件，每败诉1件扣0.5分

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武汉大学学报（哲学社会科学版） 2024 年第 4 期

意志，而村民委员会决定只是村民委员会成员意志的集中表现。是故，学界也存在“人民法院只能撤销

村民委员会及其成员的决定，而无法撤销村民会议或者村民代表会议的决议”的观点［20（］ P76-77）。

由是观之，农民集体决议纠纷法院受理规则与撤销权规则之间存在的冲突性与争议性，不仅阻碍了

乡村司法权威的树立与乡村治理法治化水平的提升，也诱发了同案不同判的实践乱象。例如，在“成都

市龙泉驿区S村第八合作社与卢某等侵害集体经济组织成员权益纠纷”案中，若依据《村民委员会组织

法》第36条第1款，法院应当受理并对涉案决议是否存在侵害村民合法权益的事项进行审查，但若依据

决议内容将该案认定为土地所有权和使用权纠纷，则应当遵循行政处理前置原则；在“杨某等与W社区

居委会侵害集体经济组织成员权益纠纷”案、“淮安盐化新区Q村村民委员会与阮某等侵害集体经济组

织成员权益纠纷”案中，前一法院认为，《民法典》第265条与《村民委员会组织法》第36条所规定的撤销

权只适用于农村集体经济组织、村民委员会或者其负责人、成员作出的决定，不包括村民会议、村民代表

会议或村民小组会议、村民小组代表会议作出的决定，故驳回撤销权之诉，而后一法院则将“村民委员会

或其成员作出的决定”等同于“村民代表会议形成的决议”，从而撤销了村民代表会议形成的《原七组溢

出土地分配方案》（四川省成都市中级人民法院［2020］川01民终17995号民事裁定书、陕西省咸阳市中

级人民法院［2022］陕04民终1179号民事判决书、江苏省淮安市中级人民法院［2016］苏08民终2290号

民事判决书）。

（三）制度困境：自治主体落实约束制度缺位

在治理共同体中，需要一整套内在约束的规范制度，才能形成安全稳定、有活力有效率的秩序。在

农民集体针对违法决议执行重作判决的过程中，以村务监督委员会为主体的内部约束制度和以司法机

关为主体的外部约束制度的缺位，限制了村民自治力与司法强制力的发挥。

其一，自治主体落实内部约束制度缺位削弱了村民自治作用的发挥。民主监督作为村民自治的重

要内容之一，其目的在于通过民主程序解决农村基层社会中干群间和村民间的矛盾，维护社会的和谐稳

定。然而，当前村务监督委员会面临的监督对象单一、监督内容过窄等问题，使以村民为决议主体、以内

容合法性为决议重点的农民集体决议重作过程难以受到有效的内部监督。具言之：首先，村务监督委员

会的监督对象单一。依据《村民委员会组织法》第32条的规定，在多元主体共同参与的乡村治理共同体

建设中，村务监督委员会应当以村民民主理财，监督村务公开制度落实等具体事务为中心，将监督职能

辐射至村民、村干部、法律顾问、企业等各类主体。但从中央政策的具体规定来看，其更侧重于村务监督

委员会对村干部的单一监督，而忽视了对村民这一村务管理重要主体的监督。2017年，中共中央办公

厅、国务院办公厅印发的《关于建立健全村务监督委员会的指导意见》提出的五类监督内容，实质上均是

对村干部履职情况的监督。其次，村务监督委员会的监督内容过窄。2017年，中共中央办公厅、国务院

办公厅印发的《关于建立健全村务监督委员会的指导意见》指出，村务监督委员会的监督内容包括村务

决策是否按照规定程序进行。各地制定的规范性文件中通常也只要求村务监督委员会对决策程序进行

形式化监督，并不涉及决策内容是否合法合规等实质性监督内容。例如，《广东省村务监督委员会工作

规则》第8条规定，村民监督委员会成员列席村务和经济事务各类会议、村民小组会议等，及时发现违反

决策程序的行为。当然，形式化监督遵循了村民自治原则，体现了内容自治与程序合法的有机结合。但

问题是，在法院已经确认原有决议侵犯村民合法权益并撤销的情形下，若仍然将民主决策的监督内容囿

于程序合法性，显然已无法满足乡村治理的现实需要，最终极易导致不合法决议的再次生成。

其二，自治主体落实司法约束制度缺位削弱了司法强制力。司法强制执行力既是司法权威的根基

所在，也是保护公民合法权益不受侵犯的关键要素。然而，中国司法的现状是一个从司法万能主义到司

法保守主义的连续体［21］

（P119），维持特别法人自主性与保护成员个体合法权益之间的张力，使得其在面

对农民集体决议纠纷时通常采取谦抑的姿态。纵观当前的司法判例，在第一次诉讼中，法院通常秉持着

司法克制主义，对于违法决议采取“撤销决议、责令重作”的裁判方式。此种裁判方式虽然是尊重村民自

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丁 文 等：乡村治理共同体视角下农民集体决议法治化的双重样态与实现路径

治与发挥司法保障作用反复权衡下产生的较为妥善的选择，但司法执行保障措施、拒绝执行惩罚措施等

约束制度的缺位也削弱了司法强制力与威慑力，使得重作判决在执行过程中举步维艰。有些法院关注

到这一现实问题，并在裁判文书中载明，若村民委员会拒不召开村民（代表）会议重新作出相关决议，当

事人仍可就此提起民事诉讼。然而，此种救济方式并未从根源上对自治主体的执行行为起到约束作用，

且极易引发法院在二次诉讼中较难裁判的问题。例如，在“张某等与重庆市荣昌区Y社区1组侵害集体

经济组织成员权益纠纷”案中，一审法院认为，征地补偿费分配方案属于村民自治范畴，且涉案村民小组

至今没有重新作出新的集体组织分配方案，故原告的诉讼请求无充分证据，不予支持；但二审法院认为，

涉案村民小组至今未作出新的分配方案，对法院生效判决置之不理，不仅侵犯了成员的权利，对司法也

不尊重，故应当按照二次诉讼的原则直接判决主张相关费用，不再依赖集体作出新的决议（重庆市第五

中级人民法院［2018］渝05民终3233号民事判决书）。由此可见，法院在二次诉讼中往往陷入两难困境：

若法院一味坚持村民自治原则，将会导致“司法是维护社会公平正义的最后一道防线”沦为纸上空谈；若

法院积极作为判令自治组织负担给付义务或直接变更违法决议，则会面临过度干预村民自治的诘问。

由是观之，在自治主体落实双重约束制度缺位的情形下，自治往往脱离法治陷入任意状态，滋生出

大量拒绝执行、无效执行的情况（北京市昌平区人民法院［2009］昌民初字第10458号民事判决书）。这不

仅使农民集体决议陷于法治无能、法治混乱的境地，也容易再次激化村民之间、村民与基层自治组织之

间的矛盾，并最终诱发基层社会失序的乱象。

三、农民集体决议法治化的实现路径

2020年，中共中央印发的《法治社会建设实施纲要（2020-2025年）》指出：建设人人有责、人人尽责、

人人享有的社会治理共同体是全面提升社会治理法治化水平的重要路径。农民集体决议法治化应当在

坚持“共建共治共享”原则的基础上，细化行政机关的权责内容，统一司法机关审理规则，构建自治主体

执行双重约束制度，从而对标治理权责对等化、治理规则统一化、治理制度刚性化，既在微观上保障个体

合法权益不被民主决策所侵犯，又在宏观上助力法治乡村建设向纵深推进。

（一）细化权责：厘清行政权力边界与责任限度

矗立于权责一致基础上的法治政府，面临着建立健全权力约束机制和责任奖惩机制的制度建设任

务，而这两项制度也是保障权责一致的重要基础［22］

（P203）。2021年，《中华人民共和国国民经济和社会

发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》指出，“依法厘清基层政府与基层群众性自治组织的权

责边界”的方式之一在于“制定县（区）职能部门、乡镇（街道）在城乡社区治理方面的权责清单制度”。故

而，为了防止权力模糊与问责风险成为束缚政府行动的枷锁，应当依托政府权责清单制度，规范行政机

关介入农民集体决议事项的权力限度与内容、明确行政机关介入农民集体决议事项的追责与免责边界，

从而实现尊重自治与规范自治的有机衔接、自治为基与法治保障的有机融合。

其一，以“权力清单”规范行政机关介入农民集体决议事项的权力限度与内容。厘清行政机关介入

农民集体决议事项的法定权力是建立政府权力清单的基础。因此，应当在《村民委员会组织法》修订过

程中，通过增加除外条款、赋予地方政府决议审查权、监督执行权、调查处理权等方式，对政府介入村民

自治的合法限度进行明确。具体而言，在宏观层面，建议将《中华人民共和国村民委员会组织法（修订草

案征求意见稿）》（以下简称《村民委员会组织法（修订草案）》）第5条修改为“乡、民族乡、镇的人民政府对

村民委员会的工作给予指导、支持和帮助，及时回应村民委员会反映的村民诉求和建议，但是无正当理

由，不得干预依法属于村民自治范围内的事项，除本法另有规定的外”，从而与《村民委员会组织法（修订

草案）》第36条中所规定的“责令改正”、第46条所规定的“调查核实”等行政行为进行有效衔接。在微观

层面，为了强化法律条款的保障力与执行力，针对农民集体决议审查环节，建议将《村民委员会组织法

（修订草案）》第32条第3款修改为：“村民会议、村民代表会议的表决结果，应当及时报乡、民族乡、镇的

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武汉大学学报（哲学社会科学版） 2024 年第 4 期

人民政府备案。人民政府有权对备案内容进行合法性审查。”针对农民集体决议纠正环节，建议将《村民

委员会组织法（修订草案）》第36条第2款修改为：“村民自治章程、村规民约以及村民会议或者村民代表

会议的决定违反前款规定的，由乡、民族乡、镇的人民政府责令改正并监督执行。”针对农民集体决议纠

纷化解环节，建议在《村民委员会组织法（修订草案）》第12条中新增一款，即“对村民委员会无法调解的

矛盾纠纷，村民委员会应当及时向乡、民族乡、镇的人民政府反映，人民政府应当调查核实，依法作出处

理意见。”事实上，结合地方实践可以发现，政府权力清单的本质在于将行政权力置换为行政行为，按行

政行为类型规范行政权力类型［23］

（P31），因而，依照上述《村民委员会组织法（修订草案）》修改意见，地方

政府介入农民集体决议的权力清单应当包含以下五种行政行为：行政备案、行政审查、行政强制、行政监

督、行政调解。其中，对于农民集体决议合法性审查主体、对象、程序，以及监督执行参与主体、方式、流

程等具体内容，各地可因地制宜进行细化，以确保权力清单不流于形式。

其二，以“责任清单”明确行政机关介入农民集体决议事项的追责与免责的边界。2018年，中央机构

编制委员会办公室、国务院法制办公室印发的《关于深入推进和完善地方各级政府工作部门权责清单制

度的指导意见》提出：应当在权力清单基础上，逐项明确责任主体、问责依据、追责情形及免责情形等。

其中，追责情形与免责情形的确定既可以有效遏制以“尊重村民自治”为由逃避法定职责的行政不作为，

也可以给予基层政府积极参与法治乡村建设的信心。首先，针对政府介入农民集体决议行为的追责情

形，各地应对照地方政府介入农民集体决议权力清单，对乡、民族乡、镇的人民政府怠于履行、越权行使

法定权力等行为进行追责。例如，当乡镇人民政府在农民集体决议纠纷中存在以下四种不作为情形的，

应由上一级人民政府向相关部门与主要负责人追责：（1）乡镇人民政府对农民集体决议没有尽到合法性

审查职责，导致违法农民集体决议侵害村民合法权益的；（2）乡镇人民政府受理责令改正违法农民集体

决议申请后，没有通过走访调查等方式尽到审慎管理职责，导致违法农民集体决议未得到及时纠正，侵

害村民合法权益的；（3）乡镇人民政府责令改正违法农民集体决议后，没有对后续的执行情况进行跟踪，

导致违法农民集体决议仍然长期存在的；（4）对于村民委员会反映的难以解决的农民集体决议纠纷，乡

镇人民政府拒绝受理的。其次，针对政府介入农民集体决议行为的免责情形，依据2018年中共中央办公

厅印发的《关于进一步激励广大干部新时代新担当新作为的意见》的相关规定，应当将纠纷性质、客观依

据、主观动机等要件作为重要考量因素。亦即：（1）该类纠纷是否属于农村改革进程中出现的新问题。

为了维护行政机关在农村改革进程中“先行先试”的积极性与创造性，对所涉争议焦点属于新问题、新情

况的农民集体决议纠纷，调查机关应当审慎对待行政机关在处理该类纠纷时存在的过失，在结合其他因

素综合判别的基础上酌情将其纳入容错纠错机制。（2）该类纠纷是否具有明确的法律法规和政策文件规

定。在“基层探索—充分试点—顶层设计—因地制宜”的农村改革路径中，农民集体决议内容往往受制

于法律法规缺位、政策文件相互矛盾等客观因素，导致在合法性判断等问题上难以达成共识。是故，在

法律法规和政策文件较为模糊或存在冲突的情形下，因对于法律法规或政策文件的理解不同而造成行

政败诉或纠错的案件，应当适用容错纠错机制。（3）针对该类纠纷的行政行为是否基于化解基层矛盾纠

纷、维护社会稳定的目的。对于行政机关基于化解基层矛盾纠纷、维护社会稳定等目的主动作为，且并

未造成不良影响或后果的行政诉讼、行政复议案件，若存在败诉或纠错情况，调查机关应在结合纠纷性

质、客观依据等因素进行综合考量的基础上，酌情将其纳入容错纠错机制。

（二）统一规则：明确农民集体决议纠纷独立案由与撤销权客体

习近平指出，“如果人民群众通过司法程序不能保证自己的合法权利，那司法就没有公信力，人民群

众也不会相信司法”［24］

（P22）。司法机关应坚持立足于法、着眼于民的治理原则，从确立农民集体决议纠

纷独立案由、扩大农民集体决议撤销权适用对象等方面着手，统一司法审判规则，完善司法治理体系，进

而真正实现“案结事了人和”的治理目标。

其一，确立农民集体决议纠纷为独立案由。将农民集体决议纠纷确立为独立案由，不仅有利于统一

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丁 文 等：乡村治理共同体视角下农民集体决议法治化的双重样态与实现路径

农民集体决议纠纷案件的受理规则，也是应对利益导向转变下农民集体决议纠纷激增的应然选择。随

着农村集体经济的发展壮大以及农民土地财产权益的不断显化，农民集体决议机制的重要目的是希望

表决者从公共利益的角度出发，公平、合理地处理好征地补偿费分配、集体财产收益分配等事项。然而，

从利益角度上考量，落实集体土地所有权中个人利益的凸显，必然使得个体在决议过程中从预设的“公

共利益导向”转变为现实的“自利导向”，而在法律规范缺失、救济渠道不畅等多重因素的叠加下，外嫁

女、非成员继承人等少数人群体与多数人群体之间的利益冲突往往愈演愈烈。有学者通过对法院大数

据平台分析发现，当前诉讼增加体现在两个方面，一是土地纠纷数量的上升，二是土地纠纷上升到诉讼

层面的事件增多，而这两者均与乡村自治规范性有关［25］

（P51）。此外，随着相关研究的深入进行，农民集

体决议效力规则正在不断地完善，故除了单一的农民集体决议撤销纠纷外，农民集体决议效力确认纠纷

也将逐渐增多。是故，最高人民法院应适时将农民集体决议纠纷确立为一项独立案由，条目下可包含农

民集体决议撤销纠纷、农民集体决议效力确认纠纷等。同时，应明确该类案件既可以通过调解、行政处

理的方式进行解决，也可以直接向法院提起诉讼。

其二，扩大农民集体决议撤销权的适用对象。依据当前乡村治理实践的现实需求，有必要将农民集

体决议纠纷撤销权的适用对象适当扩大。首先，农民集体决议纠纷撤销权的适用对象应涵摄村民会议、

村民代表会议形成的决议。从现行立法规定以及尊重村民自治主体地位等维度上看，实际上，《村民委

员会组织法》第36条第1款的规定，其立法意旨并不包含村民会议等自治组织主体形成的决议。因该项

条款位于“民主管理与民主监督”章节，而该章以村民委员会为主体建构起了包含民主管理与民主监督

职责内容与规制措施在内的运行规则。是故，该条款所规制的对象应当为村民委员会未经法定程序擅

自作出的涉及村民利益的决定。例如，私自处分村集体财产、私自确定征地补偿费分配方案等。从村民

自治的主体地位上看，村民（代表）会议表决已经成为当前乡村治理中各项事务的必经程序。村民自治

既不是村民个人自治，也不是村民委员会自治，而是作为自治主体的全体村民的自治［26］

（P129）。而受到

团体关系的制约，个体村民作为村民自治主体的组成部分，主要依托村民会议、村民代表会议，通过决议

这种沟通个人与团体的自治机制来实现。值得肯认的是，为了回应现实需求，《村民委员会组织法（修订

草案）》将村民会议、村民代表会议决议与村民委员会决定区分开来，在第36条第2款中既沿袭了村民会

议或村民代表会议决议侵权的行政救济途径，也增设了关于村民会议、村民代表会议决议撤销权的内

容。但依照该项条款的表述，农民集体决议纠纷撤销权在行使过程中可能面临行使顺位的问题，即对于

侵害村民合法权益的农民集体决议，司法撤销权是否需要后置于行政处理权？对此，必须予以明确。建

议将《村民委员会组织法（修订草案）》第36条第2款后段内容修改为：“村民自治章程、村规民约以及村

民会议或者村民代表会议的决定违反前款规定的，既可以由乡、民族乡、镇的人民政府责令改正，也可以

由受侵害的村民依法向人民法院申请撤销。”其次，农民集体决议纠纷撤销权的适用对象应扩大至村民

小组会议作出的决议。事实上，当前的改革重点并不在于村民自治的有效实现层级到底是村还是村民

小组，其根本目的是通过村民自治的村民小组试点来加强乡村治理，最终实现有效治理［27］

（P57）。实践

亦表明，以村民会议与村民代表会议为主要载体的民主决策机制长期受制于人口较多、地域范围较大、

居住分散等客观因素，面临管理难、召开难等现实问题，而新时代背景下以“扩大民主范围、实现治理有

效”为特点的村民小组治理模式，一定程度上激发了村民参与民主大会的积极性，使得民主决策从形式

化走向实质化。《关于开展乡村治理体系建设试点示范工作的通知》与《关于加强法治乡村建设的意见》

均明确指出，应“探索建立村民小组议事协商机制”“探索村民小组协商和管理的有效方式”。是故，在治

理重心下移的改革背景下，为建立健全村民小组民主决策、民主协商制度，防止村民小组会议决议游离

于法治之外，应当在《村民委员会组织法（修订草案）》第37条关于“村民小组会议召开程序”的规定中增

设第 3 款，即“村民小组会议作出的决定侵害村民合法权益的，受侵害的村民可以申请人民法院予以

撤销”。

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