第 77 卷第 4 期 2024 年 7 月

Vol. 77 No. 4 July 2024 100~113

經(jīng)濟政策不確定性與公司研發(fā)支出資本化

羅 琦 高元奇

摘 要 經(jīng)濟政策不確定性上升會導致公司融資和創(chuàng)新活動受阻，公司采取適當?shù)男?/p>

息披露策略有可能緩解這種不利影響。基于2008-2021年中國A股上市公司數(shù)據(jù)，考察公司

研發(fā)支出資本化在應對經(jīng)濟政策不確定性時所發(fā)揮的作用，研究發(fā)現(xiàn)：公司在經(jīng)濟政策不確

定性上升的情況下調(diào)高研發(fā)支出資本化比例，可吸引更多的證券分析師關(guān)注，使公司信息環(huán)

境得到改善，進而降低市場對公司未來發(fā)展的不確定性預期，增強公司從外部獲取融資的能

力。我國上市公司應在會計準則范圍內(nèi)充分發(fā)揮研發(fā)支出資本化的信息傳遞功能，以增強

應對經(jīng)濟政策不確定性的能力，從而把握好自身發(fā)展的機遇。

關(guān)鍵詞 經(jīng)濟政策不確定性；公司研發(fā)支出；資本化；信息傳遞

中圖分類號 F275 文獻標識碼 A 文章編號 1672-7320（2024）04-0100-14

基金項目 國家自然科學基金項目（72273099）

近年來世界經(jīng)濟復蘇放緩，局部沖突頻發(fā)，世界形勢復雜多變，使得我國經(jīng)濟發(fā)展政策的不確定性

上升。經(jīng)濟政策不確定性上升加劇了信息不對稱，在這種情況下上市公司（以下簡稱“公司”）受融資成

本上升的影響往往采取一系列防御性財務策略［1］

（P137-155）［2］

（P65-86），并傾向于削減或推遲固定資產(chǎn)

投資［3］

（P3-25）。研發(fā)投資相對于有形固定資產(chǎn)投資具有特殊性，在經(jīng)濟政策不確定性上升時公司往往

不輕易削減研發(fā)投資［4］

（P250-255）。甚至有學者研究發(fā)現(xiàn)，我國公司為獲取發(fā)展優(yōu)勢普遍更傾向于在經(jīng)

濟政策不確定性上升時加大研發(fā)支出［5］

（P75-97）［6］

（P109-122）。在實踐中，公司往往根據(jù)自身特點調(diào)整

財務行為和信息披露策略以應對外部不確定性。我國于2006年頒布《企業(yè)會計準則第6號——無形資

產(chǎn)》（下文簡稱“無形資產(chǎn)會計準則”），其中允許公司對符合相關(guān)條件的研發(fā)支出予以資本化，但現(xiàn)階段

我國公司研發(fā)支出資本化水平還很低。研發(fā)支出資本化有助于促進財務報表真實地反映公司無形資產(chǎn)

成本，從而減少對于無形資產(chǎn)價值的低估，同時也有助于降低因研發(fā)支出過度費用化導致的公司業(yè)績波

動，公司在會計準則范圍內(nèi)通過調(diào)整研發(fā)支出資本化比例可發(fā)揮傳遞研發(fā)信息的作用。因此，在當前經(jīng)

濟政策不確定性上升的背景下探討公司的研發(fā)支出資本化行為，對于緩解公司與投資者之間的信息不

對稱進而增強外部融資能力具有重要意義。

一、文獻綜述

經(jīng)濟政策不確定性上升會對公司財務行為帶來一系列影響，學者們對政策沖擊下公司現(xiàn)金策略、固

定資產(chǎn)投資等方面的研究取得了一些很有意義的成果。Bloom等發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟政策不確定性增大了公司實

物期權(quán)價值，這導致公司傾向于推遲固定資產(chǎn)投資［7］

（P391-415）。Gulen和Ion同樣發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟政策不確

定性抑制了公司固定資產(chǎn)投資［8］

（P523-564）。李鳳羽和史永東發(fā)現(xiàn)，公司在經(jīng)濟政策不確定性上升時傾

向于增加現(xiàn)金持有，這一現(xiàn)象在融資約束較高的公司中更加明顯［9］

（P157-170）。彭俞超等的研究表明，

公司在經(jīng)濟政策不確定性較高時出于利潤追逐動機傾向于增加長期金融資產(chǎn)的投資［1］

（P137-155）。劉

DOI：10.14086/j.cnki.wujss.2024.04.010

羅 琦 等：經(jīng)濟政策不確定性與公司研發(fā)支出資本化

貫春等研究公司資產(chǎn)金融化問題，發(fā)現(xiàn)公司出于對流動性的需求增加金融資產(chǎn)投資［2］

（P65-86）。譚小芬

和張文婧發(fā)現(xiàn)，公司傾向于在經(jīng)濟政策不確定性上升時削減投資，這種效應在外部融資約束程度高的企

業(yè)中表現(xiàn)得更為強烈［3］

（P3-25）。學者們的研究表明，公司在面臨較大經(jīng)濟政策不確定性時會根據(jù)自身

特點對財務策略采取相應的調(diào)整，這種財務策略的調(diào)整是公司適應外部環(huán)境變化的一種理性行為。

在公司研發(fā)支出的研究方面，學者們圍繞研發(fā)支出資本化的信息傳遞功能進行了一些有益的探討，

發(fā)現(xiàn)研發(fā)支出資本化能夠在一定程度上傳遞公司研發(fā)成功的信息，從而有助于降低市場對公司未來發(fā)

展的不確定性預期。Oswald和Zarowin、Dinh和Schultze認為研發(fā)支出資本化傳遞了更多公司信息，提

升了公司會計信息的價值相關(guān)性［10］

（P703-726）［11］

（P241-278）。Dinh等進一步指出，可信的研發(fā)支出資

本化有利于提升公司價值［12］

（P373-401）。Mazzi等通過訪問調(diào)研發(fā)現(xiàn)，相對于將研發(fā)支出費用化而言，

投資者更偏好研發(fā)支出資本化［13］

（P1-24）。國內(nèi)相關(guān)研究同樣發(fā)現(xiàn)研發(fā)支出資本化具有信息傳遞功能，

蘇治和魏紫發(fā)現(xiàn)研發(fā)支出資本化提升了公司會計信息的有用性［14］

（P70-76）。進一步地，張倩倩等發(fā)現(xiàn)

研發(fā)支出資本化具有價值相關(guān)性，但我國公司出于謹慎考慮往往只將符合標準的研發(fā)支出進行部分資

本化［15］

（P176-190）。從學者們的研究成果可以看出，即便公司研發(fā)支出的數(shù)額不改變，公司在會計準則

范圍內(nèi)通過改變研發(fā)支出資本化、費用化的比例也能夠改善財務信息的披露質(zhì)量。

學者們的研究還發(fā)現(xiàn)，公司研發(fā)支出資本化策略的改變還可能包含其他行為動機，如研發(fā)支出資本

化也可能成為公司調(diào)整財務報告的工具。從利潤角度來看，研發(fā)支出資本化降低了當期費用從而對當

期利潤存在影響，意味著研發(fā)支出資本化可能被公司用于實施盈余管理。Prencipe等、Markarian等的研

究均表明，上市公司傾向于使用研發(fā)支出資本化進行盈余管理［16］

（P71-88）［17］

（P246-267）。王艷等研究

發(fā)現(xiàn)，公司出于保有上市資格、實現(xiàn)扭虧等動機傾向于將研發(fā)支出進行資本化處理［18］

（P103-111）。謝德

仁等進一步發(fā)現(xiàn)，管理者為了證明自身薪酬的合理性，或者出于股權(quán)質(zhì)押動機傾向于借助研發(fā)支出資本

化進行盈余管理［19］

（P125-133）［20］

（P30-38）。此外，公司調(diào)整研發(fā)支出資本化比例也可能是出于避稅動

機。從現(xiàn)金流角度來看，研發(fā)支出資本化減少了公司當期節(jié)稅現(xiàn)金流，對公司稅后現(xiàn)金流存在負向影

響。王亮亮研究了公司的避稅動機，發(fā)現(xiàn)高稅率公司更傾向于降低研發(fā)支出資本化比例［21］

（P17-24）。

由此可見，公司研發(fā)支出資本化比例的變化蘊含了多種行為動機，這些行為動機在經(jīng)濟政策不確定性上

升的情況下是否還存在值得進一步考察。

通過梳理上述文獻的觀點可發(fā)現(xiàn)，學者們普遍認為經(jīng)濟政策不確定性導致公司財務行為以及財務

信息披露策略的調(diào)整，但關(guān)于公司是否通過調(diào)整研發(fā)支出資本化比例來實現(xiàn)更好的信息披露還有待深

入研究。我國于2006年頒布的無形資產(chǎn)會計準則允許公司對符合相關(guān)條件的研發(fā)支出予以資本化，這

為公司無形資產(chǎn)信息披露提供了條件。自無形資產(chǎn)會計準則頒布以來，我國實施研發(fā)支出資本化的公

司占比和資本化金額比例持續(xù)上升，但這兩者仍然處于較低水平［22］

（P35-47）。在經(jīng)濟政策不確定性上

升的情況下，外部投資者對公司信息披露的需求增加，這種情況下高質(zhì)量的信息披露有助于公司應對宏

觀政策不確定性所帶來的沖擊［23］

（P34-45）。在已有文獻的基礎上，本文進一步研究公司在面臨經(jīng)濟政

策不確定情況下調(diào)整研發(fā)支出資本化比例的行為動機，有助于從資本市場信息環(huán)境的角度拓展研發(fā)支

出資本化經(jīng)濟后果的相關(guān)研究，對推動我國資本市場健康發(fā)展、引導資源合理配置具有重要意義。

二、理論分析與研究假設

在經(jīng)濟政策不確定性上升時，公司經(jīng)營風險增大、信息不對稱程度增加。在這種情況下，銀行信貸

政策收緊、風險投資等機構(gòu)的風險承擔意愿下降，公司獲得長期融資的難度上升。然而，經(jīng)濟政策不確

定性對公司也可能存在一定的敦促作用，即公司在面臨經(jīng)濟政策不確定性時具有加大研發(fā)從而獲取發(fā)

展優(yōu)勢的動機［5］

（P75-97）［6］

（P109-122）?？傮w來看，在經(jīng)濟政策不確定性上升時，公司需要采取更積極

的信息披露策略從而為研發(fā)活動籌集資金。研發(fā)支出資本化表示研發(fā)活動進入開發(fā)階段，公司有能力

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武漢大學學報（哲學社會科學版） 2024 年第 4 期

完成研發(fā)并將研發(fā)成果用于實際生產(chǎn)經(jīng)營或出售。公司增加研發(fā)支出資本化能夠傳遞公司研發(fā)成功、

未來發(fā)展良好的信息，這增強了投資者對公司研發(fā)能力以及未來發(fā)展的積極預期，從而有利于公司籌集

資金。研發(fā)支出資本化也可能導致投資者對公司前景的過度樂觀從而導致股價高估，這進一步降低了

公司的股權(quán)融資成本。與此同時，研發(fā)支出資本化表明研發(fā)項目的風險降低，從而使得評級機構(gòu)上調(diào)對

公司的信用評級［24］

（P1-19）。在這種情況下，銀行等金融機構(gòu)為公司提供長期融資的意愿提升，從而有

利于公司獲取更多的外部融資。另外，公司核心競爭力信息披露降低了證券分析師獲取信息的成本，有

利于吸引證券分析師關(guān)注［25］

（P108-122）。研發(fā)支出資本化作為公司的重要研發(fā)信息披露，在一定程度

上能夠通過吸引證券分析師關(guān)注改善公司信息環(huán)境，從而提升公司獲取外部融資的能力。

基于上述分析，公司面臨經(jīng)濟政策不確定性時增加研發(fā)支出資本化有利于向市場傳遞公司積極信

息，從而改善外部融資環(huán)境。實踐中，研發(fā)支出資本化取決于管理者對研發(fā)活動的主觀判斷，這導致部

分研發(fā)信息在管理者選擇不完全資本化時被暫時儲存，而在管理者選擇增加資本化時被披露。在這一

過程中，研發(fā)支出資本化起到“研發(fā)信息蓄水池”的作用。結(jié)合我國實際情況來看，我國公司傾向于僅將

部分符合標準的研發(fā)支出進行資本化處理［15］

（P176-190）。具體而言，我國公司大都處于低資本化或零

資本化的狀態(tài)，具有較大調(diào)增資本化的空間。因此，在經(jīng)濟政策不確定性上升時，我國公司有可能通過

增加研發(fā)支出資本化傳遞積極信息來改善融資環(huán)境，從而獲得更多資金用于研發(fā)以抓住發(fā)展機遇。特

別是融資約束較高的公司對外部融資依賴程度較大、信息不對稱更嚴重，受經(jīng)濟政策不確定性的影響也

更強，公司需要進行更積極的信息披露以降低獲取外部融資的難度。相比較而言，在經(jīng)濟政策不確定性

上升的情況下低融資約束公司的財務行為可能存在更多選擇。如前所述，一方面，我國上市公司普遍具

有較大調(diào)增資本化的空間；另一方面，高融資約束公司在面臨經(jīng)濟政策不確定性上升時具有更強的研發(fā)

支出信息披露動機。根據(jù)這一分析邏輯，經(jīng)濟政策不確定性上升有可能導致公司資本化比例增加，并且

公司外部融資需求越高則通過增加研發(fā)支出資本化釋放信息的動機可能越強。

經(jīng)濟政策不確定性上升增大了公司業(yè)績波動，此時公司存在較強的盈余管理動機［26］

（P255-267）。

首先，滿足資本化條件但尚未形成無形資產(chǎn)的研發(fā)支出一般暫存于“開發(fā)支出”科目，公司可以在經(jīng)濟政

策不確定性上升時調(diào)增資本化比例并計入開發(fā)支出科目，在未來經(jīng)濟政策不確定性下降時對開發(fā)支出

進行減值并計入當期損益，這樣就為公司在經(jīng)濟政策不確定性上升時創(chuàng)造了較大的盈余管理空間。其

次，由于研發(fā)活動專業(yè)化程度較高、信息不對稱程度較大，投資者難以判斷公司研發(fā)的實際價值以及研

發(fā)是否成功，從而也難以識別研發(fā)支出資本化是否被應用于盈余管理，這意味著研發(fā)支出資本化作為一

種盈余管理方式非常具有隱蔽性。經(jīng)濟政策不確定性上升容易導致市場對公司信息的關(guān)注程度提高，

公司進行盈余管理的難度增大，研發(fā)支出資本化作為一種隱蔽性很強的盈余管理工具有可能成為公司

的一種重要選擇。此外，研發(fā)支出資本化為公司進行研發(fā)費用操控提供了工具，這在一定程度上能夠替

代削減研發(fā)投資的盈余管理方式，從而使得公司在經(jīng)濟政策不確定性上升時能夠兼顧研發(fā)投資和業(yè)績

目標。因此，在經(jīng)濟政策不確定性上升時，公司也可能出于盈余管理的動機調(diào)增研發(fā)支出資本化比例，

經(jīng)濟政策不確定性與公司研發(fā)支出資本化水平呈正相關(guān)關(guān)系。

但從另外一個角度來看，經(jīng)濟政策不確定性與公司研發(fā)支出資本化水平也可能負相關(guān)。經(jīng)濟政策

不確定性上升提高了公司對內(nèi)部現(xiàn)金及現(xiàn)金流的依賴程度，此時公司傾向于保有更多稅后現(xiàn)金流以應

對外部資金的短缺，從而具有較強的避稅動機［27］

（P151-163）［28］

（P15-27）。然而，研發(fā)支出資本化增大了

公司當期應納稅所得額，不利于公司避稅。在公司研發(fā)支出資本化后形成無形資產(chǎn)的情況下，無形資產(chǎn)

攤銷年限不少于十年的政策規(guī)定也使得其后續(xù)攤銷產(chǎn)生的節(jié)稅現(xiàn)金流效果大大減弱。此外，我國實行

研發(fā)費用稅前加計扣除政策，公司研發(fā)活動中未形成無形資產(chǎn)、計入當期損益的研發(fā)費用在據(jù)實扣除的

基礎上再按照實際發(fā)生額的一定比例從應納稅所得額中扣除，這使得公司可以在稅費清繳時享受研發(fā)

費用加計扣除政策優(yōu)惠從而獲取一定退稅。研發(fā)支出資本化導致公司可獲得的退稅金額減少，這表現(xiàn)

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羅 琦 等：經(jīng)濟政策不確定性與公司研發(fā)支出資本化

為對公司節(jié)稅產(chǎn)生不利影響。因此，公司面臨經(jīng)濟政策不確定性時有可能減少研發(fā)支出資本化以保有

更多稅后現(xiàn)金，這意味著經(jīng)濟政策不確定性可能與公司研發(fā)支出資本化水平負相關(guān)。

綜上所述，本文提出如下相互對立的研究假設：

研究假設1a：在經(jīng)濟政策不確定的情況下，公司通過增加研發(fā)支出資本化提高外部融資能力或進行

盈余管理，經(jīng)濟政策不確定性與公司研發(fā)支出資本化水平正相關(guān)。

研究假設1b：在經(jīng)濟政策不確定的情況下，公司出于避稅或獲取退稅的目的會減少研發(fā)支出資本

化，經(jīng)濟政策不確定性與公司研發(fā)支出資本化水平負相關(guān)。

三、研究設計

為考察公司在經(jīng)濟政策不確定情況下的研發(fā)支出資本化行為特征，本文以2008-2021年A股上市公

司為樣本構(gòu)建固定效應模型，以檢驗經(jīng)濟政策不確定性對公司研發(fā)支出資本化率的影響效應。

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本篩選

本文選取2008-2021年滬深A股上市公司為研究對象，公司財務數(shù)據(jù)及資本市場交易數(shù)據(jù)來源于國

泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），經(jīng)濟政策不確定性的數(shù)據(jù)來源于經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)網(wǎng)站。本文篩選樣本時

對數(shù)據(jù)進行了以下處理：第一，金融行業(yè)和公共事業(yè)行業(yè)的財務報告具有一定特殊性，本文對這兩個行

業(yè)的公司予以剔除。第二，上市不滿一年和ST公司的財務指標和市值波動相較于其他公司存在一定異

常，并且公司可能為獲取或保有上市資格對財務數(shù)據(jù)進行操縱，故本文剔除這兩類上市公司。第三，考

慮到資不抵債的公司經(jīng)營狀態(tài)存在異常，本文剔除資產(chǎn)負債率大于1的公司。第四，剔除研發(fā)支出信息、

資本化信息缺失以及在樣本期間內(nèi)從未進行資本化的公司。為避免離群值對實證結(jié)果的影響，本文對

樣本進行了上下1%的縮尾處理。在進行上述處理后，本文共獲得8650條觀測值。

（二）變量定義及模型設定

本文所采用變量的定義、具體測度以及回歸模型的設定如下。

1.研發(fā)支出資本化率（CAPR）。本文借鑒張倩倩等的方法［15］

（P176-190），使用研發(fā)支出資本化金額

占當期研發(fā)支出的比例衡量公司研發(fā)支出資本化水平。

2.經(jīng)濟政策不確定性（EPU）。斯坦福大學和芝加哥大學的學者團隊構(gòu)建了用以衡量中國、美國等

20多個國家以及全球經(jīng)濟政策不確定性的指標，并定期在經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)網(wǎng)站上進行發(fā)布。其

中，中國經(jīng)濟政策不確定性月度指數(shù)是通過對中國香港英文版《南華早報》中包含“經(jīng)濟”“政策”“不確

定”“利率”“改革”等主題的相關(guān)文章數(shù)量進行統(tǒng)計和標準化處理后得到的，這一指數(shù)目前在學界認可度

高、應用廣泛。本文使用年度數(shù)據(jù)進行研究，故對月度經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)進行算術(shù)平均后取自然對

數(shù)從而得到年度的經(jīng)濟政策不確定性指標（EPU）。

3.控制變量。本文借鑒王亮亮、顧夏銘等的研究［21］

（P17-24）［6］

（P109-122），選取了一系列變量作為

控制變量。其中，公司規(guī)模（Size）為公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)，資產(chǎn)負債率（Lev）為公司總負債與總資產(chǎn)的

比值，現(xiàn)金流比率（Cashflow）為公司經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額與總資產(chǎn)的比值，研發(fā)強度（R&D）為公司研

發(fā)支出與營業(yè)收入的比值，盈利能力（Roa）為公司凈利潤與總資產(chǎn)的比值，成長性（Tobin Q）為公司市值

與總資產(chǎn)之比，無形資產(chǎn)比率（Intangible）為公司無形資產(chǎn)凈額與總資產(chǎn)的比值，機構(gòu)持股比例（Institu‐

tion）為機構(gòu)投資者持股數(shù)與總股本的比值。本文所用到的主要變量定義如表1所示。

4.模型設定。本文構(gòu)建固定效應模型檢驗經(jīng)濟政策不確定性對公司研發(fā)支出資本化的影響，模型

形式如下：

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

式（1）中下標i表示公司，下標t表示年度，j為公司所處行業(yè)，k表示公司所處地區(qū)，EPU的系數(shù)β1衡

量了經(jīng)濟政策不確定性對公司研發(fā)支出資本化的影響，Controls為控制變量，F(xiàn)irm為公司固定效應。研

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武漢大學學報（哲學社會科學版） 2024 年第 4 期

發(fā)支出資本化行為對經(jīng)濟政策不確定性的敏感度可能因行業(yè)特征、經(jīng)濟發(fā)展水平的差異而不同，因此模

型（1）中還控制了行業(yè)（Ind）、地區(qū)（Area）等固定效應，其中行業(yè)按2012年證監(jiān)會行業(yè)代碼進行分類，地

區(qū)按公司所在地位于東部、中部或西部進行分類。此外，模型（1）中還引入時間趨勢項（Trend）和特殊時

期虛擬變量進行回歸?？紤]到宏觀政策變動傳導至公司決策存在一定時滯，為了降低內(nèi)生性本文將解

釋變量和控制變量相對于被解釋變量滯后一期。

表 2 匯報了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。公司研發(fā)支出資本化率的均值為 0.172，中位數(shù)為

0.060，標準差為0.236，這表明各公司研發(fā)支出資本化率的差異較大，并且大部分公司處于低資本化或零

資本化的狀態(tài)。

四、實證結(jié)果及分析

基于理論分析和研究設計，本文首先檢驗經(jīng)濟政策不確定性對公司研發(fā)支出資本化產(chǎn)生的影響，通

過一系列內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗考察結(jié)果的可靠性，并進一步從融資需求和盈余管理兩個角度探討公司

實施研發(fā)支出資本化的動機。

（一）基準回歸結(jié)果

表3第（1）列報告了沒有添加控制變量的回歸結(jié)果，第（2）列報告了控制其他一系列變量后的回歸結(jié)

果。由表3可知，經(jīng)濟政策不確定性的系數(shù)在5%水平上顯著為正，表明當經(jīng)濟政策不確定性上升時公

司更傾向于提高研發(fā)支出資本化水平，這與本文研究假設1a一致。表3中的回歸結(jié)果還顯示，規(guī)模越

大、資產(chǎn)負債率越高、盈利能力越強、研發(fā)強度越大的公司研發(fā)支出資本化率越高，這些結(jié)果與已有的研

表1　變量定義表

變量名稱

研發(fā)支出資本化率

經(jīng)濟政策不確定性

公司規(guī)模

資產(chǎn)負債率

現(xiàn)金流比率

研發(fā)強度

盈利能力

成長性

無形資產(chǎn)比率

機構(gòu)持股比例

變量符號

CAPR

EPU

Size

Lev

Cashflow

R&D

Roa

Tobin Q

Intangible

Institution

變量定義

研發(fā)支出資本化金額/研發(fā)支出

月度經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)年算術(shù)平均值的自然對數(shù)

公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)

總負債/總資產(chǎn)

經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額/總資產(chǎn)

研發(fā)支出/營業(yè)收入

凈利潤/總資產(chǎn)

公司市值/總資產(chǎn)

無形資產(chǎn)凈額/總資產(chǎn)

機構(gòu)投資者持股數(shù)/總股本

表2　描述性統(tǒng)計

變量

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

標準差

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

中位數(shù)

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

樣本量

8650

8650

8650

8650

8650

8650

8650

8650

8650

8650

·104·

羅 琦 等：經(jīng)濟政策不確定性與公司研發(fā)支出資本化

究保持一致［29（］ P29-35）［30（］ P55-64）。

（二）內(nèi)生性及穩(wěn)健性檢驗

為保證基準回歸結(jié)果的準確性，本文使用工具變量法、Heckman兩階段模型、兩階段系統(tǒng)GMM估計

與穩(wěn)健性檢驗等，進行一系列內(nèi)生性和穩(wěn)健性的檢驗。

1.工具變量法。張成思和劉貫春、李增福等指出政府會依據(jù)企業(yè)發(fā)展狀況制定經(jīng)濟政策［31］

（P51-

66）［32］

（P77-89），這導致公司研發(fā)支出資本化行為與經(jīng)濟政策不確定性之間可能存在互為因果關(guān)系。鑒

于此，本文通過工具變量法對潛在的內(nèi)生性問題進行檢驗。美國作為世界上最大且最具影響力的經(jīng)濟

體，其經(jīng)濟政策變動對世界其他國家經(jīng)濟政策存在較強影響，這使得中美的經(jīng)濟政策不確定性具有一定

相關(guān)性。美國經(jīng)濟政策不確定性并不直接作用于中國公司的研發(fā)支出資本化行為，而是作為一種外生

沖擊產(chǎn)生影響。因此，本文采用美國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)（USEPU）作為工具變量進行內(nèi)生性檢驗。

表 4 第（1）（2）列分別為兩階段最小二乘法第一階段和第二階段回歸結(jié)果，K-P Wald rk F 統(tǒng)計量大于

Stock-Yogo弱工具變量檢驗10%水平的臨界值，說明工具變量有效。第二階段回歸結(jié)果顯示，使用美國

經(jīng)濟政策不確定性作為工具變量后，公司研發(fā)支出資本化與經(jīng)濟政策不確定性顯著正相關(guān)。

2.Heckman兩階段模型。實踐中，公司有可能出于審慎原則、保守主義以及保護研發(fā)信息等動機不

進行研發(fā)支出資本化，導致本文基準回歸中的樣本存在選擇偏差。因此，本文進一步將未進行資本化的

公司納入分析并采用Heckman兩階段模型進行內(nèi)生性檢驗。表5第（1）列為Heckman兩階段模型第一

階段回歸結(jié)果，其中CAPR_D為虛擬變量，當公司樣本期內(nèi)存在資本化行為時CAPR_D取1，其他情況取

表3　基準回歸結(jié)果

變量

EPU

Size

Lev

Cashflow

R&D

Roa

Tobin Q

Intangible

Institution

常數(shù)項

樣本量

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：回歸使用公司層面聚類穩(wěn)健標準誤，回歸系數(shù)對應的括號內(nèi)為t值，顯著性水平分別為***p<0.01，**p<0.05，*p<0.1。下表同。

·105·

武漢大學學報（哲學社會科學版） 2024 年第 4 期

表5 Heckman兩階段模型

變量

EPU

Size

Lev

Cashflow

R&D

Roa

（1）

第一階段

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）

第二階段

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　工具變量檢驗：2SLS

變量

USEPU

EPU

Size

Lev

Cashflow

R&D

Roa

Tobin Q

Intangible

Institution

常數(shù)項

樣本量

R2

弱工具變量檢驗

（1）

第一階段

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）

第二階段

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·

羅 琦 等：經(jīng)濟政策不確定性與公司研發(fā)支出資本化

Tobin Q

Intangible

Institution

常數(shù)項

樣本量

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）

續(xù)表

0，第（2）列為第二階段結(jié)果。表5最后一行顯示Heckman兩階段模型Wald檢驗p值為0.003，在1%水平

顯著拒絕原假設，這表明基準回歸中的樣本存在一定的選擇偏差。同時，Athrho在1%水平顯著異于0，

這表明擾動項符合Heckman兩階段模型假設。表5中，第二階段結(jié)果中EPU的系數(shù)依然顯著為正，說明

本文結(jié)果在消除可能存在的樣本選擇偏差后依然穩(wěn)健。

3.兩階段系統(tǒng)GMM估計與穩(wěn)健性檢驗。公司研發(fā)活動具有多階段、持續(xù)期長的特征，這種情況下

公司研發(fā)支出資本化水平可能存在一定的自相關(guān)性。因此，本文在回歸模型中加入研發(fā)支出資本化的

滯后項，并使用兩階段系統(tǒng)GMM估計進行檢驗。本文將所有變量視為內(nèi)生變量，行業(yè)、地區(qū)、時期虛擬

變量以及時間趨勢視為外生變量，EPU以及其他內(nèi)生變量的滯后項作為GMM型工具變量，標準誤使用

公司層面的聚類穩(wěn)健標準誤。表6第（1）列結(jié)果表明，EPU系數(shù)顯著為正，這說明在加入研發(fā)支出資本

化的一階滯后項之后，經(jīng)濟政策不確定性對公司研發(fā)支出資本化依然具有顯著影響。

表6　兩階段系統(tǒng)GMM估計與穩(wěn)健性檢驗

變量

EPU

L.CAPR

MEPU

Size

Lev

Cashflow

R&D

Roa

Tobin Q

（1）

兩階段系統(tǒng)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）

擴充樣本容量

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）

替換被解釋變量

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）

替換解釋變量

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·

武漢大學學報（哲學社會科學版） 2024 年第 4 期

Intangible

Institution

常數(shù)項

樣本量

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

續(xù)表

基準回歸中對從未進行資本化的公司進行了剔除，在此本文將樣本期內(nèi)資本化水平為0的公司納入

樣本重新回歸以檢驗基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。同時，考慮到研發(fā)支出受到經(jīng)濟政策不確定性的影響，本

文還使用研發(fā)支出資本化金額與總資產(chǎn)的比值（CAPA）代替研發(fā)支出資本化率（CAPR）作為被解釋變量

進行穩(wěn)健性檢驗。此外，中國香港地區(qū)在相關(guān)制度、政策和法律法規(guī)等方面相對于內(nèi)地具有一定特殊

性，這可能導致基于《南華早報》相關(guān)報道信息所構(gòu)建的EPU不能完全反映中國經(jīng)濟政策不確定性。因

此，本文進一步使用Huang和Luk基于《北京青年報》《廣州日報》等10種中國內(nèi)地報紙構(gòu)建的中國經(jīng)濟

政策不確定性指數(shù)（MEPU）［33］

（P1-18）代替EPU進行穩(wěn)健性檢驗。從表6第（2）（3）（4）列的結(jié)果可以看

出，擴充樣本容量、替換被解釋變量和解釋變量衡量方式后，公司研發(fā)支出資本化與經(jīng)濟政策不確定性

仍然顯著正相關(guān)，這進一步表明本文結(jié)果具有穩(wěn)健性。

（三）機制分析

依據(jù)本文的理論分析，公司在經(jīng)濟政策不確定性上升時調(diào)增研發(fā)支出資本化的行為可能存在獲取

外部融資和盈余管理等動機，本文接下來進一步對公司的研發(fā)支出資本化動機進行檢驗。

1.外部融資需求動機的檢驗。面臨融資約束的公司往往具有較強的外部融資需求動機，因此本文

通過構(gòu)建融資約束指數(shù)對公司研發(fā)支出資本化的融資需求動機進行檢驗。本文采用Hadlock和Pierce

構(gòu)建的SA指數(shù)衡量公司融資約束程度［34］

（P1909-1940），根據(jù)每年SA指數(shù)的中值將樣本劃分為高融資

約束公司和低融資約束公司，然后通過分組回歸考察不同融資約束程度公司的資本化行為差異。同時，

本文也構(gòu)建了包含經(jīng)濟政策不確定性（EPU）與融資約束變量（FC）交乘項的回歸模型考察公司資本化的

外部融資需求動機，其中FC在高融資約束、低融資約束公司樣本中分別取值1和0。根據(jù)本文的理論分

析，如果公司具有通過資本化傳遞信息以爭取外部融資的動機，那么資本化行為在融資約束較高的公司

中應更加明顯。表7第（1）（2）列的分組結(jié)果顯示EPU系數(shù)僅在高融資約束組中顯著為正，第（3）列結(jié)果

顯示交乘項EPU×FC的系數(shù)顯著為正，這說明外部融資需求高的公司存在借助研發(fā)支出資本化傳遞積

極信息從而增強融資能力的動機。

表7　融資需求動機檢驗

變量

EPU

FC

EPU×FC

（1）

高融資約束（FC）

CAPR

0.021**

（2.017）

（2）

低融資約束（FC）

CAPR

0.016

（1.279）

（3）

交乘項（高FC=1）

CAPR

0.013

（1.486）

-0.097**

（-2.086）

0.013*

（1.733）

·108·

羅 琦 等：經(jīng)濟政策不確定性與公司研發(fā)支出資本化

Size

Lev

Cashflow

R&D

Roa

Tobin Q

Intangible

Institution

常數(shù)項

樣本量

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

續(xù)表

2.盈余管理動機的檢驗。借鑒Dechow等的方法使用修正的Jones模型計算所得到的殘差衡量公司

盈余管理程度［35］

（P193-225），將樣本劃分為高盈余管理公司和低盈余管理公司，構(gòu)建經(jīng)濟政策不確定性

（EPU）與盈余管理程度虛擬變量（EM）交乘項來檢驗公司研發(fā)支出資本化的盈余管理動機，其中EM在

盈余管理程度高的情況下取值為1。表8第（1）（2）列中的結(jié)果顯示，在高盈余管理公司、低盈余管理公

司兩組樣本中EPU的系數(shù)均顯著為正，但組間差異檢驗結(jié)果不顯著，說明經(jīng)濟政策不確定情況下公司研

發(fā)支出資本化行為不受盈余管理傾向的影響。第（3）列結(jié)果顯示，交乘項EPU×EM的回歸系數(shù)不顯著，

這進一步說明在經(jīng)濟政策不確定情況下公司通過增加研發(fā)支出資本化進行盈余管理的動機不明顯。

表8　盈余管理動機檢驗

變量

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）

交乘項（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·

武漢大學學報（哲學社會科學版） 2024 年第 4 期

Roa

Tobin Q

Intangible

Institution

常數(shù)項

樣本量

R2

組間差異（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

續(xù)表

在經(jīng)濟政策不確定性上升時，外部投資者對公司信息披露的關(guān)注和要求增加，這可能導致公司采取

更加穩(wěn)健的會計政策［36］

（P1-39）［37］

（P1-7）。并且，研發(fā)支出資本化往往導致公司面臨更嚴格的審計規(guī)范

和更高的審計費用，銀行、信用評級機構(gòu)等在一定程度上也能夠識別到公司借助研發(fā)支出資本化進行盈

余管理的行為［24］

（P1-19）［38］

（P39-48）。在這種情況下，公司通過研發(fā)支出資本化進行盈余管理的成本和

風險都會上升，從而導致盈余管理傾向高的公司也并未在經(jīng)濟政策不確定性上升時表現(xiàn)出更強的機會

主義行為動機。

五、進一步分析

機制分析的結(jié)果表明，公司在經(jīng)濟政策不確定性上升時存在調(diào)增研發(fā)支出資本化以獲取外部融資

的動機。本文進一步對公司調(diào)增研發(fā)支出資本化的經(jīng)濟后果進行檢驗，從而考察公司研發(fā)支出資本化

對外部信息環(huán)境的改善作用。本部分借鑒 Merkley、鄧可斌和龔振的相關(guān)研究［39］

（P725-757）［40］

（P283-

299），分別使用證券分析師跟蹤數(shù)量（Analyst）和資本資產(chǎn)定價模型估計所得到的β值（Beta）衡量公司的

外部信息環(huán)境，在基準回歸模型的基礎上構(gòu)建中介效應模型考察研發(fā)支出資本化對公司信息環(huán)境的改

善作用。

表9中第（1）（2）列被解釋變量為證券分析師跟蹤數(shù)量，結(jié)果表明EPU的系數(shù)在1%水平顯著為正、

CAPR的系數(shù)在5%水平顯著為正，Sobel檢驗Z統(tǒng)計量在10%水平顯著為正，這說明研發(fā)支出資本化具

有顯著的正向中介效應。由此可見，公司在經(jīng)濟政策不確定性上升的情況下提高研發(fā)支出資本化水平

有利于吸引證券分析師關(guān)注，從而改善公司信息環(huán)境。

表9 中介效應模型

變量

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·

羅 琦 等：經(jīng)濟政策不確定性與公司研發(fā)支出資本化

Cashflow

R&D

Roa

Tobin Q

Intangible

Institution

常數(shù)項

樣本量

R2

Sobel檢驗

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

續(xù)表

表9第（3）（4）列被解釋變量為資本資產(chǎn)定價模型估計所得到的β值，結(jié)果顯示EPU的系數(shù)在1%水

平顯著為正、CAPR的系數(shù)在1%水平顯著為負，Sobel檢驗Z統(tǒng)計量在10%水平顯著為負，這說明公司提

高研發(fā)支出資本化水平有利于降低因經(jīng)濟政策不確定性導致的系統(tǒng)性風險，從而有利于降低市場對公

司未來發(fā)展的不良預期。因此，公司在經(jīng)濟政策不確定性上升的情況下能夠通過提高研發(fā)支出資本化

水平傳遞信息，這進一步支持了本文假設1a。

六、研究結(jié)論與政策建議

在世界經(jīng)濟形勢動蕩加劇的背景下，我國經(jīng)濟政策不確定性難免上升。本文以2008-2021年中國A

股上市公司為研究樣本，對經(jīng)濟政策存在不確定性情況下的公司研發(fā)支出資本化行為進行考察，研究發(fā)

現(xiàn)：公司選擇在經(jīng)濟政策不確定性上升時調(diào)增研發(fā)支出資本化，并且公司調(diào)增研發(fā)支出資本化的行為動

機表現(xiàn)為獲取外部融資而非盈余管理；公司提高研發(fā)支出資本化水平能夠吸引證券分析師關(guān)注，并有利

于降低公司系統(tǒng)性風險。本文研究表明，研發(fā)支出資本化在一定程度上發(fā)揮了“研發(fā)信息蓄水池”的功

能。在經(jīng)濟政策不確定性上升的情況下，公司能夠通過調(diào)增研發(fā)支出資本化釋放研發(fā)信息、改善資本市

場信息環(huán)境，這有利于促進公司從資本市場獲取研發(fā)所需的資金從而實現(xiàn)創(chuàng)新發(fā)展。因此，公司通過調(diào)

整研發(fā)支出資本化水平能夠在一定程度上應對經(jīng)濟政策不確定性所帶來的沖擊。

基于以上研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：

第一，對上市公司而言，應在會計準則范圍內(nèi)充分發(fā)揮研發(fā)支出資本化的信息傳遞功能，從而為自

身創(chuàng)新發(fā)展爭取良好的機遇。在世界面臨百年未有之大變局的新形勢下，提升我國公司的創(chuàng)新力和競

爭力以實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義?，F(xiàn)階段我國鼓勵公司研發(fā)的相關(guān)規(guī)定主要體現(xiàn)為對研發(fā)支

出費用化進行稅收優(yōu)惠等方面，這有可能導致公司采取了相對保守的研發(fā)支出資本化策略。實際上，我

國上市公司研發(fā)支出資本化水平很低，相當一部分公司從未進行研發(fā)支出資本化，公司對研發(fā)支出資本

化的態(tài)度過于謹慎。公司管理者應改變過于保守的研發(fā)支出資本化觀念，通過積極的研發(fā)支出資本化

策略傳遞研發(fā)信息，從而降低公司在外部環(huán)境不確定情況下的融資難度。

·111·

武漢大學學報（哲學社會科學版） 2024 年第 4 期

第二，對資本市場監(jiān)管機構(gòu)而言，相關(guān)部門應著力提升監(jiān)管效率，為研發(fā)支出資本化功能的發(fā)揮提

供保障。公司在經(jīng)濟政策不確定性上升的情況下存在通過調(diào)增研發(fā)支出資本化傳遞信息的需求，實踐

中過于嚴格或“一刀切”式的監(jiān)管方式也可能是公司對研發(fā)支出資本化持有謹慎態(tài)度的重要原因之一。

監(jiān)管部門可以結(jié)合大數(shù)據(jù)等技術(shù)對公司采取更加精準和靈活的監(jiān)管方式，通過對公司的綜合評估來甄

別公司研發(fā)支出資本化的行為動機，從而在抑制公司可能存在的機會主義資本化行為的同時保障研發(fā)

支出資本化信息傳遞功能的有效發(fā)揮。與此同時，相關(guān)政府部門可以考慮制定基于研發(fā)支出資本化的

資質(zhì)門檻和優(yōu)惠標準，從而有效配合資本市場監(jiān)管并充分發(fā)揮公司實施研發(fā)支出資本化策略的積極性。

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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

■ 作者簡介 羅 琦，武漢大學經(jīng)濟與管理學院教授，湖北 武漢 430072；

高元奇，武漢大學經(jīng)濟與管理學院博士研究生。

■ 責任編輯 楊 敏

·113·

第 77 卷第 4 期 2024 年 7 月

Vol. 77 No. 4 July 2024 114~127

外生沖擊、投資構(gòu)成與經(jīng)濟增長

——基于供給側(cè)與需求側(cè)的雙重視角

汪 勇 馬新彬

摘 要 進入新發(fā)展階段，我國經(jīng)濟正處于新舊動能轉(zhuǎn)換關(guān)鍵期，外部環(huán)境不確定性、

不穩(wěn)定性增加，穩(wěn)增長、促發(fā)展、調(diào)結(jié)構(gòu)壓力較大，強化宏觀政策對高質(zhì)量發(fā)展的統(tǒng)籌支持十

分關(guān)鍵。研發(fā)補貼等供給側(cè)政策，短期內(nèi)對穩(wěn)增長的作用較弱，但能夠推動企業(yè)提高研發(fā)投

資占比，提升經(jīng)濟增長潛力，這一效應隨著研發(fā)外溢效應的上升而不斷增強。與此不同，居

民消費補貼等需求側(cè)政策，長期內(nèi)持續(xù)推動經(jīng)濟增長的作用相對有限，但短期內(nèi)促進固定資

產(chǎn)投資、穩(wěn)定經(jīng)濟增長的作用突出，該效應在資本產(chǎn)出彈性下降時會進一步凸顯。推動經(jīng)濟

高質(zhì)量發(fā)展，要充分發(fā)揮供需政策促進長短期經(jīng)濟增長的合力。

關(guān)鍵詞 投資構(gòu)成；經(jīng)濟增長；內(nèi)生技術(shù)進步；宏觀政策

中圖分類號 F015 文獻標識碼 A 文章編號 1672-7320（2024）04-0114-14

基金項目 中國社會科學院數(shù)據(jù)庫專項資助項目（2024SJK012）

進入新的發(fā)展階段，我國社會主要矛盾發(fā)生了深刻變化，經(jīng)濟發(fā)展面臨的兩難多難問題增多，主要

表現(xiàn)為實體經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性供需失衡、房地產(chǎn)與實體經(jīng)濟失衡、金融與實體經(jīng)濟失衡等，其中最突出的是投

資領(lǐng)域存在著投資需求疲軟、投資結(jié)構(gòu)不合理、投資回報率下降、風險上升等顯著問題，保持經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)

定增長的難度越來越大。一方面，我國經(jīng)濟增長面臨較大的下行壓力。近年來受周期性、結(jié)構(gòu)性、體制

性因素影響，我國經(jīng)濟增長速度下滑，從2007年的14.2%下滑到2019年的6%，2020-2023年年均增速為

4.7%，低于我國經(jīng)濟5.0%-5.5%的潛在增速［1］

（P4-25）。當前，我國經(jīng)濟回升向好、長期向好的基本趨勢

沒有改變，但也面臨一些困難和挑戰(zhàn)，主要是有效需求不足、社會預期偏弱、國內(nèi)大循環(huán)不夠順暢等，突

出表現(xiàn)為消費低迷。在此背景下，中共中央、國務院于2022年12月發(fā)布《擴大內(nèi)需戰(zhàn)略規(guī)劃綱要（2022-

2035年）》，提出大國經(jīng)濟具有內(nèi)需為主導的顯著特征，要進一步增強消費的基礎性作用和投資的關(guān)鍵作

用，強化宏觀政策對實施擴大內(nèi)需戰(zhàn)略的統(tǒng)籌支持。鑒于此，需要我們深入認識消費補貼等需求側(cè)政策

對經(jīng)濟增長的內(nèi)在機理和作用效果，為政策實施提供建議。進入新的發(fā)展階段，我國經(jīng)濟增長主要依靠

要素驅(qū)動的模式正在發(fā)生轉(zhuǎn)變，經(jīng)濟增長需要更加注重發(fā)揮技術(shù)創(chuàng)新的核心作用，同時“碳中和”目標對

技術(shù)革新的需求也會越來越強烈。在這種背景下，如何有效擴大研發(fā)投資，引領(lǐng)技術(shù)進步和創(chuàng)新，對于

推動我國實現(xiàn)“十四五”規(guī)劃目標及2035年遠景目標十分關(guān)鍵。因此，深入理解研發(fā)補貼等供給側(cè)政策

對提升經(jīng)濟增長的作用及其內(nèi)在機制，對于我國長期更好實施創(chuàng)新政策推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要

意義。沿著上述邏輯，我們進一步提出如下問題：其一，供需兩側(cè)政策如何影響投資及其內(nèi)部構(gòu)成？其

二，在投資構(gòu)成中，固定資產(chǎn)投資與研發(fā)投資間的關(guān)系如何，二者如何影響投資結(jié)構(gòu)的變化？其三，固定

資產(chǎn)投資與研發(fā)投資的交互變化與經(jīng)濟增長有何關(guān)系，如何影響經(jīng)濟增長？對于上述問題的認識和回

答，實際上也是在尋找擴大我國內(nèi)需、優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)、推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的路徑。

DOI：10.14086/j.cnki.wujss.2024.04.011

汪 勇 等：外生沖擊、投資構(gòu)成與經(jīng)濟增長

一、文獻綜述

目前，從既有研究看，與本文相關(guān)的文獻成果主要聚焦于如下三個方面，即內(nèi)生經(jīng)濟增長的動態(tài)隨

機一般均衡（DSGE）模型、企業(yè)投資構(gòu)成及影響因素研究以及企業(yè)各類投資與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。

（一）內(nèi)生經(jīng)濟增長的動態(tài)隨機一般均衡（DSGE）模型

一般來說，提高內(nèi)生全要素生產(chǎn)率（TFP）通常有兩種方式，即中間品種類擴展（水平模式）和熊彼特

式增長（垂直模式）。其中，前者以Romer的研究［2］

（P71-102）為基礎，目前一些研究將其引入動態(tài)隨機一

般均衡（DSGE）模型，考察了中長期內(nèi)全要素生產(chǎn)率（TFP）的變化原因，對2008年國際金融危機以來全

球經(jīng)濟“大衰退”緩慢復蘇進行了分析［3］

（P523-551）［4］

（P24-41）［5］

（P67-110）［6］

（P1-25）。后者以 Aghion

and Howitt的研究［7］

（P68-73）為原型，在框架內(nèi)考察了信貸沖擊、研發(fā)風險溢價沖擊、投資風險溢價沖擊、

土地偏好沖擊等對經(jīng)濟周期和生產(chǎn)率的影響［8

（］ P47-63）［9

（］ P1-24）［10（］ P299-324）。

（二）企業(yè)投資構(gòu)成及其影響因素研究

研究表明，與固定資產(chǎn)投資相比，研發(fā)投資的時間周期更長，也就意味著相對更少的順周期回報，以

及更高的流動性風險［11］

（P246-265）。熊彼特“創(chuàng)造性毀滅理論”認為，在經(jīng)濟衰退期企業(yè)研發(fā)投資的機

會成本較低，因而此時經(jīng)濟中儲蓄資金會更多地投向研發(fā)投資［12］

（P1-385），使得衰退期研發(fā)投資在總投

資中的比例上升。也有研究表明，在經(jīng)濟實際運行中，研發(fā)投資通常表現(xiàn)出較強的順周期變化特征［13］

（P542-553）［14］

（P1001-1024）［15］

（P662-675）。也就是說，在經(jīng)濟衰退期，投資的平均期限總體呈下降趨

勢［16］

（P1-26）。尤其是在不完善信貸市場中，受更多不確定性因素影響，研發(fā)投資受流動性約束的影響

會更大。在經(jīng)濟衰退期，經(jīng)濟活動通常低迷，流動性較低，企業(yè)選擇減少研發(fā)活動，使得研發(fā)投資與經(jīng)濟

狀況順周期變化［11］

（P246-265）。另有研究表明，考慮到企業(yè)的研發(fā)和創(chuàng)新很容易引起競爭對手的模仿，

降低企業(yè)創(chuàng)新所帶來的邊際利潤改善，故而企業(yè)通常會在經(jīng)濟繁榮期進行創(chuàng)新，以實現(xiàn)更高利潤［17］

（P1131-1164）。此外，在企業(yè)投資的影響因素方面，一些文獻分別圍繞宏觀經(jīng)濟（政策）不確定性、生產(chǎn)

率沖擊、投資者耐心、異質(zhì)性風險、融資約束沖擊等，對固定資產(chǎn)投資和研發(fā)投資的影響進行了分析［18］

（P523-564）［19（］ P75-98）［20（］ P507-524）［21（］ P112-131）［22（］ P1-30）［23（］ P104-116），豐富了相關(guān)認識。

（三）企業(yè)各類投資與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系

一方面，新古典經(jīng)濟增長理論表明，經(jīng)濟增長取決于勞動、資本和全要素生產(chǎn)率（TFP）的變化，固定

資產(chǎn)投資能夠直接形成物質(zhì)資本積累，研發(fā)投資有利于提高經(jīng)濟的全要素生產(chǎn)率（TFP）增長；另一方面，

經(jīng)濟增長又會影響企業(yè)的投資需求，不過研發(fā)投資對實際產(chǎn)出的影響往往存在時滯，這就使得企業(yè)投資

與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系變得復雜。Madsen通過經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（OECD）18個國家1950年至1999

年的面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)機器和設備投資對經(jīng)濟增長具有顯著的影響，而非住宅樓宇和建筑物投資更多

地受到經(jīng)濟增長的影響［24］

（P157-163）。Pessoa通過經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（OECD）數(shù)據(jù)校準模型參數(shù)，發(fā)

現(xiàn)研發(fā)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系受一國特定因素的影響較大，提高企業(yè)研發(fā)投資的創(chuàng)新政策并不一定會

促進經(jīng)濟增長［25（］ P152-154）。

在總結(jié)上述研究的基礎上，本文試圖從三個方面實現(xiàn)突破：一是針對第一類文獻提出的模型，我們

采用中間品種類擴展模式，將技術(shù)創(chuàng)新劃分為新技術(shù)生產(chǎn)和技術(shù)轉(zhuǎn)化兩個環(huán)節(jié)，以此構(gòu)建內(nèi)生全要素生

產(chǎn)率（TFP）的動態(tài)隨機一般均衡（DSGE）模型。二是針對第二類文獻研究提出的問題，我們綜合考慮供

給側(cè)研發(fā)補貼和需求側(cè)居民消費補貼兩類政策對企業(yè)投資及其構(gòu)成的影響，以體現(xiàn)長短期目標的差異

性，更貼近我國實際。三是針對第三類文獻研究提出的問題，我們在內(nèi)生經(jīng)濟增長框架內(nèi)，探討了企業(yè)

各類投資與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，考察投資與經(jīng)濟增長之間的雙向影響以及研發(fā)投資對經(jīng)濟增長影響

的時滯。總體上，本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)為三個方面：其一，本文在內(nèi)生經(jīng)濟增長動態(tài)隨機一般均衡

（DSGE）框架內(nèi)，綜合分析了供給側(cè)（研發(fā)補貼）和需求側(cè)（居民消費補貼）兩類政策對企業(yè)投資構(gòu)成及產(chǎn)

·115·

武漢大學學報（哲學社會科學版） 2024 年第 4 期

出的影響，為理解投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系提供了更全面的分析視角；其二，本文采用的一般均衡分析框

架能有效規(guī)避實證檢驗中投資與經(jīng)濟增長的內(nèi)生性問題，有助于更好認識企業(yè)各類投資與經(jīng)濟增長之

間關(guān)系的內(nèi)在機理；其三，本文系統(tǒng)考察供需政策沖擊對企業(yè)投資構(gòu)成及產(chǎn)出的影響，分析企業(yè)生產(chǎn)結(jié)

構(gòu)中的研發(fā)外溢效應和資本產(chǎn)出彈性因素在其中產(chǎn)生的作用，為深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革以提升增長潛

力、優(yōu)化總需求管理以提高實際經(jīng)濟增長提供一個重要的參考標準。

二、模型設定

借鑒 Romer［2］

（P71-102）、Comin 和 Gertler［3］

（P523-551）、Moran 和 Queralto［4］

（P24-41）及 Anzoategui

等［5］

（P67-110）相關(guān)研究，本文在新古典經(jīng)濟框架內(nèi)，采用中間品種類擴展方式將全要素生產(chǎn)率（TFP）內(nèi)

生化，構(gòu)建了內(nèi)生經(jīng)濟增長的動態(tài)隨機一般均衡（DSGE）模型。模型主要包含四個部門，即居民、企業(yè)、

資本品生產(chǎn)商和政府。

具體來看，居民部門通過提供勞動、發(fā)行債券和租賃資本獲得收入，并向政府交納稅收。企業(yè)部門

由技術(shù)創(chuàng)新和商品生產(chǎn)兩個子部門構(gòu)成，在壟斷競爭市場，生產(chǎn)部門購買技術(shù)、投入勞動和資本進行商

品生產(chǎn)，新技術(shù)購買支出主要來自企業(yè)自身的壟斷經(jīng)營利潤。技術(shù)開發(fā)部門進行新技術(shù)研發(fā)，并通過設

備更新等方式實現(xiàn)技術(shù)向生產(chǎn)轉(zhuǎn)化，最終作用于企業(yè)的商品生產(chǎn)?？紤]到“研發(fā)投入—新技術(shù)生產(chǎn)—技

術(shù)改造—新技術(shù)使用”過程中，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新存在不確定性且具有正外部性，政府部門往往會向企業(yè)提

供研發(fā)補貼支持。

（一）居民

我們設定代表性居民效用水平由消費和勞動供給決定，最優(yōu)決策目標函數(shù)為：

max E0∑t = 0

∞

βt

H

é

?

ê

êζt ln(Ct - ηCt - 1 ) - ν

L1 + χ

t

1 + χ

ù

?

ú

ú （1）

其中，βH表示居民的主觀貼現(xiàn)因子，ζt為居民消費沖擊，服從AR（1）過程。Ct表示居民的t期消費，η為居

民的消費平滑系數(shù)，用來刻畫居民跨期的消費習慣。Lt表示居民在t期的勞動供給量，ν 為常數(shù)，衡量同

期消費與勞動供給的替代關(guān)系。χ 表示Frisch勞動供給彈性的倒數(shù)，衡量同一效用水平下勞動供給對實

際工資的反應程度。

代表性居民向企業(yè)提供勞動、資本，出售無風險債券（凈供給為0）來獲得收入，并用于消費支出和政

府稅收?？紤]到這些因素，居民的預算約束方程為：

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

其中，Bt表示居民持有的無風險債券，Rt為無風險債券收益率，Kt表示居民出租的物質(zhì)資本，RK，t為每單

位租賃資本的回報率，It為物質(zhì)資本投資，Qt為資本品價格，Tt表示政府的一次性稅收，gct表示政府對居

民的消費補貼，服從AR（1）過程

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

t （3）

其中，gc表示居民消費補貼的穩(wěn)態(tài)值，ρgc為居民消費的平滑系數(shù)，εgc

t 為白噪聲。考慮到企業(yè)的資本多來

自居民（儲蓄），居民部門進行資本積累，我們將其刻畫為：

Kt + 1 = (1 - δ )Kt + It （4）

其中，δ 為資本折舊率。

（二）企業(yè)

我們通過產(chǎn)品種類擴展方式將全要素生產(chǎn)率（TFP）內(nèi)生，試圖實現(xiàn)經(jīng)濟系統(tǒng)的內(nèi)生經(jīng)濟增長。參考

Comin和Gertler［3］

（P523-551）和Anzoategui等［5］

（P67-110）的研究，我們假定Zt為企業(yè)目前的技術(shù)儲備總

量（技術(shù)前沿），每一期僅有?比率的技術(shù)留存，剩余（1 - ?) 比率的技術(shù)過時。同時，每一期企業(yè)通過生

產(chǎn)新技術(shù)Vt來推進技術(shù)研發(fā)，不斷擴大技術(shù)儲備。這種情況下，企業(yè)技術(shù)儲備總量的積累方程為：

·116·

汪 勇 等：外生沖擊、投資構(gòu)成與經(jīng)濟增長

Zt + 1 = ?Zt + Vt （5）

每一期，企業(yè)實際可用技術(shù)At僅為技術(shù)儲備Zt的一部分。若要將未用技術(shù)變?yōu)楝F(xiàn)實可用技術(shù)，企業(yè)

需要轉(zhuǎn)化尚未使用的儲備技術(shù)。這也意味著，技術(shù)轉(zhuǎn)化的成功率λt對企業(yè)技術(shù)更新尤為重要。企業(yè)實

際可用技術(shù)的積累方程為：

At + 1 = ?[ λt(Zt - At) + At] （6）

通過對式（6）進行變換，企業(yè)可使用技術(shù)增長率可以表述為At + 1 /At = ?[ λt (Zt /At - 1) + 1]。通過轉(zhuǎn)

換后的表述可以看出，企業(yè)內(nèi)生技術(shù)增長取決于兩個因素，即技術(shù)轉(zhuǎn)化率和可用技術(shù)占技術(shù)儲備的比

重，后者往往與新技術(shù)創(chuàng)造有關(guān)。下面，我們對新技術(shù)創(chuàng)造和技術(shù)轉(zhuǎn)化進行進一步描述和探討。

1.新技術(shù)開發(fā)。為生產(chǎn)新技術(shù)Vt

，企業(yè)技術(shù)開發(fā)部門需要相應的研發(fā)投入St

?？紤]到經(jīng)濟均衡增長

和新技術(shù)生產(chǎn)與企業(yè)現(xiàn)有技術(shù)水平密切相關(guān)，我們假定新技術(shù)生產(chǎn)函數(shù)形式為：

Vt = γtZ1 - ξ

t Sξ

t （7）

其中，γt為新技術(shù)規(guī)模沖擊，服從AR（1）過程。ξ表示新技術(shù)的研發(fā)彈性，介于0與1之間，表明研發(fā)邊際

產(chǎn)出隨著研發(fā)投入的增加而逐步減少。由于企業(yè)在生產(chǎn)技術(shù)的過程中需要研發(fā)投入，因此，研發(fā)出的新

技術(shù)收益應覆蓋企業(yè)研發(fā)成本。假定新技術(shù)（未轉(zhuǎn)化為實際生產(chǎn)的技術(shù)）價格為Jt

，t期新技術(shù)在t+1期方

可用于技術(shù)儲備的積累。在這種情況下，技術(shù)開發(fā)部門的決策目標為：

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 (?) 為一個凸函數(shù)，衡量研發(fā)投入的調(diào)整成本，滿足 fs (1) = f 's (1) = 0，fS

''

(1) > 0。不妨假定

fS ( St

(1 + g)St - 1

) = ?S

2 ( St

(1 + g)St - 1

- 1)

2

，?S是研發(fā)投資調(diào)整成本參數(shù)。gt表示政府研發(fā)補貼，服從外生

的AR（1）形式：

ln( gt /g) = ρg ln( gt - 1 /g) + σgεg

t （9）

其中，g表示政府研發(fā)補貼的穩(wěn)態(tài)值，ρg為研發(fā)補貼的平滑系數(shù)，εg

t 為白噪聲。

2.新技術(shù)轉(zhuǎn)化。新技術(shù)應用于實際的商品生產(chǎn)，需要經(jīng)過技術(shù)轉(zhuǎn)化環(huán)節(jié)。假定企業(yè)商品生產(chǎn)部門

從技術(shù)開發(fā)部門以價格Jt購買尚未轉(zhuǎn)化的技術(shù)，單位技術(shù)轉(zhuǎn)化需要相應的設備Mt配套。技術(shù)轉(zhuǎn)化成功

率λt用函數(shù)形式表示為：

λt = κ(St /At )

μ

Mρλ

t （10）

其中，κ > 0，μ、ρλ均介于0和1之間。技術(shù)轉(zhuǎn)化成功率λt是設備Mt的單調(diào)遞增凹函數(shù)。設備Mt轉(zhuǎn)化效

率受到研發(fā)St的正向外溢影響，同時與現(xiàn)有可用技術(shù)At相關(guān)。技術(shù)轉(zhuǎn)化成功率的設定方式主要基于三

方面的考慮：其一，在理論上，研發(fā)投入除了能直接幫助企業(yè)生產(chǎn)新技術(shù)之外，還能增強企業(yè)對前沿技術(shù)

的學習和應用能力，提高新技術(shù)轉(zhuǎn)化為實際生產(chǎn)技術(shù)的能力［26］

（P29-47）［27］

（P39-59）。其二，在經(jīng)驗事實

上，Griffith等使用OECD跨國數(shù)據(jù)的實證研究［28］

（P883-895）發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入確實存在著兩種效應，尤其

是提高新技術(shù)轉(zhuǎn)化為應用技術(shù)的能力。其三，在模型技術(shù)上，本文構(gòu)建的是內(nèi)生經(jīng)濟增長的DSGE模

型，通過使用現(xiàn)有實際應用技術(shù)At將研發(fā)投入St標準化，可以保證溢出項（St /A）t 的平穩(wěn)性。同時，這種技

術(shù)轉(zhuǎn)化率的設定方法也常見于現(xiàn)有內(nèi)生經(jīng)濟增長的研究文獻，如Moran和Queralto的研究［4］

（P24-41）以

及Anzoategui等的研究［5］

（P67-110）。在其他條件不變時，企業(yè)現(xiàn)有技術(shù)水平At越高，同等轉(zhuǎn)化成功率需

要投入更多的設備Mt

。若λ為穩(wěn)態(tài)的技術(shù)轉(zhuǎn)化成功率，則新技術(shù)成功轉(zhuǎn)化平均所需時間為1/λ。假定壟

斷競爭商品生產(chǎn)部門的利潤為Πt

，其利潤貼現(xiàn)值Ht可以表述為：

Ht = Πt + ?EtΛt,t + 1Ht + 1 （11）

壟斷競爭商品生產(chǎn)部門關(guān)于設備投入的決策目標為：

·117·

武漢大學學報（哲學社會科學版） 2024 年第 4 期

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

其中，QM，t為設備品價格。式（12）左側(cè)為新技術(shù)價格，右側(cè)第1項為轉(zhuǎn)化技術(shù)所需投入設備的成本，第2

項為新技術(shù)的預期收益，由新技術(shù)投入商品生產(chǎn)所帶來收益與未轉(zhuǎn)化成功技術(shù)本身價值加權(quán)構(gòu)成。由

于企業(yè)未應用于實際商品生產(chǎn)的技術(shù)總量為（Zt - A），t 因而商品生產(chǎn)部門所需的設備投入總量為(Zt -

At )Mt

。

3.新技術(shù)應用與商品生產(chǎn)。在該模型中，生產(chǎn)新種類的中間品以獲得利潤是技術(shù)創(chuàng)新與新技術(shù)采

用的關(guān)鍵動力。借鑒Anzoategui 等的研究［5］

（P67-110），假定存在種類數(shù)為At的壟斷競爭中間品生產(chǎn)企

業(yè)，每個企業(yè)均生產(chǎn)差異化的產(chǎn)品。內(nèi)生變量At為中間品生產(chǎn)企業(yè)種類的存量，亦為實際使用技術(shù)的存

量。最終品Yt是種類為At的中間品按照CES形式加總，其函數(shù)形式為：

Yt = (∫ 0

At

Y

? - 1

? i,t di

) ?

? - 1

（13）

其中，?為中間品替代彈性，Yi，t表示中間品生產(chǎn)企業(yè)i生產(chǎn)的產(chǎn)品。于是，最終品生產(chǎn)企業(yè)的生產(chǎn)成本為

∫ 0

At

Pi，t

Yi，tdi，其中Pi，t為中間品價格；最終品生產(chǎn)企業(yè)的中間品需求為：

Yi,t = (

Pi,t

Pt

)

-?

Yt

總體價格水平Pt的表達式為：

Pt = (∫ 0

At

P1 - ?

i,t di

) 1

? - 1

每個中間品生產(chǎn)企業(yè)i以資本Ki，t和勞動Li，t為投入要素，其生產(chǎn)函數(shù)形式為：

Yi,t = θtKi,t

α L1 - α

i,t

其中，θt為外生技術(shù)沖擊，對各中間品生產(chǎn)企業(yè)而言都相同。中間品生產(chǎn)企業(yè)i以利潤最大化為目標，于

是有：

πi,t = max Pi,t

Pt

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

對式（13）以及中間品生產(chǎn)企業(yè)關(guān)于資本、勞動的一階條件進行運算，最終品生產(chǎn)企業(yè)加總生產(chǎn)函數(shù)

的形式為：

Yt = ( A 1

? - 1 t θt )Kt

α L1 - α

t （14）

其中，Kt

、Lt 均為種類為 At 的中間品生產(chǎn)企業(yè)加總的資本和勞動，Lt = ∫ 0

At

Li，tdi，Kt = ∫ 0

At

Ki，tdi。式（14）表

明，內(nèi)生全要素生產(chǎn)率（TFP）以采用的中間品種類At擴展形式產(chǎn)生。換言之，內(nèi)生TFP是由采用的中間

品種類數(shù)At來決定，而后者在技術(shù)研發(fā)部門中內(nèi)生確定。

（三）資本品生產(chǎn)商

競爭性資本品生產(chǎn)商通過投入最終品生產(chǎn)新的資本品。假定模型中存在兩類資本品：一種用于商

品生產(chǎn)，另一種用于新技術(shù)轉(zhuǎn)化。假定兩種資本品的生產(chǎn)模式相同。為簡化分析，我們主要以新資本品

It為例。參照Christiano等的研究［29］

（P1-45）以及黃志剛和許偉的研究［30］

（P103-116），將資本品生產(chǎn)商目

標函數(shù)表示為：

max Et∑i = 0

∞

Λt,t + i

é

?

ê

ê ù

?

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為居民的隨機貼現(xiàn)因子，f ( It

(1 + g)It - 1

) 為生產(chǎn)一單位新資本品It的調(diào)整成本。

·118·

汪 勇 等：外生沖擊、投資構(gòu)成與經(jīng)濟增長

類 似 于 研 發(fā) 調(diào) 整 成 本 ，f ( It

(1 + g)It - 1

) 滿 足 f (1) = f'(1) = 0，f ''

(1) > 0，假 定 f ( It

(1 + g)It - 1

) =

?I

2 ( It

(1 + g)It - 1

- 1)

2

，?I表示資本品投資調(diào)整成本參數(shù)。τt為投資成本沖擊，服從AR（1）過程，刻畫企業(yè)

投資效率。τt取值越大，表示投資效率越低。資本品生產(chǎn)商關(guān)于新資本品It的一階條件為：

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）

類似地，用于設備的新資本品IM，t的一階條件為：

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

) 為生產(chǎn)一單位新資本品 IM，t 的調(diào)整成本，滿足 fM (1) = fM'(1) = 0，fM

''

(1) > 0，假定

fM ( IM，t

(1 + g)IM，t - 1

) = ?M

2 ( IM，t

(1 + g)IM，t - 1

- 1)

2

，?M表示設備品投資調(diào)整成本參數(shù)。

（四）政府

為簡化分析，假定政府從居民手中一次性征稅，并以研發(fā)補貼形式支持企業(yè)新技術(shù)轉(zhuǎn)化。于是，政

府的預算約束方程為：

gt[1 + fs (St /St - 1 )] St = Tt （18）

（五）一般均衡

模型中的資本市場、勞動力市場和投資品市場均已出清。設備資本品的市場均衡條件為：

IM,t = (Zt - At )Mt （19）

商品市場的均衡條件為：

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、變量平穩(wěn)化、參數(shù)校準與貝葉斯估計

在上述分析的基礎上，我們對模型進一步做如下處理：

（一）變量平穩(wěn)化

當經(jīng)濟收斂到均衡增長路徑時，產(chǎn)出（Y）、資本（K）、內(nèi)生技術(shù)（A）和消費（C）的增長率相同，均為g。

借鑒Anzoategui等的做法［5

（］ P67-110），將非平穩(wěn)變量去除均衡經(jīng)濟增長率來實現(xiàn)變量的平穩(wěn)化。

（二）參數(shù)校準與貝葉斯估計

在進行貝葉斯估計時，我們使用了政府研發(fā)補貼、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、消費、固定資產(chǎn)投資和企業(yè)

研發(fā)支出五個宏觀經(jīng)濟變量。其中，為與模型設定一致，以政府資金占政府資金與企業(yè)研發(fā)支出之和的

比重來衡量政府研發(fā)補貼，指標數(shù)據(jù)來自OECD數(shù)據(jù)庫；實際國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）是通過名義國內(nèi)生產(chǎn)

總值（GDP）扣除政府消費、進出口并經(jīng)過消費者物價指數(shù)（CPI）平減獲得，實際消費由居民消費通過消

費者物價指數(shù)（CPI）平減得出，變量數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局；固定資產(chǎn)投資和企業(yè)研發(fā)支出均通過固定資

產(chǎn)投資價格指數(shù)平減轉(zhuǎn)為實際值。

1.參數(shù)校準。參照美國的均衡增長路徑（1935年至2007年平均經(jīng)濟增速通常設定為2.68%），考慮

到我國經(jīng)濟仍處在“新興+轉(zhuǎn)軌”和向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)型階段，我們將經(jīng)濟均衡增長率設定為3%。居民主

觀貼現(xiàn)因子βH取為0.9925，對應的一年期債務利率為3.78%。對于家庭消費慣性系數(shù)η，王君斌和王文

甫研究的估計值為0.58［31］

（P23-35），黃志剛［32］

（P32-47）和仝冰［33］

（P60-76）設定為0.7，我們綜合后將參數(shù)

η選取為0.6，介于0.58至0.7之間。ν表示勞動的負效應系數(shù)，通過將勞動穩(wěn)態(tài)值設定為1/3，計算得出ν

·119·

武漢大學學報（哲學社會科學版） 2024 年第 4 期

等于4.27。勞動供給彈性倒數(shù) χ 取為1/3，與張世偉和周闖的估計一致［34（］ P39-48）。

從實際看，2008年后一段時間我國實施了家電下鄉(xiāng)等居民消費補貼政策①，2020年以來為應對新冠

肺炎疫情沖擊，我國很多地方與數(shù)字平臺企業(yè)合作，推出了一系列消費券政策，覆蓋了餐飲、旅游、零售、

住宿等多個領(lǐng)域，這些消費券的補貼率普遍在10%-50%之間［36］

（4-20）［37］

（P1-20）。考慮到政府的財政壓

力與補貼的可持續(xù)性，本文以10%校準消費補貼的穩(wěn)態(tài)值gc。

對于資本產(chǎn)出彈性系數(shù)α，國內(nèi)文獻的取值差異較大，通常在0.36-0.6之間。參考高然和龔六堂的

研究［38］

（P32-45），我們將參數(shù)α校準為0.45。對于新技術(shù)生產(chǎn)規(guī)模沖擊的穩(wěn)態(tài)值γ，將其標準化為1。參

考多數(shù)文獻的做法，將年度物質(zhì)資本折舊率δ取為0.1。(1 - ?) 表示技術(shù)過時比率，Anzoategui等采用專

利引用衰減率與專利續(xù)期率等指標平均值，測算出?年度數(shù)值為0.9

［5］

（P67-110），我們也采用該取值。

參數(shù)ξ為新技術(shù)的研發(fā)投入彈性，μ為技術(shù)轉(zhuǎn)化率關(guān)于單位技術(shù)研發(fā)投入的彈性，參考Moran和Queralto

的研究［4

（］ P24-41），將其分別校準為0.3和0.29。

考慮到2000年至2018年企業(yè)研發(fā)St占總新資本品（It + IM，）t 比重的平均值（0.028），我們將技術(shù)轉(zhuǎn)化

率關(guān)于設備投入彈性ρλ校準為0.926。為保證模型存在均衡增長路徑，中間品替代彈性?與資本產(chǎn)出彈

性α之間需滿足? = (2 - α)/(1 - α)，參數(shù)?取值為2.82，對應的成本加成為1.55。參考Anzoategui等的

研究［5

（］ P67-110），技術(shù)轉(zhuǎn)化率λ穩(wěn)態(tài)值取為0.2，并將對應的參數(shù)κ校準為20.50。

2.參數(shù)貝葉斯估計。對于模型中的剩余參數(shù)，我們采用貝葉斯估計方法確定。?I為資本品投資調(diào)

整成本參數(shù)，參照Christiano等［29］

（P1-45），將該參數(shù)先驗分布設定為Gamma分布，均值為1.5，標準差為

0.1。將研發(fā)投資調(diào)整成本參數(shù)?S和設備品投資調(diào)整成本參數(shù)?M先驗分布設定為Gamma分布，考慮到

研發(fā)投資和用于技術(shù)轉(zhuǎn)化的設備投資專用性更強，?S和?M均值高于?I

，設定為2.0，標準差均為0.1。參

考黃志剛和許偉研究［30］

（P103-116）的設定，將持續(xù)性參數(shù)先驗分布設定為Beta分布，均值取為0.85，標

準差為0.1；對于波動性參數(shù)，先驗分布均設定為逆Gamma分布，均值和標準差分別取為0.02和2②。

五、數(shù)值模擬分析

本部分考察供給側(cè)政府研發(fā)補貼政策沖擊和需求側(cè)居民消費補貼政策沖擊對企業(yè)投資構(gòu)成和產(chǎn)出

的影響機制，分析企業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)中的研發(fā)外溢效應（μ）及資本產(chǎn)出彈性（α）變化對兩種沖擊影響的作用。

其中，供給側(cè)政策沖擊主要通過企業(yè)生產(chǎn)成本渠道影響企業(yè)生產(chǎn)決策，需求側(cè)政策沖擊更多是通過企業(yè)

盈利水平變化影響企業(yè)生產(chǎn)決策。針對模型中各類投資的特點，將企業(yè)投資劃分為研發(fā)投資和固定資

產(chǎn)投資兩類，后者包括資本品投資和設備品投資。以研發(fā)投資占固定資產(chǎn)投資的比重（研發(fā)投資/固定

資產(chǎn)投資）表示研發(fā)投資占比。

（一）基準結(jié)果

該部分，模擬了供給側(cè)政府研發(fā)補貼沖擊和需求側(cè)居民消費補貼沖擊對企業(yè)投資構(gòu)成和產(chǎn)出影響

的基準結(jié)果（μ = 0.29，α = 0.45）。

1.政府研發(fā)補貼沖擊的脈沖響應分析。在中長期內(nèi)人口、資源環(huán)境的約束下，單純依靠要素驅(qū)動的

增長模式難以持續(xù)，創(chuàng)新才是我國經(jīng)濟增長的持久動力?；谵D(zhuǎn)變經(jīng)濟增長動力考慮，近年來我國陸續(xù)

出臺了一系列鼓勵和支持企業(yè)創(chuàng)新的研發(fā)補貼政策。圖1模擬了研發(fā)補貼沖擊上升一個百分點對企業(yè)

投資、技術(shù)和產(chǎn)出等內(nèi)生經(jīng)濟變量的影響。研發(fā)補貼上升通常能夠增加企業(yè)即期的研發(fā)投資，不過短期

對企業(yè)固定資產(chǎn)的投資影響很小，尤其是對資本品投資的影響具有滯后性，長期卻會帶來企業(yè)研發(fā)投資

① 2008年我國山東、河南、四川等多個省份實施了“家電下鄉(xiāng)”政策，購買“家電下鄉(xiāng)”產(chǎn)品的農(nóng)民可向政府申請銷售價格13%的補貼［35］（P1323-

1344）。

② 限于篇幅，本文未列出參數(shù)的貝葉斯估計結(jié)果，留存?zhèn)渌鳌?/p>

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汪 勇 等：外生沖擊、投資構(gòu)成與經(jīng)濟增長

占比上升。上述過程的內(nèi)在傳導機制是，研發(fā)補貼直接作用于企業(yè)研發(fā)投資，研發(fā)補貼上升降低了企業(yè)

研發(fā)成本，促使企業(yè)提高研發(fā)投資；企業(yè)研發(fā)投資的上升提高了企業(yè)新技術(shù)產(chǎn)量，增加了企業(yè)技術(shù)儲備

（拓展了企業(yè)技術(shù)前沿）；由于研發(fā)投資對企業(yè)新技術(shù)轉(zhuǎn)化具有外溢效應，研發(fā)投資上升提高了新技術(shù)轉(zhuǎn)

化成功率，一定程度上也會刺激企業(yè)對設備品投資的需求，推動設備品投資小幅上升。

經(jīng)過一系列變化，企業(yè)可用技術(shù)能力增強，不過由于轉(zhuǎn)化環(huán)節(jié)較多，技術(shù)外溢效應邊際遞減，導致其

變動幅度很小。這表明，受創(chuàng)新本身的內(nèi)在規(guī)律制約，政府研發(fā)支持轉(zhuǎn)化為企業(yè)實際應用層面技術(shù)水平

有效拉動力并非易事，需經(jīng)過一段時間。研發(fā)補貼上升盡管能夠提高企業(yè)的研發(fā)投資和技術(shù)水平，不過

期初并未對企業(yè)資本品的供給和需求市場產(chǎn)生明顯影響。這就意味著，短期內(nèi)研發(fā)補貼沖擊對企業(yè)資

本品投資的促進作用較小。另外，面對研發(fā)補貼的正向沖擊，研發(fā)投資反應快速、變化明顯，而固定資產(chǎn)

投資反應滯后、變化較小，在二者作用下研發(fā)投資占比出現(xiàn)上升。期初，考慮到研發(fā)補貼占總需求的比

重通常較小，期初社會總產(chǎn)出變化并不明顯。但是，隨著研發(fā)補貼政策引起企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的逐步提

升，社會總產(chǎn)出呈現(xiàn)出持續(xù)增長的趨勢。

2.居民消費補貼沖擊的脈沖響應分析。當前，進一步推動經(jīng)濟回升向好需要克服一些困難和挑戰(zhàn)，

主要是有效需求不足、社會預期偏弱，國內(nèi)大循環(huán)存在堵點。為激發(fā)消費活力、刺激消費需求和暢通經(jīng)

濟循環(huán)，很多地方出臺了消費補貼政策。圖2模擬了居民消費補貼沖擊上升一個百分點對企業(yè)投資、技

術(shù)和產(chǎn)出等的影響。分析表明，居民消費補貼上升提高了資本品投資和設備品投資，不過對研發(fā)投資和

新技術(shù)開發(fā)的作用存在滯后性。上述影響的邏輯在于，消費需求上升增加了社會總產(chǎn)出，推動資本品的

邊際產(chǎn)出上升，刺激了企業(yè)資本品投資需求。社會總需求上升增加了壟斷競爭企業(yè)的利潤，提高了企業(yè)

圖1　不同外溢效應情形下研發(fā)補貼沖擊對企業(yè)投資和產(chǎn)出的影響

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武漢大學學報（哲學社會科學版） 2024 年第 4 期

設備品投資回報，使得企業(yè)對設備品的投資需求上升。

進一步來看，企業(yè)技術(shù)轉(zhuǎn)化率隨著設備投資品上升而提高，并通過技術(shù)積累帶動企業(yè)商品生產(chǎn)技術(shù)

水平小幅上升。同時，技術(shù)轉(zhuǎn)化率上升也使得企業(yè)可轉(zhuǎn)化技術(shù)存量逐步降低，相應使得企業(yè)新技術(shù)開發(fā)

需求上升。由于新技術(shù)僅有一定的概率成功轉(zhuǎn)化（新技術(shù)成功轉(zhuǎn)化平均所需時間為1/λ），因此其對研發(fā)

投資的引致需求相應需要經(jīng)歷一段時間（5年左右）才會顯現(xiàn)。這就意味著，新技術(shù)和技術(shù)儲備也只有在

研發(fā)投資變化之后方開始上升。在消費需求正向沖擊情形下，固定資產(chǎn)投資快速發(fā)生變化，而研發(fā)投資

變化滯后，二者相互作用推動研發(fā)投資占比下降。

總結(jié)來看，與研發(fā)補貼所代表的供給側(cè)政策相比，短期內(nèi)居民消費補貼的需求側(cè)政策對促進經(jīng)濟增

長的作用明顯，但中長期對企業(yè)內(nèi)生技術(shù)的影響存在滯后性，導致其促進經(jīng)濟增長的持續(xù)性不足。

（二）異質(zhì)性分析

在該部分，考察了經(jīng)濟系統(tǒng)中的兩個核心參數(shù)（研發(fā)外溢效應μ和資本產(chǎn)出彈性α）如何影響研發(fā)補

貼政策與居民消費補貼政策的穩(wěn)增長作用。

1.研發(fā)外溢效應。在模型中，研發(fā)補貼提升企業(yè)商品生產(chǎn)經(jīng)歷了“研發(fā)投入—新技術(shù)生產(chǎn)—技術(shù)改

造—可用生產(chǎn)技術(shù)—商品生產(chǎn)”等多個環(huán)節(jié)。其中，從新技術(shù)的生產(chǎn)到可用生產(chǎn)技術(shù)是關(guān)鍵過程，直接

決定了企業(yè)研發(fā)支出促進產(chǎn)出的實際效果。企業(yè)在將研發(fā)的新技術(shù)轉(zhuǎn)化為企業(yè)實際可用技術(shù)時，涉及

技術(shù)轉(zhuǎn)化率的問題。新技術(shù)成功轉(zhuǎn)化為企業(yè)生產(chǎn)可用技術(shù)除了受設備投入影響外，還與單位技術(shù)對應

的研發(fā)投資有關(guān)，后者對技術(shù)轉(zhuǎn)化率的影響可以通過研發(fā)外溢效應（μ）衡量。通常，外溢效應（μ）越大，

表明企業(yè)研發(fā)投資對技術(shù)轉(zhuǎn)化率的正向影響越大。理論上，研發(fā)補貼政策對企業(yè)研發(fā)支出影響更大更

直接，而居民消費補貼政策需通過利潤渠道引致企業(yè)研發(fā)支出，因而相比居民消費補貼政策，研發(fā)補貼

圖2　不同資本產(chǎn)出彈性情形下消費補貼沖擊對企業(yè)投資和產(chǎn)出的影響

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汪 勇 等：外生沖擊、投資構(gòu)成與經(jīng)濟增長

政策的經(jīng)濟效應受研發(fā)外溢效應的影響更大。

為檢驗上述判斷并評估研發(fā)外溢效應的實際作用，本文分別考慮了三種情形（μ分別取0.29、0.15和

0）下的外溢效應，分析相應參數(shù)變化對研發(fā)補貼沖擊和居民消費補貼沖擊經(jīng)濟效應的影響，并重點討論

對企業(yè)投資構(gòu)成和產(chǎn)出的作用。

如圖1所示，在同等研發(fā)補貼正向沖擊下，隨著外溢效應的下降，期初技術(shù)轉(zhuǎn)化率發(fā)生明顯下降，不

過隨著時間推移變化幅度有所減弱，而研發(fā)投資、資本品投資、設備品投資和產(chǎn)出則受影響較小。例如，

不存在外溢效應（μ = 0）時，相比基準情形（μ = 0.29），研發(fā)投資最高變化值降低了26.8%，研發(fā)投資占比

最高變化值降低了19.8%。上述變化的原因是，隨著外溢效應下降，相同單位研發(fā)投資對技術(shù)轉(zhuǎn)化率的

提升作用在弱化，在降低設備品投資需求的同時，也會抑制商品生產(chǎn)技術(shù)和總產(chǎn)出的上升幅度。

進一步分析來看，中長期內(nèi)產(chǎn)出的這種變化會減弱資本品的投資需求，并通過利潤渠道反作用于可

用技術(shù)需求，影響企業(yè)研發(fā)投資和設備品投資需求。

不過，與研發(fā)補貼沖擊不同，外溢效應的變化對居民消費補貼沖擊作用較小。不同外溢效應情形

下，居民消費補貼沖擊對企業(yè)技術(shù)、投資構(gòu)成和產(chǎn)出的影響不存在明顯差異。隨著外溢效應的下降，相

同單位的居民消費需求正向沖擊對研發(fā)投資、資本品投資和產(chǎn)出的影響微弱，僅在中期對設備品投資有

小幅影響。產(chǎn)生上述變化的原因在于，居民消費補貼沖擊往往通過利潤渠道影響企業(yè)的要素需求，包括

資本品投資、研發(fā)投資和設備品投資，加上研發(fā)投資對消費補貼沖擊的反應滯后，最終使得研發(fā)投資變

化幅度不大。另外，外溢效應也會影響技術(shù)轉(zhuǎn)化率，并作用于設備品投資，不過由于期初研發(fā)投資變化

較小，外溢效應的變化并未帶來技術(shù)轉(zhuǎn)化率的明顯變化，相應對設備品投資的影響也較?、佟?/p>

綜合來看，企業(yè)各類投資變化對研發(fā)投資占比變化的影響并不大，由于外溢效應變化引起的企業(yè)新

技術(shù)和技術(shù)轉(zhuǎn)化率變化微弱，企業(yè)商品生產(chǎn)技術(shù)未出現(xiàn)顯著變化，加之資本品投資變動較小，多種因素

下，企業(yè)總產(chǎn)出上升幅度并無明顯變化。

2.資本產(chǎn)出彈性。在本文模型中，資本產(chǎn)出彈性α除了影響資本和內(nèi)生技術(shù)增長對產(chǎn)出增長的相對

重要性外，還會影響壟斷競爭企業(yè)的價格加成，即企業(yè)制定價格的能力。價格加成可以表述為

?/(? - 1)，模型實現(xiàn)均衡增長路徑要求? = (2 - α)/(1 - α)，于是價格加成等于2 - α。這表明，資本產(chǎn)

出彈性越小，價格加成越大，企業(yè)的壟斷利潤就越高。一方面，需求側(cè)居民消費補貼政策通過刺激居民

消費增加社會總需求，引起資本邊際產(chǎn)出上升，促進企業(yè)提高資本品需求；另一方面，社會總需求的上升

會增加企業(yè)壟斷利潤，提高企業(yè)設備品投資回報，促進企業(yè)對設備品的投資需求。在上述兩個環(huán)節(jié)中，

資本產(chǎn)出彈性非常重要，不僅影響到資本的邊際產(chǎn)出，還會影響到企業(yè)壟斷利潤水平，影響居民消費補

貼政策對資本品和設備品的作用和效果。實際上，近年來我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)不斷調(diào)整，生產(chǎn)函數(shù)中資本產(chǎn)出

彈性明顯下降，由2005-2007年接近0.6降至目前的0.45。從中長期來看，經(jīng)濟增長往往呈收斂趨勢，我

國經(jīng)濟增長速度也會逐漸向發(fā)達經(jīng)濟體趨同，這種情況下資本對經(jīng)濟增長的貢獻也會呈下降趨勢，不過

勞動（尤其是知識含量高的高技能勞動）對經(jīng)濟增長的貢獻反而上升，這就表明資本產(chǎn)出彈性是下降。

從實際來看，目前美國的資本產(chǎn)出彈性為33%左右，明顯低于我國當前水平（45%）。理論上，研發(fā)補貼

政策會通過成本渠道影響企業(yè)生產(chǎn)，但并不直接影響社會對企業(yè)產(chǎn)品需求和資本品需求，資本產(chǎn)出彈性

主要通過后者發(fā)揮作用。因此，相比居民消費補貼政策，中短期內(nèi)研發(fā)補貼政策的經(jīng)濟效應受資本產(chǎn)出

彈性的影響較小。

為驗證上述推斷并評估資本產(chǎn)出彈性的實際效果，本文分別考慮了三種情形（α分別取0.45、0.4和

0.33）下的資本產(chǎn)出彈性，分析相應參數(shù)變化對研發(fā)補貼沖擊和居民消費補貼沖擊經(jīng)濟效應的影響，尤其

是對企業(yè)投資構(gòu)成和產(chǎn)出的作用。

① 限于篇幅，本文未展示不同外溢效應情形下居民消費補貼沖擊對企業(yè)投資和產(chǎn)出影響的結(jié)果圖，留存?zhèn)渌鳌?/p>

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武漢大學學報（哲學社會科學版） 2024 年第 4 期

在相同的研發(fā)補貼正向沖擊下，相比基準情形（α = 0.45），隨著資本產(chǎn)出彈性下降，短期內(nèi)（4年左

右）研發(fā)投資、資本品投資、設備品投資和產(chǎn)出均沒有明顯變化，不過中長期內(nèi)會較大幅度上升①。然而，

值得注意的是，研發(fā)投資占比在較長時期內(nèi)并未出現(xiàn)實質(zhì)性變化。究其原因，研發(fā)補貼上升降低了研發(fā)

成本，刺激了企業(yè)研發(fā)投資，但由于新技術(shù)成功轉(zhuǎn)化需要一定時間，這就使得研發(fā)補貼通過內(nèi)生技術(shù)變

化影響企業(yè)產(chǎn)出存在時滯?？紤]到期初產(chǎn)出變化較小，資本品投資需求缺少明顯變化，期初企業(yè)資本品

投資也缺少變動。這就表明，研發(fā)補貼沖擊之下，資本產(chǎn)出彈性的下降并沒有使各變量發(fā)生明顯變化。

不過，隨著研發(fā)補貼上升對研發(fā)投資影響不斷增大，內(nèi)生技術(shù)增長對企業(yè)產(chǎn)出增長的重要性不斷上升，

相比基準情形，企業(yè)產(chǎn)出將會出現(xiàn)大幅上升，從而企業(yè)資本品投資也大幅增加。

進一步分析來看，資本產(chǎn)出彈性的下降提高了企業(yè)壟斷利潤。相比基準情形企業(yè)將有更多的資金

投向技術(shù)更新，推動新技術(shù)大幅上升，并通過外溢效應形成更高的技術(shù)轉(zhuǎn)化率，刺激設備品投資需求上

升，大幅提高商品生產(chǎn)技術(shù)和產(chǎn)出，最終產(chǎn)出的大幅上升使得資本品投資需求相應上升。在上述過程

中，相比基準情形，研發(fā)投資與固定資產(chǎn)投資變化幅度接近，導致研發(fā)投資占比變動不大。

比較而言，與研發(fā)補貼不同的是，居民消費補貼沖擊對資本產(chǎn)出彈性變化的反應更為靈敏，所受影

響更大。如圖2所示，在同等幅度居民消費補貼沖擊下，隨著資本產(chǎn)出彈性下降，相比基準情形，資本品

投資、設備品投資和產(chǎn)出將出現(xiàn)大幅上升，研發(fā)投資受影響的幅度不斷增大、滯后性顯著縮短，最終使得

研發(fā)投資占比下降幅度縮小。

以資本產(chǎn)出彈性α = 0.33為例，相比基準情形，首先，期初企業(yè)資本品投資和設備品投資上升幅度

分別提高了51.9%和56.2%，此后兩種情形下的差距進一步擴大；其次，研發(fā)投資反應的滯后期下降（5年

降至1年），并且研發(fā)投資的反應越來越快；再次，研發(fā)投資占比降幅不斷縮窄，期初就降了31.7%。深入

來看，上述變化的原因在于，資本產(chǎn)出彈性下降使得企業(yè)壟斷利潤占總收益比重上升，居民消費補貼沖

擊帶來的總需求上升拉動資本品投資上漲，增加了企業(yè)新技術(shù)轉(zhuǎn)化收益，并推動設備品投資增加，使得

商品生產(chǎn)技術(shù)提高。這就意味著，隨著可用技術(shù)轉(zhuǎn)化速度加快，企業(yè)對新技術(shù)研發(fā)的需求更加迫切，推

動研發(fā)投資和新技術(shù)快速上升。

經(jīng)過上述變化，資本品投資和商品生產(chǎn)技術(shù)推動產(chǎn)出大幅上升。相比基準情形，各類投資品均大幅

增加，不過由于研發(fā)投資變化的幅度超過了固定資產(chǎn)投資，相對作用之下使得研發(fā)投資占比降幅明顯收

窄。從生產(chǎn)函數(shù)來看，資本品投資和商品生產(chǎn)技術(shù)大幅變動，也會引起產(chǎn)出增速隨之加快。

六、研究結(jié)論與政策建議

在上述研究的基礎上，我們可以作出兩個判斷。第一，研發(fā)補貼等供給側(cè)政策，對經(jīng)濟產(chǎn)出的短期

拉動作用并不明顯，卻能夠促使企業(yè)提高研發(fā)投資，提高我國創(chuàng)新能力，促使經(jīng)濟持續(xù)增長；相比之下，

居民消費補貼等需求側(cè)政策，短期內(nèi)能夠快速提高經(jīng)濟產(chǎn)出，并刺激固定資產(chǎn)投資，卻對經(jīng)濟增長的持

續(xù)推動作用有限，需要配合其他政策才能發(fā)揮更大作用。第二，技術(shù)創(chuàng)新和資本積累對一國經(jīng)濟增長同

等重要，技術(shù)創(chuàng)新離不開研發(fā)投資，資本積累需要固定資產(chǎn)投資。前者是一國經(jīng)濟增長的長期驅(qū)動力，

后者對于提升短期經(jīng)濟增長成效較快。

基于上述認識判斷，我們進一步得出如下結(jié)論：

其一，從供給側(cè)政策來看，短期內(nèi)研發(fā)補貼對固定資產(chǎn)投資的影響存在滯后性，不過卻可以通過降

低成本刺激企業(yè)長期研發(fā)投資、提高研發(fā)投資占比，最終推動產(chǎn)出上升。在這一過程中，盡管產(chǎn)出上升

較為緩慢，但持續(xù)時間更長。這就表明，研發(fā)補貼政策對促進經(jīng)濟增長效果明顯。從政策角度而言，這

也意味著，深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，優(yōu)化投資的制度機制基礎，對于經(jīng)濟增長有著長遠的根本性意義。

① 限于篇幅，本文未展示不同資本產(chǎn)出彈性情形下研發(fā)補貼沖擊對企業(yè)投資和產(chǎn)出影響的結(jié)果圖，留存?zhèn)渌鳌?/p>

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汪 勇 等：外生沖擊、投資構(gòu)成與經(jīng)濟增長

其二，從需求側(cè)政策來看，短期內(nèi)居民消費補貼會增加當期產(chǎn)出，并通過利潤渠道拉動固定資產(chǎn)投

資，推動產(chǎn)出更大幅度上升，不過中長期對研發(fā)投資的影響存在滯后性，會降低研發(fā)投資占比，對產(chǎn)出提

升的持續(xù)性較弱。這表明消費補貼政策對短期經(jīng)濟增長的刺激效果更好。這也就意味著，短期內(nèi)我們

依然需要發(fā)揮消費需求對投資的牽引作用，“穩(wěn)增長”的前提是擴大內(nèi)需，促進消費與投資的良性循環(huán)。

其三，隨著研發(fā)外溢效應不斷減弱，研發(fā)補貼正向沖擊之下，研發(fā)投資、固定資產(chǎn)投資、研發(fā)投資占

比均會下降，產(chǎn)出上升的幅度也會縮??；居民消費補貼正向沖擊對企業(yè)投資、研發(fā)投資占比和產(chǎn)出的影

響變化微弱。這就意味著，經(jīng)濟增長的根本動力在于創(chuàng)新力，也就要求我們應著眼于轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方

式，注重短期內(nèi)“穩(wěn)增長”與中長期“促改革”的銜接。

其四，資本產(chǎn)出彈性下降增強了企業(yè)議價能力（價格加成），提高了企業(yè)壟斷利潤。此時短期內(nèi)研發(fā)

補貼對企業(yè)投資、研發(fā)投資占比及產(chǎn)出的影響較小，中長期對企業(yè)投資和產(chǎn)出的影響則會逐步增大。在

資本產(chǎn)出彈性下降的情況下，居民消費補貼正向沖擊對企業(yè)投資和產(chǎn)出的影響也會增大，研發(fā)投資的滯

后時間將會縮短。這就表明，隨著我國經(jīng)濟不斷發(fā)展，資本產(chǎn)出彈性將會逐步下降（向發(fā)達經(jīng)濟體趨

近），技術(shù)創(chuàng)新對經(jīng)濟增長的重要性將會上升。

基于上述研究結(jié)論，本文提出如下政策建議：

第一，供給側(cè)方面，短期內(nèi)優(yōu)化研發(fā)補貼政策，支持企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型，中長期要穩(wěn)定企業(yè)預期，推動

企業(yè)降低成本，著力提升長期增長潛力。我們認為，研發(fā)補貼等供給側(cè)政策能夠通過降低成本刺激企業(yè)

長期研發(fā)投資，推動技術(shù)持續(xù)創(chuàng)新，提升經(jīng)濟長期增長潛力。這就意味著，短期內(nèi)可考慮發(fā)揮政府財政

補貼的“降成本”作用，且更多地用于對制造業(yè)下游企業(yè)和小微企業(yè)的階段性補貼，提高政策效果。從實

踐看，研發(fā)補貼涉及科技、財政等多個部門，可考慮建立跨部門協(xié)調(diào)機制，協(xié)調(diào)各方力量和資源，保障補

貼政策有效實施，同時建立嚴格的監(jiān)督和財務透明度機制，確保研發(fā)補貼資金使用符合政策要求和標

準，保證政策透明和規(guī)范。從中長期看，首要的是進一步明確“紅綠燈”機制，穩(wěn)定企業(yè)預期，并保證財政

補貼和金融支持的連續(xù)性，引導企業(yè)適應新一輪科技革命，運用數(shù)智技術(shù)、綠色技術(shù)等先進適用技術(shù)為

研發(fā)注入新動能，加快實現(xiàn)結(jié)構(gòu)調(diào)整和轉(zhuǎn)型升級。

第二，需求側(cè)方面，短期內(nèi)可考慮實施階段性消費補貼政策，提振市場信心，中長期可側(cè)重優(yōu)化收入

分配格局，提高居民收入水平，暢通國內(nèi)經(jīng)濟大循環(huán)。我們研究認為，居民消費補貼等需求側(cè)政策除了

短期內(nèi)直接增加居民消費需求之外，還會通過利潤渠道促進企業(yè)固定資產(chǎn)投資，刺激長期經(jīng)濟增長。這

就意味著，經(jīng)濟弱復蘇情況下，可考慮為特定人群（如失業(yè)青年群體）提供階段性消費補貼，或向低收入

群體適時適量發(fā)放消費券，擴大消費，拉動內(nèi)需。從中長期來看，拉動消費的核心在于提高收入和穩(wěn)定

預期，在短期內(nèi)大幅提高居民工資性收入有難度情況下，主要是多渠道增加居民財產(chǎn)性收入，通過提升

金融機構(gòu)投資管理和防風險能力，增強企業(yè)現(xiàn)金分紅能力等，保障居民財富保值增值，更根本的是通過

收入分配政策維護居民收入，推動消費和投資相互促進、良性循環(huán)。

第三，考慮到企業(yè)生產(chǎn)結(jié)構(gòu)內(nèi)生變化對經(jīng)濟增長的影響，應加強政策協(xié)調(diào)，擴大政策空間。研發(fā)外

溢效應的減弱會降低研發(fā)補貼等供給側(cè)政策對技術(shù)創(chuàng)新、經(jīng)濟增長的促進作用。實踐也表明，歐美對我

國“脫鉤斷鏈”“去風險”，會通過貿(mào)易、對外直接投資、科技人員交流等渠道影響全要素生產(chǎn)率，降低前沿

知識和先進技術(shù)的擴散和外溢。為保持持續(xù)的研發(fā)外溢效應，首要的是加強政策配合，保證資金支持盡

可能覆蓋企業(yè)研發(fā)整個生命周期，并針對“卡脖子”關(guān)鍵技術(shù)領(lǐng)域企業(yè)和處于初創(chuàng)期、成長期中小企業(yè)精

準實施?？煽紤]運用財政貼息、再貸款等政策工具引導銀行提供低成本中長期資金，并通過監(jiān)管政策引

導銀行保險機構(gòu)聚焦薄弱環(huán)節(jié)，積極探索解決路徑和服務模式。根據(jù)我們研究結(jié)論，資本產(chǎn)出彈性下降

會擴大消費補貼等需求側(cè)政策對各類投資的促進作用，改善研發(fā)投資占比，并進一步提升經(jīng)濟增長。從

實際來看，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整、數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展，客觀上都會使得資本產(chǎn)出彈性呈現(xiàn)下降趨勢，并推動資本報酬

份額和資本形成下降。考慮到短期內(nèi)我國投資主導型需求結(jié)構(gòu)難以改變，為提振市場信心，當前應在擴

·125·

武漢大學學報（哲學社會科學版） 2024 年第 4 期

大供給側(cè)財政補貼基礎上，以擴大居民消費為核心著力擴大內(nèi)需，直接補貼家庭和企業(yè)，暢通消費、投資

循環(huán)。在此過程中，加強擴張性財政政策和寬松貨幣政策配合，尤其注重發(fā)揮中央財政的補貼作用。

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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

■ 作者簡介 汪 勇，中國社會科學院金融研究所副研究員，北京 100710；

馬新彬，中國人民銀行高級經(jīng)濟師，北京 100045。

■ 責任編輯 何坤翁

·127·

第 77 卷第 4 期 2024 年 7 月

Vol. 77 No. 4 July 2024 128~140

個人信息范圍的界定與要件判斷

程 嘯

摘 要 個人信息是個人信息保護法中最核心的概念，也是個人信息保護法律規(guī)范的

適用前提。我國法律對個人信息采取了統(tǒng)一定義的模式。從《中華人民共和國網(wǎng)絡安全法》

（下文簡稱《網(wǎng)絡安全法》）到《中華人民共和國個人信息保護法》（下文簡稱《個人信息保護

法》），個人信息的概念經(jīng)歷了一個從窄到寬的發(fā)展演變過程。《個人信息保護法》第4條第1

款將個人信息的判斷要件分為積極要件與消極要件，前者是通過關(guān)聯(lián)性與識別性去界定個

人信息的概念范圍，后者則將匿名化處理后的信息排除在個人信息之外。為了防止個人信

息的范圍過于寬泛，以至于個人信息保護法成為無所不包的法律，應明確個人信息積極要件

中關(guān)聯(lián)性要件與識別性要件之間為“且”的關(guān)系而非“或”的關(guān)系，以此來相應地控制個人信

息的范圍。認定關(guān)聯(lián)性要件時，不僅應考慮信息的內(nèi)容、目的和結(jié)果，還要考慮信息與個人

權(quán)益是否存在一定的因果關(guān)聯(lián)。在判斷識別性時，應當限定識別主體的范圍及所使用的手

段與方式。作為消極要件的匿名化雖然并非可以絕對消除信息的可識別性，但是其對于保

護個人信息權(quán)益也有重要的意義。

關(guān)鍵詞 個人信息；個人信息保護法；關(guān)聯(lián)性；識別性；匿名化

中圖分類號 D913 文獻標識碼 A 文章編號 1672-7320（2024）04-0128-13

基金項目 清華大學自主科研計劃文科專項經(jīng)費項目（2021THZWYY02）

“個人信息”是個人信息保護法中最核心的概念，個人信息的認定及其范圍問題對于任何國家的個

人信息監(jiān)管法律體系而言，都至關(guān)重要。只有當處理者所處理的信息是個人信息時，才應當適用個人信

息保護的法律規(guī)范，處理者方負有各種法律義務（如告知并取得同意的義務、合規(guī)義務、保護個人信息安

全義務等），個人針對此種處理其個人信息的活動才享有查閱、復制、更正、可攜帶、刪除等權(quán)利。無論是

行政機關(guān)履行個人信息保護監(jiān)管職責，司法機關(guān)解決個人信息保護案件，還是企業(yè)等個人信息處理者的

合規(guī)實踐，都始終離不開對個人信息的認定。

隨著網(wǎng)絡信息科技尤其是大數(shù)據(jù)技術(shù)的高速發(fā)展，人類社會的信息愈發(fā)豐富，數(shù)據(jù)化程度越來越

高，而現(xiàn)實與虛擬之間及人類、機器和自然之間的界限也在不斷模糊。在數(shù)據(jù)爆炸性生成與聚合、數(shù)據(jù)

分析突飛猛進的當下，幾乎所有的信息都能夠被合理地被認為是個人信息，由此就產(chǎn)生了個人信息的范

圍究竟應當順勢擴張還是需要適當限制的問題。從當今世界上對個人信息保護力度最大的歐盟來看，

其不僅有著統(tǒng)一的、包含范圍很寬的個人信息（也稱個人數(shù)據(jù)）的概念，并且多年來歐洲法院及依據(jù)《數(shù)

據(jù)保護指令（95/46/EC）》成立的第29條工作小組（下文簡稱“第29條工作小組”）持續(xù)地對個人信息的要

件進行擴張性解釋。因此，歐盟法上個人信息的范圍越來越廣。由此導致一些學者擔心，歐盟法上越來

越寬泛的個人信息概念將會使個人信息保護法面臨成為“無所不包之法”（the law of everything）的風險：

一方面，其想要為所有的情形提供最高的法律保護；另一方面，現(xiàn)實中又根本做不到，最終導致個人信息

保護法出現(xiàn)“系統(tǒng)超載”［1］

（P42）［2］

。我國個人信息保護立法吸收借鑒了歐盟數(shù)據(jù)保護立法的不少有益成

DOI：10.14086/j.cnki.wujss.2024.04.012

程 嘯：個人信息范圍的界定與要件判斷

果，《個人信息保護法》第4條第1款更是采取了與歐盟法大體相同的個人信息定義。隨著網(wǎng)絡信息社會

與數(shù)字經(jīng)濟的飛速發(fā)展，我國同樣面臨著如何妥當界定個人信息范圍的問題。

個人信息是一個抽象的法律概念。任何學科“在形成抽象概念時，其定義中需要選擇哪些特征根本

上取決于相關(guān)學科在形成概念時想要追求的目標”［3］

（P552）。我國《個人信息保護法》以保護個人信息

權(quán)益與促進個人信息的合理利用為目標，因此，理解個人信息的概念也必須始終立足于這一立法目標。

就我國個人信息的范圍問題，本文的主要觀點是，雖然我國借鑒了歐盟法中個人信息的概念，但考慮到

我國的國情及個人信息保護法的立法目標，個人信息的范圍不宜過度擴張。在我國《個人信息保護法》

第4條第1款已經(jīng)將“關(guān)聯(lián)性”與“識別性”作為認定個人信息的積極要件，同時將“匿名化”作為排除個人

信息的消極要件的前提下，應當通過謹慎合理的解釋判斷該三項要件來限定個人信息的范圍，從而協(xié)調(diào)

權(quán)益保護與信息自由的關(guān)系，以滿足我國信息社會與數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的需要。本文將分以下五部分展開

討論：第一部分梳理我國法上個人信息概念從窄到寬的演變過程，第二部分分析我國《個人信息保護法》

所確立的個人信息的要件及其相互間的關(guān)系，第三部分討論控制個人信息范圍的方法，第四和第五部分

依次研究個人信息的積極與消極要件的判斷。

一、個人信息概念的立法演進

總的來看，我國法上個人信息的概念經(jīng)歷了一個從窄到寬的演變過程，即從最初限于識別自然人的

個人身份的信息，擴張為既包括身份識別信息也包括自然人的活動狀態(tài)信息，再到識別自然人的各種信

息，直至與已識別或可識別的自然人相關(guān)的各種信息。

（一）從識別“自然人個人身份”到識別“特定自然人”

2012年的《全國人民代表大會常務委員會關(guān)于加強網(wǎng)絡信息保護的決定》第1條第1款規(guī)定：“國家

保護能夠識別公民個人身份和涉及公民個人隱私的電子信息?！痹撘?guī)定尚未區(qū)分個人信息與隱私，但其

關(guān)于能夠識別公民個人身份的電子信息屬于個人信息的規(guī)定被此后的《網(wǎng)絡安全法》繼受。2016年頒布

的《網(wǎng)絡安全法》第76條第5項規(guī)定：“個人信息，是指以電子或者其他方式記錄的能夠單獨或者與其他

信息結(jié)合識別自然人個人身份的各種信息，包括但不限于自然人的姓名、出生日期、身份證件號碼、個人

生物識別信息、住址、電話號碼等。”該定義采取了識別說的定義模式，并將識別的對象限定于“自然人個

人身份”。所謂自然人個人身份，主要是特定自然人的姓名、年齡、性別、身高、相貌、職業(yè)、工作單位、教

育程度、家庭住址、電話號碼等。按照這個定義，自然人的各種活動信息如行蹤軌跡、網(wǎng)絡瀏覽痕跡、交

易消費活動等，只要不能直接或間接識別出自然人個人身份，就不屬于個人信息。顯然，這個范圍過于

狹窄，因為自然人的行蹤軌跡等活動信息不僅屬于個人信息，而且屬于敏感的個人信息。故此，2017年

《最高人民法院、最高人民檢察院關(guān)于辦理侵犯公民個人信息刑事案件適用法律若干問題的解釋》對《網(wǎng)

絡安全法》中的“自然人個人身份”做了廣義的理解。該司法解釋第1條將《中華人民共和國刑法》（下文

簡稱《刑法》）第253條之一規(guī)定的“公民個人信息”界定為“以電子或者其他方式記錄的能夠單獨或者與

其他信息結(jié)合識別特定自然人身份或者反映特定自然人活動情況的各種信息，包括姓名、身份證件號

碼、通信通訊聯(lián)系方式、住址、賬號密碼、財產(chǎn)狀況、行蹤軌跡等”。也就是說，公民個人信息不僅包括公

民個人身份識別信息（即能夠識別出特定自然人身份的信息），也包括體現(xiàn)特定自然人活動的信息［4］

（P319）。

2021年施行的《中華人民共和國民法典》（下文簡稱《民法典》）第1034條第2款繼續(xù)采取識別說的定

義模式界定個人信息，但對個人信息的涵義與外延作了擴張。一方面，該款仍舊采取了概括+列舉的定

義方式，但列舉的個人信息種類有所增加，即在《網(wǎng)絡安全法》的基礎上新增了“電子郵箱、健康信息、行

蹤信息”；另一方面，《民法典》第1034條第2款僅要求“能夠單獨或者與其他信息結(jié)合識別特定自然人”

即屬于個人信息，而不限于識別自然人個人身份或反映特定自然人活動情況。也就是說，只要這些信息

·129·

武漢大學學報（哲學社會科學版） 2024 年第 4 期

能夠?qū)⒆匀蝗俗R別出來，就是個人信息。立法機關(guān)撰寫的民法典釋義書指出，構(gòu)成個人信息的核心要件

就是具有識別性，“所謂識別，就是通過該信息可以直接或者間接地將某一自然人‘認出來’”［5

（］ P209）。

（二）從“識別性”要件到“識別性+相關(guān)性”要件

《個人信息保護法》的起草工作與《民法典》的編纂同時進行?！睹穹ǖ洹奉C布后，不少人認為，《個人信

息保護法》應當與《民法典》銜接，采取定義加列舉的方式對個人信息作出界定。但是，立法機關(guān)并未將

《民法典》第1034條第2款的定義照搬到《個人信息保護法》中，而是對個人信息做了一個新的定義?！秱€

人信息保護法》第4條第1款規(guī)定：“個人信息是以電子或者其他方式記錄的與已識別或者可識別的自然

人有關(guān)的各種信息，不包括匿名化處理后的信息?！睂⒃摱x與《民法典》的定義相比較可知：首先，《個人

信息保護法》沒有再采取概括+列舉的方式界定個人信息，它只界定了何為個人信息，未列舉具體的個人

信息。這樣做的原因并非如某些學者所言，是因為個人信息類型的多樣性、外延上的抽象性以及該法對

敏感的個人信息作出了明確規(guī)定［6］

（P39），而是因為，列舉個人信息的做法固然更形象直觀，但容易令人

誤以為個人信息是固定不變的，誤以為只要是法律列舉的信息，無論何時何地都是個人信息。有些信息

確實如此，如人臉、指紋、聲紋、掌紋、基因、虹膜、耳廓等個人生物識別信息，因為是與特定的自然人唯一

對應的且無法或很難改變的。但有些信息是否屬于個人信息，必須要考慮到具體場景，如姓名、出生日

期。以“張偉”這個姓名為例，放在全中國的范圍，如不與其他信息相結(jié)合，顯然是根本無法單獨識別特

定的自然人。僅2016年全國叫“張偉”的人就有299025人［7］

。然而，如果在某小學一年級的某個班級中，

“張偉”這個姓名可能足以識別特定的一個男生（或女生）。因此，《個人信息保護法》不去列舉哪些信息，

旨在強調(diào)的是個人信息的相對性［8

（］ P22）。

其次，《個人信息保護法》在堅持個人信息認定標準中的“識別性”要件之外，還增加了“相關(guān)性”要件

（也稱“關(guān)聯(lián)性”要件），即個人信息除了滿足“識別性”要件外，還必須滿足“關(guān)聯(lián)性”要件，應當是與已識

別或可識別的自然人有關(guān)的各種信息。如此一來，個人信息的范圍在某種意義上又得到了擴展。一方

面，如果某個信息處理者已經(jīng)識別或能夠識別特定的自然人，那么，對于該處理者而言，與該自然人有關(guān)

聯(lián)性的所有信息都是個人信息，即便某些信息對于其他的主體而言既無法單獨識別也無法間接識別該

自然人。例如，對于電信公司而言，客戶都是實名的，因此，任何客戶使用電信服務的時間、地點等信息

對電信公司而言，都是個人信息。另一方面，即便某些信息不是關(guān)于某個自然人的，而是關(guān)于某物的信

息，如房屋的價值信息、汽車的維修保養(yǎng)信息等，但由于該物是屬于自然人或者被自然人使用的，因此，

這些物的信息因為與自然人有關(guān)，也會成為個人信息。

二、個人信息的要件及其關(guān)系

我國《個人信息保護法》第4條第1款從積極和消極兩個方面規(guī)定了個人信息的要件，其中，積極要

件就是識別性與關(guān)聯(lián)性，而消極要件就是將匿名化處理的信息排除在個人信息之外。

（一）積極要件與消極要件

1995年歐洲議會和歐盟理事會發(fā)布的《數(shù)據(jù)保護指令（95/46/EC）》第2條將個人數(shù)據(jù)界定為“是指與

已識別或可識別的自然人（‘數(shù)據(jù)主體’）有關(guān)的任何信息；可識別的人是指可以直接或間接地加以識別，

尤其是通過身份證號碼或與其身體、生理、心理、經(jīng)濟、文化或社會身份相關(guān)的一個或多個因素加以識

別”。2018年歐盟的《通用數(shù)據(jù)保護條例》總體上延續(xù)了這個定義，其第4條第1款規(guī)定：“‘個人數(shù)據(jù)’，是

指與已識別或可識別的自然人（‘數(shù)據(jù)主體’）有關(guān)的任何信息。一個可識別的自然人是指能夠被直接或

間接地加以識別，尤其是通過諸如參考姓名、身份證號碼、位置數(shù)據(jù)、在線標識符或者與該自然人的身

體、生理、遺傳、心理、經(jīng)濟、文化或社會身份相關(guān)的一個或多個因素加以識別的人?！睔W盟學者的通說一

般都是將歐盟法上的個人數(shù)據(jù)概念分解為以下四個組成部分：任何信息（any information）；相關(guān)的（relat‐

ing to）；已識別或可識別（identified or identifiable）；自然人（natural person）（Article 29 Data Protection

·130·

程 嘯：個人信息范圍的界定與要件判斷

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

（］ P109）。

我國《個人信息保護法》第4條第1款吸收借鑒了《通用數(shù)據(jù)保護條例》的規(guī)定，其與歐盟法關(guān)于個人

數(shù)據(jù)的界定基本相同，但也有所區(qū)別。《個人信息保護法》上個人信息的概念同樣可以被分為四個組成部

分：各種信息；有關(guān)的；已識別或可識別；自然人。這四個組成部分中，認定個人信息的要件就是第2項和

第3項，即關(guān)聯(lián)性與識別性，它們是個人信息的積極要件。然而，與歐盟不同的是，《個人信息保護法》直

接將匿名化處理后的信息排除在個人信息之外，因此，匿名化成了個人信息認定的消極要件。歐盟法并

未如此規(guī)定?！稊?shù)據(jù)保護指令（95/46/EC）》序言部分的第26條指出，保護原則不適用于經(jīng)匿名化處理以致

數(shù)據(jù)主體不再可識別的數(shù)據(jù)?！锻ㄓ脭?shù)據(jù)保護條例》定義了何為匿名化，但未明確將匿名化處理的數(shù)據(jù)排

除在個人數(shù)據(jù)之外，其序言部分第26條指出：“數(shù)據(jù)保護原則不適用于匿名信息，即與已識別的或可識別

的自然人無關(guān)的信息或者以使數(shù)據(jù)主體不再可識別的方式匿名化的個人數(shù)據(jù)。”

（二）關(guān)聯(lián)性與識別性的關(guān)系

在我國《個人信息保護法》確立的認定個人信息的兩項積極要件中，關(guān)聯(lián)性與識別性之間究竟是什

么關(guān)系？對此，有不同的認識。一種觀點認為，識別性包含了關(guān)聯(lián)性。個人信息的實質(zhì)要素就是“識

別”，而認定識別需要結(jié)合識別的判斷基準，信息相關(guān)性和識別可能性等三方面加以判斷，“相關(guān)要件”實

質(zhì)上蘊含在中國個人信息概念的“識別”要件之中，具有識別性則必然與自然人相關(guān)，不具有相關(guān)性必然

無法識別自然人［10］

（P43）。另一種觀點認為，認定個人信息時，識別性和關(guān)聯(lián)性只要滿足其中之一即可。

識別性是從信息到個人，關(guān)聯(lián)性是從個人到信息。例如，國家推薦標準《信息安全技術(shù) 個人信息安全規(guī)

范（GB∕T 35273-2020）》的附錄A指出：“判定某項信息是否屬于個人信息，應考慮以下兩條路徑：一是識

別，即從信息到個人，由信息本身的特殊性識別出特定自然人，個人信息應有助于識別出特定個人。二

是關(guān)聯(lián)，即從個人到信息，如已知特定自然人，由該自然人在其活動中產(chǎn)生的信息（如個人位置信息、個

人通話記錄、個人瀏覽記錄）即為個人信息。符合上述兩種情形之一的信息，均應判定為個人信息?！?/p>

筆者認為，上述兩種觀點值得商榷。關(guān)聯(lián)性與識別性是個人信息必須同時具備的要件，二者缺一不

可。首先，關(guān)聯(lián)性并非是包含在識別性中的。在信息并沒有直接涉及特定自然人時，需要先分析其與個

人是否具有關(guān)聯(lián)，然后才需要考慮是否具有識別性。例如，通過聯(lián)網(wǎng)的電冰箱收集到的冰箱開關(guān)門次

數(shù)、耗電量等信息，先要考慮是否與自然人相關(guān)，滿足關(guān)聯(lián)性要件與否，然后分析該信息是否具有識別

性。其次，當自然人已經(jīng)被識別時，雖然不需分析識別性，卻仍要考察是否滿足關(guān)聯(lián)性的要求。這是因

為，并非所有的涉及已識別人的信息都是個人信息，如考官對于考生A作的答試卷的分析、政府針對個

人B提出的不動產(chǎn)所有權(quán)轉(zhuǎn)移登記申請作出決定前進行的內(nèi)部法律評估分析等，這些信息中出現(xiàn)了特

定的自然人A或B，但仍然需要考察該信息是否與個人相關(guān)，即滿足關(guān)聯(lián)性與否，否則就會不適當?shù)臄U張

個人信息的范圍（下文詳述）?？傊?，關(guān)聯(lián)性與識別性并非擇一關(guān)系或包含關(guān)系，而是并列關(guān)系，二者共

同發(fā)揮合理界定個人信息的范圍的功能。

三、個人信息范圍的控制方法

當今世界對個人信息保護的立法主要有兩種：一是以歐盟為代表的統(tǒng)一立法模式，二是以美國為代

表的分散立法模式。在個人信息保護統(tǒng)一立法模式中，個人信息或個人數(shù)據(jù)采取的是一種連貫的、統(tǒng)一

的定義方式，如《通用數(shù)據(jù)保護條例》第4條第1款、我國《個人信息保護法》第4條第1款。在分散主義立

法中，不存在對個人信息的一般性的界定，只有不同的法律對所調(diào)整的不同類型的個人信息的定義，例

如，美國的聯(lián)邦法律和州的法律沒有統(tǒng)一的個人信息的定義，不同的法律采取的定義也各不相同①。這

兩種方式各有利弊。以美國為代表的個人信息分散定義的模式在認定個人信息時標準更具體、更具操

① 根據(jù)Schwartz與Solove教授的歸納，美國法上定義個人信息的方法主要就是三種，即“同義反復”法（tautological approach）、“非公開”法（non‐

public approach）以及“具體類型”法（specific-types approach）［11］。

·131·

武漢大學學報（哲學社會科學版） 2024 年第 4 期

作性，但弊端在于：其一，個人信息的范圍比較狹窄；其二，不同法律中的個人信息的概念存在差異沖突；

其三，給個人信息保護監(jiān)管以及處理者的合規(guī)增加難度。以歐盟為代表的統(tǒng)一界定模式的好處在于，因

為抽象，所以概念的適應性強，而缺點在于個人信息的范圍難以被恰當?shù)目刂?。如前所述，這種個人信

息范圍過度擴張的情形在歐盟法上已經(jīng)出現(xiàn)。我國采取的也是統(tǒng)一定義模式，因此，如何解決我國法上

個人信息范圍的控制問題，值得研究。

（一）通過要件控制個人信息的范圍

就如何避免我國法上個人信息范圍的過度擴張，理論界提出了三種觀點：第一種觀點認為，應當限

縮個人信息的概念，因為立法者保護個人信息的目的是在社會共識范圍內(nèi)確保自然人不愿意公開的私

密空間、行為軌跡等相關(guān)信息處于私密狀態(tài)，所以識別的對象應當是“特定自然人的身份或者行為軌

跡”［12］

（P134）。第二種觀點認為，應當取消個人信息與非個人信息的區(qū)分。個人信息高度依賴場景且因

個人信息識別目的、識別主體、識別概率和識別風險的不同而不同，我國應當放棄個人信息與非個人信

息的絕對區(qū)分，而對個人信息的概念采取場景化的界定方式，同時借鑒國外學者提出的“個人信息、可識

別個人信息、非個人信息的三分法”作為指導我國個人信息保護監(jiān)管的理論［13］

（P54-58）。第三種觀點主

張，在維持寬泛的個人信息的標準下，采取風險路徑的方法將個人信息的識別性和相關(guān)性進行程度區(qū)

分，依據(jù)相應的風險承擔相應的保障義務［14（］ P74-75）。

筆者認為，上述觀點值得商榷。首先，在《個人信息保護法》已經(jīng)確立了范圍更寬的個人信息的概念

的前提下，重要的不是退回到以往的法律和司法解釋采取的狹窄的個人信息概念，而是通過對個人信息

構(gòu)成要件的合理解釋與判斷來控制個人信息的范圍。況且，將識別對象局限于特定的自然人的身份或

行為軌跡的觀點也混淆了個人信息權(quán)益與隱私權(quán)的差異，個人信息保護法并非只是保護私密信息，同樣

保護公開的個人信息。

其次，取消個人信息與非個人信息的區(qū)分觀點并不妥當。個人信息是個人信息保護法的核心概念，

如果被取消了，就無法劃定個人信息保護法的適用范圍，這將導致個人信息保護法的執(zhí)法完全喪失可預

期性。況且，所謂個人信息、可識別個人信息、非個人信息的三分法，仍然是要先區(qū)分個人信息與非個人

信息，然后再將個人信息中又分出可識別的個人信息。所有的法律概念都具有一定的不確定性，個人信

息的概念也不例外。所謂場景化的界定個人信息（尤其是敏感的個人信息）仍然是要通過個人信息的要

件加以認定，無法在取消個人信息的概念后單獨的實現(xiàn)場景化認定。

再次，《個人信息保護法》已將個人信息區(qū)分為敏感的個人信息與非敏感的個人信息，其中敏感的個

人信息指信息被識別后對自然人會帶來很高的風險，即第28條第1款規(guī)定的“一旦泄露或者非法使用，

容易導致自然人的人格尊嚴受到侵害或者人身、財產(chǎn)安全受到危害的個人信息”［15］

（P85）。并且《個人信

息保護法》對于敏感個人信息給予了更高程度的保護，如要求必須具有特定的目的和充分的必要性并采

取嚴格保護措施的情形下，才可處理敏感的個人信息，還要求處理敏感的個人信息必須取得個人的單獨

同意等。因此，根據(jù)識別風險確立不同強度的義務的觀點無法再用于控制個人信息范圍擴張的問題。

總之，在我國《個人信息保護法》已經(jīng)采取了與歐盟相同的寬泛的個人信息概念的大背景下，要控制

個人信息的范圍，關(guān)鍵就在于科學合理的解釋與認定個人信息的要件。

（二）個人信息要件的解釋與認定規(guī)則

在對個人信息的要件進行解釋與認定時，應當遵循以下三項基本的規(guī)則。

1. 個人信息權(quán)益保護與個人信息合理利用的協(xié)調(diào)規(guī)則

個人信息的認定是個人信息保護法律規(guī)范適用的前提，某一信息被認定為個人信息，對信息主體而

言，就享有了個人信息權(quán)益，從而能夠行使針對個人信息處理者的查閱、復制、更正、補充、可攜帶、刪除

等各項權(quán)利。然而，個人信息權(quán)益意味著個人對其個人信息處理享有知情權(quán)和決定權(quán)，這就限制了個人

信息的流動與利用。個人信息權(quán)益主體之外的人要利用這些個人信息，就必須有法律根據(jù)，并遵循合

·132·

程 嘯：個人信息范圍的界定與要件判斷

法、正當、必要、目的限制等基本原則。一旦侵害個人信息權(quán)益，還需要承擔法律責任。我國《個人信息

保護法》第1條雖然將個人信息權(quán)益保護作為第一個立法目的加以規(guī)定，但也明確了促進個人信息的合

理利用同樣是一個立法目的。因此，在認定個人信息的積極要件或消極要件時，不能僅僅為了保護個人

信息權(quán)益而做過度的擴張解釋，這不僅會妨礙個人信息的合理利用，在我國法上還會給處理者造成很大

的法律風險。這種風險不僅包括履行個人信息保護職責的部門施加的行政處罰，還意味著處理者可能

需要承擔刑事責任①。

2. 有利于降低個人信息保護法實施成本的規(guī)則

歐盟學者之所以擔心個人信息的范圍不斷擴大的問題，倒不是因為他們認為個人信息的范圍擴大

是不對的，而是他們認為，擴大的個人信息的范圍即意味著個人信息保護法適用范圍的擴大，如果個人

信息保護執(zhí)法和司法跟不上，則個人信息保護法規(guī)定的權(quán)利義務和責任體系就無法落到實處，最終導致

個人信息受保護的權(quán)利這一基本權(quán)利成為口號［1］

（P78-79）。我國同樣如此。如果不適當?shù)臄U大個人信

息的范圍，不僅會導致個人信息處理者的合規(guī)成本直線上升，出現(xiàn)為了減少合規(guī)成本而非法處理個人信

息的情形。此外，我國目前的個人信息保護執(zhí)法力量本來就很薄弱，不僅履行個人信息保護職責的部門

眾多，九龍治水，難以統(tǒng)一，而且投入個人信息保護日常監(jiān)管和執(zhí)法的資源也很少。個人信息保護的監(jiān)

管工作當下還主要是通過間斷性、運動性執(zhí)法的方式加以完成。在既有的最典型的個人信息尤其是敏

感的個人信息仍存在大量非法處理和非法買賣的亂象的情形下，監(jiān)管機關(guān)根本無法應對那些被擴張進

來的個人信息的保護問題。因此，在解釋與判定個人信息的要件時，必須要考慮個人信息保護法的實施

成本。

3. 個人信息保護法與其他法律相協(xié)調(diào)的規(guī)則

在萬物互聯(lián)的現(xiàn)代網(wǎng)絡信息社會，只要是地球上的信息和數(shù)據(jù)都能從某種角度上牽扯到自然人，被

認為是與已識別或可識別的自然人相關(guān)的信息。如果不做限制的話，就會導致所有人類社會的活動都

要受到個人信息保護法的調(diào)整，這不僅極不適當?shù)財U大了個人信息保護法的適用范圍，還會造成個人信

息保護法與其他法律的重疊與沖突。例如，只要各種法人或非法人組織的文件中出現(xiàn)了個人的姓名、身

份證號等，就將這些文件中的信息都作為個人信息，個人就可以基于個人信息權(quán)益而針對處理者行使查

閱、復制、更正、刪除等權(quán)利，那么《個人信息保護法》就必然會與《中華人民共和國反不正當競爭法》《中

華人民共和國保守國家秘密法》（下文簡稱《保守國家秘密法》）《中華人民共和國政府信息公開條例》（下

文簡稱《政府信息公開條例》）等法律法規(guī)之間產(chǎn)生重疊與沖突。所以，解釋與判斷個人信息的要件時，

應當注意協(xié)調(diào)個人信息保護法與其他法律的關(guān)系。

四、個人信息積極要件的判斷

現(xiàn)代社會就是信息社會，但不是任何信息都屬于個人信息，只有與個人有關(guān)聯(lián)性的信息，并且該個

人能夠從中被識別出來的信息，方為個人信息。個人信息必須同時滿足關(guān)聯(lián)性與識別性這兩個要件。

（一）關(guān)聯(lián)性要件的判斷

如何認定關(guān)聯(lián)性，值得研究。目前比較具有代表性的判斷標準有兩個，一是歐盟法上三要素的標

準，二是英國法院提出的接近性測試標準。

1.三要素標準

第29條工作小組認為，判斷某一個信息是否與某個自然人有關(guān)時，只需要滿足“內(nèi)容”“目的”或“結(jié)

果”這三個元素中的一個即可。具體而言，當信息是關(guān)于某個個人的，即所涉信息的描述性內(nèi)容是關(guān)于

① 我國《刑法》第253條之一規(guī)定了侵害公民個人信息罪，而司法實踐是依據(jù)非常僵化的標準即不同類型的個人信息的數(shù)量來確定是否構(gòu)成該罪

的。參見《最高人民法院、最高人民檢察院關(guān)于辦理侵犯公民個人信息刑事案件適用法律若干問題的解釋》第5條第3-5項的規(guī)定。

·133·

武漢大學學報（哲學社會科學版） 2024 年第 4 期

個人的，就滿足了內(nèi)容元素的要求。例如，醫(yī)學分析報告的結(jié)果明顯與特定患者有關(guān)，或者公司客戶目

錄下的信息明顯與該客戶相關(guān)。如果信息在某一具體個案的各種情況下被用于或可能被用于評估、對

待或影響某個人的行為或狀態(tài)時，該信息就具備了目的要素，如公司辦公室的電話使用記錄。即便缺乏

內(nèi)容要素或目的要素，只要信息的使用會對某個人的權(quán)利或利益產(chǎn)生影響，即便該影響并非是主要的影

響，但只要由于該信息的處理而使得該人相比于其他人可能會被差別對待，就滿足了“結(jié)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”的判決中，歐洲法院并未采取第29條工作小組提出的上述三要素判斷標準。

該案中，三名第三國的公民（即“YS”“M”和“S”）申請在荷蘭居留。M和S的申請獲得批準，但YS的被拒

絕。隨后，三名申請人均要求獲取荷蘭當局有關(guān)其居留申請的內(nèi)部文件。這些文件中包括申請人的姓

名和種族等數(shù)據(jù)，還包括評估申請人申請的法律分析。在2009年7月14日之后，荷蘭當局提供給申請人

的副本中不再包含法律分析。申請人向荷蘭法院起訴要求獲得法律分析這部分信息，因為申請人想了

解當局對其申請作出決定的理由，而這些理由包含在法律分析當中。該案中歐洲法院面臨的關(guān)鍵問題

就是，法律分析是否屬于個人數(shù)據(jù)？歐洲法院在判決中對“關(guān)聯(lián)性”要件進行了狹義的解釋，其認為法律

分析不屬于個人數(shù)據(jù)，理由在于：其一，盡管法律分析部分可能包含了個人數(shù)據(jù)，但法律分析不是與居留

許可的申請人有關(guān)的信息。在不限于對法律的純粹抽象解釋的情況下，該法律分析最多是關(guān)于主管機

關(guān)對申請人情況的評估和法律適用的信息，而申請人的情況是通過該當局掌握的與其有關(guān)的個人數(shù)據(jù)

確定的。其二，《數(shù)據(jù)保護指令（95/46/EC）》的目的是為了保護自然人的基本權(quán)利和自由，特別是保護隱

私權(quán)，賦予申請人對法律分析這種信息以訪問權(quán)等權(quán)利不符合《數(shù)據(jù)保護指令（95/46/EC）》保護隱私權(quán)

的目的（YS v Minister voor Immigratie， Integratie en Asiel ［2015］1 WLR 609）。

然而，到了2017年的“Nowak案”，歐洲法院又全面采納了第29條工作小組提出的認定關(guān)聯(lián)性的三

要素說。在該案中，考生Nowak因為沒有通過愛爾蘭會計師協(xié)會組織的考試，故此，其基于個人數(shù)據(jù)訪

問權(quán)要求取得他的考卷的副本，被愛爾蘭會計師協(xié)會拒絕，Nowak向數(shù)據(jù)保護官投訴，從而引發(fā)本案爭

議。歐洲法院認為，考生考試中的書面答案和考官對該答案的評閱意見屬于《數(shù)據(jù)保護指令（95/46/

EC）》中的個人數(shù)據(jù)，理由在于：首先，“個人數(shù)據(jù)”的概念潛在地包含任何信息，只要該等信息因其內(nèi)容、

目的或效果而與數(shù)據(jù)主體有關(guān)。就考生的答案和考官的評閱意見而言，它們在內(nèi)容上反映了有關(guān)考生

的信息（如知識水平，思維過程及手寫答案時的筆跡信息，以及考官對考生表現(xiàn)的看法）；從處理目的上

看，是要評估考生的專業(yè)能力；從結(jié)果上看，使用這些信息“可能會影響他或她的利益”，如確定考生的就

業(yè)機會。其次，一旦信息被歸類為個人數(shù)據(jù)時，那么整個數(shù)據(jù)保護法律體系都適用，包括施加給數(shù)據(jù)處

理者的義務和賦予數(shù)據(jù)主體的訪問、更正、異議、刪除等權(quán)利?？忌诒Ｗo其私生活的合法利益，有權(quán)

根據(jù)數(shù)據(jù)保護法行使針對所做答案和考官的評論進行訪問、更正和異議權(quán)利。為考生提供這些權(quán)利符

合數(shù)據(jù)保護法的目的（Peter Nowak v. Data Protection Commissioner， In Case C-434/16）。

2. 接近性測試

在2003年的“Durant案”中，英國上訴法院提出了一個“接近性測試（proximity test）”用來判斷數(shù)據(jù)

是否涉及“個人”。該案的原告在起訴巴克萊銀行的訴訟中失敗，金融服務管理局（FSA）隨后對原告針

對巴克萊銀行的投訴進行了調(diào)查。原告要求FSA披露與他的投訴相關(guān)的信息，以便繼續(xù)進行與巴克萊

銀行的糾紛。FSA披露了一部分信息，但拒絕披露另外一部分。該案的核心是，F(xiàn)SA拒絕披露的與其調(diào)

查相關(guān)的信息是否屬于英國《1998年數(shù)據(jù)保護法》中“個人數(shù)據(jù)”的含義。法官奧爾德在判決中指出：“不

是從計算機中檢索到的所有與個人姓名或唯一標識符有關(guān)的信息都是《1998年數(shù)據(jù)保護法》中的個人數(shù)

據(jù)。數(shù)據(jù)控制者所持有的文件中僅僅提及了數(shù)據(jù)主體，并不一定就構(gòu)成該數(shù)據(jù)主體的個人數(shù)據(jù)。在任

何特定情況下，是否構(gòu)成個人數(shù)據(jù)取決于其在與數(shù)據(jù)主體連續(xù)關(guān)聯(lián)或連續(xù)接近中所處的位置，而不是或

多或少的涉及數(shù)據(jù)主體參與的交易或事件。在我看來，有兩個概念可能有所幫助。首先，信息是否在典

·134·

程 嘯：個人信息范圍的界定與要件判斷

型的意義上屬于傳記性的，即超越了對假定為數(shù)據(jù)主體的個人參與的不具有個人內(nèi)容（即其隱私不能被

認為受到損害的生活事件）的事項或事件的記錄范圍。第二個是信息的焦點。信息應以假定的數(shù)據(jù)主

體作為焦點，而不是以他可能參與的或感興趣某些交易或事件中涉及的其他人為焦點，例如，在本案中

對于可能經(jīng)過他唆使的某些其他人或機構(gòu)的行為的調(diào)查。簡言之，該信息是影響他的隱私的信息，無論

是與他的個人生活、家庭生活還是在商業(yè)、專業(yè)能力等方面有關(guān)?！保―urant v Financial Services Authority

［2003］ All ER （D）124（Dec））通過“Durant案”，英國上訴法院建立了所謂的“接近性測試”的概念。據(jù)

此，有學者認為，在認定個人信息的關(guān)聯(lián)性要件時，應當在第29條工作小組提出的“內(nèi)容”“目的”和“結(jié)

果”三要素判斷標準的基礎上，再進行接近性測試。在接近性測試中，信息只有在與個人足夠接近時才

是與個人相關(guān)的，即涉及個人的。這種測試主要用于評估所涉信息的內(nèi)容（即評估所涉信息在多大程度

上描述了作為數(shù)據(jù)主體的個人而不是其他內(nèi)容），但也能適用于評估信息使用的目的或結(jié)果與個人是否

具有關(guān)聯(lián)性。不過，此時應當遵循相對嚴格的標準，即信息應當對于所涉及的個人具有很高程度的具

體性［2］

。

3. 我國應采取的標準

就我國應采取何種關(guān)聯(lián)性要件的判斷標準問題，有學者主張直接采用第29條工作小組提出的三要

素判斷標準［16］

（P14-15），還有的學者認為應當采用寬泛的定義，即只要存在用于分析個人特征的可能性

就屬于個人信息［14］

（P74）。筆者認為，第29條工作小組的對“關(guān)聯(lián)性”的認定過于寬泛，這使得“關(guān)聯(lián)性”

要件對于個人信息的范圍幾乎起不到任何的控制作用，與個人存在任何聯(lián)系（無論該聯(lián)系多么間接和遙

遠）的信息都可能被認為是個人信息。例如，一份文件中僅僅因為出現(xiàn)了某個自然人的姓名，那么就具

有關(guān)聯(lián)性，加之能夠從該文件中識別出特定的自然人，于是全部文件就都成了個人信息［2］

。如前所述，這

樣做的結(jié)果雖然有利于加強個人信息保護，但也會導致社會生活中大量的信息處理活動被納入到個人

信息保護法的調(diào)整范圍，使處理者因此而負擔作為個人信息處理者的法律義務與責任，極大地增加政府

機關(guān)的執(zhí)法成本以及企業(yè)的合規(guī)成本，還導致了個人信息保護法與其他法律的沖突。我國《個人信息保

護法》之所以確立個人信息權(quán)益并嚴格加以保護，不是為了保護個人信息本身，也不是要確立自然人對

其個人信息這一客體享有如同所有權(quán)那樣的排他的支配的效力，而只是通過確立自然人對其個人信息

的處理享有知情權(quán)和決定權(quán)，以實現(xiàn)防止與避免自然人因其個人信息被非法處理而致人身財產(chǎn)權(quán)益遭

受侵害或人格尊嚴、個人自由受到損害的目的［17］

（P37）。因此，我國在認定個人信息的關(guān)聯(lián)性要件時，應

當綜合吸收借鑒三要素標準與接近性測試的合理因素，將二者加以結(jié)合。具體而言，首先，如果某個信

息就是以可能屬于信息主體的某個自然人為中心內(nèi)容的，是關(guān)于該自然人的個人身份、特征或行為等所

謂傳記性內(nèi)容的，那么，該信息就與自然人具有足夠的接近性，應當認為是與自然人有關(guān)的信息。比較

典型的如醫(yī)療檔案關(guān)于病人的病情、學習檔案關(guān)于某個學生的學習信息等，就是專門針對這個病人或者

學生的。如果信息的內(nèi)容是關(guān)于某個事件、事項或交易的記錄，而并非是對作為可能的信息主體的個人

的身份、特征或行為模式等內(nèi)容的記錄，即便該自然人也是被記錄的事件、事項或交易的參與人之一，那

么信息也不是與個人具有關(guān)聯(lián)性的信息。

其次，如果某個信息的內(nèi)容并沒有直接涉及可能成為信息主體的自然人，只是關(guān)于某物的價值、使

用、交易等信息，但是該信息在訴爭案件的情形下能夠可以被合理的預見對其之處理可能會對信息主體

的個人權(quán)益產(chǎn)生不利影響的，也應當認為該信息滿足關(guān)聯(lián)性。例如，一輛汽車的行駛里程、油耗、維修等

數(shù)據(jù)只是關(guān)于該汽車本身的數(shù)據(jù)，并不直接涉及個人，但是如果在訴爭案件中對這些數(shù)據(jù)的分析就是為

了預測司機的行為模式、心理性格，由于該數(shù)據(jù)的處理結(jié)果意味著對于司機行為的監(jiān)視與操控，有害于

人格尊嚴與人格自由。因此，該信息屬于個人相關(guān)的信息。所謂“個人權(quán)益”不限于隱私權(quán)和個人信息

權(quán)益，它是我國《個人信息保護法》第6、8、24、27、30、51條等條文中規(guī)定的“個人權(quán)益”，即自然人的各種

受法律保護的權(quán)益，既包括憲法上的基本權(quán)利如人格尊嚴和人身自由，也包括《民法典》規(guī)定的自然人的

·135·

武漢大學學報（哲學社會科學版） 2024 年第 4 期

人身權(quán)益、財產(chǎn)權(quán)益，以及《中華人民共和國未成年人保護法》等法律特別規(guī)定的某類自然人享有的民事

權(quán)益。

最后，如果某個信息不滿關(guān)聯(lián)性要件，不與活著的自然人相關(guān)，就無需考察其是否具有識別性。該

信息不屬于個人信息，自然人無權(quán)通過行使個人信息權(quán)益來對該信息進行查閱、復制、更正、補充、刪除

等。就該信息的保管、公開、查閱、利用等，應當適用相應的法律法規(guī)如《保守國家秘密法》《中華人民共

和國檔案法》《政府信息公開條例》等的具體規(guī)定。

（二）識別性要件的判斷

識別性是判斷個人信息的另一個要件?！睹穹ǖ洹穼⒕哂凶R別性的信息分為兩類：一是具有直接識別

性的信息，即只要通過該信息而無需借助其他信息就可以直接識別某一個自然人的信息，如自然人的身

份證號碼、基因信息等；二是具有間接識別性的信息，即僅僅通過該信息并不能直接識別自然人，而必須

與其他信息相互結(jié)合后才能識別特定的自然人，如自然人的姓名［5］

（P209）［18］

（P430）。《個人信息保護法》

第4條第1款沒有再從信息本身是如何識別自然人的角度作出規(guī)定，而是要求自然人必須是“已識別或

者可識別的自然人”。所謂“已識別（identified）”的自然人就是指特定的自然人已經(jīng)被識別出來，至于該

自然人是通過某一個信息就被識別出來的，還是多個信息結(jié)合后才被識別的，在所不問?！翱勺R別（identi‐

fiable）”就是指特定的自然人具有被識別的可能性或概率。就識別性要件的判斷而言，需要研究的是識

別的可能性。

判斷識別的可能性，需要解決兩方面的問題：一方面，識別的主體是誰，即識別的可能性究竟是對誰

來說的？是對特定的信息處理者，還是任何人？另一方面，識別的手段如何，即在判斷識別可能性時，識

別主體采取的手段和方法究竟要到何種程度？判斷識別可能性有兩種方法：一是絕對的方法（absolute

approach），該方法意味著在判斷信息能否識別自然人時要考慮處理者及其他任何人能夠采取的所有方

法和手段，無需考慮成本與費用的問題，也就是說，一切能夠識別信息主體的可能性和機會都必須加以

考慮。例如，就加密的數(shù)據(jù)而言，只要世界上有人能夠解密，該數(shù)據(jù)就是個人數(shù)據(jù)。二是相對的方法

（relative approach），即只考慮特定的信息處理者為了識別自然人而需要付出的必要努力，只有存在識別

自然人的實際機會的情況下，才認為信息是可識別的，不會把那種純粹理論上的識別風險作為識別的可

能性［19（］ P165-166）。

就識別可能性的認定，歐盟法于識別主體的問題上采取了絕對標準，而在識別手段的問題又采取了

相對標準?！稊?shù)據(jù)保護指令（95/46/EC）》序言第26條指出：“為了確定某個個人是否可識別，應當考慮控制

者或任何其他的人可能合理使用的全部的用于識別該個人的手段?！痹?016年的“Breyer案”中，歐洲法

院認為識別的主體不限于控制者，還包括其他人。該案原告Breyer先生訪問了一些德國聯(lián)邦機構(gòu)的公

開網(wǎng)站，后者為了防止網(wǎng)絡攻擊而存儲了訪問者Breyer先生的動態(tài)IP地址。Breyer認為，動態(tài)IP地址是

他的個人數(shù)據(jù)，反對德國聯(lián)邦機構(gòu)收集該數(shù)據(jù)。靜態(tài)IP地址是固定不變的，允許連續(xù)識別。但動態(tài)IP

地址有所不同，其在每次建立新的網(wǎng)絡連接時都會變化，并且也不允許通過公開的文件在特定計算機和

互聯(lián)網(wǎng)連接之間建立聯(lián)系。因此，德國聯(lián)邦機構(gòu)無法單獨通過動態(tài)IP地址來識別Breyer的，必須還要獲

取網(wǎng)絡服務提供商提供的額外信息才能做到。由此，歐洲法院面臨的核心問題是：此種動態(tài)IP地址是否

屬于可識別自然人的信息？歐洲法院認為：首先，個人數(shù)據(jù)并不要求其本身就能單獨識別數(shù)據(jù)主體，無

論單獨識別還是與其他數(shù)據(jù)結(jié)合起來才能識別，都是個人數(shù)據(jù)。其次，使得個人被識別的所有信息并不

是必須要由一個人擁有，在認定識別性時需要考慮到的所有可能合理使用的手段是由控制者還是由任

何其他人掌握，無關(guān)緊要。再次，在考慮聯(lián)邦機構(gòu)掌握的動態(tài)IP地址與網(wǎng)絡服務提供商持有的附加數(shù)據(jù)

結(jié)合起來是否構(gòu)成一種可能合理用于識別數(shù)據(jù)主體的手段時，需要考慮其可能性大小。如果是法律所

禁止的或者因為要付出不成比例的時間、成本和人力以至于實際上是不可能時，那么將動態(tài)IP地址與附

加數(shù)據(jù)結(jié)合的可能性就基本上沒有（Patrick Breyer v.Bundesrepublik Deutschland， In Case C-582/14）。

·136·

程 嘯：個人信息范圍的界定與要件判斷

就合理使用的識別手段問題，第29條工作小組認為，這意味著僅僅有可能單獨識別個人的假設的可

能性并不足以將該人視為“可識別”的自然人。如果考慮“控制者或任何其他人合理可能使用的所有手

段”，這種可能性不存在或微不足道，則該人不應被視為“可識別”，信息也不會被視為“個人數(shù)據(jù)”。“控制

者或任何其他人合理可能使用的所有手段”這一標準應特別考慮所有相關(guān)因素。識別的成本是一個重

要的因素，但不是唯一的因素。在判斷識別的合理可能時一方面需要考慮所有的相關(guān)因素，另一方面對

于識別可能性的測試也是一個動態(tài)的過程。具體而言，需要考慮的因素包括但不限于：（1）識別的成本。

（2）預期的明示或默示的處理目的（當信息的處理僅在允許識別特定個人并以某種方式對待他們時才有

意義的話，應當假定識別工具以合理的可能存在）。（3）組織功能失調(diào)（如違反保密義務）和技術(shù)故障的風

險，包括數(shù)據(jù)泄露。（4）信息處理時的技術(shù)，包括在處理的生命周期里面未來技術(shù)的可能發(fā)展。例如，今

天可能無法通過所有合理可能使用的手段進行識別，并且由于數(shù)據(jù)的存儲很短，也就是一個月，不大可

能在該信息的生命周期內(nèi)進行識別，因此不應將其視為個人數(shù)據(jù)。但是，如果存儲期限是十年，則控制

者應考慮可能在信息存儲的第九年發(fā)生的識別可能性，而在那一時刻該信息就成了個人數(shù)據(jù)。（5）防止

數(shù)據(jù)識別的措施（即保持匿名）很重要，這是作為一種避免完全處理個人數(shù)據(jù)的手段，而不是履行《數(shù)據(jù)

保護指令（95/46/EC）》所規(guī)定的數(shù)據(jù)安全義務（Article 29 Data Protection Working Party， Opinion 4/2007

on the Concept of Personal Data）。歐盟《通用數(shù)據(jù)保護條例》吸收了《數(shù)據(jù)保護指令（95/46/EC）》與第29

條工作小組的意見，其序言部分第26條指出：“為判斷自然人身份是否可識別，需要考慮所有可能使用的

手段，比如利用控制者或其他人來直接或間接的確認自然人身份。為判斷所使用的手段是否可能用于

識別自然人，需要考慮所有客觀因素，包括對身份進行確認需要花費的金錢和時間，考慮現(xiàn)有處理技術(shù)

以及科技發(fā)展。”

我國法沒有對識別的主體究竟是誰以及如何認定識別手段等作出規(guī)定。司法實踐中法院在認定識

別可能性常常考慮的因素包括：信息的處理場景、處理方式、信息處理主體對于信息的控制范圍和能力、

識別的成本（如技術(shù)門檻、第三方數(shù)據(jù)來源、經(jīng)濟成本、還原時間）等①。筆者認為，就識別的主體問題，由

于不同識別主體的技術(shù)能力、掌握的信息存在很大的差別，如果以所有的人是否具有識別的可能，即便

如歐盟那樣限制為合理使用的手段來判斷，個人信息的范圍也會變得非常大。個人信息的處理都是在

具體的場景為了特定的目的以特定方式進行的，如果完全超越信息處理者以任何人作為識別主體來判

斷識別的可能性，顯然是不合理的。

比較妥當?shù)淖龇ㄊ牵菏紫?，識別主體原則上限制于訴爭案件中的信息的處理者，但是，當信息處理者

與其他掌握輔助信息的主體（即其信息與處理者的信息結(jié)合后能識別自然人的信息）之間存在法律或經(jīng)

濟上的密切聯(lián)系，使得在認定識別性時必須將該主體也納入進來情形下，就應當以處理者和關(guān)聯(lián)方作為

識別主體。例如，處理者與A公司是同一集團的公司，是母子公司或者存在控股關(guān)系；再如，收集動態(tài)IP

地址的處理者依據(jù)法律規(guī)定有權(quán)直接從B通信公司調(diào)取其他輔助信息從而識別特定自然人的，那么就

應當將A公司與B通信公司也作為識別的主體加以考慮。

其次，對識別可能性的判斷正如現(xiàn)代社會對“風險”的界定一樣，都不是一個純粹自然科學的問題。

誠如著名社會學家烏爾里?！へ惪怂裕诮缍ê螢轱L險、什么是可接受的水平時，不再是科學理性占主

導地位，而是存在科學理性與社會理性的沖突，總是存在各種現(xiàn)代性主體與受影響群體的競爭性和沖突

性的要求、利益和立場，它們被迫以原因和結(jié)果、策動者和受害者的方式一起去界定風險。風險界定在

本質(zhì)上就是“利益的博弈”［20］

（P28-31）。同樣，可能性的認定也是協(xié)調(diào)信息自由與權(quán)益保護這兩種沖突

利益的結(jié)果，合理標準是相當廣泛的且依賴于具體場景的，因此，信息作為個人信息的地位也是動態(tài)的、

① 比如“羅某與北京大生知行科技有限公司網(wǎng)絡侵權(quán)責任糾紛案”（北京互聯(lián)網(wǎng)法院［2021］京0491民初5094號民事判決書）、“余某與北京酷車易

美網(wǎng)絡科技有限公司隱私權(quán)糾紛案”（廣州互聯(lián)網(wǎng)法院［2021］粵0192民初928號民事判決書）。

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武漢大學學報（哲學社會科學版） 2024 年第 4 期

變化的，構(gòu)成個人數(shù)據(jù)的信息清單是會隨著技術(shù)變化而發(fā)展的［21］

（P57）?？傊?，在識別的方法上，需要考

慮識別成本、處理目的、處理方式、技術(shù)的發(fā)展狀況、個人信息泄露的風險、存儲期限等因素來進行動態(tài)

的認定。

五、個人信息消極要件的判斷

匿名化（Anonymisation）是指個人信息經(jīng)處理無法識別特定自然人且不能復原的過程（《個人信息保

護法》第72條第4項）。由此可見，匿名化是一種修改個人信息的方法，其結(jié)果是使得信息與個人沒有關(guān)

聯(lián)。匿名化處理后的信息必須是無法識別特定自然人并且不能復原。對個人信息進行匿名化處理往往

是在統(tǒng)計和科學研究中，其主要的方法有隨機化（Randomization）與泛化（generalization）。匿名化不同于

加密、去標識化，依據(jù)《個人信息保護法》第51條，后兩者是個人信息處理者依法采取的安全技術(shù)措施，其

中，去標識化（de-identification）是指個人信息經(jīng)過處理，使其在不借助額外信息的情況下無法識別特定

自然人的過程（《個人信息保護法》第72條第3項）。加密一般是在數(shù)據(jù)存儲和傳輸中運用，通過加密算

法將信息編碼為殘缺不全的狀態(tài)，從而使得未經(jīng)授權(quán)的人無法讀取信息，只有獲得密鑰的人才能讀取。

經(jīng)過加密后的個人信息可以很好地防止被他人未經(jīng)授權(quán)的訪問或被非法竊取或篡改。匿名化與去標識

化、加密都有利于保護個人信息和隱私，可以降低信息主體的風險，也有利于處理者更好地履行義務。

它們的區(qū)別在于：匿名化處理的信息不是個人信息，不適用個人信息保護法的規(guī)定。加密的個人信息以

及去標識化的個人信息仍然是個人信息①。

（一）匿名化處理的信息不是個人信息

我國早在《網(wǎng)絡安全法》中就對匿名化作出了規(guī)定，但只是將匿名化處理作為向他人提供信息可以

無須被收集者同意的例外情形，即第42條第1款規(guī)定的“經(jīng)過處理無法識別特定個人且不能復原的除

外”?！秱€人信息保護法》第4條第1款界定個人信息時，首次明確將“匿名化處理后的信息”排除在個人信

息之外。在審議個人信息保護法草案時，有些常委和專家對此有不同的看法。他們認為，匿名化處理固

然可以大幅度提高還原個人信息的難度和成本，但是通過一定的手段仍有可能識別個人身份，且在現(xiàn)實

中不排除一些企業(yè)以匿名化為由濫用個人信息，故此我國《個人信息保護法》不應當將匿名化處理的信

息排除在個人信息之外。不過，最終立法機關(guān)“根據(jù)我國大數(shù)據(jù)發(fā)展和應用的實際，借鑒一些國家和地

區(qū)的做法，明確經(jīng)匿名化處理的信息不屬于個人信息”［8

（］ P23）。

筆者認為，將匿名化處理的信息排除在個人信息之外是有必要的。匿名化處理后的信息不屬于個

人信息，自然就不適用個人信息保護的法律規(guī)范，處理者免除了大量的義務，也不會因為違反個人信息

保護法而承擔民事、行政乃至刑事法律責任，有利于促進信息的流動和利用。在我國正在大力構(gòu)建數(shù)據(jù)

產(chǎn)權(quán)制度的當下，匿名化更是可以很好地有助于發(fā)揮“保護個人信息權(quán)益，促進數(shù)據(jù)流通利用”的重要作

用。正因如此，《中共中央 國務院關(guān)于構(gòu)建數(shù)據(jù)基礎制度更好發(fā)揮數(shù)據(jù)要素作用的意見》才明確提出要

創(chuàng)新技術(shù)手段，推動個人信息匿名化處理，保障使用個人信息數(shù)據(jù)時的信息安全和個人隱私。

（二）匿名化處理后的再識別

個人信息的匿名化的要求是個人信息經(jīng)處理無法識別特定自然人且不能復原。問題是，一方面，信

息經(jīng)處理后是否無法識別特定自然人，這本身就是相對的；另一方面，能否復原，也不是絕對的。在可獲

得的數(shù)據(jù)來源越來越豐富、數(shù)據(jù)量越來越大以及算法、數(shù)據(jù)分析越來越強的現(xiàn)代社會，匿名化處理后的

信息依然存在或大或小的重新識別特定自然人的可能性。實踐中已有不少事例證明了此點。例如，

2000年美國計算機專業(yè)的教授Latanya Sweeney進行的一項研究表明，只要通過美國的郵政編碼（ZIP

① 有的學者認為，如果采取的是最高程度的加密技術(shù)，信息處理者沒有密鑰或其他解密方法時，這就意味著處理者通過合理的手段是無法讀取個

人信息的，因此，該加密的個人信息就是匿名化處理的信息，應當視為非個人信息［21］。

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程 嘯：個人信息范圍的界定與要件判斷

碼）、出生日期和性別這三個信息的組合，就足以識別美國87%的人口［22（］ P2）。2008年，人們以公開獲取

的互聯(lián)網(wǎng)電影數(shù)據(jù)庫為基礎，重新識別了50萬奈飛（Netflix）用戶的電影評級記錄。再如，2013年，根據(jù)

“匿名化”處理的紐約出租車乘車記錄公共數(shù)據(jù)庫以及狗仔隊的照片，可以推斷出如布萊德利·庫珀

（Bradley Cooper）和奧立薇婭·瑪恩（Olivia Munn）等名人的行蹤路線，包括街道地址以及他們是否付過

小費［1］

（P47）。故此，一些學者認為，隨著大數(shù)據(jù)、云計算等新技術(shù)的興起，傳統(tǒng)的僅僅刪除姓名和社保

號碼的匿名化技術(shù)已經(jīng)失敗了，技術(shù)專家可以通過再識別（re-identify）或者去匿名化（de-anonymize）的

方法來實現(xiàn)個人身份的再識別［23］

（P1716）?？傊?，匿名化不是絕對的，只是相對的，是在特定的時空和技

術(shù)背景下來認定的。隨著技術(shù)的發(fā)展和普及如云計算、量子計算機等，以及可能出現(xiàn)的其他附加信息的

泄露，匿名化的信息被還原成為個人信息的可能性會逐漸發(fā)生變化。

盡管匿名化后的信息是否真的就不能識別自然人以及能否復原，都只是相對而言。但必須注意的

是，無論如何匿名化技術(shù)都在相當程度上降低了信息被再識別的可能性，對于保護自然人的個人信息權(quán)

益、隱私權(quán)都是有益的。因此，司法實踐重要的問題在于：如何認定處理者提出的信息被匿名化處理后

不屬于個人信息這一抗辯。對此，應注意以下幾點：其一，要區(qū)分被匿名處理的個人信息的類型。對于

敏感的個人信息，匿名化處理的要求應當更高，即再識別的難度應當大大高于非敏感的個人信息。在非

敏感的個人信息中又要區(qū)分公開的個人信息與非公開的個人信息。對于公開的個人信息，處理者本來

就可以不經(jīng)信息主體同意而在合理范圍內(nèi)處理，故此，對于匿名化處理的強度無需要求太高。其二，考

慮匿名化處理后的信息的用途，不同的用途意味著被匿名化處理的信息與其他信息進行關(guān)聯(lián)而重新變

得具有識別可能的概率也是不同的。其三，匿名化的技術(shù)類型以及技術(shù)未來的發(fā)展狀況，不同的匿名化

技術(shù)產(chǎn)生的在識別的風險是不同的，而且會隨著時間的推移發(fā)生變化。其四，復原的成本，具體包括所

需的輔助信息獲取的難易程度、所需花費的時間和金錢等。

在我國《個人信息保護法》已經(jīng)采取了統(tǒng)一且寬泛的個人信息概念的前提下，面對客觀上產(chǎn)生的個

人信息的范圍不斷擴大的趨勢，正確的解釋與判斷關(guān)聯(lián)性、識別性以及匿名化等個人信息的要件非常重

要。唯其如此，方能合理的控制個人信息的范圍，有效地實現(xiàn)個人信息權(quán)益保護與信息自由流動利用，

個人信息保護法與其他法律之間關(guān)系的協(xié)調(diào)，既避免個人信息保護的制度供給不足，又防止個人信息保

護法承受不能承受之重。

（東南大學法學院王苑老師對本文初稿提出了寶貴意見）

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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

■ 作者簡介 程 嘯，清華大學法學院教授，北京 100084。

■ 責任編輯 李 媛

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第 77 卷第 4 期 2024 年 7 月

Vol. 77 No. 4 July 2024 141~152

鄉(xiāng)村治理共同體視角下農(nóng)民集體決議

法治化的雙重樣態(tài)與實現(xiàn)路徑

丁 文 陳源媛

摘 要 基層政府、人民法院、鄉(xiāng)村自治主體形塑了鄉(xiāng)村治理共同體。鄉(xiāng)村治理共同體

內(nèi)部理應呈現(xiàn)出的行政行為介入規(guī)范自治、司法權(quán)力嵌入保障私權(quán)、自治主體糾偏回歸法治

等預設樣態(tài)，是農(nóng)民集體決議法治化的應然圖景。然而，行政行為偏差、司法裁判沖突、自治

秩序混亂等治理亂象表明，治理共同體內(nèi)部存在的行政機關(guān)權(quán)責失衡、司法機關(guān)審理規(guī)則不

明、自治主體落實約束制度缺位，已然成為農(nóng)民集體決議法治化面臨的現(xiàn)實困境。立足于村

民自治與國家法治的融合發(fā)展，以細化權(quán)責清單、統(tǒng)一司法規(guī)則、完善制度保障為依托，厘清

行政機關(guān)介入農(nóng)民集體決議事項的權(quán)力限度與責任范圍、明確司法機關(guān)處理農(nóng)民集體決議

糾紛的案由類型與撤銷權(quán)客體、強化自治主體重作農(nóng)民集體決議的內(nèi)部約束與司法約束，是

農(nóng)民集體決議法治化的重要路徑。

關(guān)鍵詞 鄉(xiāng)村治理；治理共同體；農(nóng)民集體決議；鄉(xiāng)村矛盾糾紛；法治鄉(xiāng)村；村民自治；治

理規(guī)則

中圖分類號 D638；D921.8 文獻標識碼 A 文章編號 1672-7320（2024）04-0141-12

基金項目 國家社會科學基金重大項目（22&ZD021）

2019年，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發(fā)的《關(guān)于加強和改進鄉(xiāng)村治理的指導意見》指出要完善

村民（代表）會議制度，推進民主選舉、民主協(xié)商、民主決策、民主管理、民主監(jiān)督實踐。2022年，黨的二十

大報告首次提出全過程人民民主的理念。在基層治理體系中，以村民自治為核心的基層群眾自治在農(nóng)

村事務中發(fā)揮了群眾的自我管理能力，屬于全過程民主治理在基層領(lǐng)域的具體實踐［1］

（P28）。同年，中

共中央辦公廳、國務院辦公廳印發(fā)的《鄉(xiāng)村建設行動實施方案》再次強調(diào)要依托村民會議、村民代表會

議、村民議事會、村民理事會、村民監(jiān)事會等，引導農(nóng)民全程參與鄉(xiāng)村建設。由此可見，當前以村民會議、

村民代表會議等自治組織為載體的農(nóng)民集體決議機制，已然成為激發(fā)農(nóng)民參與鄉(xiāng)村建設的主觀能動性、

夯實以農(nóng)民為主體的鄉(xiāng)村自治根基的重要舉措。與此同時，隨著《中華人民共和國鄉(xiāng)村振興促進法》（以

下簡稱《鄉(xiāng)村振興促進法》）提出建立“自治、法治、德治相結(jié)合”的鄉(xiāng)村社會治理體系以及確立“建設充滿

活力、和諧有序的善治鄉(xiāng)村”的目標，承擔著重要功能的農(nóng)民集體決議機制逐漸成為學界較為關(guān)注的重

要議題。揆諸當前的研究現(xiàn)狀，學界對農(nóng)民集體決議機制的探究多集中于以下兩方面：一是從基層治理

的角度來看，農(nóng)民集體決議既是民主這一社會主義核心價值觀在農(nóng)村治理過程中的具體體現(xiàn)，也是健全

自治、法治、德治相結(jié)合的鄉(xiāng)村治理體系的重要抓手［2］

（P129）。鄉(xiāng)村振興中各項事務的落地均需通過村

民會議或村民代表會議討論決定，故應當重視村級民主治理的法治保障［3］

（P12）。二是從法教義學的角

度來看，農(nóng)民集體決議行為是村民自治中的核心法律行為，其自身具有的特殊性需要法律從成立、法律

效力、瑕疵救濟等方面對其進行特殊建構(gòu)［4］

（P100）。例如，有學者探討了其效力基礎應為程序正義還是

DOI：10.14086/j.cnki.wujss.2024.04.013

武漢大學學報（哲學社會科學版） 2024 年第 4 期

團體自治［5］

（P6-8），決議行為不成立、可撤銷、無效如何認定等問題［2］

（P142-146）。此外，還有學者提出

應當從外部建構(gòu)民主決策機制、完善技術(shù)規(guī)則、保障少數(shù)成員權(quán)利等［6

（］ P92-93）。

概言之，上述兩類研究的視角雖然不同，但其目的均在于通過豐富決議主體、強化法律供給、規(guī)范決

議制度等方式，來破除鄉(xiāng)村自治的沉疴積弊，以實現(xiàn)農(nóng)民集體決議的法治化。事實上，農(nóng)民集體決議法

治化所內(nèi)涵的自治與法治相互交融這一價值意蘊的實現(xiàn)，依賴于鄉(xiāng)村法治建設多類主體協(xié)同、多元規(guī)范

互納、多重環(huán)節(jié)相洽［7］

（P57）。其中，形塑鄉(xiāng)村治理共同體是關(guān)鍵，即通過促進多元主體協(xié)同、確保所有

主體利益相容且在制度框架下實現(xiàn)共贏。然而，若以共同體為視角去檢視當前研究，則可發(fā)現(xiàn)以下兩方

面仍存在亟待完善之處：一是在關(guān)系共同體層面，多元治理主體的相互關(guān)系及其職責尚未厘清。在鄉(xiāng)村

社會基礎邊界、家庭結(jié)構(gòu)組成、村民價值觀念和行動邏輯急劇變動的現(xiàn)實背景下，鄉(xiāng)村社會的自我調(diào)節(jié)

和整合功能趨于弱化［8］

（P95），國家開始通過政策建立、資源下鄉(xiāng)、規(guī)則輸入等手段增強村民自治的治理

效能。當公權(quán)力主體介入農(nóng)民集體決議事項后，如何厘定公權(quán)力機關(guān)各自的職責與邊界，如何實現(xiàn)公權(quán)

力機關(guān)與鄉(xiāng)村自治主體之間的良性互動等問題，就顯得尤為重要。二是在利益共同體層面，多元治理主

體之間的利益沖突未能引起足夠關(guān)注。伴隨著農(nóng)村集體經(jīng)濟的發(fā)展，農(nóng)民、自治組織等治理主體之間從

依靠傳統(tǒng)血緣、地緣等社會關(guān)系紐帶轉(zhuǎn)變?yōu)橐揽拷?jīng)濟利益紐帶進行聯(lián)結(jié)［9］

（P57）。當農(nóng)民集體決議成為

利益分配的重要方式后，便出現(xiàn)農(nóng)民集體決議侵犯部分村民合法權(quán)益的現(xiàn)實問題，并進一步衍化為如何

平衡堅守法治底線與尊重村民自治、如何保障個體合法權(quán)益不被集體意志所淹沒等鄉(xiāng)村治理難題。

中央全面依法治國委員會印發(fā)的《關(guān)于加強法治鄉(xiāng)村建設的意見》對法治鄉(xiāng)村建設提出了明確要

求，強調(diào)“鄉(xiāng)村治理共同體”建設應從深化農(nóng)村基層行政執(zhí)法體制改革、完善司法為民便民利民措施、健

全群眾自治制度等方面著手。因此，本文以“鄉(xiāng)村治理共同體”為觀察對象，將基層政府、人民法院、鄉(xiāng)村

自治主體在農(nóng)民集體決議法治化中的應然行動邏輯置于實踐場域，剖析其面臨的現(xiàn)實困境并提出切實

可行的解決方案，以期推動村民自治與基層法治的融合發(fā)展。

一、農(nóng)民集體決議法治化的應然圖景

在中國式現(xiàn)代化進程中，基層治理現(xiàn)代化的重要路徑是將國家對基層的治理與社會自我治理結(jié)合

起來，打造國家與社會良性互動的治理共同體［10］

（P10）。從鄉(xiāng)村治理共同體的角度來看，農(nóng)民集體決議

法治化既需要行政機關(guān)與司法機關(guān)通過行為介入、權(quán)力嵌入的方式積極作為，也需要以鄉(xiāng)村自治組織為

紐帶將法治精神傳達至全體村民，進而真正形成自治主體與國家機關(guān)相輔相成、自治與法治有機融合的

鄉(xiāng)村治理新格局。

（一）行政行為介入規(guī)范自治

中國所具有的濃重國家主義傳統(tǒng)文化表明，行政權(quán)介入私法自治領(lǐng)域具有難以否定的正當性［11］

（P49），而就現(xiàn)代鄉(xiāng)村治理共同體這一微觀場域而言，政府對農(nóng)村社會自上而下的治理是不可規(guī)避的［12］

（P7）?！吨泄仓醒搿鴦赵宏P(guān)于加強基層治理體系和治理能力現(xiàn)代化建設的意見》明確提出要推動政府治

理同社會調(diào)節(jié)、居民自治良性互動；《鄉(xiāng)村振興促進法》第45條規(guī)定：鄉(xiāng)鎮(zhèn)人民政府應當指導和支持農(nóng)村

基層群眾性自治組織規(guī)范化、制度化建設，健全村民委員會民主決策機制。因此，通過行政行為規(guī)范農(nóng)

民集體決議既是建立健全鄉(xiāng)村治理機制的本質(zhì)要求，也是全面推進鄉(xiāng)村振興的題中之義。依據(jù)《中華人

民共和國村民委員會組織法》（以下簡稱《村民委員會組織法》）第5條、第27條、第31條、第36條的規(guī)定，

基層政府原則上不得干預農(nóng)民集體決議，但存在下列三類情況的，其有權(quán)在調(diào)查核實后責令改正或公

布：一是決議內(nèi)容與憲法、法律、法規(guī)和國家的政策相抵觸，或者侵犯村民的人身權(quán)利、民主權(quán)利和合法

財產(chǎn)權(quán)利；二是村民委員會不及時公布決議內(nèi)容及實施情況，或公布的內(nèi)容不真實；三是村民委員會不

依照法律規(guī)定召開村民會議或村民代表會議。

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丁 文 等：鄉(xiāng)村治理共同體視角下農(nóng)民集體決議法治化的雙重樣態(tài)與實現(xiàn)路徑

（二）司法權(quán)力嵌入保障私權(quán)

國家能力理論中國家與社會的治理性相互依賴模型強調(diào)，應當將司法嵌入社會系統(tǒng)中，推動國家與

社會關(guān)系的正和博弈［13］

（P31）。從法治維度與實踐維度來看，司法作為維護社會公平正義的最后一道防

線，具有嵌入鄉(xiāng)村自治體系的正當性與必要性。2020年，中央全面依法治國委員會印發(fā)的《關(guān)于加強法

治鄉(xiāng)村建設的意見》強調(diào)：堅持用法治思維引領(lǐng)鄉(xiāng)村治理，嚴格依照法律法規(guī)和村規(guī)民約規(guī)范鄉(xiāng)村干部

群眾的行為，讓依法決策、依法辦事成為習慣和自覺。此外，在自我治理存在局限、行政監(jiān)管存在邊界、

信息披露未能達成制度預期等風險面前，司法也應當介入團體法人治理并建立有效的干預機制［14］

（P343-344）。在農(nóng)民集體決議法治化建設進程中，司法嵌入主要表現(xiàn)為司法機關(guān)通過行使撤銷權(quán)的方

式，實現(xiàn)保護少數(shù)群體合法權(quán)益的治理目標。就嵌入手段而言，為實現(xiàn)司法對個體合法權(quán)益的有效救

濟，《中華人民共和國民法典》（以下簡稱《民法典》）第265條第2款與《村民委員會組織法》第36條第1款

均規(guī)定，人民法院對于村民委員會或其負責人作出的侵害村民合法權(quán)益的決定享有撤銷權(quán)。就嵌入目

標而言，正如制定政策的“民主”方法對于少數(shù)者的權(quán)利而言并不總是友好的那樣［15］

（P135），2018年，《最

高人民法院關(guān)于為實施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略提供司法服務和保障的意見》強調(diào)，人民法院應當“審慎處理尊重

村民自治和保護農(nóng)民基本財產(chǎn)權(quán)利的關(guān)系，防止簡單以村民自治為由剝奪村民的基本財產(chǎn)權(quán)利”“依法

依規(guī)保護農(nóng)村外嫁女、入贅婿的合法權(quán)益”。

（三）自治主體糾偏回歸法治

村民自治與法治之間具有互補性，即自治必須以法治這一理性制度對其邊界作出安排，而基層社會

治理中的法治精神則體現(xiàn)為群眾對社會規(guī)范的共識，這應以自治為基礎［16］

（P67）。推衍開來，雖然行政

機關(guān)與司法機關(guān)可以通過行為介入、權(quán)力嵌入的方式規(guī)范農(nóng)民集體決議，但基層治理具有的復雜化、不

確定性等特點表明，涉及村民利益的農(nóng)民集體決議事項需要結(jié)合歷史、現(xiàn)實等因素對其進行綜合衡量，

行政機關(guān)與司法機關(guān)較難比照法律法規(guī)、政策性文件從客觀角度直接改變違法決議，且該類糾紛涉及的

利益群體較多，牽一發(fā)而動全身，若相關(guān)部門利用強制性手段對涉案決議直接進行糾正，勢必會加劇不

同利益主體之間的矛盾，甚至會誘發(fā)大量群體性事件，導致鄉(xiāng)村社會秩序的混亂。由于當前司法實務界

普遍認為基層政府不能直接改變、撤銷農(nóng)民集體決議，也無權(quán)直接命令自治組織就決議重新進行表決

（浙江省杭州市中級人民法院［2016］浙01行終117號行政判決書、江蘇省海門市人民法院［2017］蘇0684

行初16號行政裁定書、廣東省佛山市順德區(qū)人民法院［2018］粵0606行初964號行政裁定書），故對農(nóng)民

集體決議的糾偏往往由司法機關(guān)通過“重作判決”作出間接處理 。例如，人民法院在撤銷違法決議后，責

令村民委員會組織村民重新召開村民會議或村民代表會議對征地補償款分配、集體收益分配等涉案問

題進行重新表決，形成新的合法決議。因此，農(nóng)民集體決議能否真正回歸法治軌道，往往取決于村民會

議或村民代表會議能否順利重新召開、村民能否依據(jù)生效文書重新作出合法決議等因素。

二、農(nóng)民集體決議法治化的現(xiàn)實困境

相較于傳統(tǒng)鄉(xiāng)村治理模式，新時代鄉(xiāng)村治理共同體中所蘊含的治理權(quán)責、治理規(guī)則、治理制度等關(guān)

鍵治理要素，往往通過協(xié)調(diào)國家機關(guān)與自治組織之間的關(guān)系、穩(wěn)定鄉(xiāng)村社會秩序等方式，推動鄉(xiāng)村治理

結(jié)構(gòu)朝著法治化、規(guī)范化的方向轉(zhuǎn)變。但若以“權(quán)責—規(guī)則—制度”三要素作為分析工具，就會發(fā)現(xiàn)行政

機關(guān)權(quán)責失衡、司法機關(guān)審理規(guī)則不明、自治主體落實約束制度缺位等現(xiàn)實問題，使得農(nóng)民集體決議事

實上處于法治鄉(xiāng)村建設的真空地帶，嚴重阻礙了鄉(xiāng)村治理體系與治理能力現(xiàn)代化。

（一）權(quán)責困境：行政機關(guān)權(quán)責失衡

在政府與社會的互動關(guān)系中，權(quán)力小責任大、放責不放權(quán)等問題直接影響了國家治理能力和治理績

效［17］

（P32）。而聚焦基層政府與農(nóng)民集體決議主體的互動過程，囿于現(xiàn)行法律規(guī)范的抽象性、司法裁判

的差異性、政治考核標準的零容錯性等多重因素，行政機關(guān)往往面臨權(quán)力邊界模糊、法律責任泛化、政治

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武漢大學學報（哲學社會科學版） 2024 年第 4 期

責任嚴苛化的難題。

其一，行政權(quán)介入農(nóng)民集體決議的邊界模糊。從現(xiàn)行法律法規(guī)的相關(guān)規(guī)定上看，體系解釋的沖突性

與文義解釋的宏觀性模糊了行政權(quán)介入農(nóng)民集體決議的邊界，導致其處于“形式有權(quán)、實質(zhì)無權(quán)”的狀

態(tài)。一方面，《村民委員會組織法》第5條第1款規(guī)定：鄉(xiāng)、民族鄉(xiāng)、鎮(zhèn)的人民政府對村民委員會的工作給

予指導、支持和幫助；其中第27條第3款也針對性地指出：村民會議或者村民代表會議的決定違反前款

規(guī)定的，由鄉(xiāng)、民族鄉(xiāng)、鎮(zhèn)的人民政府責令改正。另一方面，《村民委員會組織法》第5條第1款與第36條

第3款均強調(diào)，鄉(xiāng)、民族鄉(xiāng)、鎮(zhèn)的人民政府不得干預依法屬于村民自治范圍內(nèi)的事項。由此可見，《村民委

員會組織法》第27條第3款與第5條第1款、第36條第3款之間的沖突，事實上造成了行政機關(guān)陷入能否

介入以村民自治為核心的農(nóng)民集體決議事項的兩難境地。退一步講，即使認為行政機關(guān)有權(quán)介入，但其

在農(nóng)民集體決議審查中所享有的“責令改正權(quán)”的范圍、方式等也尚未明確。

其二，行政機關(guān)承擔的法律責任與政治責任異化?；跈?quán)力與責任的相互關(guān)系，行政權(quán)介入農(nóng)民集

體決議的限度與范圍的模糊性也引發(fā)了法律責任泛化、政治責任嚴苛化的責任異化現(xiàn)象：首先，就法律

責任而言，司法機關(guān)在行政訴訟中所依據(jù)的“實質(zhì)性解決糾紛”判斷標準，遠遠超出了行政機關(guān)所承擔的

法定職責與義務范圍，導致政府不作為法律責任被無限放大?？v觀當前的行政訴訟裁判，有些法院以結(jié)

果為導向，認為即使當事人提出的“對違法農(nóng)民集體決議作出行政處理”“監(jiān)督農(nóng)民集體重新作出合法決

議”等請求尚無明確的法律依據(jù)，行政機關(guān)也應當積極作為，否則必須承擔不作為的法律責任。例如，在

“高某等與濟寧高新區(qū)H街道辦事處不履行行政處理法定職責糾紛”案中，雖然一審法院依據(jù)《村民委員

會組織法》第5條認為，人民政府對于村民自治事項僅有指導、支持和幫助的權(quán)力，無權(quán)直接作出處理決

定，但二審法院認為，鄉(xiāng)鎮(zhèn)人民政府應當對村民（代表）會議的決定進行實質(zhì)性審查，進而作出責令改正

或不予處理的決定。而對于行政機關(guān)作出處理決定后的監(jiān)督管理問題，也有法院認為，即使法律對于行

政機關(guān)作出的整改通知如何履行的問題并無明確規(guī)定，但涉案行政機關(guān)實施的監(jiān)督管理行為應當實質(zhì)

解決當事人所反映的問題，否則視為不作為（山東省濟寧市中級人民法院［2021］魯08行終88號行政判

決書、山東省濟南市中級人民法院［2021］魯01行終47號行政判決書）。其次，由于政治責任與法律責任

在范圍上存在交叉關(guān)系，即法律責任可能引發(fā)政治責任［18］

（P20），故依據(jù)嚴格的政府績效考核標準，行政

機關(guān)不僅需要承擔超過權(quán)力范圍的法律責任，還需要承擔因行政復議糾錯或行政訴訟敗訴而引發(fā)的政

治責任。自《關(guān)于加強法治鄉(xiāng)村建設的意見》首次提出“將法治鄉(xiāng)村建設納入基層政府績效考核”之后，

不少地區(qū)就將依法化解鄉(xiāng)村矛盾糾紛等內(nèi)容納入鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府政績考核指標體系。例如，本文對河北康保

縣、云南姚安縣、浙江青田縣與三門縣制定的相關(guān)文件進行分析，發(fā)現(xiàn)云南姚安縣、浙江青田縣與三門縣

均對鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府行政訴訟敗訴率與行政復議糾錯率秉持零容忍態(tài)度，即每發(fā)生一件被糾錯或敗訴的案件

扣0.5分。其中，浙江青田縣還對行政復議調(diào)撤率與行政訴訟撤訴率進行了額外規(guī)定。雖然河北康?？h

沒有對行政訴訟與行政復議的扣分項進行詳述，但也明確了應當從行政復議案件數(shù)量與糾錯率、行政訴

訟勝訴率與實質(zhì)性化解數(shù)量等方面進行考核（如表1所示）。

由是觀之，行政機關(guān)在介入農(nóng)民集體決議的過程中，面臨行政權(quán)力縮小化、法律責任擴大化、政治責

任嚴苛化的現(xiàn)實沖突。為了規(guī)避未來可能面臨的一系列風險，其往往以“必須通過司法途徑解決”“涉及

人數(shù)眾多無法調(diào)處”“沒有獨立裁判權(quán)”等作為其逃避法定職責的擋箭牌（廣東省蕉嶺縣人民法院［2022］

粵1427民初328號民事判決書 、廣東省蕉嶺縣人民法院［2018］粵1427民初355號民事判決書、廣東省封

開縣人民法院［2014］肇封法民一初字第52號民事判決書），出現(xiàn)不作為、不擔當?shù)男袨槠?。事實上，這

也是權(quán)責失衡下的無奈之舉。

（二）規(guī)則困境：司法機關(guān)審理規(guī)則不明

在社會治理體系的構(gòu)成要素中，治理規(guī)則是治理主體形成治理關(guān)系的形式載體［19］

（P143）?？v觀當

前農(nóng)民集體決議的司法治理規(guī)則，雖然《民法典》第265條第2款與《村民委員會組織法》第36條第1款均

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丁 文 等：鄉(xiāng)村治理共同體視角下農(nóng)民集體決議法治化的雙重樣態(tài)與實現(xiàn)路徑

賦予人民法院撤銷權(quán)，但其在受理階段與審查階段仍然面臨農(nóng)民集體決議糾紛受理條件不一致、農(nóng)民集

體決議撤銷權(quán)適用對象存在爭議等問題。

其一，農(nóng)民集體決議糾紛受理條件不一致。由于農(nóng)民集體決議糾紛并非獨立的案件類型，故法院大

都將其具象為土地承包經(jīng)營糾紛、土地所有權(quán)與使用權(quán)糾紛、征地補償費分配糾紛等。但從糾紛受理條

件上看，不同糾紛因在時間維度上存在明顯差異，這既給當事人維護自身合法權(quán)益設置了障礙，也導致

司法機關(guān)在處理農(nóng)民集體決議糾紛時出現(xiàn)“同案不同權(quán)”的困窘。例如，依據(jù)《中華人民共和國農(nóng)村土地

承包法》第55條、《中華人民共和國土地管理法》第14條，在土地承包經(jīng)營糾紛中，協(xié)商、調(diào)解、仲裁、訴訟

四種救濟方式處于同一位階，當事人可以選擇任一方式維護自身合法權(quán)益；而在土地所有權(quán)與使用權(quán)糾

紛中，訴訟卻被后置于協(xié)商與行政處理方式。換言之，當事人只有在協(xié)商不成或?qū)π姓幚頉Q定不服

時，方能進入訴訟程序。此外，即使在同一類案件中，因規(guī)范性文件內(nèi)容的相悖也使得司法介入農(nóng)民集

體決議糾紛的時間有所差異。例如，2001年《最高人民法院研究室關(guān)于人民法院對農(nóng)村集體經(jīng)濟所得收

益分配糾紛是否受理問題的答復》指出：農(nóng)村集體經(jīng)濟組織與其成員之間因收益分配產(chǎn)生的糾紛，屬平

等民事主體之間的糾紛。當事人就該糾紛起訴到人民法院，只要符合《中華人民共和國民事訴訟法》第

108條的規(guī)定，人民法院應當受理。但2006年《陜西省高級人民法院關(guān)于審理農(nóng)村集體經(jīng)濟組織收益分

配糾紛案件若干問題的意見》在明確村集體經(jīng)濟組織收益分配糾紛可訴性的基礎上，同時也規(guī)定了司法

后置于協(xié)商、調(diào)解的處理原則。

其二，農(nóng)民集體決議撤銷權(quán)的適用對象存在爭議。在當前的司法實踐中，雖然法院通常援引《村民

委員會組織法》第36條第1款作為其行使村民會議、村民代表會議等決議撤銷權(quán)的法律依據(jù)，但村民委

員會與村民會議、村民代表會議是分屬兩類不同性質(zhì)的機構(gòu)。而就村民會議、村民代表會議決議與村民

委員會決定而言，兩者在內(nèi)容、性質(zhì)方面也存在本質(zhì)區(qū)別：一是內(nèi)容不同。村民會議、村民代表會議的決

議內(nèi)容包含所有涉及村民權(quán)益的事項，而村民委員會的決定一般不涉及村民權(quán)益，如村民委員會通過司

法程序行使救濟權(quán)利的行為（中華人民共和國最高人民法院［2020］最高法民再216號民事裁定書）。二

是性質(zhì)不同。在直接民主與間接民主制度中，村民會議與村民代表會議決議反映和體現(xiàn)了全體村民的

表1　河北康?？h、云南姚安縣、浙江青田縣與三門縣法治政府建設考核文件

文件名稱

《2022 年度康?？h依法行政考核指標及評

分標準》

《姚安縣鄉(xiāng)鎮(zhèn)人民政府依法行政暨法治政

府建設績效考核評分標準》

《2022 年度鄉(xiāng)鎮(zhèn)（街道）法治青田（法治政

府）建設依法行政考核評價細則》

《2022 年度法治三門（法治政府）建設考核

評價指標及評分標準［適用于各鄉(xiāng)鎮(zhèn)（街

道）黨（工）委、政府（辦事處）］》

考核內(nèi)容

行政復議

行政訴訟

行政訴訟

行政復議

行政訴訟

行政復議

行政訴訟

考核標準

在2022年度中根據(jù)復議案件數(shù)量和糾錯率評定，此項得5分

根據(jù)縣法院提供的行政訴訟勝訴率，實質(zhì)性化解行政訴訟案

件數(shù)量和比例等情況進行評定，此項得5分

行政決定、行政執(zhí)法案件經(jīng)訴訟后，被撤銷、變更或確認違法，

每件扣0.5分

行政復議調(diào)撤率低于50%的，扣2分

行政復議案件被復議機關(guān)糾錯的，每件扣0.5分基本分

一審行政訴訟案件協(xié)調(diào)撤訴率低于全縣平均值的，扣3分

本單位一審行政訴訟案件發(fā)生敗訴的，每發(fā)生一起扣0.5分基

本分

行政復議案件，每被糾錯1件扣0.5分

行政訴訟案件，每敗訴1件扣0.5分

·145·

武漢大學學報（哲學社會科學版） 2024 年第 4 期

意志，而村民委員會決定只是村民委員會成員意志的集中表現(xiàn)。是故，學界也存在“人民法院只能撤銷

村民委員會及其成員的決定，而無法撤銷村民會議或者村民代表會議的決議”的觀點［20（］ P76-77）。

由是觀之，農(nóng)民集體決議糾紛法院受理規(guī)則與撤銷權(quán)規(guī)則之間存在的沖突性與爭議性，不僅阻礙了

鄉(xiāng)村司法權(quán)威的樹立與鄉(xiāng)村治理法治化水平的提升，也誘發(fā)了同案不同判的實踐亂象。例如，在“成都

市龍泉驛區(qū)S村第八合作社與盧某等侵害集體經(jīng)濟組織成員權(quán)益糾紛”案中，若依據(jù)《村民委員會組織

法》第36條第1款，法院應當受理并對涉案決議是否存在侵害村民合法權(quán)益的事項進行審查，但若依據(jù)

決議內(nèi)容將該案認定為土地所有權(quán)和使用權(quán)糾紛，則應當遵循行政處理前置原則；在“楊某等與W社區(qū)

居委會侵害集體經(jīng)濟組織成員權(quán)益糾紛”案、“淮安鹽化新區(qū)Q村村民委員會與阮某等侵害集體經(jīng)濟組

織成員權(quán)益糾紛”案中，前一法院認為，《民法典》第265條與《村民委員會組織法》第36條所規(guī)定的撤銷

權(quán)只適用于農(nóng)村集體經(jīng)濟組織、村民委員會或者其負責人、成員作出的決定，不包括村民會議、村民代表

會議或村民小組會議、村民小組代表會議作出的決定，故駁回撤銷權(quán)之訴，而后一法院則將“村民委員會

或其成員作出的決定”等同于“村民代表會議形成的決議”，從而撤銷了村民代表會議形成的《原七組溢

出土地分配方案》（四川省成都市中級人民法院［2020］川01民終17995號民事裁定書、陜西省咸陽市中

級人民法院［2022］陜04民終1179號民事判決書、江蘇省淮安市中級人民法院［2016］蘇08民終2290號

民事判決書）。

（三）制度困境：自治主體落實約束制度缺位

在治理共同體中，需要一整套內(nèi)在約束的規(guī)范制度，才能形成安全穩(wěn)定、有活力有效率的秩序。在

農(nóng)民集體針對違法決議執(zhí)行重作判決的過程中，以村務監(jiān)督委員會為主體的內(nèi)部約束制度和以司法機

關(guān)為主體的外部約束制度的缺位，限制了村民自治力與司法強制力的發(fā)揮。

其一，自治主體落實內(nèi)部約束制度缺位削弱了村民自治作用的發(fā)揮。民主監(jiān)督作為村民自治的重

要內(nèi)容之一，其目的在于通過民主程序解決農(nóng)村基層社會中干群間和村民間的矛盾，維護社會的和諧穩(wěn)

定。然而，當前村務監(jiān)督委員會面臨的監(jiān)督對象單一、監(jiān)督內(nèi)容過窄等問題，使以村民為決議主體、以內(nèi)

容合法性為決議重點的農(nóng)民集體決議重作過程難以受到有效的內(nèi)部監(jiān)督。具言之：首先，村務監(jiān)督委員

會的監(jiān)督對象單一。依據(jù)《村民委員會組織法》第32條的規(guī)定，在多元主體共同參與的鄉(xiāng)村治理共同體

建設中，村務監(jiān)督委員會應當以村民民主理財，監(jiān)督村務公開制度落實等具體事務為中心，將監(jiān)督職能

輻射至村民、村干部、法律顧問、企業(yè)等各類主體。但從中央政策的具體規(guī)定來看，其更側(cè)重于村務監(jiān)督

委員會對村干部的單一監(jiān)督，而忽視了對村民這一村務管理重要主體的監(jiān)督。2017年，中共中央辦公

廳、國務院辦公廳印發(fā)的《關(guān)于建立健全村務監(jiān)督委員會的指導意見》提出的五類監(jiān)督內(nèi)容，實質(zhì)上均是

對村干部履職情況的監(jiān)督。其次，村務監(jiān)督委員會的監(jiān)督內(nèi)容過窄。2017年，中共中央辦公廳、國務院

辦公廳印發(fā)的《關(guān)于建立健全村務監(jiān)督委員會的指導意見》指出，村務監(jiān)督委員會的監(jiān)督內(nèi)容包括村務

決策是否按照規(guī)定程序進行。各地制定的規(guī)范性文件中通常也只要求村務監(jiān)督委員會對決策程序進行

形式化監(jiān)督，并不涉及決策內(nèi)容是否合法合規(guī)等實質(zhì)性監(jiān)督內(nèi)容。例如，《廣東省村務監(jiān)督委員會工作

規(guī)則》第8條規(guī)定，村民監(jiān)督委員會成員列席村務和經(jīng)濟事務各類會議、村民小組會議等，及時發(fā)現(xiàn)違反

決策程序的行為。當然，形式化監(jiān)督遵循了村民自治原則，體現(xiàn)了內(nèi)容自治與程序合法的有機結(jié)合。但

問題是，在法院已經(jīng)確認原有決議侵犯村民合法權(quán)益并撤銷的情形下，若仍然將民主決策的監(jiān)督內(nèi)容囿

于程序合法性，顯然已無法滿足鄉(xiāng)村治理的現(xiàn)實需要，最終極易導致不合法決議的再次生成。

其二，自治主體落實司法約束制度缺位削弱了司法強制力。司法強制執(zhí)行力既是司法權(quán)威的根基

所在，也是保護公民合法權(quán)益不受侵犯的關(guān)鍵要素。然而，中國司法的現(xiàn)狀是一個從司法萬能主義到司

法保守主義的連續(xù)體［21］

（P119），維持特別法人自主性與保護成員個體合法權(quán)益之間的張力，使得其在面

對農(nóng)民集體決議糾紛時通常采取謙抑的姿態(tài)?？v觀當前的司法判例，在第一次訴訟中，法院通常秉持著

司法克制主義，對于違法決議采取“撤銷決議、責令重作”的裁判方式。此種裁判方式雖然是尊重村民自

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丁 文 等：鄉(xiāng)村治理共同體視角下農(nóng)民集體決議法治化的雙重樣態(tài)與實現(xiàn)路徑

治與發(fā)揮司法保障作用反復權(quán)衡下產(chǎn)生的較為妥善的選擇，但司法執(zhí)行保障措施、拒絕執(zhí)行懲罰措施等

約束制度的缺位也削弱了司法強制力與威懾力，使得重作判決在執(zhí)行過程中舉步維艱。有些法院關(guān)注

到這一現(xiàn)實問題，并在裁判文書中載明，若村民委員會拒不召開村民（代表）會議重新作出相關(guān)決議，當

事人仍可就此提起民事訴訟。然而，此種救濟方式并未從根源上對自治主體的執(zhí)行行為起到約束作用，

且極易引發(fā)法院在二次訴訟中較難裁判的問題。例如，在“張某等與重慶市榮昌區(qū)Y社區(qū)1組侵害集體

經(jīng)濟組織成員權(quán)益糾紛”案中，一審法院認為，征地補償費分配方案屬于村民自治范疇，且涉案村民小組

至今沒有重新作出新的集體組織分配方案，故原告的訴訟請求無充分證據(jù)，不予支持；但二審法院認為，

涉案村民小組至今未作出新的分配方案，對法院生效判決置之不理，不僅侵犯了成員的權(quán)利，對司法也

不尊重，故應當按照二次訴訟的原則直接判決主張相關(guān)費用，不再依賴集體作出新的決議（重慶市第五

中級人民法院［2018］渝05民終3233號民事判決書）。由此可見，法院在二次訴訟中往往陷入兩難困境：

若法院一味堅持村民自治原則，將會導致“司法是維護社會公平正義的最后一道防線”淪為紙上空談；若

法院積極作為判令自治組織負擔給付義務或直接變更違法決議，則會面臨過度干預村民自治的詰問。

由是觀之，在自治主體落實雙重約束制度缺位的情形下，自治往往脫離法治陷入任意狀態(tài)，滋生出

大量拒絕執(zhí)行、無效執(zhí)行的情況（北京市昌平區(qū)人民法院［2009］昌民初字第10458號民事判決書）。這不

僅使農(nóng)民集體決議陷于法治無能、法治混亂的境地，也容易再次激化村民之間、村民與基層自治組織之

間的矛盾，并最終誘發(fā)基層社會失序的亂象。

三、農(nóng)民集體決議法治化的實現(xiàn)路徑

2020年，中共中央印發(fā)的《法治社會建設實施綱要（2020-2025年）》指出：建設人人有責、人人盡責、

人人享有的社會治理共同體是全面提升社會治理法治化水平的重要路徑。農(nóng)民集體決議法治化應當在

堅持“共建共治共享”原則的基礎上，細化行政機關(guān)的權(quán)責內(nèi)容，統(tǒng)一司法機關(guān)審理規(guī)則，構(gòu)建自治主體

執(zhí)行雙重約束制度，從而對標治理權(quán)責對等化、治理規(guī)則統(tǒng)一化、治理制度剛性化，既在微觀上保障個體

合法權(quán)益不被民主決策所侵犯，又在宏觀上助力法治鄉(xiāng)村建設向縱深推進。

（一）細化權(quán)責：厘清行政權(quán)力邊界與責任限度

矗立于權(quán)責一致基礎上的法治政府，面臨著建立健全權(quán)力約束機制和責任獎懲機制的制度建設任

務，而這兩項制度也是保障權(quán)責一致的重要基礎［22］

（P203）。2021年，《中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會

發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標綱要》指出，“依法厘清基層政府與基層群眾性自治組織的權(quán)

責邊界”的方式之一在于“制定縣（區(qū)）職能部門、鄉(xiāng)鎮(zhèn)（街道）在城鄉(xiāng)社區(qū)治理方面的權(quán)責清單制度”。故

而，為了防止權(quán)力模糊與問責風險成為束縛政府行動的枷鎖，應當依托政府權(quán)責清單制度，規(guī)范行政機

關(guān)介入農(nóng)民集體決議事項的權(quán)力限度與內(nèi)容、明確行政機關(guān)介入農(nóng)民集體決議事項的追責與免責邊界，

從而實現(xiàn)尊重自治與規(guī)范自治的有機銜接、自治為基與法治保障的有機融合。

其一，以“權(quán)力清單”規(guī)范行政機關(guān)介入農(nóng)民集體決議事項的權(quán)力限度與內(nèi)容。厘清行政機關(guān)介入

農(nóng)民集體決議事項的法定權(quán)力是建立政府權(quán)力清單的基礎。因此，應當在《村民委員會組織法》修訂過

程中，通過增加除外條款、賦予地方政府決議審查權(quán)、監(jiān)督執(zhí)行權(quán)、調(diào)查處理權(quán)等方式，對政府介入村民

自治的合法限度進行明確。具體而言，在宏觀層面，建議將《中華人民共和國村民委員會組織法（修訂草

案征求意見稿）》（以下簡稱《村民委員會組織法（修訂草案）》）第5條修改為“鄉(xiāng)、民族鄉(xiāng)、鎮(zhèn)的人民政府對

村民委員會的工作給予指導、支持和幫助，及時回應村民委員會反映的村民訴求和建議，但是無正當理

由，不得干預依法屬于村民自治范圍內(nèi)的事項，除本法另有規(guī)定的外”，從而與《村民委員會組織法（修訂

草案）》第36條中所規(guī)定的“責令改正”、第46條所規(guī)定的“調(diào)查核實”等行政行為進行有效銜接。在微觀

層面，為了強化法律條款的保障力與執(zhí)行力，針對農(nóng)民集體決議審查環(huán)節(jié)，建議將《村民委員會組織法

（修訂草案）》第32條第3款修改為：“村民會議、村民代表會議的表決結(jié)果，應當及時報鄉(xiāng)、民族鄉(xiāng)、鎮(zhèn)的

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武漢大學學報（哲學社會科學版） 2024 年第 4 期

人民政府備案。人民政府有權(quán)對備案內(nèi)容進行合法性審查。”針對農(nóng)民集體決議糾正環(huán)節(jié)，建議將《村民

委員會組織法（修訂草案）》第36條第2款修改為：“村民自治章程、村規(guī)民約以及村民會議或者村民代表

會議的決定違反前款規(guī)定的，由鄉(xiāng)、民族鄉(xiāng)、鎮(zhèn)的人民政府責令改正并監(jiān)督執(zhí)行?！贬槍r(nóng)民集體決議糾

紛化解環(huán)節(jié)，建議在《村民委員會組織法（修訂草案）》第12條中新增一款，即“對村民委員會無法調(diào)解的

矛盾糾紛，村民委員會應當及時向鄉(xiāng)、民族鄉(xiāng)、鎮(zhèn)的人民政府反映，人民政府應當調(diào)查核實，依法作出處

理意見?！笔聦嵣?，結(jié)合地方實踐可以發(fā)現(xiàn)，政府權(quán)力清單的本質(zhì)在于將行政權(quán)力置換為行政行為，按行

政行為類型規(guī)范行政權(quán)力類型［23］

（P31），因而，依照上述《村民委員會組織法（修訂草案）》修改意見，地方

政府介入農(nóng)民集體決議的權(quán)力清單應當包含以下五種行政行為：行政備案、行政審查、行政強制、行政監(jiān)

督、行政調(diào)解。其中，對于農(nóng)民集體決議合法性審查主體、對象、程序，以及監(jiān)督執(zhí)行參與主體、方式、流

程等具體內(nèi)容，各地可因地制宜進行細化，以確保權(quán)力清單不流于形式。

其二，以“責任清單”明確行政機關(guān)介入農(nóng)民集體決議事項的追責與免責的邊界。2018年，中央機構(gòu)

編制委員會辦公室、國務院法制辦公室印發(fā)的《關(guān)于深入推進和完善地方各級政府工作部門權(quán)責清單制

度的指導意見》提出：應當在權(quán)力清單基礎上，逐項明確責任主體、問責依據(jù)、追責情形及免責情形等。

其中，追責情形與免責情形的確定既可以有效遏制以“尊重村民自治”為由逃避法定職責的行政不作為，

也可以給予基層政府積極參與法治鄉(xiāng)村建設的信心。首先，針對政府介入農(nóng)民集體決議行為的追責情

形，各地應對照地方政府介入農(nóng)民集體決議權(quán)力清單，對鄉(xiāng)、民族鄉(xiāng)、鎮(zhèn)的人民政府怠于履行、越權(quán)行使

法定權(quán)力等行為進行追責。例如，當鄉(xiāng)鎮(zhèn)人民政府在農(nóng)民集體決議糾紛中存在以下四種不作為情形的，

應由上一級人民政府向相關(guān)部門與主要負責人追責：（1）鄉(xiāng)鎮(zhèn)人民政府對農(nóng)民集體決議沒有盡到合法性

審查職責，導致違法農(nóng)民集體決議侵害村民合法權(quán)益的；（2）鄉(xiāng)鎮(zhèn)人民政府受理責令改正違法農(nóng)民集體

決議申請后，沒有通過走訪調(diào)查等方式盡到審慎管理職責，導致違法農(nóng)民集體決議未得到及時糾正，侵

害村民合法權(quán)益的；（3）鄉(xiāng)鎮(zhèn)人民政府責令改正違法農(nóng)民集體決議后，沒有對后續(xù)的執(zhí)行情況進行跟蹤，

導致違法農(nóng)民集體決議仍然長期存在的；（4）對于村民委員會反映的難以解決的農(nóng)民集體決議糾紛，鄉(xiāng)

鎮(zhèn)人民政府拒絕受理的。其次，針對政府介入農(nóng)民集體決議行為的免責情形，依據(jù)2018年中共中央辦公

廳印發(fā)的《關(guān)于進一步激勵廣大干部新時代新?lián)斝伦鳛榈囊庖姟返南嚓P(guān)規(guī)定，應當將糾紛性質(zhì)、客觀依

據(jù)、主觀動機等要件作為重要考量因素。亦即：（1）該類糾紛是否屬于農(nóng)村改革進程中出現(xiàn)的新問題。

為了維護行政機關(guān)在農(nóng)村改革進程中“先行先試”的積極性與創(chuàng)造性，對所涉爭議焦點屬于新問題、新情

況的農(nóng)民集體決議糾紛，調(diào)查機關(guān)應當審慎對待行政機關(guān)在處理該類糾紛時存在的過失，在結(jié)合其他因

素綜合判別的基礎上酌情將其納入容錯糾錯機制。（2）該類糾紛是否具有明確的法律法規(guī)和政策文件規(guī)

定。在“基層探索—充分試點—頂層設計—因地制宜”的農(nóng)村改革路徑中，農(nóng)民集體決議內(nèi)容往往受制

于法律法規(guī)缺位、政策文件相互矛盾等客觀因素，導致在合法性判斷等問題上難以達成共識。是故，在

法律法規(guī)和政策文件較為模糊或存在沖突的情形下，因?qū)τ诜煞ㄒ?guī)或政策文件的理解不同而造成行

政敗訴或糾錯的案件，應當適用容錯糾錯機制。（3）針對該類糾紛的行政行為是否基于化解基層矛盾糾

紛、維護社會穩(wěn)定的目的。對于行政機關(guān)基于化解基層矛盾糾紛、維護社會穩(wěn)定等目的主動作為，且并

未造成不良影響或后果的行政訴訟、行政復議案件，若存在敗訴或糾錯情況，調(diào)查機關(guān)應在結(jié)合糾紛性

質(zhì)、客觀依據(jù)等因素進行綜合考量的基礎上，酌情將其納入容錯糾錯機制。

（二）統(tǒng)一規(guī)則：明確農(nóng)民集體決議糾紛獨立案由與撤銷權(quán)客體

習近平指出，“如果人民群眾通過司法程序不能保證自己的合法權(quán)利，那司法就沒有公信力，人民群

眾也不會相信司法”［24］

（P22）。司法機關(guān)應堅持立足于法、著眼于民的治理原則，從確立農(nóng)民集體決議糾

紛獨立案由、擴大農(nóng)民集體決議撤銷權(quán)適用對象等方面著手，統(tǒng)一司法審判規(guī)則，完善司法治理體系，進

而真正實現(xiàn)“案結(jié)事了人和”的治理目標。

其一，確立農(nóng)民集體決議糾紛為獨立案由。將農(nóng)民集體決議糾紛確立為獨立案由，不僅有利于統(tǒng)一

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丁 文 等：鄉(xiāng)村治理共同體視角下農(nóng)民集體決議法治化的雙重樣態(tài)與實現(xiàn)路徑

農(nóng)民集體決議糾紛案件的受理規(guī)則，也是應對利益導向轉(zhuǎn)變下農(nóng)民集體決議糾紛激增的應然選擇。隨

著農(nóng)村集體經(jīng)濟的發(fā)展壯大以及農(nóng)民土地財產(chǎn)權(quán)益的不斷顯化，農(nóng)民集體決議機制的重要目的是希望

表決者從公共利益的角度出發(fā)，公平、合理地處理好征地補償費分配、集體財產(chǎn)收益分配等事項。然而，

從利益角度上考量，落實集體土地所有權(quán)中個人利益的凸顯，必然使得個體在決議過程中從預設的“公

共利益導向”轉(zhuǎn)變?yōu)楝F(xiàn)實的“自利導向”，而在法律規(guī)范缺失、救濟渠道不暢等多重因素的疊加下，外嫁

女、非成員繼承人等少數(shù)人群體與多數(shù)人群體之間的利益沖突往往愈演愈烈。有學者通過對法院大數(shù)

據(jù)平臺分析發(fā)現(xiàn)，當前訴訟增加體現(xiàn)在兩個方面，一是土地糾紛數(shù)量的上升，二是土地糾紛上升到訴訟

層面的事件增多，而這兩者均與鄉(xiāng)村自治規(guī)范性有關(guān)［25］

（P51）。此外，隨著相關(guān)研究的深入進行，農(nóng)民集

體決議效力規(guī)則正在不斷地完善，故除了單一的農(nóng)民集體決議撤銷糾紛外，農(nóng)民集體決議效力確認糾紛

也將逐漸增多。是故，最高人民法院應適時將農(nóng)民集體決議糾紛確立為一項獨立案由，條目下可包含農(nóng)

民集體決議撤銷糾紛、農(nóng)民集體決議效力確認糾紛等。同時，應明確該類案件既可以通過調(diào)解、行政處

理的方式進行解決，也可以直接向法院提起訴訟。

其二，擴大農(nóng)民集體決議撤銷權(quán)的適用對象。依據(jù)當前鄉(xiāng)村治理實踐的現(xiàn)實需求，有必要將農(nóng)民集

體決議糾紛撤銷權(quán)的適用對象適當擴大。首先，農(nóng)民集體決議糾紛撤銷權(quán)的適用對象應涵攝村民會議、

村民代表會議形成的決議。從現(xiàn)行立法規(guī)定以及尊重村民自治主體地位等維度上看，實際上，《村民委

員會組織法》第36條第1款的規(guī)定，其立法意旨并不包含村民會議等自治組織主體形成的決議。因該項

條款位于“民主管理與民主監(jiān)督”章節(jié)，而該章以村民委員會為主體建構(gòu)起了包含民主管理與民主監(jiān)督

職責內(nèi)容與規(guī)制措施在內(nèi)的運行規(guī)則。是故，該條款所規(guī)制的對象應當為村民委員會未經(jīng)法定程序擅

自作出的涉及村民利益的決定。例如，私自處分村集體財產(chǎn)、私自確定征地補償費分配方案等。從村民

自治的主體地位上看，村民（代表）會議表決已經(jīng)成為當前鄉(xiāng)村治理中各項事務的必經(jīng)程序。村民自治

既不是村民個人自治，也不是村民委員會自治，而是作為自治主體的全體村民的自治［26］

（P129）。而受到

團體關(guān)系的制約，個體村民作為村民自治主體的組成部分，主要依托村民會議、村民代表會議，通過決議

這種溝通個人與團體的自治機制來實現(xiàn)。值得肯認的是，為了回應現(xiàn)實需求，《村民委員會組織法（修訂

草案）》將村民會議、村民代表會議決議與村民委員會決定區(qū)分開來，在第36條第2款中既沿襲了村民會

議或村民代表會議決議侵權(quán)的行政救濟途徑，也增設了關(guān)于村民會議、村民代表會議決議撤銷權(quán)的內(nèi)

容。但依照該項條款的表述，農(nóng)民集體決議糾紛撤銷權(quán)在行使過程中可能面臨行使順位的問題，即對于

侵害村民合法權(quán)益的農(nóng)民集體決議，司法撤銷權(quán)是否需要后置于行政處理權(quán)？對此，必須予以明確。建

議將《村民委員會組織法（修訂草案）》第36條第2款后段內(nèi)容修改為：“村民自治章程、村規(guī)民約以及村

民會議或者村民代表會議的決定違反前款規(guī)定的，既可以由鄉(xiāng)、民族鄉(xiāng)、鎮(zhèn)的人民政府責令改正，也可以

由受侵害的村民依法向人民法院申請撤銷。”其次，農(nóng)民集體決議糾紛撤銷權(quán)的適用對象應擴大至村民

小組會議作出的決議。事實上，當前的改革重點并不在于村民自治的有效實現(xiàn)層級到底是村還是村民

小組，其根本目的是通過村民自治的村民小組試點來加強鄉(xiāng)村治理，最終實現(xiàn)有效治理［27］

（P57）。實踐

亦表明，以村民會議與村民代表會議為主要載體的民主決策機制長期受制于人口較多、地域范圍較大、

居住分散等客觀因素，面臨管理難、召開難等現(xiàn)實問題，而新時代背景下以“擴大民主范圍、實現(xiàn)治理有

效”為特點的村民小組治理模式，一定程度上激發(fā)了村民參與民主大會的積極性，使得民主決策從形式

化走向?qū)嵸|(zhì)化?！蛾P(guān)于開展鄉(xiāng)村治理體系建設試點示范工作的通知》與《關(guān)于加強法治鄉(xiāng)村建設的意見》

均明確指出，應“探索建立村民小組議事協(xié)商機制”“探索村民小組協(xié)商和管理的有效方式”。是故，在治

理重心下移的改革背景下，為建立健全村民小組民主決策、民主協(xié)商制度，防止村民小組會議決議游離

于法治之外，應當在《村民委員會組織法（修訂草案）》第37條關(guān)于“村民小組會議召開程序”的規(guī)定中增

設第 3 款，即“村民小組會議作出的決定侵害村民合法權(quán)益的，受侵害的村民可以申請人民法院予以

撤銷”。

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