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第1篇：世界經濟增長史范文

關鍵詞：世界經濟；中國經濟；困局；增長前景

中圖分類號：F820.5；F114.3 文獻標識碼：A doi:10.3969/j.issn.1672-3309（x）.2012.03.33 文章編號：1672-3309（2012）03-72-02

自2007年初美國爆發的 “次貸危機”引發金融危機與經濟危機以來，全球經濟險象環生，失業率高居不下，銀行倒閉，股市暴跌，企業破產，經濟衰退。歷時四年多，世界經濟仍然無法走出低迷，隨著希臘，愛爾蘭，葡萄牙債務危機的升溫，債務危機開始從歐元區國家向核心國家蔓延。世界經濟將走向何方，學者們眾說紛紜。對于經濟危機的根源，大多認為次貸危機是直接原因，如寬松的貨幣監管，過度的貨幣供給，過高的消費率等[1]；也有些學者從其他角度入手解釋，如重大革命性技術未能實施并廣泛應用[2]，經濟的長波運行后實體經濟與虛擬經濟偏離差距過大[3]等。實際上，如果從一個較長時間和更廣闊的空間看，就會發現華爾街金融風暴就是一種非常態經濟增長的終結。中國經濟在過去依靠有利的外部條件，呈現出低消費、高儲蓄、高投資、高外貿依存度，以及增長顯著依靠投資和出口拉動的特征。隨著外部條件和內部約束條件的轉變，中國的經濟增長方式也須作出調整。

一、世界經濟特定條件下的非常態高增長

戰后西方主要民主國家，普遍擴大了人民民主參與權，福利主義盛行，在凱恩斯主義經濟學的推波助瀾的作用下，刺激了政府過度發行貨幣，財政赤字居高不下。然而，20世紀80年代，美國以信息技術和生物技術為主導的技術創新取得突破并進入大規模運用階段，不僅使得供給端更有效率，還產生了新一輪巨大有效需求。加之柏林墻倒塌，前社會主義國家轉軌市場經濟使得25億廉價勞動力融入到世界市場，這二者共同穩定了美國制造業工人的工資和商品價格，使得美國擴張貨幣而沒有通貨膨脹。正是這些因素的積累作用，美國經濟保持了20多年的快速增長，吸收了世界上近70%以上的新增儲蓄，美國由原來最大的資本輸出國和債權國變為了最大的資本輸入國和債務國，美國自然也由此成為該期間世界經濟增長的主要引擎。

今天，中國等新興國家的剩余勞動已接近用完，以不變價格獲得無限勞動供給已無可能；短期里，也看不到能夠替代IT革命的技術革命。今天，過度發行貨幣而沒有通貨膨脹的時代已經去而不返了。所以，還處在金融危機之中，大宗商品價格也輪番地大幅上漲。 在金融危機中，一些國家已經不得不緊縮財政了[4]。金融危機是深刻的教訓，過去借錢消費、超前消費的行為方式已不再時髦。危機中實施財政緊縮無疑是痛苦的，也不可能靠一、兩年的緊縮恢復健康的財政狀況，未來人們會更加重視財務紀律。這帶來我們一個基本判斷：過去二十年，世界經濟其實是一種非常態的高增長，未來世界經濟將從過去的非常態高增長恢復到常態的增長。

二、西方世界經濟結構調整的困難

當今的世界經濟并不是簡單的有效需求不足的問題，而是存在重大結構失衡的問題。

華爾街金融危機后，美國的失業率高達10%。奧巴馬政府和美聯儲貨幣當局安排了巨大的財政刺激計劃，但失業率仍居高不下。政界認為原因在于人民幣的低估，沒有價格和工資管制。世界經濟存在的重大結構失衡的根本原因，在于西方國家的高福利、高工資，在于中國經濟存在著的“投資沖動”和“消費壓抑”。 法國只是要減少一點福利，增加勞動市場的彈性，就遭到了工人的罷工反對。柏林墻倒塌，25億廉價勞動力融入到世界市場，西方國家的高福利、高工資應該不能維持了。然而過去20年，由于來自發展中國家廉價制造品對于物價的抑制，西方國家的實際工資不但沒有向下調整，反而是上升了。這才是世界經濟結構失衡的根本原因，也是金融危機爆發的深層次原因。

西方國家不降低高福利，不增加勞動市場的彈性，無法面對來自發展中國家的競爭，世界經濟也不可能重回高增長、低通脹軌道。由此，西方的問題，在于民主政治，在于福利主義。這里不是反對民主政治和社會福利，而是如何使民主體制、選舉政治、福利制度與審慎財政和穩定貨幣相協調，才是西方國家今日面臨的需要解決問題！但這樣的調整顯然不容易。擴張貨幣已經不可能真正刺激實體經濟了。過去二十年，各國貨幣擴張的另一個后果，是當今世界流動性泛濫、熱錢成災，但凡供給彈性偏低的產品都容易變為資產。貨幣擴張帶來的將不主要是就業增長，產量增加，而是資產泡沫，投機盛行。今天的中國經濟的各種“炒”就是這樣的投機經濟。

三、中國特殊的經濟增長結構

（一）中國的高增長及增長結構源于工業化和城市化

事實上，高儲蓄、高投資是一個國家工業化、城市化必不可少的一個條件。但是中國的高增長有兩大不同尋常的特征：一是中國的高增長時間長，增長速度也高，在30年的時間里保持了9.1%的平均增長率；二是在經濟持續高速增長的同時，本來偏高的儲蓄率和投資率呈現出上升的趨勢，而本來偏低的消費率則呈現出下降的趨勢，需求和供給的結構在發生著不對稱的變化[5]。因此，要引入幾個因素加以解釋。 首先是中國特殊的人口結構以及與之相聯系的“人口紅利”。從上個世界60年代開始，中國適齡勞動人口逐漸上升，到2004年，適齡勞動人口比重已經達到72%,加之上世紀70年代以來計劃生育政策的強制推行，中國經濟社會在整體上呈現出典型的青壯年特征。在一個人口結構正常穩定的社會里，不需要借助國際社會來實現總供給和總需求的平衡，可以追求國際收支平衡、貿易平衡。但是中國社會的人口結構不是正常穩定的狀態。中國社會所呈現出的典型的青壯年特征，決定了中國經濟必然在整體上呈現出儲蓄大于投資的局面。作為國家整體，儲蓄大于投資就要表現為貿易順差，否則，經濟的均衡增長就不能實現。在這段時期之內，中國經濟不能靠自身維持充分就業下的均衡高增長。過去三十年來，中國經濟就處在這樣的時期。

（二）中國經濟典型特征及非常態發展所存的問題

首先，中國國有經濟比重高，政府介入具體經濟活動深，這使中國經濟具有典型的軟預算約束特征。其次，產權國有，特別是土地等重要生產要素國家壟斷所有，國民收入分配中政府所占比重高，加之教育、醫療、失業、養老社會保障體制不健全等原因，制度性的“消費壓抑”形成高儲蓄率和低消費率。第三，外需的至關重要性。中國經濟之所以能夠克服1998至2002年期間所面臨的生產過剩和通貨緊縮壓力，成功實現持續高速增長，正是得益于加入WTO之后外需的強勁增長。對外開放為我們帶來大規模工業生產的知識、技術以及大范圍市場交換的契約，對外開放為我們的經濟增長提供了初始的和持續的推動力。因此，排除社會保障不健全、教育社會化程度低以及高房價等對于消費的抑制作用，中國經濟仍然會是一個高儲蓄、低消費的國家，經濟仍然呈現巨額貿易順差。

在貿易順差下，中國又存在著長期的資本項目順差。但我們也要看到這種“扭曲”存在的積極作用，其在于通過外資的流入讓國外的技術、管理、關于生產和市場的知識與我們眾多的人口相結合，形成了現實的生產力。 “扭曲”背后其實是暗藏巨大收益的，但是這種扭曲政策存在很大的負面效應，表現為資源過度利用，環境遭到破壞，國民的收入沒能隨經濟增長同步增長，積累的巨額外匯儲備承擔著越來越高的風險。我們還得清楚，上述現象收益超過成本，不僅要以存在大量剩余勞動力為前提，而且需要有利的外部條件。其核心是我們形成的巨大產能要能夠被外部世界有效吸收。當勞動市場上劉易斯拐點到來后，增加就業的好處就減少或者消失了；當外部吸收降了下來，不能有效吸收我們因扭曲和過度投資而形成的巨大產能的時候，那么低消費、高儲蓄、高投資、雙順差這樣的增長結構，以及與這樣的增長結構相伴隨的高增長就不能維持了。

中國經濟還將面臨世界性超發貨幣的難題。上文指出，西方國家超發貨幣并不會增加他們的就業，這些錢一部分就會流向新興經濟體。在人民幣升值的預期下，熱錢就會大量流入中國，從而造成中國流動性過剩，資產泡沫。為了避免以房地產為主的資產泡沫，中國經濟已不能承受貨幣擴張之重了。否則，流動性泛濫，投機盛行，這對于我們這樣人口眾多、資源貧乏、人力資本含量不高的國家勢必是災難。房地產泡沫會剝奪窮人，補貼富人，造成兩極分化；會增加制造業成本，長期里將嚴重傷害制造業的競爭力；還可能給銀行體系造成潛在風險。泡沫最終會破裂的，泡沫愈大，最終造成的破壞會愈大。面對眾多挑戰，中國經濟也要適時做出調整。

四、中國經濟的選擇

既然世界經濟過去的高增長是非常態的高增長，最終必將回歸常態增長，于是我們的外需增長也將回歸到常態水平。開發內需，主要是國內消費需求于是變得至關重要。

（一）這是一個轉軌國家的制度制約問題，而不是一般市場經濟國家的消費傾向不足問題。國民收入分配中政府所占的比重過高，土地等重要生產要素國家所有，以及上游產品壟斷經營等等嚴重制約了個人和家庭的收入增長。這些都不是需求管理可以解決的問題，而是要通過改革制度才能解決。

（二）這又是一個人口眾多的發展中大國的發展問題。廣大中下層人民收入的提高，最終要依靠制造業來實現。然而今天的經濟是耐用品經濟，其特征是生產能力超過消費能力，為此需要外需吸收我們的勞動密集制造品。外需對于中國經濟長期至關重要。現在面臨外需減少，這就構成了矛盾。好些人認為農村存在巨大的存量需求可以開發。但實際并不是。追根溯源，不僅農民將來之收入提高依賴于制造業，就是他們既有的收入也是來自于制造業。邏輯上，我們要靠工業發展來讓農民富起來，而不是通過農民的消費來吸收工業的巨大產能。

（三）克服“投資沖動”也具有必要性。給定人民幣不得不緩慢升值[6]，而西方國家超發貨幣不易停下，那么資本項目管制可能不得不重新嚴格起來。土地等重要生產要素私人所有可能也是必要的政策選項，這不僅增加了吸收過量貨幣的廣闊天地，可以有效避免房地產泡沫漲大，同時還可以有效增加民眾收入，增加國內消費。世界上，沒有一個國家土地等重要生產要素公有而老百姓是富裕的，國內消費需求是旺盛的。

要使我們的外需增長回歸到常態水平，那么中國經濟必須調低增長預期。無論從需求方面看，還是從供給方面看，曾經8%以上的高增長的經濟環境已經發生了改變。未來中國經濟將會告別8%以上的高增長時代，很可能會回到一個7%左右的中速增長時代。同時，增長方式、競爭方式也要隨著約束條件的轉變而轉變。

參考文獻：

[1] 宋玉華、葉綺娜.后危機時代世界經濟再平衡及其挑戰[J].經濟理論與經濟管理,2010，(05).

[2] 方芳、唐五湘. 重大革命性技術與經濟危機的關系研究[J].科技進步與對策，2009,（12）.

[3] 文進.美國經濟危機原因及其影響的新解釋[J].當代財經，2010,（10）.

[4] Tom Bramble.Crisis and contradction in the world economy [J]. Journal of australian political economy.

第2篇：世界經濟增長史范文

[論文摘要]：經濟增長問題是宏觀經濟理論研究的一個重要的內容，長期以來，人們對經濟增長理論進行了大量的研究，產生了各種不同的理論和思想。這一方面反映了人們對影響經濟增長的各種因素的認識過程，另一方面也反映了對各種因素的相對重要性以及各種因素間的相互關系有著不同的看法，對經濟增長問題的研究對于促進我國經濟高速、穩定、持續的增長具有重要的理論意義和現實指導意義。 

 

 

一、關于經濟增長 

 

經濟學家對經濟增長的定義有不同的觀點，最常見的有兩種。一種觀點認為，經濟增長是指一個經濟所生產的物質產品和勞務在一個相當長的時期內的持續增長，也即實際總產出的持續增加。另一種觀點則認為，經濟增長是指按人口平均計算的實際產出的持續增加。 

其實，每種定義都有其優越性，如果要研究一國經濟實力的變化，那么實際總產出就具有重要性；如果要研究人民生活水平的改善和經濟發展水平的提高，那么人均實際產出的增長就有決定意義，在本文中，我們將經濟增長定義中的實際產出的持續增長放松為實際總產出的增長。 

經濟增長理論是經濟學中爭議最大的領域之一，長期以來，為了對經濟增長尋求一個令人滿意的解釋，經濟學家對經濟增長進行了大量的研究。對經濟增長問題的論述最早見諸于英國古典經濟學家的著作。從那時起，經濟增長就一直沒有被經濟學家所忽略，特別是第二次世界大戰以后，經濟增長便成了經濟學中的核心問題，經濟增長理論有了極大的發展，各種理論相繼出現下面對主要的經濟增長理論的發展進行簡要地回顧和分析。 

 

二、世界各國經濟理論對比分析 

 

(1)古典經濟增長理論，古典經濟增長理論可以說是現代經濟增長理論的思想淵源。它的某些結論，在今天看來，仍然是有用的；有些觀點，如同最初出現的那樣，至今仍是爭論的話題。古典經濟學家研究經濟增長問題源于當時特定的歷史條件，當時英國的政治、社會、經濟環境處于一個大變革時期，工業革命已經拉開序幕。經濟學家必須對工業資本主義的運行方式，基本促進因素及其發展結果予以科學的解釋。古典經濟學家對經濟增長的研究主要側重于分析經濟增長的決定因素，在古典經濟學家中，對經濟增長間題論述較多的主要有魁奈、斯密、馬爾薩斯、李嘉圖等人。但在古典經濟增長理論中真正具有代表性的是斯密和李嘉圖所提出的增長理論。 

亞當·斯密在其經典著作《國民財富的性質和原因的研究》(1766)一書中，最早論述了經濟增長問題。其增長理論主要有兩個特點：一是引入了勞動分工；二是區分了“生產性”和“非生產性”兩類勞動，他認為生產性勞動占全部勞動的比例以及勞動分工引起的勞動生產率的提高是決定國民財富增加的主要因素。“勞動生產力上最大的增進，以及運用勞動時所表現的最大熟練、技巧和判斷力，似乎都是分工的結果”。斯密同時強調，勞動分工受市場范圍的限制，因此勞動生產率與需求之間建立了互相促進的關系，對一個人勞動生產物需求的增長會提高他的勞動生產率、實際工資以及他對其他人的勞動生產物的需求，這就構成了經濟增長的推動力。 

“生產性”勞動加在物上能增加物的價值，即可生產價值，而“非生產性”勞動則不能夠。經濟增長能否維持下去，取決于全部勞動者中有多少勞動者愿意從事生產性的勞動，這解釋了為什么有的經濟的增長能夠持續下去的原因，大衛 李嘉圖在《政治經濟學與賦稅原理》(1817)中提出了經濟增長的個重要的概念：報酬遞減規律，他對增長理論的貢獻主要有兩點：一是指出經濟增長最終將趨于停止，即達到所謂的“停滯狀態”；二是將收入分配與經濟增長聯系在一起，說明了國民收入分配在經擠增長中的重要作用，在土地上增加投資，得到的回報會不斷減少，因此得出一個悲觀的結論；經濟增長最終會停止。決定收入分配的力量同樣也會導致經濟增長最終走向停止，這是因為勞動力生產出的剩余中，資本家的份額在不斷下降，這一方面減少了儲蓄，另一方面，利潤率的下降減少了對投資的刺激作用，古典經濟增長理論認為，投資和積累過程是經濟增長的核心，封建社會發展緩慢的關鍵原因在社會產品中絕大多數被用于非生產性消費，而不是生產性投資，古典經濟學家所分析的經濟增長過程遵循收益遞減的規律，經濟增長過程從長期來看將趨于停止，最終結果是一種停滯狀態。但從那以后的200余年里，經濟發展并沒有出現停滯的跡象，這表明古典增長理論關于經濟增長的描述并不科學。后來的經濟學家指出古典增長理論的一個最明顯的不足之處是他們關于規模收益遞減的假定。他們沒有觀察到技術進步，只把增長過程看作是人口增長和資源消耗與資本積累和市場擴大之間的競賽。

(2)新古典增長理論經濟增長成為現代經濟學中的核心問題始于50年代末索洛等人建立的新古典增長理論。索洛(robertsolow)的《對經濟增長理論的一個貢獻》(1956)和斯旺(trevorswan)的《經濟增長和資本積累》(1956)奠定了新古典經濟增長理論，由索洛最早提出的增長理論源于對哈羅德一多馬增長理論中缺陷的修正，哈羅德一多馬模型的缺點之一是假定生產技術是不變的，對于一個給定的儲蓄率，能夠實現均衡的有保證的增長率只有一個唯一的數值，但是實現充分就業的穩定增長的條件除非特殊情形，一般很難實現。所以，即使經濟能夠沿著一條均衡增長的軌道向前發展，那么這條軌道將猶如“刀鋒”，一樣狹窄，一旦偏離這條軌道，經濟增長的路徑將表現為累積性的經濟擴張或經濟收縮，為了克服哈羅德一多馬模型的局限性，索洛、斯旺、米德和薩繆爾森等經濟學家提出了一類新的增長模型，這類模型的一個共同特點是：認為哈羅德一多馬模型的“刀鋒”式的增長路徑是可以避免的，充分就業的穩定增長可以通過市場機制調整生產中的勞動與資本的配合比例來實現，同時，索洛等人還指出：從長遠的角度來看，不是資本積累和勞動力的增加，而是技術進步才是經濟增長的決定因素，索洛的增長理論包含了許多重要的經濟內涵，但其理論框架卻比較簡單而又極其精致，索洛等人的理論模型的核心是關于總量生產函數性質的假設。新古典經濟增長理論中的生產函數具有下面的性質： 

(i)規模收益不變； 

(ii)生產要素的邊際收益遞減； 

第3篇：世界經濟增長史范文

關鍵詞：銀行業結構；經濟結構；經濟發展；實證研究

中圖分類號：F830 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2012）36-0070-04

引言

近年來關于金融結構與經濟發展的關系一直是廣大經濟學家所研究的重要領域，而金融結構中重要的銀行結構也受到很多的關注。理論界關于經濟增長與金融結構關系的相關研究己經有了很多。著名經濟學家戈德史密斯在早期就研究過這一理論，而后人在他的研究成果上進行了更深入的探討。雖然對金融結構的研究很多，但是對金融結構中銀行結構的研究卻很少。關于經濟發展和銀行結構中的儲蓄結構之間關系的研究，目前還沒有形成成熟的理論體系。但在中國乃至世界的金融發展史中，經濟發展與銀行結構之間肯定存在某種必然聯系。

目前中國的市場經濟體制還不完善，我們還面臨著經濟建設資金匾乏，而儲蓄率卻居高不下的尷尬局面。因此研究經濟發展與銀行結構之間的關系也顯得尤為重要。本文利用中國的分省面板數據，通過實證分析經濟結構和銀行結構的匹配程度與經濟發展之間的關系，從而為儲蓄結構的合理安排，提高銀行儲蓄的使用效率，提供淺薄的建議，從而使經濟資源在全國范圍內得到最優配置。

一、文獻綜述

金融結構與經濟發展關系的理論研究一直以來就是學術界研究的熱點。在相關金融研究理論中最早且最有影響力的就是金融結構理論，經濟學家對金融結構理論的研究可以追溯到20世紀50年代。愛德華·肖和約翰·G.格利在20世紀50年代共同出版了《金融中介機構與儲蓄一投資過程》和《經濟發展中的金融方面》[1]，書中重點闡述了金融結構是如何影響經濟發展的，指出在投資—儲蓄過程中，金融機構發揮了重要的作用。1960年，肖和格利合作發表了《金融理論中的貨幣》[2]。書中指出，間接融資和直接融資是外部融資的主要形式。而真正為金融結構理論奠定了基石的是1969年美籍經濟學家雷蒙德·W.戈德史密斯（Goldsmith）《金融結構與金融發展》的發表[3]。書中創造性地提出了衡量一國金融發展水平與金融結構的流量和存量指標，對影響金融發展與金融結構的因素以及這些因素之間的相互關系進行深入的研究。但戈德史密斯沒有分析這種變動的內在機制是什么。為了克服金融發展可能存在的內生性，La Portaetal（1997，1998），Levine （1998，1999），Loayza和Beck（2000）[4]，Levine和Beck（2003）[5]等用法律起源作為工具變量，來研究金融的發展，研究分析了經濟發展與金融結構之間的關系。但上述研究大多數都有一個假設前提，即競爭性市場，但金融中介在現實經濟中的常態是非完全競爭。此時，就不能確定經濟增長與銀行結構之間的關系。

經濟學家們在很早以前就已經關注經濟發展中銀行所起到的重要作用。Schumpter（1912）[6]早在1911年就認識到銀行可以擔任社會人的角色。但經濟學家對經濟發展與銀行結構之間關系的研究起步卻很晚，在已有的研究中也尚未得出一致的結論[7]。例如，鞠源與于良春（1999）[8]用產業經濟學方法研究分析了中國銀行業結構。他們認為中國銀行業是寡頭壟斷，中國銀行業存在著國有壟斷的低效率以及過度集中的問題。但并沒有明確提出經濟增長與銀行集中程度之間的關系。劉明興、林毅夫和章奇（2002）[9]研究分析了各國的銀行結構。同時指出：在研究銀行結構影響經濟增長的模型中，大家都沒有考慮到銀行分工的差異，大銀行和中小銀行對不同規模、不同性質的企業提供金融服務的優勢不同，指出銀行部門的多元化發展將有利于中國的經濟增長。但上述文獻中都沒有對經濟增長與銀行業集中度的關系進行實證研究。王紅（2005）[10]研究表明：經濟增長與銀行集中程度有關，但結果并不顯著。同時也表明促進資本市場的發展對中國的經濟發展有顯著的作用。但研究中并沒有提到銀行結構與經濟結構的匹配問題，因此林毅夫、姜燁（2006）[11]關于《經濟結構、銀行業結構與經濟發展》中對于銀行結構與經濟發展的關系提出了假說，他們認為，銀行業結構、經濟結構與金融結構之間如果匹配程度高，將會促進經濟的增長和發展；否則，將會阻礙經濟的增長和發展。并利用中國分省的面板數據，對提出的假說進行了實證檢驗，但其中的一些結果可能因為某些原因，并沒有與預期相符。因此本文在他們模型的基礎上，對模型進行了修正，加入了新的變量，利用中國的分省面板數據，通過實證，分析經濟結構與銀行業結構的匹配程度與經濟發展之間的關系，對我們提出的假設進行了實證檢驗。

二、模型和數據

（一） 研究假設

我們做如下假設：

假設1：經濟增長與銀行業結構之間有必然聯系，經濟結構與銀行業結構之間的匹配程度是影響經濟增長的重要因素。

假設2：在國有大中型企業占有比重高的地區，銀行集中程度越高越有利于經濟的發展。

假設3：在非國有中小企業占有比重高的地區，若銀行集中程度很高，將阻礙經濟的增長。

（二）模型及變量的設定

我們設定模型的目的在于：研究經濟增長與銀行業結構之間的相互關系。證明我們的假設，即并不是銀行業的集中程度越高就越利于經濟的發展，經濟結構與銀行業結構的匹配程度是影響經濟發展的重要因素。因此我們用銀行集中度與企業結構指標的乘積來表示銀行結構與經濟增長的匹配程度[12]。本文以柯布—道格拉斯的生產函數為基礎，將利用中國2002—2004年各省的面板數據建立模型。

1.基本模型

2.被解釋變量

RGDPit是被解釋變量，表示的是各省實際的人均GDP，因為我們考察的是銀行結構與經濟增長之間的關系，因此經濟的增長我們用人均GDP來表示。其中，下標t表示時間，i表示省份。

3.解釋變量

Kit為資本投入，用各省市全社會總的固定資產投資來表示。模型中我們取其自然對數lnKit。Lit表示為勞動投入，用各省總就業人數來表示，在運算中取其自然對數。

BSit表示銀行業結構指標，我們將銀行結構定義為：商業銀行的構成及其相互關系所形成的壟斷競爭程度以及銀行分工形式。而從壟斷競爭的角度而言，則指銀行的效率是否受到銀行市場壟斷競爭的影響，進而影響經濟的發展。從銀行分工的角度來看，則是指不同類型的銀行在不同的領域發揮著各自的比較優勢，為各類銀行客戶提供各種金融服務。文中我們用所有制集中度和市場份額集中度來衡量銀行結構，即銀行存款集中度，因此，文中我們選取各省市轄區內國有四大銀行（中、農、工、建）各年年末的存款余額在所有金融機構年末的總存款余額中所占的比重來作為銀行存款集中度的度量值[13]。BSit表示銀行結構本身對經濟增長的影響。

ESit和NONit都是經濟結構指標。ESit表示各省市大型企業的比重，用大型企業的工業產值與所有企業的工業總產值之比來衡量[14]。其中，NONit為非國有經濟比重，由于數據的原因，我們用（1-國有及國有控股企業生產總值/工業企業總的產值）來表示。之所以單獨用ESit這一解釋變量，主要是為了研究中國的經濟結構對經濟發展的影響。

為了更好的表示經濟結構與銀行結構之間的匹配程度對經濟發展的影響，我們用ESit*BSit、BSit*NONit來分別表示銀行業結構與大型企業的匹配程度對GDP的影響、銀行業結構與非國有經濟的匹配程度對GDP的影響。

在方程中，α為截距項，￡it為誤差項，服從方差為σ2，均值為0的正態分布。下標i表示的是省份，t表示的是年份。

（三）數據的選擇

我們的分析對象是全國27個省市在2002—2004年期間的經濟結構、銀行業結構以及其他經濟發展狀況，因此根據《中國統計年鑒》[15]、中國經濟信息網、以及其他論文中出現的相關數據計算、編制得出中國（2002—2004年）有關的面板數據。有些數據不能直接得到，如NONit為非國有經濟比重，因此我們用（1-國有及國有控股企業生產總值/工業企業總的產值）來表示[16]。由于某些地區的相關的數據很難找全，因此本文的研究對象不包括重慶、四川、、海南四個地區。其他27個地區都包含，分別是：河北、新疆、北京、山西、云南、內蒙古、天津、遼寧、吉林、江蘇、上海、安徽、福建、河南、江西、湖南、廣西、貴州、湖北、甘肅、山東、黑龍江、陜西、青海、浙江、寧夏、廣東[17]。有關上述變量的描述性統計如下：

（四）計量的方法

本文利用各省的面板數據進行回歸分析，對計量結果進行顯著性檢驗，用的軟件是Launch Stata9。回歸的結果（如表2所示）：

結果中有幾個解釋變量的z的伴隨概率很高，不顯著。由于我們用的是面板數據，這可能是由于在不同樣本點上解釋變量以外的其他因素的差異比較大，存在異方差性。也可能是變量之間并不獨立，存在多重共線性或者存在序列相關性。因此為了增加計量結果的可靠性和穩健性，我們以人均GDP為被解釋變量對省級面板數據分別進行了隨機效應估計（Random effects estimates）和固定效應估計（Fixed effects estimates）[18]。通過對隨機效應估計和固定效應估計進行豪斯曼檢驗（Hausman Test），檢驗的結果是接受零假設，即支持隨機效應。因此我們對結果進行相應的修正。結果如下：

本文利用中國各地區面板數據對銀行業的集中程度以及經濟結構與銀行業結構之間的匹配程度對經濟發展產生的影響進行了實證分析。從表3中看出所有變量在95%的置信水平上是顯著的。結果表明，資本投入、人力資源投入、經濟結構、銀行結構以及經濟結構與銀行結構的匹配程度都對經濟發展有著不同程度的影響。

根據所得出的結果看出：表示資本投入和勞動投入系數的符號為正，而且系數很高，表明資本和勞動的投入仍然是經濟增長的重要因素。β3的符號為負，即并不是銀行業存款集中程度越高就越利于經濟的發展。存款集中度與經濟增長是負相關，即越高的存款集中度就越不利于經濟的發展。這點可能是資金沒有更好的利用，從而造成資源的浪費[18]。這也在一定程度上說明了銀行存款具有市場決定性。β4的符號為負，大型企業所占有的比重也不是越高越好，這樣可能使市場缺乏競爭，從而形成壟斷。因此加快中國經濟結構改革，努力發展中小企業，積極促進經濟的增長就顯得極為急迫和重要。存款集中度與大型企業比重乘積指標的符號為正；而存款集中度和非國有經濟的乘積指標的符號為負。也就是說：在國有大型企業占有比重高的地區，銀行越集中越有利于經濟的增長和發展；這可能是大型企業規模比較大，因此大型企業需要的資金數額比較大，中小銀行不能滿足其對資金的需求。而大型企業，特別是國有企業資金比較雄厚，信譽較高，也使得大型企業向大銀行借款較為容易，而大型企業有了足夠的資金從事生產經營活動，這就對當地的經濟起到了促進作用。因此在大型企業占有比重大的地區，銀行的集中程度越高就越有利于經濟的發展[19]。而在中小企業集中的地區，中小企業需要的資金要相對要少一些，若銀行業太集中可能導致資金的浪費。中小企業的信譽相對較低，中小銀行對貸款的條件相對要寬松一些，中小企業向中小銀行借款也相對容易一些，因此在非國有中小企業占有比重高的地區，銀行結構越集中越不利于經濟的增長。

四、政策意見

近年來，中國銀行業在迅速的發展，特別是中國加入世貿組織后，為了更好的促進經濟的發展，中國推進了一系列銀行體制改革，而其中經濟結構和銀行體制改革以及銀行結構的調整取得了一定的成就。但與現實經濟的需求相比，中國銀行結構的調整步伐明顯偏慢，銀行結構與經濟結構發展不協調，尤其是經濟發展中最具活力的中小企業和民營企業的融資問題。因此，為了促進中國經濟健康、迅速、持續發展，我們必須對銀行結構進行調整。根據目前中國的經濟結構狀況和金融發展階段特點以及經濟增長狀況，針對經濟結構和銀行結構領域存在的諸多不合理之處，我們可以從以下幾個方面采取措施。

（一）以大銀行為主導

在中國大型企業比重高、國有經濟比較發達的地區，銀行越集中，越能推動經濟的發展。在這些地區，可以適宜的提高銀行的集中程度，使得其與經濟結構相適應，從而推動經濟的發展。因此在發展銀行業時要積極促進大銀行的發展，以大銀行為主導。中國國有四大銀行的銀行集中度高，同時它們的市場份額占了中國銀行體系的絕大部分。國有四大銀行對促進中國經濟的增長發揮了巨大作用。

（二）積極發展中小銀行

根據我們前面的計量分析，我們已經了解到各省市的經濟結構與銀行業結構之間是相關的。想要使經濟迅速發展，不僅要加大資本和勞動的投入，還要使銀行結構與經濟結構更加合理。只有銀行結構適應經濟的發展，才能使中國經濟得到更好、更快的發展。在前面的結果中我們的明顯可以分析得出，并不是銀行業的集中程度越高就越利于經濟的發展。中國正在進行經濟體制的改革，近年來中國經濟結構的調整已經取得了一定的成就，中國積極支持鼓勵中小企業的發展。中小企業由于其規模小，信譽程度不高，因此向大銀行借款比較困難，這就限制了中小企業的發展。在中小企業集中的地區，中小企業需要的資金要相對少一些，若銀行業太集中可能導致資金的浪費。而中小企業的信譽較大型企業來說要低一些，貸款的風險要大一些，但中小銀行一般是地方性銀行，這樣的銀行對當地的經濟條件和中小企業的經營狀況就比較了解，對風險的控制比較強。中小企業向中小銀行借款的條件相對要寬松一些。因此努力發展中小銀行，發揮他們的作用和優勢，積極促進中國經濟的發展。

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第4篇：世界經濟增長史范文

在今年經濟數據連續不佳的背景下，10月經濟數據回暖超出市場預期。但這也給我們帶來疑問，10月份是否成為中國經濟的轉點？中國經濟是否將從此進入穩步增長期？

PMI數據帶來新的曙光

首先需要注意的是GDP。GDP作為經濟情況最直接的反映，雖然是一個相對較慢的指標，但也是反映經濟是否筑底復蘇最硬性的指標。三季度GDP數據再創新低，說明實體經濟還處于最困難的階段，由刺激政策傳導向實體經濟復蘇還需要一個漫長階段。這也在客觀提醒我們，中國經濟是否能夠真正進入復蘇期還有待觀察。

其次值得關注的指標是PMI。作為經濟的先行指標，PMI在10月份回歸50上方，似乎說明中國經濟重歸擴張。當然，不能單一以PMI指標判斷經濟狀況，PMI能否帶動GDP和其他數據的筑底回升，仍然是我們需要密切關注的。

第三，CPI和PPI指標也各有看點。CPI同比數據降到2%下方，說明通脹不再是現階段主要矛盾，這更多體現在國家政策的制定上，政府將有更大的余地進行政策轉向。更重要的是，PPI指標也在本月出現見底回升。PPI的回升，能緩解市場中通脹轉通縮的憂慮，實際上，低通脹狀態才能為經濟復蘇提供更好的環境。

最后，10月份的進出口數據較9月份下降，但仍保持在穩定水平線上。實際上，除了今年1月進出口數據大幅下滑外，其他各月的平穩表現，說明經濟狀況并未對國內經濟產生重大影響。

經濟政策繼續小幅刺激

第5篇：世界經濟增長史范文

[關鍵詞]產業結構；經濟增長；誤差修正模型

[中圖分類號]F269．24 [文獻標識碼]A [文章編號]1004－518X（2011）11－0088－04

郭 文（1981―），女，廈門大學經濟學院博士研究生，江西省社會科學院助理研究員，主要研究方向為數量經濟學、統計學；（福建廈門 361005）李小玉（1965―），女，江西省社會科學院研究員，主要研究方向為區域經濟學。（江西南昌 330077）

本文系江西省社會科學規劃項目“后危機時代我國中部地區縮小居民收入分配差距的產業結構調整策略研究”（項目批準號：10JL10）、江西省社會科學院院級課題“環鄱陽湖區域產業結構與經濟增長關系的實證研究”的階段性成果。

一、引言

江西在過去30多年經濟改革過程中取得了輝煌的成就，三大產業得到了長足的發展。自20世紀90年代以來，第二、三產業對江西省國民經濟的帶動和影響作用越來越大，成為拉動國民經濟增長的重要力量。產業結構擺脫了改革開放以前“農業基礎薄弱，工業畸形發展，服務業水平低下”的局面，通過優先發展農業和輕工業，加強基礎產業、基礎設施建設，大力發展第三產業等一系列政策和措施，使江西省產業結構逐漸向優化和升級的方向發展。

正是在這樣一個背景下，本文試圖研究江西省的產業結構狀況，通過對該經濟區域的產業結構的定性和定量分析，了解它們對經濟增長的貢獻，為加快江西省產業結構調整、提高產業結構優化程度提供參考。

二、文獻綜述

關于經濟增長與產業結構之間關系的研究，最早可追溯到 17世紀英國經濟學家威廉•配第在他的名著《政治算術》中的論述。配第通過對不同行業（如農業和航海業）與不同國家（如荷蘭和其他歐洲國家）的人均收入產生差異的原因進行考察，得出“比起農業來，工業的收入多，而商業的收入又比工業多”的結論。若用現代經濟學的術語表達，即工業比農業，商業又比工業的人均附加值（勞均生產率）大。后人為紀念配第的功績，把這一發現命名為配第法則。配第的這一發現，確立了產業重心從低生產率向高生產率的轉移能夠提高整個經濟的效益，并促進經濟發展的這一基本思想。之后，英國經濟學家和統計學家阿林•克拉克對經濟增長與產業結構的關系進行了系統研究。1940年，克拉克在《經濟進步的條件》一書中運用 40多個國家的長期統計資料進行國際比較和時間序列分析，得出一個普遍的規律，即“隨著時間的推移和社會在經濟上變得更為先進，從事農業的人數相對于從事制造業的人數趨于下降，進而從事制造業的人數相對于從事服務業的人數趨于下降”。這就是人們通常所說的“配第―克拉克法則”。克拉克還進一步通過產業勞動生產率和產業結構變化來說明人均國民收入的增加，克拉克的研究成果為美國著名經濟學家西蒙•庫茲涅茨和 H．錢納里等人的進一步研究奠定了基礎。在克拉克研究成果的基礎上，西蒙•庫茲涅茨進一步搜集和整理了幾十個國家的統計資料，對勞動力和國民收入在三次產業之間的分布進行了研究和分析，不僅證明了“配第―克拉克法則”，而且還得出了農業部門在國民收入中的份額不斷下降、工業部門和服務業部門的份額不斷增加的重要結論，使得對經濟增長和產業結構關系的研究又前進一步。錢納里和賽爾奎因等將庫茲涅茨的研究領域進行了擴展，并提出了一種對不同國家工業化和經濟增長原因進行比較的研究方法，對結構變化對經濟增長和提高生產率的作用進行了研究和分析，評估了資源再配置和結構轉變的效果對生產率和產出增長的貢獻。他們指出：“在部門之間要素收益率存在顯著差異的情況下，結構變化就成為說明增長率和增長模式的重要原因，各種資源再配置似乎都對總生產率的增長具有顯著作用。”

西方學者對結構變動與經濟增長關系的分析大多是建立在發達國家的基礎之上的，顯然與我國的實際情況有較大差別。國內學者對我國經濟增長的研究大多數是建立在索洛（R．M．Solow）創立的新古典經濟增長理論模型之上的。而在我國結構非均衡現象是一個普遍現象，故該經濟增長模型假設的競爭均衡條件與我國情況并不相符，其研究結論對我國的參考意義也非常有限，有可能忽視經濟增長中的結構變動效應。近年來，產業結構變動在我國經濟增長中的作用已引起我國學者的重視，并形成了大量研究文獻。國內學者幾乎一致認為產業結構變動有助于經濟增長，而不同階段的經濟增長也會帶來產業結構的相應變動。本文運用誤差修正模型，對江西省產業結構變動的經濟增長效應進行實證分析，為產業結構政策提供理論分析和實證檢驗的依據。

三、江西省產業結構發展現狀

改革開放以來，江西三次產業呈快速發展態勢。據《江西統計年鑒》（2011）數據顯示，第一產業由1978年的36． 18 億元上升到2010年的1206．98億元，平均增長速度達5．28％；第二產業由33． 08億元上升到5122．88億元，平均增長速度達12．92％；第三產業由17． 74億元上升到3121．4億元，平均增長速度達11．36％。產業結構也得到了調整和優化。三次產業比由1978年的41．6∶38．0∶20．4調整為2010年的12．8∶54．2∶33。與1978年相比， 2010年第一產業的比重下降了28．8個百分點，第二產業比重則上升了16．2個百分點，第三產業比重上升了12．6個百分點。其中，尤其以1993年為產業結構調整的轉折點，打破了“一、二、三”結構，調整為“三、二、一”結構，到2003年更是發生了質的變化，優化為“二、三、一”結構，標志著江西第二產業亟待發展且第三產業虛高的狀態得到根本扭轉。但是，當前江西產業結構仍然存在許多問題，主要表現在以下幾方面。

（一）農業基礎仍然薄弱，農民收入增長緩慢，城鄉收入差距較大

從總體來看，雖然江西農業總產值在不斷上升，但其占GDP比重卻在不斷下降，農業基礎仍很薄弱，農業投入不足，抗御自然災害的能力還不強，農業產業發展仍然滯后。從農業產業內部來講，雖然結構有所改善，但長期以來仍然以單一的糧食生產為主，產業結構偏重于種植業，農產品加工業不發達，主要是出售原料和初加工農產品，農業產業化的水平不高，導致內部產業比例失調、土壤肥力下降、生態環境惡化和經濟效益低下，市場占有率高的優質農產品品牌也不多。農業勞動生產率低下，使得農民收入增長慢，城鄉收入差距不斷擴大。

（二）工業規模不大，結構不夠優化

首先，工業發展的規模及速度緩慢。2010年第二產業在全國第二產業增加值中所占的比重僅為2．75％。其次，輕重工業結構比例失調。規模以上工業增加值中，重工業的比重在不斷增加，工業結構的重型化在不斷發展，工業結構總體上呈現重型化趨勢，能耗高，其產品多為初加工產品，深加工產品比重極少，經濟效益較低。同時，重工業污染導致生態成本增加，大大降低了其環境競爭力。再次，傳統產業占比過大，先進制造業占比過小。傳統產業仍占江西產業的主體地位，先進制造業發展滯后。雖然工業占GDP比重較大，但仍然存在總量小、產業布局沒有形成集群、形成特色、形成品牌，重復建設比較嚴重、對外開放度低、科技創新能力弱、科技產出較低以及產學研結合不緊密等問題。

（三）第三產業內部結構不盡合理，基礎弱、競爭力不強、結構性矛盾突出

江西服務業仍以傳統的商業、交通運輸業為主體格局。新興第三產業，如金融保險、信息、咨詢、科技等發展顯然不足，現代服務業發展明顯滯后，服務領域狹窄、結構不完善、品種不豐富、規模不大、檔次不高、手段落后，與國際大型跨國公司相比存在很大差距。另外，服務業無論在服務品質上還是在服務技術上仍需大力改進。第三產業為江西工業化、城市化、現代化進程服務的功能不強。

總之，江西省產業結構層次已越過“一、二、三”、“二、一、三”的低級狀態，形成了“二、三、一”的格局。隨著今后經濟水平的提高，技術進步速度的加快以及社會消費需求的變化，江西省產業結構最終會向“三、二、一”的格局轉變。但是目前，江西省產業結構仍然存在發展協調性不夠、三大產業內部結構分布不合理、產業規模小、產品結構有待完善等問題。江西農業占GDP比重大的傳統產業結構色彩仍然很重。農業中，種植業和糧食比重大。江西第二產業低于全國平均水平，工業發展還很不充分，這也是江西經濟落后的癥結所在；工業中，比重較大的多數行業屬于產品差異性小、附加值低的初級產品。第三產業以傳統的流通和服務業為主，為現代工業服務的金融、通訊和信息產業相當薄弱，現代化水平不高，尤其是生產業發展緩慢，現代物流、電子商務、金融證券、旅游度假、教育培訓、中介服務、醫療保健、文化娛樂、休閑健身、社區服務等發展不足。

四、實證研究

（一）數據來源

根據本文的目的，我們選取的指標有國內生產總值（GDP）、第二產業產值（SI）、第三產業產值（THI）。這三個指標的范圍是從1978―2010年，數據來源于2011年《江西統計年鑒》。為了避免多重共線性的出現，我們選取的指標中沒有包括第一產業產值。為了消除價格因素的影響，我們對這三個指標進行指數平減，分別得到真實的GDP、SI、THI。為了消除異方差的影響，我們對真實的GDP、SI、THI取對數，分別記為LnGDP、LnSI、LnTHI。數據處理及建模過程采用STATA軟件進行。

（二）單位根檢驗

對LnGDP、LnSI、LnTHI分別進行單位根檢驗，發現這三個指標都是非平穩的，并且都是一階單整的，檢驗結果如表1所示。

由表1可知，LnGDP、LnSI、LnTHI三個指標顯然存在單位根。在5％的顯著性水平下，LnGDP、LnSI、LnTHI三個指標一階差分后都通過了單位根檢驗。

（三）模型構建

由LnGDP、LnSI、LnTHI都是一階單整的可知它們是一階協整的，因此，我們選擇誤差修正模型（Error Correc-tion Model， ECM）。誤差修正模型是由自回歸分布滯后（Autoregressive Distributed Lag， ADL）模型演變而來的，因此我們先構建ADL（1，1，2）模型如下：

lnGDPt＝0．42＋0．35lnSTt＋0．32lnTHIt＋0．76lnGDPt－1－0．17lnSIt－1－

（9．15／0．000） （5．91／0．000）（7．3／0．000）（－2．84／0．009）

0．31lnTHIt－1（1）

（－4．96／0．000）

R2＝0．9999，R2＝0．9998，DW＝2．27

其中，括號內給出的值分別是t值和P值，式中所有參數都具有顯著性，不應從中刪除任何解釋變量。式（1）中的解釋變量解釋了lnGDPt變化的99％，并且由DW值可知不存在自相關。

對模型進行移項，整理得：

?塄lnGDPt＝0．42＋0．35?塄lnSIt＋0．32?塄lnTHIt＋0．24×（lnGDP－0．75lnSI－2．67lnTHI）t－1（2）

式（2）即為誤差修正模型，其中lnGDP－0．75lnSI－2．67lnTHI是誤差修正項，記為ecm。

式（2）解釋了因變量lnGDPt的短期波動?塄lnGDPt一方面受到lnSIt和lnTHIt的短期波動的影響，另一方面還受誤差修正項ecm的影響，ecm反映了變量在短期波動中偏離長期均衡關系的程度。

（四）模型分析

由式（1）知，第二、三產業的滯后項對經濟發展有阻礙作用，這反映了如果第二、三產業在當期沒有得到發展或者發展滯后了，那么它們將會阻礙或延緩當期經濟的發展。由式（2）可知，第二產業、第三產業的短期波動對GDP的短期波動有正向作用，也即說明第二、三產業的發展能促進經濟的增長，這與現實情況相符。此外，由式（2）還可以看出，從目前的情況來看，第二產業比第三產業對江西經濟的促進作用更大，這與目前江西省的“二、三、一”產業結構情況相符，并且目前的經濟發展在一定程度上偏離了長期均衡。

五、對策建議

通過前面的分析，我們可以看到，目前江西省還處于工業化階段，第二產業在國民經濟中仍占主導地位。江西省屬于外向型經濟，其第二產業對經濟增長有較大影響，這主要是因為江西省的傳統工業產業比較發達。江西省的產業結構目前偏離長期均衡，產業結構存在一定程度的不合理，因此迫切需要加快產業結構升級。

（一）江西省調整產業結構的基本思路

應基于比較優勢和競爭優勢，大力發展優勢產業；選擇主導產業，促進支柱產業發展；以高新技術和先進適用技術改造提升傳統產業，有選擇地培育發展高新技術產業；著力調整農業結構、工業結構，支持新型服務業的發展。第一產業應以市場需求為導向，優化農業生產結構；第二產業應加快工業改組步伐，優化企業組織結構；第三產業應發揮市場機制作用，發展新型服務業。

（二）江西省調整產業結構的對策建議

1．加快現代農業產業化建設，優化農業生產結構

盡管目前江西省產業結構為“二、三、一”結構，并且模型結論得到第二產業占相對重要位置，但這并不代表第一產業就不重要。我們應該在江西省第一產業現狀基礎上，加快現代農業產業化建設，以達到從發展農業的角度刺激工業發展的目的，同時優化農業生產結構。大力實施特色產業帶動戰略，引進、扶持發展一批農業產業化龍頭企業，按照“市場牽企業、企業連基地、基地帶農戶”的產業鏈條發展思路，提升農業產業化發展水平。以高新技術和先進適用技術改造提升傳統產業，有選擇地培育發展高新技術產業。積極推廣適用農業機械，鼓勵發展農機互助組織，提高農業機械化水平。大力發展高產、優質、高效、生態、安全農業，實現農業的可持續發展。

2．做大做強新型工業，做優支柱產業

大力發展第二產業，尤其是第二產業中勞動密集型的輕工業。著力培育優勢產業和骨干企業。著眼于工業發展由量的擴展向質的提高轉變，積極引進、開發新技術，發展和壯大新型產業，不斷提高重點行業和企業的技術水平和裝備水平，提高工業發展的質量和效益。江西目前應該重點培育和扶持有色金屬冶煉及壓延加工業、黑色金屬冶煉及壓延加工業、非金屬礦物制品業和醫藥制造業、電氣機械及器材制造業，電力、熱力的生產和供應業，化學原料及化學制品制造業和交通運輸設備制造業等工業行業。依托汽車航空產業比較優勢，形成先進裝備制造業產業集群。改造升級資源型工業，提高產品附加值。要大力發展循環經濟，打造新材料新能源產業基地。

3．加快發展第三產業

鼓勵和支持服務于重工業的第三產業中服務業的發展，并在稅收、金融政策上給予優惠扶持，并為第二產業的發展提供完善的后備服務。要不斷搞活物流業，以生產業為基礎，重點發展生態文化旅游業。圍繞擴大總量，優化結構，拓寬領域，增加就業的目的，逐步形成傳統服務業為基礎，新興服務業為亮點，城鄉共同繁榮的格局。

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第6篇：世界經濟增長史范文

關鍵詞：產業結構；經濟增長；實證分析

一、引言

產業結構是指各產業的構成及各產業之間的聯系和比例關系。各產業部門的構成及相互之間的聯系、比例關系不盡相同，對經濟增長的貢獻大小也不同。因此，把包括產業的構成、各產業之間的相互關系在內的結構特征稱為產業結構。

通常用一國國民生產總值的增加來度量經濟的增長，1949年庫茲尼茨用50個國家的經驗數據進行比較分析后認為有必要從產業結構的角度去分析和研究經濟增長。

二、相關文獻綜述

對于經濟增長和產業結構的關系，許多經濟學家都進行過研究，其中有代表性的經濟學家有錢納里、帕西內蒂、周振華和劉偉等。

錢納里認為經濟增長過程是產業結構變化的過程，通過對多個國家在經濟增長過程中產業變化的過程進行對比研究，得出一個普遍適用的“標準結構”。很好的解釋了經濟增長在各產業間的轉移分配。

帕西內蒂指出，經濟增長的諸多影響因素中，結構變化占有很大權重。由于部門間勞動生產率的差異，經濟資源會向更高的層次轉移，提高資源的利用效率。

周振華認為產業結構對經濟增長的影響舉足輕重，當代經濟增長是一種結構主導型的增長方式，要素投入的增加和技術進步，如果沒有合理的產業結構，將無法實現對經濟增長的貢獻。

劉偉認為經濟增長的實質是工業化，進而向產業結構演進。通過實證分析得出了產業結構對中國經濟增長的貢獻。

綜上所述，一個國家的產業結構是影響經濟增長的一個關鍵因素。而經濟增長方式的轉變，很大程度上是依附于產業結構的變遷。因此，調整和優化產業結構，有效提高要素的使用效率，有利于實現經濟的長期穩定增長。

三、模型設定

羅默認為，從長期來看，經濟增長是由技術進步引導的，而短期經濟增長是資本和勞動等要素投入的增加所貢獻的。一定的資本、勞動和技術，給定不同的產業結構會帶來不同的生產效果。

劉偉（2002）在研究我國產業結構對經濟增長貢獻時提出一個考慮不同產業結構對生產影響的函數，即Y=F（X1，X2，…，Xk，A），其中Y表示總產出，Xi（i=1，2…，k）表示第i產業的產出量；A表示經濟的制度和技術水平。從經濟總量核算的角度來看，總產出量與所有產業的產出之和是恒等關系。但在不同的經濟體制下，部分產業之間會產生共線性，有的產業本身對總產出沒影響，但如果配合其他因素，會對總產出有明顯的解釋效果，從而將這部分產業歸為經濟制度的一部分。因此，在上述的函數中可能不存在總產出量恒等于所有產業產出量之和。

函數全微分得到：

dY=YX1dX1+YX2dX2…+YXkdXk+YAdA（1）

等式兩端同除以Y得到：

dYY=X1YYY1dX1X1+X2YYX2dX2X2+…+XkYYXkdXkXk+AYYAdAA（2）

其中XiYYXi表示第i產業的總產出彈性，記為βi；則（2）式可以替換為

dYY=β1dX1X1+β2dX2X2+…+βkdXkXk+β0（3）

其中β0=AYYAdAA表示經濟制度改變對經濟總量的影響。上述模型變形得到產業結構對經濟增長的影響公式：

logY=β0+β1logX1+β2logX2+…+βklogXk+ε（4）

四、數據說明

文章使用的樣本數據取自于1978-2012年的年度數據，由于我國從1978年開始經濟發展與經濟結構調整才步入正常的軌道，因此選取這一時間段的樣本數據分析產業結構與經濟增長之間的關系才更有實用價值。

本文以等式（4）為基礎，研究產業結構對經濟增長的貢獻。文章產業結構是指國民體系中各個產業之間的組織構成情況，以GDP為經濟總量指標，第一產業產出X1，第二產業產出X2，第三產業產出X3，對數據取自然對數不會改變原來變量之間的協整關系，同時可以消除時間序列中的異方差現象，因而可對變量進行對數處理。1978-2012年國內生產總值及三大產業產值均取自2013年《中國統計年鑒》，以1978年為基期。

五、產業結構與經濟增長的實證研究

依據各地區GDP、第一、二、三產業在1978-2012年的樣本數據，通過Eviews6.0的計量軟件得出以下計量模型：

logY=1.069+0.103logX1+0.309logX2+0.587logX3（5）

（12.32） （4042） （18.89） （8.72）

R2=0.99990，調整后R2=0.99989，F=103757.1，D.W=0.3361。方程通過了T檢驗、F檢驗，因變量與自變量之間的關系均極為顯著，方程能夠解釋因變量變化的99.99%，只有0.01%不能解釋，說明第一、二、三產業對國內生產總值有顯著的解釋意義。第一產業的產出每增長1%會導致GDP增長0.103%；第二產業的產出每增長1%會導致GDP增長0.309%；第三產業的產出每增長1%會導致GDP增長0.587%。因此，擴大第三產業在國內總產出中的比重會帶來經濟的穩定高速增長。

六、結論

合理的、與經濟水平相適應的產業結構是經濟快速穩定發展的基礎，是資源的合理開發、優效配置的基礎。改革開放以來，我國經濟結構的調整取得了顯著成效，合理的產業結構對經濟增長的貢獻也日趨明顯，為國民經濟整體素質的提高奠定了良好基礎。

我國產業結構發展極不平衡，基礎產業落后，第三產業發展緩慢，這已嚴重制約了我國經濟的增長。實證分析表明，在中國經濟中最有效拉動經濟增長的是第三產業，加快產業結構的調整，帶動產業結構的優化升級，才能順利實現“十五”綱要目標，才能實現集約型經濟增長方式，才能增強綜合國力。（作者單位：河南財經政法大學）

參考文獻：

[1] 周振華.現代經濟增長中的結構效應[M].上海：上海人民出版社，1995

[2] 劉偉，李紹榮.產業結構與經濟增長[J].中國工業經濟，2002（5）

[3] 朱慧明，韓玉啟.產業結構與經濟增長關系的實證分析[J].運籌與管理，2003（2）

[4] 蔣振聲，周英章.經濟增長中的產業結構變動效應：中國的實證分析與政策含義[J].財經論從，2002（3）

第7篇：世界經濟增長史范文

關鍵詞:節能減排;經濟增長方式;資源環境;體制創新

中圖分類號:F830文獻標識碼:B文章編號:1007-4392(2009?雪10-0024-03

一、節能減排與經濟增長方式轉變的現實需求―經濟增長特征

(一)第二產業尤其是工業占經濟主導地位

山西省資源稟賦特征決定了其產業結構以第二產業為主,而且根據2000-2008年山西省國內生產總值的構成(圖2),第二產業,尤其是工業占比呈持續上升的態勢,而第一產業和第三產業基本呈持續下降的趨勢。2008年末,山西省第二產業和工業占比分別達61.5%、56.49%,比2000年上升了15和15.89個百分點,也遠高于全國48.6%、42.9%的平均水平。工業的本質是既創造資源,又消耗資源,也會帶來環境問題,資源環境問題一直使山西省經濟金融面臨較大壓力。

(二)資源環境成為經濟增長的主要推動力

1.環境消耗對工業增長的貢獻較大。鑒于山西省經濟增長主要依賴第二產業,特別是工業的增長,所以本文以工業增長及相關要素對其的貢獻,來說明經濟增長中相關要素的貢獻。工業增長對環境資源造成的極大破壞,或者說通過依賴環境資源的消耗來實現工業增長,已成為大家的共識,亦有許多通過定量分析進行詮釋,如通過時間序列數據和面板數據回歸,得出工業廢水和廢氣對工業增長的貢獻達38%左右。有的學者則主要通過考察二氧化硫排放與經濟發展水平擬合我國環境庫茲涅茨曲線,結果表明單純的人均收入水平并不足以迎來庫茲涅茨轉折點,需要依賴經濟增長方式轉變的內在動力和政策激勵,而且我國中西部地區的排放水平處于不斷增加的態勢。本文選取工業“三廢”排放量、利用時間序列數據定量分析山西環境資源要素對工業增長的貢獻。首先,設定如下工業產出模型:

ln(Y)=c+c1ln(K)+ c2ln(AL)+c3ln(DW)+c4ln(DG)+c5ln(DS) (1-1)

其中,Y是工業總產值,采用指數形式;K為工業資本,用工業固定資產凈值表示,利用價格指數進行調整變為不變價格,收價格指數統計影響,在1980-1990年采用商品零售價格指數對其進行調整,1991年后用固定資產投資價格指數進行調整,調整后結果為1978年不變價格;A為勞動有效性,用高中以上畢業人數占總人口的比例表示;L為工業從業人員平均數;DW、DG、DS分別為工業廢水、廢氣、固體廢棄物排放量;c是常數,c1,c2,c3,c4,c5是待估參數。

根據1980-2007年山西省序列數據(三廢數據是1985-2007年),運用Eviews5.0,采用最小二乘法對(1-1)式進行回歸分析。經多次試驗,得到結果如表1所示。需要說明的是舍棄變量DS可行是因為工業固體廢棄物對環境的危害相對要小,而DW舍棄也可行是因為其基本呈下降趨勢,而且山西屬于以二氧化硫和顆粒物為主的煤煙型污染。

根據得出的彈性系數,分別計算資本、勞動、廢氣對工業增長的貢獻,結果如表2所示。

從表2可以看出,環境資源的消耗促進了工業增長,也就是說工業增長是以犧牲一定的環境資源為代價的。其中,工業廢氣排放量增長幅度很大,高于全國平均水平,其對工業增長的貢獻程度較高,達35.59%,基本可以反映山西環境資源對工業增長的貢獻程度。現實中,山西二氧化硫排放量、化學需氧量居全國前列,地表、水系等破壞較為嚴重,這些不爭的事實已經很好地佐證了工業增大對環境的消耗程度。

2.自然資源投入對經濟增長的貢獻較大。2000年-2008年,山西GDP占全國比重遠低于其能源消費占全國的比重,而且這種差距在2005年后持續擴大。山西省以資源型產業為主導,采礦業、與采礦業密切相關的原材料產業、電力和熱力生產和供應業基本占工業增加值的85%左右,占GDP的44%左右,其中采礦業占工業增加值比重達40%多。這種資源型產業支持的經濟增長必然帶來自然資源大規模的消耗,即自然資源的大量投入和消耗絕對支持了山西經濟增長。雖然從表2中看到資本對工業增長的貢獻較大,但這種資本的貢獻大多來自于資本絕對投入量的增加,資本投入與產出效率并不高。而且資本品是用自然資源生產出來的,資本對增長的推動相當程度上表現為對資源的大規模開采利用以及對環境的高強度利用。

(三)經濟增長波動性強

山西屬于典型的資源型經濟,資源型產業占絕對主導地位,而資源型產業是典型的上游產業,產品價格、產品需求與宏觀經濟形勢密切相關,產業的發展往往受制于國內外市場需求。2008年下半年以來,受國際金融危機和國內經濟形勢影響,山西省經濟運行狀況再次驗證了上述特點。2008年下半年,特別是9月份以來,煤焦市場需求明顯減少,價格持續下降,企業經營困難,山西省工業增加值隨之持續同比大幅回落,10月份以來連續8個月負增長,2008年末GDP增長少有的低于全國水平0.7個百分點;2009年3月份山西省工業增加值降幅更達27.7%,一季度GDP下降8.1%。截至2009年5月份財政收入同比下降7.6%,降幅高于全國水平0.9個百分點,在9個下降省份中排名第二。

同時,資源型經濟容易受節能減排政策、產業政策等的影響,尤其是山西70%-80%的縣市以煤焦為主導產業,對其影響尤為深刻。

二、目前節能減排與經濟增長方式轉變難點

(一)政府管制與市場機制的有效結合

市場經濟條件下,如果市場是有效的,資源約束的強弱將表現為價格的高低。目前的現實情況是,一方面,由于社會對資源價格浮動的承受力有限,我國礦產資源、土地等資源產品價格長期受國家管制,嚴重偏低,導致生產要素和資源產品價格不能反映市場供求關系和資源的稀缺程度。另一方面,市場價格形成機制仍不健全,資源有償使用制度不完善、產權制度不合理,價格難以體現其價值,未能涵蓋外部成本,資源等要素價格失真,客觀上鼓勵了企業和地方政府過度依賴投資實現增長,這也是高消耗、高污染、低效率增長方式的重要原因。如何實現市場價格機制和政府規制的有效結合,發揮價格對供求關系的合理調節,以及對資源稀缺程度和環境污染成本的體現是經濟增長方式轉變和節能減排實現的難點。

(二)行政手段與經濟手段的有效結合

受經濟增長路徑依賴和地方保護主義等影響,經濟增長方式轉變和節能減排的推動離不開必要的行政手段,政府監管、責任落實仍然需要進一步加強,以期改變地方政府和企業對資源環境保護的認識和執行力,從而推動資源節約型、環境友好型社會的建設。但是,行政手段推動成效只能是短期的,并不能形成長效機制。只有當節約、高效、環保等成為企業和地方政府的自愿行為,經濟增長方式轉變和節能減排才能真正實現。這當然需要依靠經濟手段的運用,包括環境污染收費、征收環境污染稅、排污權交易、對生產節能減設備和發展循環經濟給予優惠稅收、金融政策、完善財稅體制等。現實是節能減排政策基本屬于命令-控制型,現行的價格杠桿起著逆向調節作用,經濟手段運用還非常有限,如何在發揮好行政手段作用的同時,主要運用經濟手段實現節約、環保、高效是節能減排和經濟增長方式轉變的難點。

(三)技術創新與制度安排的有效結合

技術進步是經濟增長的源泉,實現節能減排和經濟增長方式轉變。現實存在的問題是一方面是由于科技投資見效周期長,作為科技投資主體的地方政府出于政績考慮,優先將資金投向能夠較快顯示政績的項目,不愿投向科技、教育等長效項目,科技和教育的公共支出比率低。另一方面在目前外部體制環境下,企業并非技術創新主體,也未成為科技成果向現實生產力轉化的主導性推動力,仍主要以價格競爭為主。所以,通過技術創新提高效率和優化結構仍有待外部制度的安排、政府職能的轉化和企業主體地位的確立,企業改革和外部制度安排的有機結合是技術創新發揮作用的難點。

(四)產業結構與人力資本的有效提升

山西資源主導產業以采掘業及相關的較低級的制造業為主,需要的多為低工資、低技術的廉價勞動力,人力資本難以實現積累。掌握一定知識的勞動力的形成是一個歷史過程,需要時間更需要大量教育、培訓費用的投入。而這種人力資本形成的時間效應又會制約產業結構調整。經濟增長過程總是和產業結構變動相伴隨,產業內部升級和資源在產業間的轉移,是推動集約型增長的因素之一。產業結構升級過程中必然對人力資本提出更高要求,同時結構性失業也是一個常態。在節能減排和經濟增長方式轉變過程中,如何處理好人力資本需求以及失業人員再就業是一個難點。

(五)投資與消費的協調

投資與消費是內需的兩種形式,然而多年來我們一直注重投資的增長及其對經濟的拉動,加之地方政府干預投資、產業技術水平低下、產業組織結構不合理等,導致許多行業產能過剩。在2005年國家發改委公布的11個產能過剩和潛在過剩行業中,山西十大主導產業中近80%屬于產能過剩行業結構調整范圍。同時,消費結構的不合理進一步加劇了產能和產品過剩。如上文所述,山西省產業結構以第二產業為主,但如果從人口構成看,山西省鄉村人口占比約56%,從就業人口看,第一產業從業人員比例約43%,也就是占絕對比重的鄉村人口對應6%左右的第一產業產值,結果必然是很大的城鄉人均收入差距和經濟社會發展水平的極大不平衡。而高收入者消費傾向小于低收入者,當收入差距超過一定限度時,總消費水平將下降,結果是投資不能轉化為消費,形成制約經濟增長的市場需求約束。投資和消費結構的協調是轉變經濟增長方式的難點。

三、節能減排與經濟增長方式轉變的路徑――體制創新

一是體制創新的基礎――企業主體地位。企業是微觀經濟主體,也是經濟增長方式的微觀載體。經濟增長最終要由企業來實現,經濟增長方式轉變最終也要落實到企業的經營機制和經營方式上。只有通過完善企業的治理結構,改進企業的內部管理制度,使企業成為經濟運行的主體,成為追求集約、追求效率、積極承擔社會責任的微觀經濟主體,轉變經濟增長方式和節能減排才能成為其自愿行為,才能實現長效。

二是體制創新的關鍵――政府職能轉變。政府應從經濟建設型向公共服務型政府轉變,改變政府主導的經濟增長模式,發揮企業作為微觀經濟主體的作用。政府的經濟職能應體現在對市場主體負外部性效應的彌補上,全面履行好經濟調節、市場監管、社會管理、公共服務職能。

三是體制創新的核心――價格和投融資機制。國外成功經驗表明,運用市場機制和價格杠桿能最有效地實現節能減排,推動經濟增長方式轉變。應盡快提高資源產品價格、堅決收取排污費,實現企業負外部效應的內部化;通過金融改革和創新,改善投融資體制,提高資金和資源配置效率,提高經濟增長質量。

第8篇：世界經濟增長史范文

關鍵詞:VAR模型;協整檢驗;格蘭杰因果檢驗;方差分解

產業結構和消費結構是經濟學中的兩個基木范疇也是國民經濟總體構成的兩個重要組成部分。從社會生產總過程的角度來看,它們分別屬于生產和消費環節,產業結構與消費之間是一種相互適應、相互制約、相互決定的關系。因此,有必要從產業結構和消費結構的角度研究和分析經濟增長。現有研究對這一問題進行規范研究的比較多,而進行實證研究的還比較少,實證研究主要集中于兩個問題:一是關于消費結構升級對產業結構轉換的影響;二是產業結構轉換對經濟增長的影響。以往研究往往把消費、產業結構與經濟增長問題分開來研究。如杜俊平、葉得明對中國農村居民的消費結構與經濟增長相互作用的關系及其動態特征進行了實證研究,發現經濟增長會影響農村居民消費結構演變;文啟湘、冉凈斐通過建立了消費與產業結構兩者的和諧矩陣,測算了消費結構與產業結構的和諧度;柯軍對安徽省產業結構升級與經濟增長聯動性關系進行實證分析,得出產業結構升級是經濟增長的Granger原因,而經濟增長則不是產業結構升級的Granger原因。文章運用動態計量VAR模型的Johansen協整分析、格蘭杰因果檢驗和方差分解,對安徽省產業結構、消費結構與經濟增長三者的動態的關系進行了實證研究,以期為安徽省產業結構升級及消費結構轉變提供理論依據。

一、變量的選擇與數據的處理

產業結構指標:本文采取產業結構層次系數,來反映產業結構高級化程度。設某區域有n個產業,將這些產業由高層次到低層次加以排列,所得的比重分別記為q(j),則該區域產業結構層次系數為:■■q(j),該式實際上是對三次產業的比重進行加權求和,按三次產業的層次高低依次賦權。W越大,則該區域結構層次系數越大,表明產業結構高級化水平越高。該指標考慮到三次產業之間相對結構的變化,因而較勞動力、產值結構指標方面更為全面,且反映了產業結構升級的信息。結構層次系數的價值和意義“不在于反映某區域某年份產業結構高級化程度的絕對水平,而主要在于進行不同區域之間和不同時間之間產業結構高級化程度的比較和結構高級化變動狀況的考察”。

消費結構指標:按照中國的統計方法,城鎮居民消費支出分為八項,如食品支出、衣著支出、住房支出等,各項支出之間的比例關系就是消費結構。為了著重分析安徽省城鎮居民消費結構的特點與產業結構和經濟增長的關系,用城鎮居民的恩格爾系數(EC),即城鎮居民食品支出占消費總支出的比重,作為城鎮居民消費結構的代表變量。

經濟增長指標:用國內生產總值(GDP)指標反映安徽省經濟增長,為了消除物價水平的影響,用安徽省歷年生產總值指數對GDP進行調整,得到按可比價計算的生產總值,計算公式如下:實際GDPt=■,其中GDP■表示1978年按當年價計算的生產總值,It為歷年以1978年為100的生產總值指數。

本文所選變量數據均來自歷年的《安徽統計年鑒》,數據時間跨度為1978-2008年。由于安徽正處于工業化初級向成熟轉變階段,所以三次產業按二、三、一順序排列,按照結構層次系數公式,對三次產業產值比重加權求和得到結構層次系數,由于是比重關系,三次產業產值比重以當年價計算,未剔除物價因素,不影響分析目的。為了消除異方差的影響,對經過處理的數據取自然對數。分別表示為LNGDP,LNW,LNEC,輸出結果由Eviews5.1實現。

二、實證分析

(一)模型設定

為了研究安徽省經濟增長(LNGDP)產業的結構層次系數(W)和城鎮居民恩格爾系數(EC)之間的長期均衡和短期關系,以及在給定單位變化條件下各變量系統內相互影響的綜合動態反應,建立由這三個內生變量組成的并且不考慮外生變量的VAR的具體形式為:

Yt=A1Yt-1+…+Ap+Yt-p+εt

t=1,2…,T

其中,Yt=LNGDP■LNW■LNEC■,A1,A2…,Ap是要被估計的系數矩陣,P是自回歸滯后階數,εt白噪聲序列向量。

(二)單位根檢驗

考慮到序列可能存在高階自相關,我們采用單位根(ADF)檢驗法檢驗序列LNGDP、LNW、LNEC,及其一階差分序列LNGDP、LNW、LNEC,是否存在單位根。根據水平序列與差分序列的時序特征,水平序列檢驗方程包含常數項和線性時間趨勢項,差分序列檢驗方程僅包含常數項,同時根據AC和SIC準則確定檢驗模型的滯后階數,具體結果見表1。

檢驗結果表明,在5%的顯著性水平下,LNGDP、LNW、LNEC(即水平序列)是非平穩序列,而一階差分序列都是平穩時間序列。根據一階單整的定義:過程不是平穩的,而它的一階差分卻是平穩過程,記為I(1)所以原序列LNGDP、LNW、LNEC,都是一階單整的。

(三)協整檢驗

利用Johansen檢驗方法進行協整性檢驗時,由于在建立VAR模型結構的時候,需要確定變量的滯后區間。依據AIC,SC信息準則最小化,并考慮樣本容量較小的情況,初步確定VAR模型的最優滯后階數為3(AIC=-13.04305,SC=-11.6032)建立三階滯后的VAR模型,并進行穩定性檢驗,所有根的模的倒數都在單位圓內,表示模型穩定。下面對其進行Johansen協整檢驗,本文采用觀測序列有線性確定性趨勢并且協整方程(CE)僅有截距,不包括常數和線性趨勢,變量間協整關系檢驗列于表2。

檢驗結果表明:在5%顯著性水平下,序列LNGDP、LNW、LNEC之間存在一個協整方程,即在研究數據期間的三個變量之間存在一種長期穩定關系,系統未來能夠將新息變化帶來的沖擊加以吸收,使系統維持在一個均衡的狀態下運行。用方程來表示這些變量之間的協整關系,并令其等于vecm得:

Vecm=LNGDP+3.4459LNEC-4.90221

LNW-16.2546

[15.4561***][-13.8562***]

為驗證序列vecm的平穩性,對其進行ADF單位根檢驗,具體結果見表3。

由于檢驗統計量-4.9179小于顯著性水平為0.01時的臨界值-4.3743,因此可以認為殘差序列平穩,表明回歸方程各項統計檢驗通過,序列LNGDP、LNW和LNEC之間具有協整關系。因此,變量之間存在著長期均衡關系。

(四)向量誤差修正模型

協整檢驗結果證明安徽省經濟增長與產業結構和消費結構之間存在長期穩定的均衡關系,為了更加清楚地分析經濟增長與產業結構和消費結構間的短期與長期的綜合變化,需要構造向量誤差修正模型(VECM)。

由Eviews 5.1輸出的向量誤差修正模型檢驗結果可以看出VECM的整體效果,模型整體的對數似然函數值足夠大(調整前為206.0812,調整后為215.6348),同時AIC和SC值分別為-13.8181和-12.0761,都較小,說明模型整體解釋力較強。將估計結果寫成矩陣形式可以清楚地看到短期波動與長期均衡的影響:

ΔY■=ΔLNGDPΔLNWΔLNEC=0.04310.02060.0032+-0.08830.0778-0.1283vecmt-1+0.6292 0.7589 0.38010.0541 0.0742 -0.1973-0.1476 -0.6459 0.2302ΔYt-1+-0.02380.22410.2244-0.2169-0.16060.00820.1057 -0.4771 0.3019ΔYt-2

(五)格蘭杰因果檢驗

綜上可知,原序列LNGDP、LNW和LNEC,雖然不平穩,但都是一階單整且存在協整關系,因而可以用格蘭杰因果關系檢驗分析產業結構、消費結構和經濟增長之間的關系,具體結果見表4。

由于格蘭杰因果檢驗是通過檢驗有限制條件回歸和無限制條件回歸的殘差平方和是否發生顯著變化來實現,因此檢驗統計量是F統計量,對于第一、第四零假設其F統計量分別為1.07174、0.48179,相應伴隨概率為0.30974、0.49354,大于0.1的顯著水平,因此不能拒絕原假設,所以認為消費結構(LNEC)不是引起經濟增長(LNGDP)和產業結構(LNGDP)的格蘭杰原因;在0.1的顯著水平下,產業結構和經濟增長是雙向因果關系,同時經濟增長是消費結構的單向因果關系。

(六)方差分解

格蘭杰因果檢驗只能說明多個內生變量之間是否存在因果關系,不能確定因果關系強度的大小;而方差分解通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度,可進一步評價不同結構沖擊的重要性,因此方差分解可以給出對VAR模型中的變量產生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息。

表5中給出了消費結構、產業結構對經濟增長的方差分解值,可以看出:GDP對變量ln(GDP)的影響較,且GDP的沖擊影響是遞減的,在第10年到達50.8912%;而產業結構和消費結構的沖擊影響是遞增的,在第10年分別到達33.5726%和15.5360%。由此可見,產業結構變動對經濟增長的沖擊大于消費結構的變動,而且其沖擊基本保持增長趨勢;同時消費結構變動對經濟增長的沖擊也表現出持續增強趨勢。方差分解的結果說明:相對于消費結構,安徽省產業結構的變化是影響經濟增長的重要因素,但也不能忽視消費結構變動對經濟增長的影響。因而,當前在繼續深化產業結構調整的同時,改善消費結構、擴大內需對拉動安徽省經濟增長具有重要的積極意義。

三、結論

運用動態計量經濟模型VAR分析方法對安徽省的產業結構、消費結構與經濟增長之間的關系進行了實證研究。結構表明:

第一,產業結構與經濟增長存在雙向因果關系:從格蘭杰因果檢驗結果來看,在0.1的顯著水平下產業結構與經濟增長之間存在著互饋關系,亦即產業結構調整升級促進了經濟增長;同時經濟增長也加速了產業結構調整,兩者互為促進。

第二,消費結構演變并未引起產業結構的改變:格蘭杰因果檢驗結果顯示安徽省產業結構與消費結構之間存在單項因果關系,即產業結構促進消費結構的轉變,但消費結構對產業結構升級拉動作用不明顯,分析原因,是因為安徽省產業結構與消費結構不相適應,因此,企業要根據消費需求變化及時調整生產規模、投資方向、產品結構等,要按照居民消費結構升級的市場需求配置資源,充分發揮消費需求在產業結構調整中的導向作用,從而使消費結構和產業結構之間相互適應。

第三,消費結構演變對經濟增長的貢獻并不明顯:在0.1的顯著水平下,安徽省的消費結構和經濟增長之間不存在雙向因果關系,經濟增長提高了人民的收入水平,使人們的消費結構從單純的生理物質需求向追求更高的精神需求層次轉變,但是,消費結構對經濟增長的促進作用卻不明顯;方差分解也表明消費結構演變對經濟增長的貢獻遠小于產業結構調整對經濟增長的貢獻度。分析原因可能是一部分消費需求被壓抑,特別是廣大的農民消費需求還未得到釋放,以及傳統落后的消費觀念制約。因此,一方面,政府部門要從調整收人分配結構入手,縮小城鄉居民收人差距,提高收人水平,為消費結構升級創造條件;另一方面,要積極調整消費政策,鼓勵發展新的消費熱點和消費方式,引導居民把更多的購買力更多地引向勞務消費特別是高層次的精神文化消費上去如文化消費、信息消費、旅游消費等從而使其成為新的經濟增長點。

參考文獻:

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4、靖學青.產業結構高級化與經增長[J].南通大學學報(社會科學版),2005(3).

第9篇：世界經濟增長史范文

關鍵詞：產業結構；經濟增長；實證分析

建國以來，孝感經濟建設取得很大成就。隨著經濟總量的增長，孝感市的產業結構出現逐步升級的趨勢，社會經濟從傳統的農業社會向現代工業社會轉變，經濟結構向現代型的經濟發展模式轉型。但孝感市作為湖北省的欠發達地區，農業仍然占有相當比重，而工業和服務業與發達城市相比發展緩慢，這些因素制約了孝感經濟的發展。本文通過對孝感市產業結構與經濟增長關系的研究，從戰略的角度提出孝感市經濟發展的對策及建議，以期為孝感經濟發展起到一定的推動作用。

一、樣本數據的選擇與回歸檢驗

（一）數據來源及處理

國際、國內較為通用的表示國民經濟增長的一項重要指標是國內生產總值，即GDP。本文采用1992-2009年的年度數據，對產業結構與經濟增長關系進行研究。其中主要選取了孝感市歷年經濟增長的國內生產總值GDP（按當年價格計算）、第一產業產值（Y1）、第二產業產值（Y2）、第三產業產值（Y3）、第一產業比重（R1）、第二產業比重（R2）和第三產業比重（R3）為指標數據。根據孝感市統計年鑒資料顯示，三次產業GDP在宏觀經濟總量中的比例關系，由1992年的42.70：31.00：26.30變為2009年的21.32：42.10：36.58，產業結構的不斷調整導致了經濟持續快速的增長，GDP年均增長15.09%，其中第一產業增加值年均增長10.74%，第二產業增加值年均增長17.83%，第三產業增加值年均增長17.29%。

在數據處理方面，由于自然對數變換不僅不改變原來的協整關系還能使其趨勢線性化，消除時間序列中存在的異方差現象，本文對七個變量取對數進行分析，分別表示為LOGGDP、LOGY1、LOGY2、LOGY3、LOGR1、LOGR2和LOGR3。

（二）實證分析

1、產業結構與經濟增長因果關系檢驗

模型的選擇：基于相關系數的特點，選用計量經濟理論中的格蘭杰因果檢驗模型研究孝感市產業結構與經濟增長二者之間關系，一方面可以避免“偽相關”現象的出現；另一方面也可以具體確定二者之間是否存在單向影響的因果關系。

數據平穩性檢驗：在進行格蘭杰因果檢驗之前，先分析數據的平穩性，這里采用ADF檢驗，其中ADF檢驗的模型形式為：

ΔYt=c+βYt-1+ξ1ΔYt-1+ξ2ΔYt-2+…+ξp-1ΔYt-p+1+δt+ε1①

原假設H0：β=0，備擇假設H1：β＜0，接受H0意味著序列Yt有一個單位根，即是非平穩的。其中ε、t為白噪聲，Δ為差分算子，c為常數項，t為趨勢因素。

對LOGGDP、LOGR1、LOGR2和LOGR3，進行ADF檢驗，檢驗結果如表1所示。

根據表1，自然對數變換后得到的LOGGDP時間序列變量在原水平時是非平穩的，在一階差分后也是非平穩的，而在二階差分后則均為平穩序列，說明此變量為二階單整序列；同樣自然對數變換后分別得到的lnR1、lnR2、lnR3時間序列變量二階差分后是平穩的，說明這三個變量也是二階單整序列。經過二階差分后的Δ2LOGGDP、Δ2LOGR1、Δ2LOGR2和Δ2LOGR3數據可近似代表經濟增長變化與一二三產業結構變動情況，因此，對此差分后的四時間序列做格蘭杰因果關系檢驗，對孝感市產業結構與經濟增長關系進行實證分析。

結果分析：運用Eviews5.1，對孝感市產業結構變動與經濟增長之間的格蘭杰因果關系進行分析，分析結果如表2所示。

根據表2，由F-統計量和相伴概率可以發現，在5%的顯著性水平下，第一產業、第二產業、第三產業都是GDP增長的格蘭杰原因，同時GDP的增長對于第一產業的發展有促進作用。由此可見，孝感市經濟增長與產業結構調整之間的作用方向是，產業結構調整能促進經濟增長，而經濟增長也能促進產業結構的調整。

2、孝感市產業結構對經濟增長的貢獻分析

模型的選擇：由上所知，LOGGDP和LOGY兩個變量均為二階單整過程，因此可以對其進行協整檢驗。本文選用Engle-Granger兩步法進行變量間的協整關系檢驗。

協整模型檢驗：首先，對同階單整的LOGGDP、LOGY1、LOGY2和LOGY3四個變量的時間序列進行最小二乘估計（OLS），由結果得模型的估計結果如下：

LogGDP=0.9477047596+0.3514854972*LogY1+0.378686375*LogY2+0.282056077*LogY3②

其次，研究線性回歸殘差序列resid的平穩性，對上述方程的回歸殘差進行單位根檢驗（EG檢驗），檢驗結果如表3所示。

由表3可知：殘差e的ADF統計量值為-8.294112，該值小于1%的臨界值-4.667883，因此該殘差序列在1%的顯著水平上已經是平穩序列，即LOGGDP、LOGY1、LOGY2和LOGY3四個序列之間存在著協整關系。從經濟學上來講如果這四個變量是協整的，那么它們之間就具有一個長期均衡關系。

建立線性回歸方程對它們之間的關系進行表述。根據協整檢驗結果，構造出以LOGGDP為因變量的線性回歸方程如下：

LogGDP=0.948+0.351LogY1+0.379LogY2+0.282LogY3③

上式表明，第一、第二、第三產業結構每變動1%，孝感市經濟總量分別將同向變動0.351%、0.379%和0.282%。

結果表明，變量LOGGDP、LOGYl、LOGY2、LOGY3之間存在協整關系，即它們之間存在長期穩定的均衡關系，即對于孝感市來講三次產業與孝感市的經濟增長之間存在長期的均衡關系，各個產業對經濟增長都有著長期的貢獻作用。

誤差修正模型：本文使用誤差修正模型來估計產業結構與經濟增長的短期動態過程，利用LOGGDP與LOGYl、LOGY2、LOGY3的長期均衡方程進行估計，可以建立如下誤差修正模型：

ΔLOGGDP=0.138+0.227ΔLOGY1+0.316ΔLOGY2+0.456ΔLOGY3-0.117ΔE（-1）

R2=0.99998DW=2.567064④

通過觀察模型，R2表明模型整體擬合效果較好；DW=2.567064表明模型不存在序列相關性。誤差修正模型中各差分變量反映了短期變動的影響。

二、結論及對策建議

（一）結論

根據模型結果確定孝感市產業結構與經濟增長關系的長期行為與短期行為模型，據此對孝感市產業結構與經濟增長關系的長期經濟行為與短期經濟行為進行具體分析。

1、長期經濟行為分析

由協整檢驗模型得到的方程③知該回歸模型調整后的判決系數為0.999671，這說明第一、第二、第三產業對國內生產總值有整體的解釋意義，而D-W統計量為1.026386，說明回歸方程的殘差項不存在序列相關，因此方程的參數估計在統計意義上是可信的。可知，孝感三次產業對經濟增長存在長期的貢獻作用，三次產業對經濟增長具體表現為：第一產業的產值增加一個百分點會導致國內生產總值增加0.351個百分點；第二產業的產值增加一個百分點會導致國內生產總值增0.379個百分點；第三產業的產值增加一個百分點會導致國內生產總值將增加0.282個百分點。可見，在孝感市長期的經濟增長過程中。第二產業一直起著重要作用，對經濟增長拉動作用最大，是推動孝感市經濟增長的動力；其次是第一產業，最后是第三產業。但是由方程③中的系數可以看出，第二產業的帶動只比第一產業多0.028個百分點，由此得出，在孝感市過去的產業結構中，第一產業占GDP比重過大，第三產業產值過小，孝感市工業化道路漫長，這種結構如不調整會對長期經濟增長產生不利影響。

2、短期經濟行為分析

由誤差修正模型知調整后的判決系數為0.999964，這說明第一、第二、第三產業對國內生產總值有整體的解釋意義，D-W統計量為2.567064，說明回歸方程的殘差項不存在序列相關，因此方程的參數估計在統計意義上是可信的。同樣根據回歸模型可知，短期內第一產業的產值增加一個百分點會導致國內生產總值增加0.227，第二產業的產值增加一個百分點會導致國內生產總值增加0.316個百分點，第三產業的產值增加一個百分點會導致國內生產總值將增加0.456個百分點。此外，從短期內的誤差修正方程來看，誤差修正項統計上檢驗是顯著的且是負的，符合反向誤差修正機制，誤差修正系數為0.117，這說明孝感市三次產業對經濟增長的短期波動較大，平均每年對上年偏離長期均衡水平的短期調整幅度為11.7%。由此可以得出，短期內第三產業的發展可以較快的促進經濟增長，第二產業的促進作用次之，而第一產業在短期內的促進作用相對較弱。

綜上所述，孝感市的產業結構存在不合理性，第一產業在GDP中比重過大，從長期看，不利于經濟向前發展；短期內對經濟增長的促進作用較弱，第二產業對國民經濟發展起重要作用，無論從長期還是短期，其對經濟的拉動作用是十分明顯的，但是存在發展不夠，進程沒完全過渡到中級工業化階段。作為經濟發展重要突破口的第三產業發展明顯滯后，發展水平不夠，對經濟的貢獻率還有待進一步提高。針對這些問題，從經濟發展的長遠角度看，應對現在的經濟結構進行調整，優化產業結構，促進經濟的持續健康發展。

（二）對策建議

1、調整農業結構，發揮比較優勢

在今后的發展中應適當降低農業在國民經濟所占的比重，要在不斷深化農村改革和增加投入的基礎上，調整和優化農業內部結構，發展優質高效的農業，提高增長速度，提高比較效益，加快第一產業的發展，以確保農業的基礎作用和國民經濟的協調發展。

2、突出工業的主導地位，加快工業化進程

結合孝感實際情況，第二產業發展不夠，現階段處于初級工業化向中級工業化過渡的階段，總量規模小，在GDP中占的比重過小。在短期內應大力發展工業，實現工業倍增計劃。加快城鎮化建設，促成工業園區集約式發展，控制與調整村鎮工業園區，使工業發展向市區工業園區集中。同時積極發展低碳工業，走新型工業化道路，要以高新技術產業為先導，以提高自主創新能力為支撐，以建立現代制造業體系為目標，充分發揮支柱產業對經濟增長的作用，優化產業內部結構，改造提升傳統產業，注重環境效益，節能降耗，促進工業長期穩定發展。

3、發展現代服務業，促進第三產業的優化升級