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第1篇：經濟增長的特征范文

關鍵詞 教育發展；經濟增長；空間計量經濟學

中圖分類號 J211.22 文獻標識碼 A 文章編號 1002-2104(2008)06-0182-05

區域經濟的可持續發展，和當地的人力資本積累狀況息息相關，而教育是增強人力資積累本的重要途徑之一。隨著中國經濟發展與人民收入的大幅提升，反映在人力資本投資上，在教育上的投入也不斷加大。教育投入的增加一方面加快了當地人力資本的積累速度；另一方面，教育發展的地區不均衡性也加劇了地區之間經濟、社會發展的差距。那么，教育到底是如何影響地區之間人力資本的配置？各地人力資本積累在地理空間上存在哪些特征？這些特征又是如何影響地區經濟的可持續發展？這些都是本文想探究與追尋的問題。

1 研究背景和基本假設

經濟的可持續發展，強調經濟增長的同時兼顧長期發展潛力。自內生增長理論崛起后，人力資本成為解釋經濟增長的重要因素之一，再加上21世紀所強調創新活動的知識經濟體系，所以人力資本又扮演著關鍵性的角色，而教育是積累人力資本最主要的途徑之一。因此，通過加強教育投入成為各國可持續發展的重要舉措之一，中國也不例外。根據表1，中 國在過去10年中，平均教育年數不斷上升。這從一個層面體現了中國人力資本存量在不斷增加 。

從系統論的角度來看，教育為經濟、社會長期可持續發展積累了所需的人力資本，推動了經濟增長并確保未來發展潛力。與之對應的是，經濟增長又為教育發展提供了資源上的支持和人才上的需求。但是，人力資本存量對經濟可持續增長的影響會不會受到其它因素的影響，比如性別、地區聚集效益、教育發展的不均衡程度？這些都是值得探討的問題。

1.1 人力資本在可持續發展中的作用

在可持續發展的探討中，人力資本始終是個不可忽視的要素。麥科魏等人在1992年提出擴展的索羅模型，將人力資本視為生產函數的投入之一，認為經濟增長是由人力資本累積所推動，各國經濟增長差異，主要是源自于人力資本累積的差異。［1］羅默將經濟增長歸因于整體人力資本存量，此存量增加，創新能力提高，產生技術進步，造成經濟持續增長。［2］但是，實證研究存在較大分歧。例如：普里切斯特指出人力資本對經濟增長有負向但不顯著影響。［3］ 克拉達茲等人研究發現兩者關系是正向但不顯著，［4］而史卡佩塔等人發現兩者關系是正向且顯著。［5］

1.2 可持續發展中的性別與教育因素

人力資本對經濟可持續發展的影響，還會因為性別或教育程度的不同而有所差異。諾斯等人認為女性人力資本累積會提升勞動生產力而促進經濟增長，而男性人力資本累積對經濟增長有正向但不顯著影響。［6］ 保羅發現男性中等以上教育程度的人力資本存量對經濟增長有正向且顯著影響，而女性中等以上教育程度人力資本存量對經濟增長有負向但不顯著影響。［7］ 克拉達茲等人研究發現男性中等以上教育程度的人力資本累積對經濟增長有負向但不顯著影響，而女性中等以上教育程度的人力資本累積對經濟增長有正向但不顯著影響。［4］

地區的教育發展程度以及不同性別成員接受教育的機會，會對該地區經濟、社會可 持續發展產生長期深遠影響。這也意味著，不同地區之間的教育非均衡化發展或不同性別之間的教育機會的不公平性，會對地區之間的長期可持續發展產生重要影響。所以，教育均衡化政策和教育公平性課題，在深層次上和長期可持續發展課題是息息相關的。

1.3 基本假設

為了進一步探討教育發展和經濟可持續發展之間的關系，本文根據經濟增長理論和人力資本理論，得到如下三個假設：

假設一：男性平均接受教育年限越多，經濟發展越快；

假設二：女性平均接受教育年限越多，經濟發展越快；

假設三：勞動力人口越多，經濟發展越快。

筆者研究發現從縣級層面來分析中國地方行為，往往存在空間自相關性，即鄰近的縣之間會互相影響，趨于一致性的行動，從而出現地區性聚集現象。［8，9］

因此。本文進一步假設：

假設四：教育發展和經濟增長都會呈現空間自相關性。

2 模型構建

本文采用一般最小二乘法（OLS）和空間計量模型方法，通過比較來選出更適宜的模型和估計，減少估計誤差。

2.1 基本模型

為計算不同性別教育發展對經濟發展影響，對相關變量都采用對數值，具體模型如下：

lnyi=α+βlnXi+εi（1）

其中被解釋變量yi，是指2000年中國各縣GDP，單位是萬元。解釋變量向量X中有三個變量，分別是：各縣男性平均受教育年限、各縣女性平均受教育年限以及各縣15歲及以上人口總數。εi服從均值為0、方差為σ2的獨立正態分布。

2.2 空間計量模型介紹

所謂空間回歸模型，是在檢測出一般OLS回歸模型具有空間相關關系時，進一步以空 間回歸模型估計來了解空間相關的影響。空間回歸模型，可以用空間滯后模型與空間誤差回歸模型兩種模型來分析，分別將其定義敘述如下：

2.2.1 空間滯后回歸模型

lnyi=α+ρWlnyi+lnβxi+εi（2）

其中lnyi是因變量。Wlnyi是被解釋變量乘上空間上的鄰近矩陣。ρ是被解釋變量的空間滯后系數，xi是解釋變量。εi服從均值為0、方差為σ2的獨立正態分布。

2.2.2 空間誤差回歸模型

lnyi=α+βlnxi+εi且 εi=λWεi+μi（3）

模型變量定義與空間滯后回歸模型相同，兩者差異是空間誤差模型是在回歸模型中的殘差項里，多加上一個殘差項自己本身乘上空間上的鄰近矩陣。若其中空間誤差系數λ顯著異于零，即表示確實具有空間相關的關系。μi服從均值為0、方差為σ2的獨立正態分布。

3 空間計量模型的實證分析

3.1 數據來源

本研究用到的變量數據，都來自中國地球系統科學數據共享網中的中國自然資源數據庫。對于全國2 873個縣，刪去數據缺失的縣，得到1 967個縣作為研究對象，并用Geoda軟件分析。

3.2 地理空間相關性檢驗

3.2.1 整體空間自我相關性檢驗

在空間計量經濟學領域中，用Moran's I來檢測研究范圍內空間相關程度。［10，11］ Moran's I值一定介于-1到1 之間，大于0為正相關，小于0為負相關，值越大表示空間分布的相關性越大，即空間上有聚集分布的現象。本研究中各變量的Moran's I系數整理如表1，研究結果可得2000年中國各縣變量具有空間的正向相關性。各縣變量的 Moran's I都大于0代表與該縣相鄰地區有相似的屬性，且有聚集現象。

表2 中國各縣Moran's I檢驗

Tab.2 County Moran's test in China變 量Moran's IP值顯著程度GDP的對數值0.728 1（0.001）***男性平均受教育年限的對數值0.755 0（0.001）***女性平均受教育年限的對數值0.757 6（0.001）***15歲及以上人口總數的對數值0.652 8（0.001）***

下面，采用局部空間自我相關分析（LISA）來檢測局部空間自我相關模式的顯著程度。［12］根據局部空間自我相關分析結果有H-H、L-L、L-H、H-L四種定義，其中H-H代表高人力資本存量的縣被同樣高人力資本存量的縣所圍繞；L-L代表低人力資本存量的縣被同樣低人力資本存量的縣所圍繞；L-H代表低人力資本存量的縣被高人力資本存量的縣所圍繞；H-L代表高人力資本存量的縣被人力資本存量的縣所圍繞。根據局部空間自我相關分析，并考量縣數據的可獲得性，得到1967個縣的分布圖及四種類型的分布情況，匯總在表3。

根據表3，中國各縣男性教育發展程度的分布存在很明顯區域聚集效應，H-H地區有401縣，L-L地區有169個縣，L-H地區有2個縣，H-L有13個縣，其它1 382個縣沒有空間自相關性。從空間聚集情況來看，屬于H-H類型的人力資本存量聚集主要存在在東部沿海地區和中部，而L-L類型的人力資本存量聚集主要存在在中西部地區。

根據表3，中國各縣女性教育發展程度的分布存在很明顯區域聚集效應，H-H地區有474縣，L-L地區有174個縣，L-H地區有2個縣，H-L有15個縣，其它1 302個縣沒有空間自相關性。從空間聚集情況來看，H-H類型的人力資本存量聚集主要存在在東部沿海地區和中部，而L-L類型的人力資本存量聚集主要存在在中西部地區。

比較表3中的男性和女性教育發展程度的情況，不難發現盡管都存在明顯的空間聚集效應，但是在具體的空間分布上，男性人力資源存量和女性人力資本存量還是有差異的，比如男性人力資本存量在四川、廣東和廣西存在較大規模的聚集現象，而在這三個省上女性人力資本存量的聚集的規模就小很多了。但是,在東北三省,女性人力資本聚集規模要比男性人力資本聚集規模要大得多。這種差異，一方面體現了教育資源配置的空間、地域不均衡，另一方面體現了在性別上的教育資源配置依然還有不均衡的現象存在。

3.3 回歸估計及其比較分析

為了比較OLS和空間計量分析之間的差異，把縣GDP對數值和與相關變量的對數值分別進行OLS回歸和空間分析回歸，回歸得到的結果匯總如表4。

根據OLS回歸發現，三個自變量都會顯著正向影響GDP，即男性人力資本存量越多、女性人力資本存量越多，經濟發展越快；人口越多，經濟發展越快。不過，Moran's I值是0.527 3，表明經濟發展具有顯著的地區空間效應，因此，用OLS回歸得到的結果具有一定偏差。此外，根據LM lag、Robust LM lag和LM error、Robust LM lag來看，都是顯著，因此，適用于空間計量模型。

從空間滯后模型和空間誤差模型回歸的結果來看，各種檢驗都通過。根據表4三個模型相比，都表明空間誤差模型最適合，因為空間誤差模型的決定系數最大，赤池信息準則都最小。因此，在本文的分析中，就采用空間誤差模型。

4 結 論

隨著科技不斷的進步與創新，人力資本的投入對經濟可持續發展的影響一直是學者重視的課題。盧卡斯指出“人力資本累積是（東亞高增長地區）最主要的增長動力，……人力資本之累積可能發生于學校、研究單位、生產過程以及貿易過程”。教育是百年樹人的事業，對于人力培訓的角色是舉足輕重的。［14］

人力資本是促成經濟增長的重要因素。中國經濟可持續發展過程，會因人力資本存量、人口增長以及由于人力資本積累所帶來的知識技術創新與增長的交互作用，而產生各種不同的發展過程與現象，這些情況在早期的經濟學家并未觀察到，其中最主要的原因就是當時人力資本存量及其性質的重要性并沒有被注意到，而本文研究的目的就是在解釋、說明人力資本存量及其性質在中國經濟增長過程中所扮演的重要角色。

通過空間計量經濟學分析，得到如下三個結論：

（1）教育發展對經濟可持續發展作用顯著。根據表4空間誤差模型，無論男性接受教育程度還是女性接受教育程度的增加，對經濟增長的影響都是正向而且顯著的。因此，研究表明，假設一和假設二是成立的，即中國通過教育來積累人力資本進而推動經濟增長的策略，是行之有效的。此外，勞動力人數對經濟增長的影響也是正向而顯著的，這表明假設三成立。

根據表3空間誤差模型，GDP對勞動力人數的彈性是0.879，而GDP對男性平均接受教育年限的彈性是0.662，GDP對女性平均接受教育年限的彈性是0.354。因此，不難看出，在三個彈性中，GDP對勞動力人數的彈性最大，因此在中國勞動力密集型特征還是很明顯，勞動力人數的增長能夠為經濟提供所需要的相對廉價勞動力，進而吸引各國前來直接投資，推動經濟發展和增長。不過，人力資本存量的作用也不容忽視。

（2）教育發展對經濟增長影響會因性別的不同而不同。根據表3的空間誤差模型，男性和女性的教育發展程度都是正向顯著影響經濟增長，但是影響的力度不同。相對而言，男性人力資本存量對經濟增長的作用要強于女性人力資本存量的作用。造成這種情況有幾方面原因：

其一、勞動力市場的篩選機制。在工薪相同的情況下，用人單位更愿意招收男性，使得女性被迫選擇就業層次偏低的工作，而這些工作對國民經濟的重要性要相對弱一些。

其二、女性有生育及其相關成本。女性工作不久便會面臨結婚、生育和哺乳等系列問題，生育問題使女性員工在一定時期內退出勞動力市場，產生工作生涯的中斷，而工作生涯的中斷，特別是較長時間的中斷，會降低雇員的實際掙得能力。當女性雇員重新進入勞動力市場時，需要一段時期的恢復和調整，這些都會削弱女性對經濟增長的貢獻。

（3）教育發展存量存在顯著的空間聚集效應。整體空間自相關檢驗和局部空間自相關檢驗都表明教育發展在空間分布上存在顯著空間自相關性，表明假設四是成立的，即互相鄰近的縣之間存在互相影響的關系，這種關系導致了聚集。本文分析了四種不同的聚集類型，表明中國教育發展存在不同的聚集族群特征，這種聚集會進一步影響經濟的不均衡。

造成這種空間聚集效應的一個重要原因是存在溢出效應。筆者的研究表明，中國公共教育財政存在顯著的溢出效應。［15］當教育財政資源存在顯著溢出效應時，勢必出現相鄰地區教育資源配置的聚集效應。教育是積累和開發人力資源的重要途徑，因此，教育財政資源的溢出效應也導致地區人力資源分布的不均衡性。在中國可持續發展過程中，由于人力資源的作用越來越明顯，因此，人力資源在地區分布上的不均衡性，往往會加劇各地經濟發展上的不均衡性，出現發達地區越發達，落后地區越落后的局面。從整體經濟發展而言，這種不均衡的發展模式，在一定條件下存在合理性。［16］因為，非均衡資源配置方式，也是一種約束條件下最優的配置方式。但是，在經濟長期可持續發展過程中，政府還需要從宏觀以及轉移支付等方面，積極引導教育等資源向薄弱地區進行配置，實現長期均衡可持續發展的目標。由于存在溢出效應和聚集效應，政府在引導地區可持續發展上，可以通過設計示范效應等長效機制，合理利用溢出效應的積極結果，實現通過聚集進而擴散周邊而帶動周邊地區發展的良性循環長期可持續發展模式。同時，要積極避免資源配置的過于集中現象，合理限制地區發展過程中可能出現的過于貧富不均的局面的出現。

（4）空間誤差模型要比OLS模型更適用于具有空間聚集效應回歸估計及其問題研究。根據表3和表4，三種模型相比，空間誤差模型要優于空間滯后模型，而空間滯后模型要優于OLS模型。因此，在探討此類問題時，有必要先檢驗數據是否具有空間相依性，即人力資本存量分布是否具有空間聚集效應。當存在空間聚集效應時，空間計量經濟模型要優于OLS模型。

在研究具有空間聚集效應的問題時，若采用不恰當的模型會導致結論的誤差。例如根據表3，若采用OLS模型，發現女性教育發展程度對經濟增長的影響是正向但不是很顯著的（僅在10％下顯著而在5％下不顯著）；若采用空間滯后模型，發現女性教育發展程度對經濟增長的影響是正向且顯著（在5％下顯著）。另外，若采用OLS模型，那么GDP對勞動力人數的彈性接近單位彈性其值是1012；若采用空間誤差模型，則為弱彈性，其值是0.879。因此，不同的估計方法會得到不同的結論，在進行具有空間聚集效應的實證問題研究上，要檢驗其空間相依性，以免得到的結論存在較大誤差。

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Spatial Analysis of Education Development and Economy Development

GU Jiafeng

（Institute of Social Science Survey, Peking University, Beijing 100871,China）

Abstract Education system is one of the major ways to accumulate human resource stock in a country of regin and also is an important base of economy development. The paper used the data in the year 2000 at the national level to study the

relationship between education development stock and economy development by spatial econometrics method and the result shows that in China labor intensive economy is still obvious but the effective of human capital stock accumulated by education system can't be ignored. The effect of education development on economic development is different by gender and the male capital stock pays more important roles in economic development than female

第2篇：經濟增長的特征范文

關鍵詞：投資；消費；經濟增長

改革開放以來，我國經濟快速發展，取得了舉世矚目的成就，但近年來消費與投資比例失衡問題日益突出，消費在GDP中的占比逐年下降，至2010年僅為46.98%， 2003年~2010年投資占比連續八年超過40%。

根據國內一些學者的研究，我國消費率的合理區間是61%~65% ，投資率的合理區間相應為35%~38%（吳忠群，2002），按照這個標準判斷我國投資率已經長時間超出了合理范圍。其次，從我國建國后經濟發展歷史上看，共有三個歷史時期投資率超過40%，分別是1959年，1993年~1995年，2003年~2010年，在前兩個歷史時期，當投資率超過40%后，均導致了隨后經濟收縮，因而最近連續八年投資率超過40%也顯示我國經濟失衡問題嚴重，經濟存在運行不穩定的風險。再次，從當前經濟運行的實際情況來看，全球經濟危機爆發后，我國外貿需求大幅波動，導致經濟出現大幅波動，進一步凸現了投資消費失衡的問題。

一、 文獻綜述

國內有眾多學者研究投資消費失衡問題，主要的觀點有：一是我國國民經濟增長結構失衡的直接原因是國民儲蓄率過高（程選等，2008）；二是農村人口巨大、城市化水平低、人口撫養比低的人口結構，決定了中國經濟增長模式“出口導向”和“高投資、低消費”的特點（姚洋，2009）；三是“投資驅動和出口拉動”的粗放型經濟增長方式是導致“兩高一低”的直接的、根本的原因（龔敏等，2009）；四是當前由固定資產投資和凈出口拉動的經濟增長模式，其根源是現行收入分配機制中存在扭曲（汪同三，2007）。

1. 國民儲蓄率過高。程選（2008）分析認為宏觀經濟恒等式（GDP=C+I+CA）背后隱含的國民消費-投資決策決定了高儲蓄，根據儲蓄與投資、出口的關系（S=I+CA），高儲蓄又必然決定了高投資、高順差。并指出資源品價格長期被壓低、環境污染負外部性、社保制度不完善、金融資本市場發育不足、收入分配格局以及政府轉型緩慢、居民擁有資產占比小、“低匯率安排”等六個因素導致了國民消費―投資決策的高儲蓄。上述觀點有以下幾個方面值得商榷：一是S=I+CA反映的宏觀經濟運行結果，并不是宏觀經濟運行機制，儲蓄并非單方面決定投資、順差，相反投資、順差的實現制約著儲蓄的形成；二是程選列舉的六個因素并非并列關系，因素5（我國財產制度安排）是因素1（資源品價格長期壓低）的原因，并導致因素四（收入分配格局）這一結果，因而這三個因素可歸并為一個因素；三是程選認為金融市場發育不足主要通過流動性約束、財富效應等因素影響消費者的儲蓄，而筆者認為金融市場發育不足導致資金要素價格扭曲，進而影響了投資、消費格局。

2. 我國的人口結構。姚洋（2009）認為中國的經濟增長模式的特點與中國人口結構是緊密相關的。一是人口結構決定了中國的勞動力供給非常充裕，二是中國的計劃生育使人口撫養比下降得很快。這兩個人口特征導致我國經濟呈現高儲蓄、高投資的特征。筆者認為人口因素只是影響國民經濟增長模式的一個因素。除人口因素外，資源品價格長期壓低、環境污染負外部成本沒有內部化、金融市場資金要素價格扭曲等因素都影響我國經濟增長模式的基本因素。

3. 粗放型經濟增長方式。龔敏等（2009）認為我國利用低要素成本優勢實現的粗放型經濟增長是導致“兩高一低”的直接的、根本的原因，由于粗放型經濟增長方式是基于低要素成本，因而在收入分配方面向資本收益和政府傾斜。而政府特別是地方政府主導地方經濟建設是導致要素價格扭曲的根源。筆者認為，我國利用低要素成本優勢吸引投資的粗放型經濟增長始于改革開放初期，但是“高投資、低消費”的經濟增長特征在2001年~2010年期間形成并日益顯著。因此龔敏等只正確分析了粗放型經濟增長的內因，缺乏對外因影響的分析。而恰恰是2001年起我國加入WTO以及人民幣相對貶值的外因變化， 為粗放型經濟增長提供了市場空間，并造成了“高投資、低消費”的經濟特征。

4. 收入分配機制存在扭曲。汪同三（2007）認為我國現階段分配機制不完善造成企業高利潤，高利潤高回報是企業擴大再生產的原始驅動，實現的高利潤又為下一輪投資提供了資金來源，從而形成了“高利潤――高投資――高利潤”的循環。并認為分配機制不完善主要表現在以下幾個方面：一是工人成本被人為壓低；二是行政行業壟斷導致利潤的相對集中；三是地方政府招商引資對“三資企業”提供優惠條件。筆者認同汪同三關于“高利潤-高投資-高利潤”的經濟運行機制，但不認同其關于要素價格扭曲的論證：一是從2004年開始在“珠三角”出現的“民工荒”表明我國勞動力價格形成機制是市場供求決定的，勞動力要素報酬低是人口結構因素決定，而不是人為壓低的結果；二是與上游及壟斷行業獲取了高利潤相反，經過筆者分析發現水、電、天然氣、石油化工四個部門利潤占工業部門利潤比重，1990年~1999年的平均值為17.52%，2000年~2008年平均值為8.07%，甚至在2008年四部門共虧損342.01億元，由于政府在水、電、石油、天然氣、土地價格等領域進行價格干預，降低了下游產業的生產成本，造成了下游產業的粗放式發展。

二、 投資、消費失衡的影響因素和作用機制

上述學者在“高投資、低消費”的因素分析、作用機制等方面可以互為補充，從中不難得出造成我國投資消費失衡的“七個因素、三種機制”，從而可以得出我國“高投資、低消費”為特征的經濟增長方式是多種要素通過多種機制發揮作用共同造成的。

1. 七個影響因素。

（1）我國人口結構特征。我國人口結構有兩個顯著特征：一是我國農村人口巨大，農村勞動力持續向大中城市轉移，1978年~2009年我國農村人口占比從89.36%下降到了53.41%。勞動力市場長期處于無限供給階段（邵曉，2009），這導致勞動要素在市場經濟環境下難以取得較高的報酬分額。二是撫養比持續逐年下降，從1982年的62.60%下降到2009年的36.89%。人口負擔比較輕，有較多的經濟剩余可以轉化為儲蓄。

（2）資源能源價格機制不合理。我國一些主要的資源能源產品（如：水、天然氣、石油、電力等）屬于政府干預定價，導致這些資源能源產品價格不能反映資源能源產品的稀缺水平。通過對工業行業利潤構成進行分析可以看出，中游企業（包括水、天然氣、石油、煉焦、核燃料、電力供應企業）在工業行業利潤中的占比逐年降低，1990年~1999年的利潤率的平均值為17.52%，2000年~2008年利潤率的平均值為8.07%，在2008年虧損達342.01億元。此外，在土地要素方面，政府部門為了招商引資，以低價格投入到工業用途，降低了企業生產成本，擴大了企業的盈利空間。

（3）金融市場的資金要素價格扭曲。我國金融市場發育不足，主要表現在：一是間接融資占主體；二是資本市場層次不豐富。這導致居民部門金融投資的主要形式為居民儲蓄，同時由于我國信貸利率沒有市場化，資金要素價格扭曲嚴重，資金要素的收益分配上利于企業部門。通過對1992年~2007年現金流量表（實物）計算可以發現，居民部門金融投資占企業部門資本形成額平均占比為45.36%，而居民部門獲得利息、紅利收入占企業部門初次分配收入比率逐年下降，從1992年的26.5%下降到了2008年的9.09%。

（4）環境污染外部成本沒有內部化。由于我國環境保護的相關法律及管理所是不健全，環境污染的外部性成本沒有內部化，企業粗放式擴張給環境造成了相當嚴重的破壞，但沒有全部承擔相應的成本。2010年環境狀況公報指出：全國開展酸雨監測的494個城市(縣)中，出現酸雨的城市占50.4%，酸雨程度嚴重或較重的城市占21.6%；近岸海域水質總體為輕度污染，四類和劣四類海水比例為23.2%；地表水污染較重， 七大水系中的五大水系受到不同程度污染。

（5）社會保障制度不完善。我國正逐步建立覆蓋城鄉的居民的社會保障體系，到2010年末，全國基本養老保險、基本醫療保險、失業保險、工傷保險和生育保險參保人數分別達到25 707萬人、43 263萬人、13 376萬人、16 161萬人和12 336萬人，但從目前的覆蓋范圍來說還遠遠不夠。由于原有的社會保障體制已經打破，個人的社會福利以及生老病死等不再由企業全部承擔，但是新的社會保障制度尚不完善，居民在養老、醫療、失業、工傷、生育等方面的負擔加重，這大大降低了社會居民的消費意愿，加強了儲蓄傾向。

（6）外貿環境更加開放。2001年我國加入了世界貿易組織WTO，根據WTO的基本原則，關稅、貿易限額等壁壘大幅消除，我國企業更加深入的參與到國際分工，而我國企業的比較優勢主要體現在勞動力、資源、環境、資金要素成本低等方面，貿易環境的改變使得勞動密集型、資源消耗型、環境污染型等粗放式發展的產業向我國大量轉移。

（7）匯率制度導致人民幣匯率相對貶值。1994年我國建立起以市場供求關系為基礎的、單一的有管理的浮動匯率制，人民幣兌美元匯率由5.76:1一次性貶值到8.67:1的水平。1997年亞洲金融危機爆發后，人民幣兌美元匯率長期保持在8.3:1左右的水平而未做調整，匯率制度日漸僵化。2004年以后，隨著我國外貿順差迅速擴大和外匯儲備的大幅增加，人民幣面臨越來越大的升值壓力。2005年7月，我國按照“主動性、可控性和漸進性”原則，實行參考一籃子貨幣的人民幣匯率形成機制，此后，人民幣匯率的靈活性大幅增加對美元匯率整體呈現升值狀態。到2011年6月，人民幣兌美元匯率升至6.54:1，相對于匯改前人民幣對美元匯率升值了32.57%。但由于美元在2001年至今基本處于貶值通道，美元指數2001年7月最高位為121點，2008年3月美元指數低點為70.68點，貶值幅度為41.59%。至2011年6月美元指數為72.67，貶值幅度為39.94%。所以人民幣對于非美元貨幣處于貶值中，這促使我國出口產品在國際市場上價格低廉，增強了出口產品的價格競爭優勢。

2. 三個作用機制。

（1）國民經濟初次分配機制。我國人口結構特征（農村人口占比高）、資源能源價格機制不合理、金融市場發育不足、環境污染外部成本沒有內部化四個因素，形成了國民經濟初次分配向企業傾斜的內在機制。這一內在分配機制導致以下結果：一是企業部門“高利潤、高投資”，一方面較大的盈利空間激勵企業進行投資，另一方面高盈利為企業的高投資提供了資金來源，從而形成了企業部門“高投資――高利潤――高投資”的循環；二是企業部門高利潤帶動政府收入較快增長，由于政府部門的平均消費傾向要低于居民部門，2001年~2008年政府部門平均消費傾性為0.63，而居民部門平均消費傾向為0.67，這進一步加劇了我國經濟增長“高投資、高儲蓄”的特征。

（2）居民部門消費―儲蓄選擇機制。我國撫養比下降的人口特征、社會保障制度不完善兩個因素導致社會居民消費-儲蓄選擇時傾向于儲蓄。（1）撫養比下降意味著人口負擔較輕，有較多的經濟剩余可以消費和儲蓄。（2）社會保障制度不完善，導致社會居民在養老、醫療等方面負擔過重，使社會居民進一步強化儲蓄意愿。兩個因素通過影響社會居民消費-儲蓄的行為選擇，形成了居民部門“高儲蓄、低消費”的行為特征。

（3）外貿發展的阻斷機制。消費是投資及生產的目的，投資形成的產出能否在市場實現或出清，受制于由消費決定的市場需求的大小。在相對封閉的經濟運行環境中，當投資增長過度超越消費增長導致投資與消費失衡時，就會引發產品積壓和價格調整，導致投資增長率下降，從而恢復消費、投資的平衡關系。而在開放的經濟環境中，投資不再僅僅受制于國內的消費需求，而是很大程度上取決于世界市場的需求。劉瑞翔等（2011）研究表明，1987年~2007年我國經濟增長對最終需求的依存結構發生了本質變化， 對國內消費的依存度從1987年57%下降到2007年的35.5%，對出口的依存度從1987年的11%上升到2007年的32%。加入了世界貿易組織（WTO）以及近年來人民幣相對于非美元貨幣貶值導致我國外貿快速發展，這阻斷了封閉環境下消費投資平衡恢復機制，造成2003年~2010年連續八年投資占GDP比更是超過40%。

綜上所述，我國經濟發展“高投資、低消費”的特征，是人口結構、資源能源價格機制、金融市場、環境污染外部成本沒有內部化、社會保障制度、外貿環境、匯率制度七個因素，通過國民經濟初次分配、居民部門消費―儲蓄選擇、外貿發展阻斷機制三個路徑共同發揮作用造成的。

三、 轉變“高投資、低消費經濟發展模式”的政策建議

1. 深化四個方面的經濟體制改革。一是深化資源能源價格改革。推進水、電、成品油、天然氣、土地等資源能源產品的價格體制改革，使資源能源品價格能體現其稀缺價值。二是建立環境污染外部性內部化機制。建立健全環境的產權制度，發展排放權交易市場，通過市場競價提高企業污染環境的代價。三是深化金融市場改革。發展直接融資，形成信息透明、融資渠道暢通的多層次的資本市場。推進利率市場化改革，促進金融市場競爭，發揮利率的資金價格信號作用。四是改革匯率制度。逐步實現人民幣資本項目可兌換，擴大人民幣跨境結算，完善有管理的浮動匯率制度，逐步實現人民幣匯率的市場定價。

2. 完善社會保障制度。增加財政對社會保障投入，將資源能源價格改革中取得經濟租金收入、稅收收入主要用于社會保障方面，擴大社會保障范圍，提高社會保障福利水平，建立健全與經濟發展水平相適應的廣覆蓋、保基本、分層次、可持續的社會保障體系。

3. 積極研究和應對人口結構特征的變化。我國的人口特征正發生轉變，農村向城市轉移的適齡勞動人口數量正逐步減少，同時我國正向老齡化社會邁進。因此應積極研究人口變動趨勢，降低新生兒缺陷發生率，積極利用老年人力資源，促進婦女全面發展，進一步完善計劃生育政策，促進人口長期均衡發展。

4. 爭取寬松的外貿環境。2008年金融危機爆發后，我國外貿環境發生了顯著的變化，外貿需求大幅波動，貿易摩擦不斷增多，人民幣持續升值，這些都在不斷惡化企業的經營環境。我國應該積極爭取寬松的外貿環境，擴大和深化開放，促進對外投資，發展區域貿易自由區，為經濟體制改革在時間和空間上爭取有利的條件，促進我國經濟轉型和產業升級在平穩的環境中進行。

5. 保持經濟穩定運行，把握經濟體制改革的時機。目前我國外貿形勢不樂觀，而經濟轉型要求繼續深化資源能源、環境、金融市場、外匯制度、社會保障等領域的改革，這勢必對企業進一步造成經營壓力。因此需要把握好經濟體制改革的時機，要避免外部貿易環境惡化和經濟體制深化改革共同疊加造成宏觀經濟波動，同時應出臺與經濟轉型配套的稅收政策、產業政策，形成產業升級、新興產業等新的投資增長點，盡可能爭取經濟轉型過程中宏觀經濟穩定運行。

參考文獻：

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7．劉瑞翔,安同良.中國經濟增長的動力來源與轉換展望――基于最終需求角度的分析.經濟研究,2011，（7）.

第3篇：經濟增長的特征范文

論文關鍵詞：經濟增長,經濟結構,產業結構

經濟增長是衡量社會財富不斷增加的指標，是社會再生產動態過程的具體體現，經濟增長的關鍵在于經濟結構的調整。黑龍江省作為我國重要的老工業基地，目前正處在由前一周期的衰退階段向新發展的創新階段轉移的時期，經濟增長中存在的體制性和結構性的矛盾已嚴重影響經濟增長的速度和質量。通過經濟結構的調整優化來提高經濟發展水平已成為最為迫切的問題。

一、黑龍江省經濟增長的總體態勢與特征分析

黑龍江省經濟一直保持較高的增長速度，1995年黑龍江省GDP達到35.0%的最高增幅，2007年和2009年GDP增幅分別為12.1%和11.1%（見表1）。近五年來全國平均GDP增幅為17.3%，黑龍江的平均增幅約為15%，經濟增長相對滯后于全國平均水平。

表12000-2009年中國和黑龍江省GDP

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

中 國

99215

109655

120333

135823

159878

183085

209407

246619

300670

335353

黑龍江

3253

3561

3902

4433

5303

5510

6217

7077

第4篇：經濟增長的特征范文

關鍵詞：國內居民；旅游消費；經濟增長

一、引言

改革開放以來，我國一直致力于工業化和市場經濟的建設，逐步由“短缺經濟”時代轉向“過剩經濟”時代，隨著居民收入與消費水平的不斷提高，消費需求成為經濟增長的主要制約因素和拉動經濟增長的最根本動力。特別是進入21世紀以來，消費需求對經濟增長的影響逐漸增強。旅游消費行為的興起和發展，是一國社會、經濟、文化和居民生活水平達到一定程度時的必然產物。

二、旅游消費影響經濟增長的理論分析

旅游消費是一種高層次的居民消費，從宏觀的經濟影響的角度來看，旅游消費從屬于居民消費，是最終消費需求的一部分，所以，對經濟增長具有與一般消費相同的拉動作用。基于此，本文以一般消費影響經濟增長的機理為基礎，結合旅游消費的特點，認為國內旅游消費主要從兩個方面影響經濟增長：一是旅游消費總量對經濟增長的影響，二是旅游消費結構變動對經濟增長的影響。

旅游消費總量主要從三方面影響經濟增長：一是旅游消費作為最終消費的一部分，對經濟增長產生直接的拉動作用；二是旅游消費需求總量的增加導致旅游消費品生產的增長，誘發旅游業和相關行業增加投資，從而拉動經濟增長；三是旅游消費需求總量的增加，帶動旅游業及相關行業就業，促進經濟增長。

旅游消費結構變動也主要從三個方面影響經濟增長：一是旅游消費結構變動影響消費總量，進而對經濟增長產生拉動作用；二是旅游消費結構引發產業結構的變動，促使產業結構趨于合理，提高資源配置效率，從而對經濟增長產生積極影響；三是旅游消費結構的變動引發就業結構的變動，使從業人員從生產率較低的產業流向生產率較高的產業，提高整體勞動生產率，從而促進經濟增長。

三、國內居民旅游消費現狀分析

近年來，隨著人們可自由支配收入的提高，閑暇時間的增多以及國家一系列利好政策的出臺，國內旅游日益興盛。本文將從國內旅游人數及旅游消費支出情況、國內游客增長率及旅游消費增長率情況兩個方面對國內居民旅游消費的現狀進行分析。

（一）2004-2013年國內旅游人數及旅游消費支出情況

從表1中可以看出，除特殊年份以外，城鄉居民國內旅游出游人次、旅游消費支出均表現出強勁的增長態勢。從國內游客人數來看，由2004年的1102百萬人次增加到2013年的3262百萬人次，年均增長12.81%。其中城鎮居民游客人數從2004年的459百萬人次增加到2013年的2186百萬人次，年均增長18.93%；農村居民游客人數由2004年的643百萬人次增加到2013年的1076百萬人次，年均增長5.86%。從旅游總花費來看，由2004年的4710.7億元增加到2013年的26276.1億元，平均每年增長2156.54億。其中城鎮居民旅游總花費從2004年的3359.0億元增加到2013年的20692.6億元，平均每年增長1733.36億；農村居民旅游總花費由2004年的1351.7億元增加到2013年的5583.5億元，平均每年增長423.18億。

（二）2004-2013國內游客增長率及旅游消費增長率情況

國內游客增長率和旅游消費增長率可以根據表1中的數據計算得出，其計算公式如下：

某年國內游客增長率=本年出游人次-上年出游人次上年出游人次×100%（1）

某年旅游消費增長率=本年旅游消費支出-上年旅游消費支出上年旅游消費支出×100%（2）

計算結果見圖1、圖2所示。

圖1 2004-2013年城鄉居民國內游客增長率

圖2 2004-2013年城鄉居民國內旅游消費增長率

圖1顯示了城鄉居民國內游客增長率變化情況。從圖1中可以看出，各年的游客增長率上下波動起伏，有的年份城鎮居民與農村居民的游客增長率相差較大。例如2009年城鎮居民國內游客增長率為28.4%，而農村居民國內游客增長率為-1.0%，相差近30個百分點；2011年城鎮居民國內游客增長率為58.4%，而農村居民國內游客增長率為-8.1%，相差近68個百分點。

圖2顯示了城鄉居民國內旅游消費增長率的變化情況。從圖2中可以看出，各年的旅游消費增長率變動幅度較大，顯現先升后降的趨勢，2011年以前整體呈上升趨勢，2011年以后下降趨勢非常明顯。其中城鎮居民國內旅游消費增長率從2005年的8.8%上升到2011年的57.5%，然后又從2011年的57.5%下降到2013年的17.1%；農村居民旅游總花費增長率從2005年的20.6%上升到2011年的41.6%，然后又從2011年的41.6%下降到2013年的11.0%。

四、國內居民旅游消費對經濟增長的影響

從前文旅游消費影響經濟增長的理論分析得知，國內旅游消費主要從兩個方面影響經濟增長，一是旅游消費總量對經濟增長的影響，二是旅游消費結構變動對經濟增長的影響。接下來將從這兩個方面來分析其對經濟增長的影響。

（一）國內居民旅游消費總量對經濟增長的影響

國內居民旅游消費總量對經濟增長的影響有很多衡量指標，而這里將從旅游消費率和旅游消費貢獻率這兩個指標來進行分析。

1.旅游消費率分析

國內旅游消費率是指一定時期內，某國家或某地區國內旅游消費支出額占國內生產總值的比重。它反映該國家或地區居民國內旅游消費的強度，也反映國內旅游消費對經濟增長影響的大小，其計算公式如下：

國內旅游消費率=國內旅游消費總支出GDP×100%（3）

例如2008年國內旅游消費率=8749.3316751.7×100%=2.8%，其它計算結果見表2所示。從表2中可以看出，2004-2013年間我國城鄉居民旅游消費率保持小幅上升態勢，波動較小。從2004年的2.9%上升到2013年的4.5%，僅上升了1.6個百分點。

2.旅游消費貢獻率分析

旅游消費對經濟增長的貢獻率是指一定時期旅游消費需求總量的增加量與當期GDP增量的比值。它反映旅游消費需求增量對GDP增量的貢獻程度，其計算公式如下：

國內旅游消費貢獻率=旅游消費支出增加量GDP增加量×100%（4）

例如2008年國內旅游消費貢獻率=8749.3-7770.6316751.7-268019.4×100%=2.0%，其它計算結果見表2所示。從表2中可以看出，2004-2013年間我國居民旅游消費對經濟增長的貢獻率有較大幅度的上升。從2005年的2.3%上升到2013年的6.6%，年平均貢獻率為4.45%，即GDP增長的4.45%是由國內旅游消費引起的，但總體來看，現階段我國國內旅游消費對經濟增長的貢獻還較小。

（二）國內居民旅游消費結構變動對經濟增長的影響

旅游消費結構是指旅游者在旅游消費過程中消費的相關消費資料的比例關系。按照旅游消費資料用途的不同，可以將旅游消費結構劃分為吃、住、行、游、購、娛等六個方面的消費需求，而根據其重要性和必要性的程度又可以將其劃分為基本旅游消費和非基本旅游消費，并將餐飲、住宿、交通、景區游覽歸入基本旅游消費，將購物、娛樂及其他服務歸入非基本旅游消費。一般而言，非基本旅游消費被看作是衡量一地旅游消費水平的重要標志，其在旅游消費中的比重越大，比重提高速度越快，消費總量的增加就越快，旅游消費對地區經濟增長的影響就會越大。

1.城鎮居民國內旅游消費結構變動對經濟增長的影響

從表3中可以看出，2004-2013年間，城鎮居民國內旅游消費支出主要集中在餐飲、交通、購物這三個部分，約占總消費支出的60%左右。其中，基本旅游消費的比重整體呈現上升趨勢，從2004年的66.3%上升到2013年的77.7%，交通支出的比重上升比較明顯；非基本消費的比重在下降，從2004年的33.7%下降到2013年的22.3%，其他支出的比重在2010年以后下降較快。說明這10年來城鎮居民國內旅游消費結構不太合理，對經濟增長的影響在減小。

2.農村居民國內旅游消費結構變動對經濟增長的影響

從表4中可以看出，2004-2013年間，城鎮居民國內旅游消費支出主要集中在交通、購物這兩個部分，約占總消費支出的50%左右。其中，基本旅游消費的比重整體呈現上升趨勢，從2004年的48.8%上升到2013年的71.0%，餐飲支出的比重上升比較明顯；非基本消費的比重在下降，從2004年的51.2%下降到2013年的29.0%，其他支出的比重在2010年以后下降較快。說明這10年來農村居民國內旅游消費結構不太合理，對經濟增長的影響在減小。

城鄉比較來看，農村居民非基本消費比重高于城鎮居民，這說明農村居民旅游消費結構要高于城鎮居民。

五、結論

旅游消費的經濟影響研究是旅游學界的焦點問題，同時也是一個難點問題。本文采用比較分析、統計分析等定量分析方法，從理論和實證兩方面對我國城鄉居民國內旅游消費對經濟增長的影響進行了簡單的定量研究。理論方面，以一般消費影響經濟增長的機理為基礎，結合旅游消費的特點，構建了國內旅游消費影響經濟增長的理論分析框架。實證方面，在全面分析我國城鄉居民國內旅游消費現狀的基礎上，依據理論分析框架，從旅游消費總量和旅游消費結構兩方面，對我國城鄉居民國內旅游消費對經濟增長的影響進行了較為全面的研究。（作者單位：1.湘潭大學旅游管理學院；2，3.武漢檢安石化工程有限公司乙烯維護分公司）

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第5篇：經濟增長的特征范文

經濟波動是商業周期理論研究的主題。商業周期(Businesscycle)經典性的定義是由美國國民經濟研究局創始人Burns和Mitchell(1946)作出的:“商業周期是指在主要按商業企業組織活動的國家的總體經濟活動中看到的一種波動:一個由許多經濟活動幾乎同時擴張,隨之而來類似的普遍衰退、收縮以及與下一個周期的擴張階段相連的復蘇所組成。這種周期性變化的順序反復出現,但并不確定發生的時間。”這種表述意味著商業周期波動中存在著經濟變量時間序列中數據的協動性(comovement),即各種經濟活動一起上升和下降,表現在宏觀經濟統計數據中的各種產出等經濟變量的同步變動。像Mitchell所描述的那樣,Keynes(1936)則對商業周期中的另一種現象進行了研究,即商業周期波動的差異性(非對稱性)。更近的研究用一些數學工具和時間序列數據對協動性和差異性進行了較為精細的分析。Stock和Watson(1989,1991,1993,1999)的一系列論文中估計了一個線性動態因素模型,發現了不同宏觀經濟之間的協動關系。他們使用幾個宏觀經濟變量時間序列數據,抽象出一個簡單的不能觀察到的變量,并把這一變量同美國商業局的合成指數比較,發現了兩者之間驚人的相似,尤其是在商業周期的時間軌跡上。JamesHamilton(1989)使用單變量的非線性模型來解釋差異性(非對稱性),發現美國GNP增長率趨勢函數可用一階Markdv過程在兩種不同狀態之間的轉換來表示,這兩種狀態反映了商業周期的動態,一種狀態是正向的經濟增長,另一種狀態是負向的經濟衰退。Diebold和Rudebusch(1994)研究突出了協動性和差異性(非對稱性)是商業周期的重要特征。盡管隨后的學者進行了相關問題的更多研究,但是,目前他們的研究主要集中在第二、三產業領域,特別是在第二產業上。其主要原因是第二、三產業在國民經濟中的比重大于第一產業,第一產業即農業對整個國民經濟波動的影響力相對較小。對于現代工業國家或發展中國家的工業等省份盡管如此,但是對于農業大國,特別是農業大省來說情況并不完全是這樣。為此,本文將以湖南為例,從經濟周期波動的協動性和差異性特征考察農業大省農業經濟波動與國民經濟波動之間的關系,研究農業大省國民經濟運行中農業經濟增長的波動特征及其一般規律,以便為農業大省國民經濟的增長更好地發揮農業經濟的基礎性作用,以及實施農業大省轉化為經濟強省戰略提供參考。

二測定方法及指標

從經濟變量的時間序列值分析,經濟波動特征表現為兩種狀態:短期特征與長期特征。短期特征主要是指每一個經濟周期的波動狀態;長期特征是指超越短期,兩個或兩個以上經濟周期的波動態勢。(一)長期波動測定分析迄今可用于經濟波動長期特征的測定方法或模型很多,主要有:薩繆爾森乘數———加速數動態模型、卡爾多非線性動態增長模型、希克斯非線性乘數———加速數動態模型、斯盧茨基和卡萊茨基的隨機經濟周期模型、混沌理論模型、實際經濟周期模型等。這些不同的模型來自于不同的經濟思想和經濟理論,其測定結果是有差別的,我們在本文中選擇了薩繆爾森線性乘數———加速數動態模型。這是一個帶有動態時滯結構的模型。其中,投資函數是一個二階差分方程。乘數基于邊際消費傾向,加速數基于特定時期的生產技術水平。這個模型的特點是:當有一個初始的外生擾動時,在不同的參數域下,動態系統可以產生增幅的發散振蕩、減幅的衰減振蕩和等幅的周期振蕩。這就是說,在特定的參數域內,經濟體系將呈現持續性的波動趨勢。(二)短期波動測定分析從發展和演變的動態過程來看,經濟周期一般可劃分為古典周期和現代周期兩大類。古典周期是指經濟的主要指標表現為絕對下降,即負增長趨勢。現代周期主要表現為增長周期,是指經濟的主要指標表現為絕對上升,即正增長趨勢。對于增長周期可以按兩種方法進行考察,其一是階梯周期分析方法,其二是離差周期分析方法。階梯周期是指經濟增長速度的周期波動,是最基本意義上的增長周期。在處理方法上,它是把各經濟活動水平指標的各期數值同前一期或前若干期的指標數值進行對比所得到的速度指標在時間上的波動來描述增長周期波動。離差周期是指各經濟活動水平指標的數值對其特征值的相對偏離程度在時間上的周期波動。在指標的處理方法上,它要求首先消除序列的季節波動,然后求出序列在各期的特征值,最后求出其相對數,并對所得相對數進行平滑處理。兩種方法的研究,其結果是有差別的。本文采用階梯周期分析方法,引進以下參數:波動幅度、波動系數、波動高度、波動深度、平均位勢、擴張長度、收縮長度。其中波動幅度即振幅,是指每個周期內經濟增長率上下波動的離差,它是反映經濟增長穩定性的一個重要指數,振幅越大,說明經濟增長越不穩定,其分析方法是計算每個周期內經濟增長率波峰與波谷的落差即振幅等于波峰的經濟增長率減去波谷的經濟增長率。波動系數是指國民經濟實際增長率圍繞長期趨勢上下波動的量值,它是衡量周期波動幅度對歷史增長趨勢偏離程度的標準化指標,波動系數的絕對值越大,說明實際經濟增長率偏離長期趨勢的程度越大,經濟增長越不穩定,反之,經濟增長相對穩定。其計算分式為:,其中,式中!為波動系數,y為實際經濟增長率,y為y的算術平均值,"為標準差,n為實際值的樣本數。波動高度即峰位,是指每個周期內波峰的經濟增長率,它表明每個周期經濟擴張的強度。波動深度即波谷,是指每個周期內波谷的經濟增長率,它表明每個周期經濟收縮的力度。平均位勢即波位,是指每個周期內各年度平均的經濟增長率,表明每個周期經濟增長的總體水平,其計算公式為平均位勢,其中xn為報告期實際增長率,x0為基期實際增長率,n為報告期距基期的年數。擴張(或收縮)年度是指每個周期內擴張(收縮)期的時間長度,它從另一個角度反映了經濟增長的穩定性和持續性。本研究使用農業總產值增長率和GDP增長率等統計指標。

三湖南農業經濟波動測定分析

(一)湖南農業經濟長期波動測定分析

所謂長期本文指的是改革開放前后兩個時期,即1955年至1976年為第一個長期,從1977年至2003年為第二個長期。根據薩繆爾森的經濟波動理論,引進薩繆爾森乘數———加速數動態模型。1)為產品市場的均衡公式,即收入恒等式,為了方便,也不失一般性,假定政府購買為外生變量。(2)為簡單的消費函數,它表明,本期消費是上一期收入的線性函數,其中b表示邊際消費傾向。對于第一個長期,根據湖南統計年鑒,1955年全省農村總消費為21.74億元,全省農業總產出為25.83億元,而76年全省農村總消費為46.54億元,全省農業總產出為76.44億元,因此,b=Vc/Vy=(46.54-21.74)/(76.44-25.83)=0.49,說明湖南在第一長期內的農村消費比重偏小,亦即國民收入中消費小于積累。而對湖南第二個長期,根據湖南統計年鑒1977年全省農村總消費為52.11億元,全省農業總產出為77.59億元,而2003年全省農村總消費為1067.23億元,全省農業總產出為1425.44億元,因此,b=Vc/Vy=(1067.23-52.11)/1425.44-77.59)=0.75,說明湖南在第二個長期的農村消費比重偏大,亦即國民收入中消費大于積累。(3)按加速原理依賴于本期和前期消費的改變量,其中V為加速數。在第一個長期,根據湖南統計年鑒1955年全省農村總投資為0.75億元,而1976年全省農村總投資為6.53億元,因而,v=VI/VY=(6.53-0.75)/76.44-25.83)=0.11。而第二個長期,根據湖南統計年鑒,1977年全省農村總投資為7.59億元,2003年全省農村總投資為355.06億元,因而,v=VI/VY=(355.06-7.59)/1425.44-77.59)=0.26。雖然改革開放后農業經濟增長中的加速數要大于改革開放前農業經濟增長中的加速數,但是,這兩個系數均小于1,說明湖南農業收入的增長用于農村凈投資的比例偏小,更多的農業收入被用于其它產業,說明農業大省的農業起著支撐其它產業發展的作用。(7)與(11)分別代表著湖南農業在第一個長期與第二個長期經濟增長的總體特征。說明湖南農業經濟在改革開放前后兩個時期內呈現出單調遞增并趨向于每一個時期的均衡值,表明湖南農業在改革開放前后兩個時期主要由于其農業生產制度的重大變革使得其經濟的“增長力”迅速增強,初始呈現出爆發性增長狀態,但隨后隨著該制度的逐步完善,其經濟的增長率又逐步趨弱,因而其“穩定性”逐步增強。說明制度創新在經濟增長中發揮著重要的作用。

(二)湖南農業經濟短期波動測定分析

首先根據經濟增長速度的高低,持續時間的長短,擴張和收縮的轉變點等特征,我們對湖南自1955年至2003年①農業即農業總產值增長率進行描述,從而得到湖南農業經濟增長變化的路徑,即農業經濟波動的基本軌跡。我們按照一個標準的經濟周期包括兩個時期(收縮與擴張時期),四個階段(衰退、蕭條、復蘇和繁榮四個階段)和兩個轉折點(經濟由繁榮階段轉入衰退階段的關鍵點和經濟走出蕭條階段開始復蘇的關鍵點)的基本原則,將湖南農業1955年至2003年的49年間經濟波動大致劃分成9輪周期,如表1。以下根據表1采用階梯周期分析方法,引進相關參數定量分析湖南農業經濟增長過程中9輪周期的增長率波動狀態。湖南農業經濟周期性波動存在以下特征:第一,湖南農業9輪周期平均波動幅度為21.91個百分點,波動系數為1.05,總體呈現為強幅型,它表明每個周期內經濟增長高低起伏劇烈,其經濟增長處于極不穩定狀態,說明農業大省農業經濟運行隨機因素的影響很大。第二,湖南農業9輪周期波動高度平均值為22.09,總體呈現為高峰型,說明每個周期經濟擴張能力強盛,尤其是改革開放以來的前4輪周期更為顯著。第三,從波動深度來看,湖南農業所經歷的9輪周期,其中前3輪均為古典型,表明其經濟活動的絕對水平有規律地出現上升和下降的交替和循環,從第4輪開始,除了第8輪外開始轉向增長型周期,表明其經濟活動的相對水平有規律地出現上升與下降的交替和循環。其中第8輪周期表現為古典型的主要原因由于自然環境的影響,1998年、1999年湖南連續發生特大洪災。第四,波動的平均位勢由中位型轉向高位型,改革前的4輪周期(1955—1976年)農業增長率年遞增平均值為6.28%,改革后的5輪周期(1977—2003年)農業增長率年遞增平均值為11.24%,比改革前上升了4.96個百分點。這表明,湖南農業在克服“大起大落”中總體增長水平有了顯著提高。第五,波動的擴張長度平均值為2.22年,而收縮年度的平均值為3.33年,擴張長度與收縮長度之比為0.67總體呈現短擴張型,表明農業經濟擴張的持續性較弱,穩定性較差。

四湖南國民經濟波動測定分析

(一)湖南國民經濟長期波動測定分析

首先對湖南城鄉社會邊際消費傾向和加速數作實證分析,根據湖南統計年鑒,1955年全省總消費為26.74億元,總投資為3.37億元,總產出為49.24億元,而1976年全省總消費為67.65億元,總投資為16.84億元,總產出為233.23億元,因此,這一時期的邊際消費傾向b=Vc/Vy=(67.65-26.74)/(233.23-49.24)=0.22,而其加速數v=VI/VY=(16.84-3.37)/(233.23-49.24)=0.22。由于1977年全省總消費為77.66億元,總投資為15.46億元,總產出為256.75億元,而2003年全省總消費為2886.03億元,總投資為1557.00億元,總產出為11604.82億元,因此,這一時期的邊際消費傾向b=Vc/Vy=(2886.03-77.66)/(116.4.82-256.72)=0.25,而其加速數v=VI/VY=(1557.00-15.46)/(11604.82-256.72)=0.14根據薩繆爾森的經濟波動理論和上述同樣的分析方法得到的結論是:湖南國民經濟的增長在改革開放前后兩個時期內總體均呈現出衰減振動并趨向于每一個時期的均衡值的特征,表明湖南的國民經濟在不穩定性增長中逐步走向穩定。

(二)湖南國民經濟短期波動測定分析

首先,采取上述相關問題同樣的研究理論和方法,我們分別得到湖南1955年至2003年國民經濟增長變化的路徑即國民經濟波動的基本軌跡,如圖2,和湖南國民經濟從1955年至2003年波動的9輪周期,如表3。以下根據階梯周期分析方法進行分析,其結果由表4給出。對表4作進一步分析,湖南國民經濟周期性波動平均波動幅度為20.02個百分點,波動系數平均為0.84個百分點,總體呈現為強幅型;波動高度平均值為22.65個百分點,總體呈現為高峰型;從波動深度來看,其9輪周期中改革開放前基本屬于古典型,改革開放后的5輪周期均屬于增長型;波動的平均位勢均處于高位型;波動的擴張長度與收縮長度之比為0.89,總體呈現短擴張型。

五湖南農業經濟波動與國民經濟波動的關系

(一)湖南農業經濟波動與國民經濟波動的協動性

第一,從長期來看,湖南農業經濟波動與國民經濟波動具有相同的發展趨勢,即均從制度變革的始初的爆發性增長逐步趨向穩定性增長,呈現出增長力趨弱,穩定性增強的狀態。其主要原因是由于影響經濟增長的兩個最重要的因素即邊際消費傾向和加速數,特別是加速數偏小的制約,使得農業經濟與國民經濟的增長的潛力不足。說明農業大省經濟增長嚴重受到投資不足的影響。此外,這兩者的相關度我們還可以根據表1和表3的數據建立國民經濟增長率(Y)與農業經濟增長率(X)之間的線性關系Y=a+bX模型進行分析,建國以來,湖南農業經濟波動與國民經濟波動的同步相關性十分顯著,通過計算并檢驗。兩者的相關系數為0.55,說明農業大省農業經濟波動對國民經濟波動的同步影響十分明顯。其主要原因是由于農業大省長期以來農業經濟在國民經濟的組成成分中所占的比重較大,而且即使第二、三產業的增長降低了農業在國民經濟中的比重成分,但是,由于其中的第二、三產業的增長對農業的依存度較高,農業經濟的波動一方面直接沖擊著增長中的國民經濟,同時通過農業經濟對第二、三產業經濟的直接沖擊而又一次間接沖擊著增長中的國民經濟。第二,從短期來看,兩者的周期性波動非常明顯,兩者的波動周期基本同步,尤其改革開放以來,即1977年以來其波動周期完全一致。兩者的波動高度非常接近,兩者都是由古典型周期轉向增長型周期的發展過程。兩者的波動幅度都存在改革開放后比改革開放前有所減緩的趨勢,而且這種趨勢在隨后表現得越來越明顯。說明各種因素對農業經濟波動和國民經濟波動的影響程度有所降低,農業大省的經濟運行逐步走向平穩狀態。其原因主要是由于市場機制的逐步完善和政府政策及其調控的有效性不斷增強,以及依靠科技力量而克服自然因素的負面沖擊的能力不斷提升,使得各種影響農業經濟波動和第二、三產業經濟波動的因素逐步走向趨同,從而引致農業經濟和國民經濟從初始的不穩定狀態逐步趨向穩定狀態。

(二)湖南農業經濟波動與國民經濟波動的差異性

第一,從長期來看,雖然湖南農業經濟波動與國民經濟波動具有相同的發展趨勢,但從其波動過程來看,存在著不同的特征。農業經濟總體上表現出長期較穩定增長的狀態,而國民經濟總體上表現出長期較不穩定增長的狀態。這種特征主要是受到了國民經濟的其它構成成分,即第二、三產業經濟不斷增長的沖擊。第二,從短期來看,農業經濟的絕對波動幅度和相對波動幅度(即波動系數)均比整個國民經濟的對應值高,說明農業大省農業經濟增長的穩定性明顯低于國民經濟增長的穩定性,一方面表明農業大省的農業經濟增長率除了同樣受到制度或政策以及科技進步的影響外,同時更重要的是受到來自氣候條件等自然因素的沖擊,導致農業經濟的波動性高于國民經濟的波動性。另一方面表明農業大省國民經濟的其它構成成份,主要是指第二,三產業的增長起到了平緩或者說燙平國民經濟周期性波動幅度的積極作用。此外,農業經濟的平均位勢為9.35個百分點,較整個國民經濟的平均位勢11.65個百分點低2.3個百分點,說明農業大省農業經濟在國民經濟中的比重有逐步下降的趨勢,國民經濟在克服主要由于農業經濟引致的“大起大落”中總體增長水平有明顯提高的趨勢。

六結論

湖南作為農業大省,對農業問題十分重視,始終強調必須穩定農業在國民經濟中的基礎地位。然而,建國以來,農業基礎地位的脆弱性卻沒有得到徹底改觀,很長一段時間內,農業經濟的波動對國民經濟的整體波動起到了引致和助推作用。雖然隨著農業經濟在國民經濟中的比重不斷下降,這種引致和助推作用有所減弱,但對于一個農業大省來說,這種影響依然存在,并將持續較長的時間。因此,我們認為:

1.建立系統的國民經濟運行監測預警體系,加強對國民經濟波動狀態的預測,及時了解和準確掌握影響國民經濟波動的各種內外因素,特別是各時期經濟運行中的消費、投資、價格、貨幣及其外貿等影響經濟波動的內生因素的變化規律及其內在聯系。加強農業大省經濟增長中的長期波動趨勢與短期波動趨勢的分析和研究,利用經濟波動不同階段的特點,順應經濟波動規律制定相應的對策,積極有效地實施對經濟波動趨勢的調控,防止由于各種因素的隨機變化而產生的對農業大省整個國民經濟的沖擊。

2.繼續重視和加強農業的基礎地位。農業穩定是農業大省整個國民經濟穩定的基礎,農業的增長制約著第二、第三產業的增長。隨著經濟的發展和城市化進程的加快,第一產業比重的下降是必然的,但這種趨勢是相對的,有條件的,必須以農業生產率的提高為前提。因此,加強農業基礎設施建設,提高防御自然災害的能力;改善農業生產條件,提高農業的現代化水平;充分有效的調動農民的生產積極性,調整產業結構,提高農業生產效益;以確保農業經濟的持續穩定增長。

第6篇：經濟增長的特征范文

關鍵詞：R&D投入；經濟增長；面板數據；協整分析

一、引言

R&D（Research and Development）指在科學技術領域，為增加知識總量以及運用這些知識去創造新的應用而進行的系統的、創造性的活動，包括基礎研究、應用研究、試驗發展三類活動。R&D投入對一個國家、一個地區甚至一個企業發展都具有非常重要的意義。早在20 世紀40 年代，Solow就指出實物資本積累的變動不能很好地解釋經濟增長，只有技術進步才能促進人均產出的持久性增長。國際上通常采用R&D活動的規模和強度指標反映一國的科技實力和核心競爭力。

國內外很多學者對R&D投入與經濟增長之間的關系進行了分析與實證研究。Griliches通過構建R&D 對生產力增長的模型，從公司、產業等不同層次測度了R&D對經濟增長的影響，發現R&D投入對生產率的提高有顯著的促進作用。Aghion et al.提出了基于R&D 的內生增長模型，發現R&D投入水平的提高將加快經濟增長。Romer 從知識積累性角度將技術創新活動內生化，但忽略了人力資本積累對經濟增長的貢獻。Lucas強調人力資本對技術內生化及經濟增長的作用，但又忽視了R&D 資本對技術創新的作用。趙喜倉、陳海波運用因子分析法對我國R&D的區域發展對經濟增長的影響進行了評價，得出我國R&D在投入產出水平和配置效率上，均和區域經濟發展的基礎設施水平和經濟發展水平等呈現出趨同性，東西部地區R&D的投入和經濟發展表現出不平衡性。施曉江、顧宇婷提出創新是推動經濟增長至關重要的因素，可中國的R&D 投入確實太低，技術創新的貢獻尚顯不足，GDP 對R&D 所起的激勵作用也非常有限，必須充分利用發達國家R&D 投入的溢出效應。吳林海、杜文獻通過對R&D 投入與經濟增長的時間序列變量進行協整分析和因果關系檢驗，進一步通過誤差修正模型，揭示了我國R&D投入與經濟發展的動態均衡關系。

雖然學者們對這個問題進行了大量的研究，但是現有的研究大都集中在時間序列的分析上，并且沒有考慮區域差異的特征。個別學者盡量使用了面板數據，但他們并沒有說明所建模型的正確性。本文根據我國30個省、區、自治市（不包含自治區）2000—2011年有關R&D投入和GDP 的面板數據資料，在進行面板單位根檢驗和面板協整檢驗的基礎上，分別建立GDP與R&D經費投入、GDP與R&D人員投入的長期均衡模型和誤差修正模型， 分析R&D投入對我國經濟增長的長期影響。

二、模型的設定與檢驗

1. 模型選擇及數據來源

我國幅員遼闊，各地經濟、技術、文化、地理風貌等差異巨大，R&D投入水平也不盡相同，因此，各地區R&D投入對經濟增長的影響表現出顯著的差異性。為了分析R&D投入對經濟增長的影響，我們采用面板數據模型。分別選擇R&D兩大投入要素R&D 經費支出RDH（億元）、R&D人員全時當量RDE（萬人年）作為衡量R&D投入水平（R）的指標，衡量經濟增長的指標為國內生產總值GDP（億元）。本文的數據來自《中國統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》和國家統計局網站上的專題統計數據中的《大中型工業企業自主創新統計資料》。為了消除異方差的影響，對變量分別取對數，面板據模型的解析表達式為：

的隨機擾動項。

2. 面板數據的單位根檢驗與協整檢驗

面板單位根檢驗方法有別于時間序列數據的單位根檢驗。通常有5 種檢驗方法，其中， LLC檢驗、Breitung檢驗、Hadri檢驗是含有相同單位根的檢驗方法，IPS 檢驗和Fisher-ADF檢驗是含有不同單位根的檢驗方法；LLC檢驗、Breitung檢驗、IPS 檢驗和Fisher-ADF檢驗的原假設均為含有單位根；Hadri 檢驗原假設為不含有單位根。運用Eviews6.0 分別對面板數據lnGDP、lnRDH和lnRDE進行單位根檢驗，檢驗結果如下表1：

由檢驗可知序列lnRDE和lnRDH是平穩的，而序列LNGDP是不平穩的。

再分別對面板數據lnGDP、lnRDH 和lnRDE的一階差分進行單位根檢驗，檢驗結果如下表2：

由檢驗可知序列lnGDP、lnRDH和lnRDE的一階差分都是平穩的。

在對面板數據進行參數估計之前分別檢驗lnGDP與lnRDH、lnGDP與lnRDE 的協整關系，避免出現偽回歸。本文采用得到廣泛應用的Pedroni 面板協整檢驗方法。Pedroni在回歸殘差的基礎上構造了7個檢驗面板協整的統計量，其中4個是用聯合組內尺度描述即Panel v-Statistic、Panel rho-Statistic、Panel PP-Statistic、Panel ADF-Statistic，另外3個是用組間尺度來描述即Group rho-Statistic、Group PP-Statistic、Group ADF-Statistic。在序列LNGDP與LNRDE的協整檢驗中，7個檢驗面板協整的統計量中只有2個統計量Panel v-Statistic和Group rho-Statistic沒有通過檢驗，在序列LNGDP與LNRDH的協整檢驗中，7個檢驗面板協整的統計量中只有1個統計量Group ADF-Statistic沒有通過檢驗，表明序列LNGDP與LNRDE、LNGDP與LNRDH存在協整關系。具體結果如下表3：

Pedroni認為，當樣本期相對較長時（如T>100），7個統計量的偏誤都較小而且效能也很高；當樣本期較短時（如T≤20），Panel v-Statistic和GroupPP-Statistic統計量的效能較差，只有Panel ADF-statistic統計量和Group DF-statistic統計量有最好的效能，由于本文實證研究時間跨度為2000—2011年（T=10），故本文主要依據Panel ADF-Statistic統計量和Group ADF-Statistic統計量檢驗結果，其余5個統計量僅作為參考。根據以上說明得出結論，lnGDP與lnRDH之間、lnGDP與lnRDE存在協整關系，R&D經費投入和R&D人員投入分別與經濟增長之間存在長期的均衡關系，即模型（1）的設定是正確的。

三、R&D投入與經濟增長的因果檢驗

面板模型共包括三種情形，既無個體影響又無結構變化的混合模型、有個體影響但無結構變化的變截距模型和既有個體影響又有結構變化的變系數模型。一般使用協方差分析檢驗判斷模型形式（李子奈，葉阿忠，2000）。根據2000—2011 年全國除之外的其他30個省份的lnGDP、lnRDH和lnRDE的面板數據，使用Eviews6.0 估計及檢驗，把所有的面板數據代入各種模型中進行檢驗。

根據檢驗的結果確定lnGDP與lnRDH之間、lnGDP與lnRDE之間應建立個體時刻固定效應模型，它是最優的模型。

對lnGDP與lnRDE這兩個面板數據模型的參數進行估計。計量模型為：

對lnGDP與lnRDH這個面板數據模型的參數進行估計。

模型為：

由R2和F的值可知，模型（2）和（3）擬合優度很高且總體線性關系顯著。D.W.接近2說明模型不存在自相關。各地區lnRDH的系數均能通過t檢驗，表明R&D經費投入對經濟增長的影響顯著。模型（2）和（3）中截距項是效率參數，其值越大，表明投入要素對經濟增長的促進作用越大，它代表的實際上是經濟增長中不能被R&D經費投入所解釋的部分。進行綜合分析可知，從R&D投入對經濟增長影響的整體水平看，全國R&D人員投入的彈性系數平均水平為0.049，R&D經費投入的彈性系數的平均水平為0.056，由此可見R&D投入對經濟的發展的確存在著重要作用。R&D經費投入對經濟增長的影響大于R&D人員投入的影響。

對R&D經費投入和R&D人員投入對經濟增長的影響進行綜合考慮后發現，北京、四川、廣東呈現雙高特征，寧夏、新疆則呈現雙低特征，其他省份則表現為R&D經費投入和R&D人員投入的彈性系數此高彼低的特點。R&D 投入對經濟增長影響雙低的省份屬于西部經濟落后地區。

四、結論

1. 我國各省、市、自治區R&D經費投入和R&D人員投入與經濟增長之間存在長期穩定的均衡關系，R&D經費投入和R&D人員投入的增加能夠推動我國經濟持續的增長。所以，制定有關經濟與科技發展政策時，必須充分考慮R&D投入與經濟增長的互動關系。在增加R&D經費投入和R&D人員投入的同時，保持合理的R&D 投入結構，實現R&D資源的優化配置，提高對科技基礎資源和科技人力資源的有效利用。要進一步推動科研成果的轉化，組建產學研聯盟，避免科研目標不明、產學研脫節的現象，使R&D 投入的增加能更有效地促進GDP 的增長。

2. 從總體上看，我國各地R&D經費投入的產出彈性大于R&D人員經費投入的產出彈性，即我國各省、市、自治區R&D 經費投入對經濟增長的影響程度高于R&D人員投入對經濟增長的影響程度。因此， 各地區在加大R&D人員投入力度的同時也應該注重R&D經費投入數量和規模提升。一方面要采取各種措施引進與培養高素質的R&D 人才，提高其占從業人員的比例；另一方面要進行體制創新，建立和完善各種激勵機制，最大限度地激發R&D 人才的創新激情和潛能。

參考文獻：

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[2]Aghion，P.， P. Howitt. A Model of Growth through Creative Destruction[J]. Econometrics，1992，（60）.

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[5]Norihisa， S.， P.George， and I. Evangelos. Impact of R&D and Technology Diffusion on Productiviy Growth：Empirical Evidence for 10 OECD Countries[J]. Economic Systems Research，1997，（9）.

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[8]李子奈，葉阿忠. 高等計量經濟學[M]. 北京：清華大學出版社，2000.

[9]孫敬水，岳牡娟. 我國R&D 投入與經濟增長實證研究——基于Panel Data 模型分析[J]. 科技管理研究，2009，（7）.

第7篇：經濟增長的特征范文

【關鍵詞】金融結構；經濟增長；VAR模型

一、引言

金融發展理論表明，金融發展與經濟增長密切相關，而金融發展實際上就是金融結構的變化。一個發達的金融系統可以減少信息和交易成本，分擔和管理風險，這對于儲蓄、投資決策和經濟增長是至關重要的。而不同的金融體系結構、金融工具結構、金融市場結構和金融機構結構等，對于信息、交易成本和風險的影響是不同的。因此，研究金融對經濟增長的貢獻，必須從金融結構入手。對金融結構的研究始于20世紀50年代，其內涵至今國內外學者也沒有達成共識。理論界有較大影響的觀點主要有二:一是以雷蒙德·W·戈德史密斯（Raymond.W.Goldsmith）在1969年提出了金融結構的概念，他認為金融結構是一國現存的金融工具和金融機構之和，金融發展的實質是金融結構的變化，研究金融發展就是研究金融結構的變化過程和趨勢。在他那本《金融結構與金融發展》一書中，他認為金融系統的結構特征主要表現為這樣一些特征：金融資產的總量和實物資產之間的比例關系，這種關系被稱為金融相關率；各經濟部門的金融資產與負責總量及其在不同種類的金融工具上的分布；金融機構和非金融經濟部門所持有的的金融資產和負責之間的關系；各種不同金融機構的金融資產和負責的比例關系，以及這些資產和負責所采取的金融工具的形式等等。二是近年來學術界流行的所謂“兩分法”，即著眼于一國企業的外源融資——通過金融市場或金融中介融資角度劃分的不同國家的金融結構，即銀行主導型金融結構（以德國、法國、日本為代表）和市場主導型金融結構（以美國、英國為代表）。逐漸引入和傳播，中國經濟學者也開始研究金融與經濟之間的關系。在理論上主要以雷蒙德·W·戈德史密斯的金融結構觀為依據，可分為兩大類:一類只是定性化研究中國的金融機制與結構；另一類則主要從金融資產的角度定量地研究和分析中國的金融結構特征。中國學者對金融結構的理解和解釋更是眾說紛紜。如王維安（2000）從西方金融發展理論出發，得出衡量一國金融結構的六大指標。李量（2001）把反映一定時期各種金融工具、金融市場和金融機構的形式、內容、相對規模和比例理解為一國的金融結構，并指出一定的金融結構反映一定的金融功能及效率，也反映了一個經濟的金融體系的特征。王廣謙（2002）則以金融資產結構為切入點，采用分層次的結構比率分析法來考察中國金融結構的現狀與變化。李健（2003）從多角度對金融結構進行了研究，認為金融結構是指構成金融總體的各個組成部分的分布、存在、相對規模、相互關系與配合的狀態，并認為金融結構由構成金融各業的產業結構、金融市場結構、融資結構、金融資產結構、金融開放結構等組成。林毅夫（2009）認為，金融結構是金融體系內部各種不同的金融制度安排的比例和相對構成。金融結構可以從不同的角度來考察，從金融活動是否需要通過金融中介，可以考察金融市場與金融中介的比例構成；從金融交易的期限長短，可以將金融體系分為貨幣市場與資本市場；從金融活動是否受到政府金融監管部門的監管，可以分為正規金融和非正規金融。就銀行本身，可以分為銀行業競爭程度和不同規模的銀行分布。白欽先（2003）認為金融結構是金融相關要素的組成、相互關系及其量的比例，并提出金融傾斜的概念。考察金融結構的表現形態可以從多方面進行如產業結構、金融市場結構、融資結構、金融資產結構、金融開放結構等。在經濟增長和金融結構關系方面：易憲容，黃少軍（2004）從銀行觀，市場觀，法制觀，功能觀闡述了不同金融結構對經濟增長的影響；喻平（2005）從金融創新與經濟增長關系出發，探討金融總量對經濟增長的動態演進過程。

二、金融結構特征

根據世界各國關于金融結構的分析，把金融結構分為市場主導型和銀行主導型，我國現在是銀行主導模式。這主要由于我國的市場證券化程度不高，多數企業不能直接從資本市場上融資。

1.從金融機構的資產和負責結構來看：銀行主導型相對于市場主導型的第一個基本特是：在全部金融機構中，銀行的資產負責所占的比重非常大；而在市場導向結構中，非銀行金融機構的份額要大得多。第二個特征是：對于前者，貸款是金融機構的最主要的金融資產。

2.從金融工具的規模和結構來看：銀行主導型和市場主導型的差別在銀行貸款規模，股票市值和發行結構，債券市值和發行結構等幾個方面。

3.從居民的金融資產結構方面來看：銀行主導型和市場主導型的差別在于：對于前者，居民資產組合中最重要的部分就是現金和存款；后者對股票和其他股權，債券占有很高的比重。

4.從非金融公司的融資結構和股權結構來看；市場主導型和銀行主導型的差別在于：第一，前者的股權類證券的比例較后者為高。第二，在債券類證券中，前者的公開流通債券同銀行借款大致差不多，而后者的銀行借款要遠遠多于公開發行的債券。

三、我國金融結構和經濟增長的實證分析

（一）變量選取與數據來源

1.解釋變量和被解釋變量。為了解釋中國經濟增長、金融發展及其結構之間的關系，我們分別選取GDP與JRXG、JRJG，JJJG四個指標，通過運用格蘭杰因果關系的檢驗，得出影響經濟增長的主要變量，剔除不顯著變量后運用回歸分析方法及VAR模型以反映其對GDP作用的大小程度。四個指標的取值時間跨度為13年（1995-2007）。

2.衡量指標定義。金融相關比率=金融資產總值/GDP，金融結構指標=(金融資產總值-各項存款-各項貸款)/金融總資產，經濟結構指標=(第二產業增加值+第三產業增加值)/GDP。GDP為相關各年度實際值。所有的數據來源于1996-2008年中國統計年鑒。

（二）各個變量的平穩性檢驗

在Eviews5.0中提供數據平穩性檢驗的方法有很多種如：圖示法，主要是趨勢圖和散點圖；單位根檢驗主要是DF檢驗和ADF檢驗等。本文運用ADF單位根檢驗法檢驗各個數據的平穩性，各個變量選擇都選擇具有常數項，滯后期為一期，序列為原來序列水平，檢驗結果如下表-1所示。在表-1中各個變量的ADF統計值的絕對值小于在1%顯著水平下的臨界值，說明各個變量不是平穩序列，需要對原序列進行差分運算，使得各個變量為平穩序列。對各個變量差分后檢驗其平穩性，各個變量都是平穩的。 　從表-1中看到，經濟增長與金融結構是正相關，與金融相關率和經濟結構的呈現負相關的關系。說明影響經濟增長的四個因素中，金融結構是起主要作用。且金融結構和金融相關在1%的顯著水平下高度相關，說明二者有很強的關系。

根據表-3結果在5%的顯著水平下，拒絕DJRJG不是影響DGDP的原因，在10%的顯著水平下，拒絕DJRXG不是影響DGDP的原因，DGDP不是影響DJRJG的原因即認為DJRXG是影響GDP的原因，DJRJG是影響DGDP的原因，DGDP是影響DJRJG的原因。

（四）實證分析

根據上表的因果關系建立DGDP和DJRXG，DJRJG的回歸模型，闡釋這兩個變量對經濟增長的影響程度。其中建立一個DGDP和DJRJG的VAR模型，考察兩者的短期影響關系。模型一為：

DGDP=20367.64788+278716.9058*DJRJG-60338.71995*DJRXG

s=(3132.085) (129673.9) (23208.91)

t=(6.502904) (2.149368) (-2.599808)

0.430458，=0.303893，3.401083 DW=0.581873

VAR模型所考察的是兩個平穩序列在不知道內生與否的情況下，通過二者的因果關系聯立二者，考察其滯后期的相互影響。

模型二為：

①DGDP=5933.87494+1.459178028*DGDP(-1)-0.7490528262*DGDP

(-2)+9838.067218*DJRJG(-1)-172152.272*DJRJG(-2)

s=(3464.47) (0.20377)(0.43841) (47402.2)(50099.6)

t= (1.71278)(7.16108)(-1.70858)(0.20754)(-3.43620)

0.98318，= 0.969737， 73.09901

②DJRJG=0.03220092284-2.4913851e-06*DGDP(-1)+7.395479427e-07*DGDP(-2)+0.03934627147*DJRJG(-1)-1.029324476*DJRJG(-2)

s=(0.05987)(3.5E-06) (7.6E-06) (0.81914) (0.86575)

t=(0.53786)(-0.70754)(0.09762) (0.04803)(-1.18894)

0.508013，=0.114424，1.290718

從以上兩個模型的輸出結果來看，模型一顯示了金融結構，金融相關對經濟增長的影響程度，金融結構的系數值大于金融相關的系數，由系數符合顯示了二者同經濟增長的相關性，與前面所做結論一致。由系數的大小知道，經濟增長主要是金融結構與金融相關的正抵消效應而導致的。說明在二者的相互作用下，經濟呈正增長的態勢。

模型二顯示了經濟增長和金融結構與自身滯后期的關系，①中顯示了經濟增長與自身滯后一期和金融結構滯后一期正相關，滯后二期負相關。說明經濟增長受自身和金融結構前期的影響，模型擬合度很高，說明效果很好符合標準。②中顯示了金融結構與自身滯后期和經濟增長的滯后期關系，由系數知經濟增長和金融結構滯后期對金融結構的影響不顯著，模型的擬合優度一般，說明金融結構受自身和經濟增長的影響很小。

四、結論及建議

本文基于金融結構和經濟增長的實證研究，運用線性回歸計量方法和VAR模型，考察二者的關系程度，得出金融結構對經濟增長具有很大的影響，而且經濟增長不僅受金融結構的影響，而且還首自身前期和金融結構前期的影響，說明二者存在短期的影響關系。因此，根據本文的結論提出一些結論：首先是建立完善的金融體系，不管是銀行主導還是市場主導，都有利于經濟的增長；其次應考慮經濟增長的短期動態關系，有利于實現長期的經濟穩定增長。第三，加強資本市場建設，發展我國的資本市場。第四，銀行治理結構改革穩步推進，逐步提高銀行在金融體系的作用。

參考文獻

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第8篇：經濟增長的特征范文

一、綜合要素生產率數學模型

采用實際中用得最廣泛、分析中最具有代表意義的C―D生產函數法。假設生產函數： 式（l）

其中，Y是產出，K和L是資本投入和勞動投入，t是時間。在式(1)兩端求全微分，并簡化整理得：

上式中分別為資本產出彈性和勞動產出彈性；設則GY、GK、GL分別為產出增長率、資本增長率和勞動投入增長率，而GA為綜合要素生產率。將式(2)改為： 式（3）

式（3）是衡量綜合要素生產率的數學模型。它的意義是：產出增長是由生產要素（其中包括資金與勞動）投入量的增加以及綜合要素生產率的提高所帶來的。

需要指出的是，上述數學模型中測算的綜合要素生產率是指扣除了資金投入和勞動投入的貢獻以外其他所有能實現經濟增長的因素貢獻的總和，這個總和包括了制度創新、技術進步、產業結構調整、規模經濟、教育進步、隨機因素等。

二、基礎數據的估計與修正

1.產出增長指標的選用。本文選用了國內生產總值作為衡量產出增長的基本指標，這些數據可以直接從相關統計資料中獲得。但為了消除價格因素，增強分析結果的可靠性，根據國內生產總值指數，對以現價統計的國內生產總值按1990年不變價格進行了換算。

2.資本投入增長指標的選用。采用永續盤存法估算出阜新1985年～2003年的資本存量。

3.勞動投入增長指標的選用。選用全市1985年～2003年的從業人數作為勞動投入量的基礎數據。

4.要素投入的產出彈性。采用最為普遍的柯布―道格拉斯生產函數（C―D）為估計方程：

其中分別是t時期的國內生產總值，資本投入量，勞動投入量，A0是初始的技術水平，t表示時間，t＝0，l，…，n，是非物化的外生的技術進步水平，是資本投入的產出彈性，是勞動投入的產出彈性，是誤差項。對C―D函數取對數后得到：

如果假設規模報酬不變，于是，由此可得：

以下根據上述公式的推導和原理，來估算阜新的C―D函數。對1985年～2003年數據取對數，得表1數據。

(1)規模約束的生產函數估計式為（由于時間變量的t檢驗值很小，因此不考慮時間量）：

由此可知，

(2)無規模約束的生產函數估計式為：

表1 阜新1985年～2003年要素投入與產出對數表

從上述計量分析的結果看，當無規模約束的生產函數回歸后方程并不理想，而有規模約束的生產函數估計式估計的擬合度優，總體顯著、單個參數的T值檢驗都令入滿意，估計結果是可靠的，從經濟意義上看也是合理的。于是，在大樣本統計檢驗可靠的基礎上，采用C―D生產函數估計的結果，確定資本產出彈性＝0.7，勞動產出彈性＝0.3，以此來進行阜新經濟增長因素分析和綜合要素生產率的測算。

三、經濟增長因素及其特征

通過前面的論述和基礎數據的準備，現在就利用經濟因素的總量分析模型進行測算，得到各生產要素投入的增長對產出增長的貢獻，并算出綜合要素生產率提高對產出增長的貢獻，改革開放以來分年的時間序列分析結果見表2。

表2 阜新TFP及增長因素的計量結果表

從表2的結果我們可以看出，1985年～2003年，阜新經濟增長的年平均速度為7.4%，其中資本投入的貢獻為89%，勞動投入的貢獻為5%，而綜合要素生產率則為0.47%，對經濟增長的貢獻達到6%，可以認為改革開放以來，阜新還處于工業化前期，經濟增長方式還是粗放化增長方式。

圖 TFP與阜新經濟增長因素的時序趨勢

從綜合要素生產率的時間序列數據(上圖)可以看出，該因素波動很大，并且具有明顯的階段和時點特征。從1986年～1990年綜合要素生產率比較低，開采的成本大幅上升。1991年～1993年是阜新轉型前經濟發展最快速的時期，經濟增長速度超過了兩位數。

1993年以后國家逐步放開煤價，煤炭市場遭遇寒冬。1994年至2000年，這一階段綜合要素生產率在比較低的-8%至3%之間，是比較符合阜新經濟發展困難的實際。

2001年阜新被確定為資源枯竭城市經濟轉型試點城市以后，年平均速度為15.1%，其中資本投入的貢獻為64%，而綜合要素生產率則為5.44%，對經濟增長的貢獻為36%，阜新大力推進產業結構調整，機制創新，經濟增長趨于合理。

四、結論

第9篇：經濟增長的特征范文

2014年中國經濟增長為何進一步減速？我們可以從生產和需求兩個角度進行分析。

從生產的角度看，2014年GDP增長率下降，主要是因為工業增長放緩。全年規模以上工業增加值同比增長8.3%，較2013年下降1.6個百分點，導致第二產業增加值從2013年的7.8%下降至2014年的7.3%。第三產業增速從8.3%降至8.1%，降幅要小得多。

但這不意味著服務業大發展將取代工業大發展成為經濟高增長的動力。實際上，中國的工業和服務業增長具有很強的相關性。這些年工業和第三產業的增速基本上都在持續下降，都從2007年的高點（分別為14.9%和16.0%）下了一個臺階。那種當前服務業的發展好于工業，中國經濟結構在優化的論斷，很大程度上是一種錯覺，基本上是不能成立的。

從三大需求來看，投資和消費的增長都放緩了，凈出口的增長則有所加快。

2014年的出口增長率降至個位數，但由于進口是負增長（按人民幣計算），貿易順差創下歷史紀錄，較2013年大幅增長，因此，凈出口對GDP增長的貢獻為正，大約拉動GDP增長0.02個百分點，出口低增長并沒有拖累經濟增長。從更長的時段來看，近年出口受到全球經濟低迷的影響，但外需占GDP的比例小，已經沒有影響GDP走勢的能量。

全社會固定資產投資自2003年以來長期維持20%以上的增長，2009年達到30.0%的高點，但之后逐漸下降，主要原因是固定資產投資額最大的兩個行業―制造業和房地產業―投資增長放緩。制造業的固定資產投資額增長率2014年“僅”為13.5%。2014年商品房銷售量價齊跌，房地產開發投資增速跌至10.5%的低點。綜合來看，2014年投資拉動GDP增長約3.6個百分點，較2013年下降，是2014年GDP增長率進一步下滑的主要原因。

長期以來，人們認為GDP增速是越高越好。每

年《政府工作報告》中提出的經濟增長預期目

標，一般都被理解為“底線”，而不會被認為是

“上限”，就是越快越好觀念的反映。

與固定資產投資相比，消費的增長率較低而且較平穩。消費不是近年經濟減速的重要原因，反過來看，它也不是可以拉動經濟加速增長的力量。

展望2015年，導致GDP減速的因素仍然存在：制造業仍然要消化產能，投資增速很難提高;房屋銷售情況不會很快就好轉，而且開發商面臨消化庫存的壓力，房地產開發投資的增長率仍然會比較低。而且，2015年基礎設施投資增長放緩的可能性也比較大;凈出口則可能從2014年的高位下降，對GDP增長的貢獻由正轉負。此外，由于2014年收入增長率較2013年進一步下降，2015年居民消費能力將有所下降，消費對GDP增長的拉動作用仍將小幅減弱。由于存在這些不利因素，2015年GDP增速有可能較2014年進一步下滑。 站在“新常態”的歷史門檻上

1978年以來的30多年中，中國GDP年均增長率高達9.8%，近一半年份（17年）是超過10%的超高增長，而低于8%的“波谷”只出現過4次共10年。

中國經濟此前經歷了3次“波谷”，第一次發生在改革開放初期，第二次發生在1989年之后，第三次發生在亞洲金融危機之后又遇到1998年長江特大洪水。與第二次和第三次不同，這次GDP增長減速主要是由經濟自身調整所致。前3次“波谷”的時間不長，而且很快就恢復到10%以上。這一次經濟增速已連續3年低于8%，而且2015年很有可能會繼續下滑，“波谷”的長度前所未有，顯示出經濟走勢與此前3次有很大不同。那么，這一次，經濟還會不會很快就從“波谷”向“波峰”攀升，再現10%以上的超高增長呢？

有人認為，當前經濟減速主要是由于產能過剩和庫存過多，導致制造業和房地產業投資增長放緩，消化產能和庫存之后，經濟就能重獲動力;此外，新技術、新產品、新業態將帶來新的投資機會，這也將是強大的增長動力。

這些分析當然很有道理，但我們也要看到，重化工業、房地產開發、基礎設施建設都已過了快速增長期，消化產能和庫存之后，這些領域的投資也只會是平穩增長。新技術、新產品、新業態能帶來新的投資機會，例如與互聯網、移動互聯網相關的投資，但這些新領域的投資規模不會像房地產、基礎設施那樣大，即使短期內超高速增長，也不太可能帶動固定資產投資高增長。

投資最終要兌現為消費，消費是投資的根本動力。之所以今后難以出現大規模、高增長的新投資領域，是因為各種基本消費形態―吃穿用住行游―都已經發展起來了，再通過投資創造、推動新形態消費的可能性不大，因而投資也會失去相當一部分動力。過去十幾年，房地產開發推動了住的發展;前幾年，汽車制造業、設備制造業以及基礎設施的投資又促進了行的發展。與居住和汽車相關的投資和消費是前幾年的主要經濟增長點。汽車、石油及制品、建筑及裝潢材料、家具的零售額增長率都曾超過30%，但2014年已大幅下滑。這反映了一個趨勢：與住房、汽車相關的一次性支出較大的消費已過了快速增長期，10%左右的增長將是常態。而這又會將房地產開發和基礎設施建設拖入平穩增長的節奏。

今后，會有一些新型消費品在出現之初經歷高增長，但對消費整體的影響會比住房、汽車小得多。例如，2014年，可能是得益于智能手機的普及，通訊器材銷售額的增長率高達32.7%，但其總額只有2685億元，遠小于汽車、家用電器和音像器材的銷售額。可能有人會說，網上銷售會是潛力極大的消費增長點，2014年全國網上零售額同比增長率高達49.7%。電商的確改變了人們的消費習慣，但并沒有創造新的消費形態，它在高增長的同時，也會抑制另一些消費方式的增長，對消費總額增長的拉升作用有限。

可以說，我們正在從“從無到有”的階段進入“從有到優”的階段。在“從無到有”的階段，各種消費形態逐漸發展，消費增長快;同時，投資先于消費發展起來，增長得更快。這使GDP增長的空間很大。而在“從有到優”的階段，會有很多創新，有一些快速發展的新領域，但難有普遍而且規模很大的新題材，因此，經濟增長潛力會大大低于“從無到有”階段。

“從有到優”就是一種新常態。“新常態”是多次提及的一個概念，2014年12月召開的中央經濟工作會議對這個概念做了全面而系統的闡述。通過這個闡述，我們可以概括出，“從有到優”是“新常態”的一個重要特征。我們在上文中展開論述對經濟增長影響最大的兩個方面―消費和投資―“從有到優”可能帶來的變化。

“新常態”帶來的突出改變，首先表現為經濟增長動力和經濟增長形態的變化。中國經濟將從年均9.8%的超高速增長減慢到年均8%左右甚至7%左右的中高速增長，未來很難再現10%以上的增長率。透過2014年GDP增長率繼續下滑這個現象，我們可以看到，中國經濟已經站在新常態的歷史門檻上。 “舊常態”分配傾向于資本

既然有“新常態”，當然就有相對應的“舊常態”。所謂“舊常態”，是指改革開放以來30多年的經濟狀況，其突出特征是GDP高速增長。與這種狀態相關，“舊常態”還有一些其他特征。

首先是有支持快速增長的現實條件，在需求端是消費和投資經歷了“從無到有”的大發展，在供給端是“人口紅利”不斷釋放。這樣的現實條件是“舊常態”的特征之一。

有支持快速增長的現實條件，未必就會導致超高速增長。超高速增長還需要另一個條件―人們有追求超高速增長的觀念和行動，充分甚至過度利用現實條件。這樣的觀念和行動普遍存在，也是“舊常態”的特征。

長期以來，人們認為GDP增速是越高越好。每年《政府工作報告》中提出的經濟增長預期目標，一般都被理解為“底線”，而不會被認為是“上限”，就是越快越好觀念的反映。越快越好觀念的形成，很大一部分原因是對“發展是硬道理”的片面理解，將經濟增長等同于發展。

在越快越好觀念的指導下，便有過度利用現實條件以促進經濟增長的行為，主要辦法是刺激投資增長。中國經濟每次進入高速增長期，基本上都是由投資發動。例如，從1996年到2002年，固定資產投資增長率一直維持在20%以下，GDP增長率低于10%;2003年，全社會固定資產投資增長率突然躥升到26.7%，此后一直維持在20%以上，GDP增長率也迅速提高，2007年達到14.2%的高點。在經濟可能減速時，投資又成為強行拉升經濟的手段，例如，2008年全球金融危機爆發之后，“4萬億”刺激計劃很快出臺，2009年的固定資產投資增長率高達30%。

要促進投資，必須有足夠的資金，需要得到資本的大力支持。因此，刺激投資的政策取向又導致了向資本傾斜的行為。早期是給予外商投資優惠政策，導致了所謂“超國民待遇”的問題;后來是通過寬松信貸，最典型的是“4萬億”刺激計劃。近年則是提高金融自由化程度、促進多種融資方式發展。只有提高價格，才能吸引社會資本進入某些領域、擴大投資。但這些措施可能的后果是積累金融風險、推高物價漲幅。

向資本傾斜的行為還包括社會保障不足。一方面，許多企業為員工―特別是農民工―少繳養老保險費;另一方面，養老金的替代率比較低。這可以更大限度地利用“人口紅利”，減輕了資本的負擔，增加了資本的積累。

向資本傾斜的后果之一，是分配有利于投資與資本，而不利于勞動者與消費。“人口紅利”本應屬于“人口”，實際上卻被資本取得了更大的一部分。這是造成收入與財富分配不均的重要原因。從2002年到2011年，勞動者報酬占GDP的比例基本上一直在下降，已不到50%。還有一個后果是區域發展不平衡，以及資源與環境負擔過重。現在大城市房價上漲快、交通擁堵嚴重、空氣質量差，都是這種后果的表現。這些不良后果長期存在而且難以緩解，也是“舊常態”的特征。 “新常態”意義不亞于反腐

“舊常態”―包括現實的經濟條件、普遍的觀念和行動―創造了中國經濟奇跡。但是，我們在看到成績的同時，也要看到問題，認識到“舊常態”也導致了很多不良后果。因此，從“舊常態”向“新常態”轉變，不但是對現實條件變化的適應，也是對更公平、更可持續發展模式的追求。站在“新常態”的歷史門檻上，我們應做的不只有適應“新常態”，還要去努力開創“新常態”。

從現實條件來說，“新常態”的一個特征是“人口紅利”將要逐漸耗盡。近年來，老年撫養比上升較快，人口結構的這種變化，會使勞動力供給增長減慢，今后勞動力的成本會不斷增長。“新常態”的另一個特征已在上文中闡述：在“從有到優”的階段，消費和投資的增長將大大放緩。而且，消費和投資的增長還將受限于環境的承受力。例如，在21世紀吃的大發展中，食品安全問題越來越多，自然環境不支持人們如此快速的食品消費增長;近年來很多大城市限車牌，城市環境已難以支持行的持續快速發展。

沒有了現實條件的支持，追求經濟超高速增長的觀念和行動就難以取得成效，就算刺激力度像以往那樣大，換來的經濟增速也不會高，而換來的風險則會比較大。在這樣的情況下，決策者應該主動下調經濟增長預期目標，從而使政府部門有精力和資源去開創一些與“舊常態”相反的“新常態”特征，摒棄越快越好的觀念、刺激投資高增長的政策、向資本傾斜的行為;在此基礎上，促進發展觀念轉變，實施有利公平、改善民生的政策，形成有利于勞動者的分配格局。