经济增长的特征精选(九篇)

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第1篇：经济增长的特征范文

关键词 教育发展；经济增长；空间计量经济学

中图分类号 J211.22 文献标识码 A 文章编号 1002-2104(2008)06-0182-05

区域经济的可持续发展，和当地的人力资本积累状况息息相关，而教育是增强人力资积累本的重要途径之一。随着中国经济发展与人民收入的大幅提升，反映在人力资本投资上，在教育上的投入也不断加大。教育投入的增加一方面加快了当地人力资本的积累速度；另一方面，教育发展的地区不均衡性也加剧了地区之间经济、社会发展的差距。那么，教育到底是如何影响地区之间人力资本的配置？各地人力资本积累在地理空间上存在哪些特征？这些特征又是如何影响地区经济的可持续发展？这些都是本文想探究与追寻的问题。

1 研究背景和基本假设

经济的可持续发展，强调经济增长的同时兼顾长期发展潜力。自内生增长理论崛起后，人力资本成为解释经济增长的重要因素之一，再加上21世纪所强调创新活动的知识经济体系，所以人力资本又扮演着关键性的角色，而教育是积累人力资本最主要的途径之一。因此，通过加强教育投入成为各国可持续发展的重要举措之一，中国也不例外。根据表1，中 国在过去10年中，平均教育年数不断上升。这从一个层面体现了中国人力资本存量在不断增加 。

从系统论的角度来看，教育为经济、社会长期可持续发展积累了所需的人力资本，推动了经济增长并确保未来发展潜力。与之对应的是，经济增长又为教育发展提供了资源上的支持和人才上的需求。但是，人力资本存量对经济可持续增长的影响会不会受到其它因素的影响，比如性别、地区聚集效益、教育发展的不均衡程度？这些都是值得探讨的问题。

1.1 人力资本在可持续发展中的作用

在可持续发展的探讨中，人力资本始终是个不可忽视的要素。麦科魏等人在1992年提出扩展的索罗模型，将人力资本视为生产函数的投入之一，认为经济增长是由人力资本累积所推动，各国经济增长差异，主要是源自于人力资本累积的差异。［1］罗默将经济增长归因于整体人力资本存量，此存量增加，创新能力提高，产生技术进步，造成经济持续增长。［2］但是，实证研究存在较大分歧。例如：普里切斯特指出人力资本对经济增长有负向但不显著影响。［3］ 克拉达兹等人研究发现两者关系是正向但不显著，［4］而史卡佩塔等人发现两者关系是正向且显著。［5］

1.2 可持续发展中的性别与教育因素

人力资本对经济可持续发展的影响，还会因为性别或教育程度的不同而有所差异。诺斯等人认为女性人力资本累积会提升劳动生产力而促进经济增长，而男性人力资本累积对经济增长有正向但不显著影响。［6］ 保罗发现男性中等以上教育程度的人力资本存量对经济增长有正向且显著影响，而女性中等以上教育程度人力资本存量对经济增长有负向但不显著影响。［7］ 克拉达兹等人研究发现男性中等以上教育程度的人力资本累积对经济增长有负向但不显著影响，而女性中等以上教育程度的人力资本累积对经济增长有正向但不显著影响。［4］

地区的教育发展程度以及不同性别成员接受教育的机会，会对该地区经济、社会可 持续发展产生长期深远影响。这也意味着，不同地区之间的教育非均衡化发展或不同性别之间的教育机会的不公平性，会对地区之间的长期可持续发展产生重要影响。所以，教育均衡化政策和教育公平性课题，在深层次上和长期可持续发展课题是息息相关的。

1.3 基本假设

为了进一步探讨教育发展和经济可持续发展之间的关系，本文根据经济增长理论和人力资本理论，得到如下三个假设：

假设一：男性平均接受教育年限越多，经济发展越快；

假设二：女性平均接受教育年限越多，经济发展越快；

假设三：劳动力人口越多，经济发展越快。

笔者研究发现从县级层面来分析中国地方行为，往往存在空间自相关性，即邻近的县之间会互相影响，趋于一致性的行动，从而出现地区性聚集现象。［8，9］

因此。本文进一步假设：

假设四：教育发展和经济增长都会呈现空间自相关性。

2 模型构建

本文采用一般最小二乘法（OLS）和空间计量模型方法，通过比较来选出更适宜的模型和估计，减少估计误差。

2.1 基本模型

为计算不同性别教育发展对经济发展影响，对相关变量都采用对数值，具体模型如下：

lnyi=α+βlnXi+εi（1）

其中被解释变量yi，是指2000年中国各县GDP，单位是万元。解释变量向量X中有三个变量，分别是：各县男性平均受教育年限、各县女性平均受教育年限以及各县15岁及以上人口总数。εi服从均值为0、方差为σ2的独立正态分布。

2.2 空间计量模型介绍

所谓空间回归模型，是在检测出一般OLS回归模型具有空间相关关系时，进一步以空 间回归模型估计来了解空间相关的影响。空间回归模型，可以用空间滞后模型与空间误差回归模型两种模型来分析，分别将其定义叙述如下：

2.2.1 空间滞后回归模型

lnyi=α+ρWlnyi+lnβxi+εi（2）

其中lnyi是因变量。Wlnyi是被解释变量乘上空间上的邻近矩阵。ρ是被解释变量的空间滞后系数，xi是解释变量。εi服从均值为0、方差为σ2的独立正态分布。

2.2.2 空间误差回归模型

lnyi=α+βlnxi+εi且 εi=λWεi+μi（3）

模型变量定义与空间滞后回归模型相同，两者差异是空间误差模型是在回归模型中的残差项里，多加上一个残差项自己本身乘上空间上的邻近矩阵。若其中空间误差系数λ显著异于零，即表示确实具有空间相关的关系。μi服从均值为0、方差为σ2的独立正态分布。

3 空间计量模型的实证分析

3.1 数据来源

本研究用到的变量数据，都来自中国地球系统科学数据共享网中的中国自然资源数据库。对于全国2 873个县，删去数据缺失的县，得到1 967个县作为研究对象，并用Geoda软件分析。

3.2 地理空间相关性检验

3.2.1 整体空间自我相关性检验

在空间计量经济学领域中，用Moran's I来检测研究范围内空间相关程度。［10，11］ Moran's I值一定介于-1到1 之间，大于0为正相关，小于0为负相关，值越大表示空间分布的相关性越大，即空间上有聚集分布的现象。本研究中各变量的Moran's I系数整理如表1，研究结果可得2000年中国各县变量具有空间的正向相关性。各县变量的 Moran's I都大于0代表与该县相邻地区有相似的属性，且有聚集现象。

表2 中国各县Moran's I检验

Tab.2 County Moran's test in China变 量Moran's IP值显著程度GDP的对数值0.728 1（0.001）***男性平均受教育年限的对数值0.755 0（0.001）***女性平均受教育年限的对数值0.757 6（0.001）***15岁及以上人口总数的对数值0.652 8（0.001）***

下面，采用局部空间自我相关分析（LISA）来检测局部空间自我相关模式的显著程度。［12］根据局部空间自我相关分析结果有H-H、L-L、L-H、H-L四种定义，其中H-H代表高人力资本存量的县被同样高人力资本存量的县所围绕；L-L代表低人力资本存量的县被同样低人力资本存量的县所围绕；L-H代表低人力资本存量的县被高人力资本存量的县所围绕；H-L代表高人力资本存量的县被人力资本存量的县所围绕。根据局部空间自我相关分析，并考量县数据的可获得性，得到1967个县的分布图及四种类型的分布情况，汇总在表3。

根据表3，中国各县男性教育发展程度的分布存在很明显区域聚集效应，H-H地区有401县，L-L地区有169个县，L-H地区有2个县，H-L有13个县，其它1 382个县没有空间自相关性。从空间聚集情况来看，属于H-H类型的人力资本存量聚集主要存在在东部沿海地区和中部，而L-L类型的人力资本存量聚集主要存在在中西部地区。

根据表3，中国各县女性教育发展程度的分布存在很明显区域聚集效应，H-H地区有474县，L-L地区有174个县，L-H地区有2个县，H-L有15个县，其它1 302个县没有空间自相关性。从空间聚集情况来看，H-H类型的人力资本存量聚集主要存在在东部沿海地区和中部，而L-L类型的人力资本存量聚集主要存在在中西部地区。

比较表3中的男性和女性教育发展程度的情况，不难发现尽管都存在明显的空间聚集效应，但是在具体的空间分布上，男性人力资源存量和女性人力资本存量还是有差异的，比如男性人力资本存量在四川、广东和广西存在较大规模的聚集现象，而在这三个省上女性人力资本存量的聚集的规模就小很多了。但是,在东北三省,女性人力资本聚集规模要比男性人力资本聚集规模要大得多。这种差异，一方面体现了教育资源配置的空间、地域不均衡，另一方面体现了在性别上的教育资源配置依然还有不均衡的现象存在。

3.3 回归估计及其比较分析

为了比较OLS和空间计量分析之间的差异，把县GDP对数值和与相关变量的对数值分别进行OLS回归和空间分析回归，回归得到的结果汇总如表4。

根据OLS回归发现，三个自变量都会显著正向影响GDP，即男性人力资本存量越多、女性人力资本存量越多，经济发展越快；人口越多，经济发展越快。不过，Moran's I值是0.527 3，表明经济发展具有显著的地区空间效应，因此，用OLS回归得到的结果具有一定偏差。此外，根据LM lag、Robust LM lag和LM error、Robust LM lag来看，都是显著，因此，适用于空间计量模型。

从空间滞后模型和空间误差模型回归的结果来看，各种检验都通过。根据表4三个模型相比，都表明空间误差模型最适合，因为空间误差模型的决定系数最大，赤池信息准则都最小。因此，在本文的分析中，就采用空间误差模型。

4 结 论

随着科技不断的进步与创新，人力资本的投入对经济可持续发展的影响一直是学者重视的课题。卢卡斯指出“人力资本累积是（东亚高增长地区）最主要的增长动力，……人力资本之累积可能发生于学校、研究单位、生产过程以及贸易过程”。教育是百年树人的事业，对于人力培训的角色是举足轻重的。［14］

人力资本是促成经济增长的重要因素。中国经济可持续发展过程，会因人力资本存量、人口增长以及由于人力资本积累所带来的知识技术创新与增长的交互作用，而产生各种不同的发展过程与现象，这些情况在早期的经济学家并未观察到，其中最主要的原因就是当时人力资本存量及其性质的重要性并没有被注意到，而本文研究的目的就是在解释、说明人力资本存量及其性质在中国经济增长过程中所扮演的重要角色。

通过空间计量经济学分析，得到如下三个结论：

（1）教育发展对经济可持续发展作用显著。根据表4空间误差模型，无论男性接受教育程度还是女性接受教育程度的增加，对经济增长的影响都是正向而且显著的。因此，研究表明，假设一和假设二是成立的，即中国通过教育来积累人力资本进而推动经济增长的策略，是行之有效的。此外，劳动力人数对经济增长的影响也是正向而显著的，这表明假设三成立。

根据表3空间误差模型，GDP对劳动力人数的弹性是0.879，而GDP对男性平均接受教育年限的弹性是0.662，GDP对女性平均接受教育年限的弹性是0.354。因此，不难看出，在三个弹性中，GDP对劳动力人数的弹性最大，因此在中国劳动力密集型特征还是很明显，劳动力人数的增长能够为经济提供所需要的相对廉价劳动力，进而吸引各国前来直接投资，推动经济发展和增长。不过，人力资本存量的作用也不容忽视。

（2）教育发展对经济增长影响会因性别的不同而不同。根据表3的空间误差模型，男性和女性的教育发展程度都是正向显著影响经济增长，但是影响的力度不同。相对而言，男性人力资本存量对经济增长的作用要强于女性人力资本存量的作用。造成这种情况有几方面原因：

其一、劳动力市场的筛选机制。在工薪相同的情况下，用人单位更愿意招收男性，使得女性被迫选择就业层次偏低的工作，而这些工作对国民经济的重要性要相对弱一些。

其二、女性有生育及其相关成本。女性工作不久便会面临结婚、生育和哺乳等系列问题，生育问题使女性员工在一定时期内退出劳动力市场，产生工作生涯的中断，而工作生涯的中断，特别是较长时间的中断，会降低雇员的实际挣得能力。当女性雇员重新进入劳动力市场时，需要一段时期的恢复和调整，这些都会削弱女性对经济增长的贡献。

（3）教育发展存量存在显著的空间聚集效应。整体空间自相关检验和局部空间自相关检验都表明教育发展在空间分布上存在显著空间自相关性，表明假设四是成立的，即互相邻近的县之间存在互相影响的关系，这种关系导致了聚集。本文分析了四种不同的聚集类型，表明中国教育发展存在不同的聚集族群特征，这种聚集会进一步影响经济的不均衡。

造成这种空间聚集效应的一个重要原因是存在溢出效应。笔者的研究表明，中国公共教育财政存在显著的溢出效应。［15］当教育财政资源存在显著溢出效应时，势必出现相邻地区教育资源配置的聚集效应。教育是积累和开发人力资源的重要途径，因此，教育财政资源的溢出效应也导致地区人力资源分布的不均衡性。在中国可持续发展过程中，由于人力资源的作用越来越明显，因此，人力资源在地区分布上的不均衡性，往往会加剧各地经济发展上的不均衡性，出现发达地区越发达，落后地区越落后的局面。从整体经济发展而言，这种不均衡的发展模式，在一定条件下存在合理性。［16］因为，非均衡资源配置方式，也是一种约束条件下最优的配置方式。但是，在经济长期可持续发展过程中，政府还需要从宏观以及转移支付等方面，积极引导教育等资源向薄弱地区进行配置，实现长期均衡可持续发展的目标。由于存在溢出效应和聚集效应，政府在引导地区可持续发展上，可以通过设计示范效应等长效机制，合理利用溢出效应的积极结果，实现通过聚集进而扩散周边而带动周边地区发展的良性循环长期可持续发展模式。同时，要积极避免资源配置的过于集中现象，合理限制地区发展过程中可能出现的过于贫富不均的局面的出现。

（4）空间误差模型要比OLS模型更适用于具有空间聚集效应回归估计及其问题研究。根据表3和表4，三种模型相比，空间误差模型要优于空间滞后模型，而空间滞后模型要优于OLS模型。因此，在探讨此类问题时，有必要先检验数据是否具有空间相依性，即人力资本存量分布是否具有空间聚集效应。当存在空间聚集效应时，空间计量经济模型要优于OLS模型。

在研究具有空间聚集效应的问题时，若采用不恰当的模型会导致结论的误差。例如根据表3，若采用OLS模型，发现女性教育发展程度对经济增长的影响是正向但不是很显著的（仅在10％下显著而在5％下不显著）；若采用空间滞后模型，发现女性教育发展程度对经济增长的影响是正向且显著（在5％下显著）。另外，若采用OLS模型，那么GDP对劳动力人数的弹性接近单位弹性其值是1012；若采用空间误差模型，则为弱弹性，其值是0.879。因此，不同的估计方法会得到不同的结论，在进行具有空间聚集效应的实证问题研究上，要检验其空间相依性，以免得到的结论存在较大误差。

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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：经济增长的特征范文

关键词：投资；消费；经济增长

改革开放以来，我国经济快速发展，取得了举世瞩目的成就，但近年来消费与投资比例失衡问题日益突出，消费在GDP中的占比逐年下降，至2010年仅为46.98%， 2003年~2010年投资占比连续八年超过40%。

根据国内一些学者的研究，我国消费率的合理区间是61%~65% ，投资率的合理区间相应为35%~38%（吴忠群，2002），按照这个标准判断我国投资率已经长时间超出了合理范围。其次，从我国建国后经济发展历史上看，共有三个历史时期投资率超过40%，分别是1959年，1993年~1995年，2003年~2010年，在前两个历史时期，当投资率超过40%后，均导致了随后经济收缩，因而最近连续八年投资率超过40%也显示我国经济失衡问题严重，经济存在运行不稳定的风险。再次，从当前经济运行的实际情况来看，全球经济危机爆发后，我国外贸需求大幅波动，导致经济出现大幅波动，进一步凸现了投资消费失衡的问题。

一、 文献综述

国内有众多学者研究投资消费失衡问题，主要的观点有：一是我国国民经济增长结构失衡的直接原因是国民储蓄率过高（程选等，2008）；二是农村人口巨大、城市化水平低、人口抚养比低的人口结构，决定了中国经济增长模式“出口导向”和“高投资、低消费”的特点（姚洋，2009）；三是“投资驱动和出口拉动”的粗放型经济增长方式是导致“两高一低”的直接的、根本的原因（龚敏等，2009）；四是当前由固定资产投资和净出口拉动的经济增长模式，其根源是现行收入分配机制中存在扭曲（汪同三，2007）。

1. 国民储蓄率过高。程选（2008）分析认为宏观经济恒等式（GDP=C+I+CA）背后隐含的国民消费-投资决策决定了高储蓄，根据储蓄与投资、出口的关系（S=I+CA），高储蓄又必然决定了高投资、高顺差。并指出资源品价格长期被压低、环境污染负外部性、社保制度不完善、金融资本市场发育不足、收入分配格局以及政府转型缓慢、居民拥有资产占比小、“低汇率安排”等六个因素导致了国民消费―投资决策的高储蓄。上述观点有以下几个方面值得商榷：一是S=I+CA反映的宏观经济运行结果，并不是宏观经济运行机制，储蓄并非单方面决定投资、顺差，相反投资、顺差的实现制约着储蓄的形成；二是程选列举的六个因素并非并列关系，因素5（我国财产制度安排）是因素1（资源品价格长期压低）的原因，并导致因素四（收入分配格局）这一结果，因而这三个因素可归并为一个因素；三是程选认为金融市场发育不足主要通过流动性约束、财富效应等因素影响消费者的储蓄，而笔者认为金融市场发育不足导致资金要素价格扭曲，进而影响了投资、消费格局。

2. 我国的人口结构。姚洋（2009）认为中国的经济增长模式的特点与中国人口结构是紧密相关的。一是人口结构决定了中国的劳动力供给非常充裕，二是中国的计划生育使人口抚养比下降得很快。这两个人口特征导致我国经济呈现高储蓄、高投资的特征。笔者认为人口因素只是影响国民经济增长模式的一个因素。除人口因素外，资源品价格长期压低、环境污染负外部成本没有内部化、金融市场资金要素价格扭曲等因素都影响我国经济增长模式的基本因素。

3. 粗放型经济增长方式。龚敏等（2009）认为我国利用低要素成本优势实现的粗放型经济增长是导致“两高一低”的直接的、根本的原因，由于粗放型经济增长方式是基于低要素成本，因而在收入分配方面向资本收益和政府倾斜。而政府特别是地方政府主导地方经济建设是导致要素价格扭曲的根源。笔者认为，我国利用低要素成本优势吸引投资的粗放型经济增长始于改革开放初期，但是“高投资、低消费”的经济增长特征在2001年~2010年期间形成并日益显著。因此龚敏等只正确分析了粗放型经济增长的内因，缺乏对外因影响的分析。而恰恰是2001年起我国加入WTO以及人民币相对贬值的外因变化， 为粗放型经济增长提供了市场空间，并造成了“高投资、低消费”的经济特征。

4. 收入分配机制存在扭曲。汪同三（2007）认为我国现阶段分配机制不完善造成企业高利润，高利润高回报是企业扩大再生产的原始驱动，实现的高利润又为下一轮投资提供了资金来源，从而形成了“高利润――高投资――高利润”的循环。并认为分配机制不完善主要表现在以下几个方面：一是工人成本被人为压低；二是行政行业垄断导致利润的相对集中；三是地方政府招商引资对“三资企业”提供优惠条件。笔者认同汪同三关于“高利润-高投资-高利润”的经济运行机制，但不认同其关于要素价格扭曲的论证：一是从2004年开始在“珠三角”出现的“民工荒”表明我国劳动力价格形成机制是市场供求决定的，劳动力要素报酬低是人口结构因素决定，而不是人为压低的结果；二是与上游及垄断行业获取了高利润相反，经过笔者分析发现水、电、天然气、石油化工四个部门利润占工业部门利润比重，1990年~1999年的平均值为17.52%，2000年~2008年平均值为8.07%，甚至在2008年四部门共亏损342.01亿元，由于政府在水、电、石油、天然气、土地价格等领域进行价格干预，降低了下游产业的生产成本，造成了下游产业的粗放式发展。

二、 投资、消费失衡的影响因素和作用机制

上述学者在“高投资、低消费”的因素分析、作用机制等方面可以互为补充，从中不难得出造成我国投资消费失衡的“七个因素、三种机制”，从而可以得出我国“高投资、低消费”为特征的经济增长方式是多种要素通过多种机制发挥作用共同造成的。

1. 七个影响因素。

（1）我国人口结构特征。我国人口结构有两个显著特征：一是我国农村人口巨大，农村劳动力持续向大中城市转移，1978年~2009年我国农村人口占比从89.36%下降到了53.41%。劳动力市场长期处于无限供给阶段（邵晓，2009），这导致劳动要素在市场经济环境下难以取得较高的报酬分额。二是抚养比持续逐年下降，从1982年的62.60%下降到2009年的36.89%。人口负担比较轻，有较多的经济剩余可以转化为储蓄。

（2）资源能源价格机制不合理。我国一些主要的资源能源产品（如：水、天然气、石油、电力等）属于政府干预定价，导致这些资源能源产品价格不能反映资源能源产品的稀缺水平。通过对工业行业利润构成进行分析可以看出，中游企业（包括水、天然气、石油、炼焦、核燃料、电力供应企业）在工业行业利润中的占比逐年降低，1990年~1999年的利润率的平均值为17.52%，2000年~2008年利润率的平均值为8.07%，在2008年亏损达342.01亿元。此外，在土地要素方面，政府部门为了招商引资，以低价格投入到工业用途，降低了企业生产成本，扩大了企业的盈利空间。

（3）金融市场的资金要素价格扭曲。我国金融市场发育不足，主要表现在：一是间接融资占主体；二是资本市场层次不丰富。这导致居民部门金融投资的主要形式为居民储蓄，同时由于我国信贷利率没有市场化，资金要素价格扭曲严重，资金要素的收益分配上利于企业部门。通过对1992年~2007年现金流量表（实物）计算可以发现，居民部门金融投资占企业部门资本形成额平均占比为45.36%，而居民部门获得利息、红利收入占企业部门初次分配收入比率逐年下降，从1992年的26.5%下降到了2008年的9.09%。

（4）环境污染外部成本没有内部化。由于我国环境保护的相关法律及管理所是不健全，环境污染的外部性成本没有内部化，企业粗放式扩张给环境造成了相当严重的破坏，但没有全部承担相应的成本。2010年环境状况公报指出：全国开展酸雨监测的494个城市(县)中，出现酸雨的城市占50.4%，酸雨程度严重或较重的城市占21.6%；近岸海域水质总体为轻度污染，四类和劣四类海水比例为23.2%；地表水污染较重， 七大水系中的五大水系受到不同程度污染。

（5）社会保障制度不完善。我国正逐步建立覆盖城乡的居民的社会保障体系，到2010年末，全国基本养老保险、基本医疗保险、失业保险、工伤保险和生育保险参保人数分别达到25 707万人、43 263万人、13 376万人、16 161万人和12 336万人，但从目前的覆盖范围来说还远远不够。由于原有的社会保障体制已经打破，个人的社会福利以及生老病死等不再由企业全部承担，但是新的社会保障制度尚不完善，居民在养老、医疗、失业、工伤、生育等方面的负担加重，这大大降低了社会居民的消费意愿，加强了储蓄倾向。

（6）外贸环境更加开放。2001年我国加入了世界贸易组织WTO，根据WTO的基本原则，关税、贸易限额等壁垒大幅消除，我国企业更加深入的参与到国际分工，而我国企业的比较优势主要体现在劳动力、资源、环境、资金要素成本低等方面，贸易环境的改变使得劳动密集型、资源消耗型、环境污染型等粗放式发展的产业向我国大量转移。

（7）汇率制度导致人民币汇率相对贬值。1994年我国建立起以市场供求关系为基础的、单一的有管理的浮动汇率制，人民币兑美元汇率由5.76:1一次性贬值到8.67:1的水平。1997年亚洲金融危机爆发后，人民币兑美元汇率长期保持在8.3:1左右的水平而未做调整，汇率制度日渐僵化。2004年以后，随着我国外贸顺差迅速扩大和外汇储备的大幅增加，人民币面临越来越大的升值压力。2005年7月，我国按照“主动性、可控性和渐进性”原则，实行参考一篮子货币的人民币汇率形成机制，此后，人民币汇率的灵活性大幅增加对美元汇率整体呈现升值状态。到2011年6月，人民币兑美元汇率升至6.54:1，相对于汇改前人民币对美元汇率升值了32.57%。但由于美元在2001年至今基本处于贬值通道，美元指数2001年7月最高位为121点，2008年3月美元指数低点为70.68点，贬值幅度为41.59%。至2011年6月美元指数为72.67，贬值幅度为39.94%。所以人民币对于非美元货币处于贬值中，这促使我国出口产品在国际市场上价格低廉，增强了出口产品的价格竞争优势。

2. 三个作用机制。

（1）国民经济初次分配机制。我国人口结构特征（农村人口占比高）、资源能源价格机制不合理、金融市场发育不足、环境污染外部成本没有内部化四个因素，形成了国民经济初次分配向企业倾斜的内在机制。这一内在分配机制导致以下结果：一是企业部门“高利润、高投资”，一方面较大的盈利空间激励企业进行投资，另一方面高盈利为企业的高投资提供了资金来源，从而形成了企业部门“高投资――高利润――高投资”的循环；二是企业部门高利润带动政府收入较快增长，由于政府部门的平均消费倾向要低于居民部门，2001年~2008年政府部门平均消费倾性为0.63，而居民部门平均消费倾向为0.67，这进一步加剧了我国经济增长“高投资、高储蓄”的特征。

（2）居民部门消费―储蓄选择机制。我国抚养比下降的人口特征、社会保障制度不完善两个因素导致社会居民消费-储蓄选择时倾向于储蓄。（1）抚养比下降意味着人口负担较轻，有较多的经济剩余可以消费和储蓄。（2）社会保障制度不完善，导致社会居民在养老、医疗等方面负担过重，使社会居民进一步强化储蓄意愿。两个因素通过影响社会居民消费-储蓄的行为选择，形成了居民部门“高储蓄、低消费”的行为特征。

（3）外贸发展的阻断机制。消费是投资及生产的目的，投资形成的产出能否在市场实现或出清，受制于由消费决定的市场需求的大小。在相对封闭的经济运行环境中，当投资增长过度超越消费增长导致投资与消费失衡时，就会引发产品积压和价格调整，导致投资增长率下降，从而恢复消费、投资的平衡关系。而在开放的经济环境中，投资不再仅仅受制于国内的消费需求，而是很大程度上取决于世界市场的需求。刘瑞翔等（2011）研究表明，1987年~2007年我国经济增长对最终需求的依存结构发生了本质变化， 对国内消费的依存度从1987年57%下降到2007年的35.5%，对出口的依存度从1987年的11%上升到2007年的32%。加入了世界贸易组织（WTO）以及近年来人民币相对于非美元货币贬值导致我国外贸快速发展，这阻断了封闭环境下消费投资平衡恢复机制，造成2003年~2010年连续八年投资占GDP比更是超过40%。

综上所述，我国经济发展“高投资、低消费”的特征，是人口结构、资源能源价格机制、金融市场、环境污染外部成本没有内部化、社会保障制度、外贸环境、汇率制度七个因素，通过国民经济初次分配、居民部门消费―储蓄选择、外贸发展阻断机制三个路径共同发挥作用造成的。

三、 转变“高投资、低消费经济发展模式”的政策建议

1. 深化四个方面的经济体制改革。一是深化资源能源价格改革。推进水、电、成品油、天然气、土地等资源能源产品的价格体制改革，使资源能源品价格能体现其稀缺价值。二是建立环境污染外部性内部化机制。建立健全环境的产权制度，发展排放权交易市场，通过市场竞价提高企业污染环境的代价。三是深化金融市场改革。发展直接融资，形成信息透明、融资渠道畅通的多层次的资本市场。推进利率市场化改革，促进金融市场竞争，发挥利率的资金价格信号作用。四是改革汇率制度。逐步实现人民币资本项目可兑换，扩大人民币跨境结算，完善有管理的浮动汇率制度，逐步实现人民币汇率的市场定价。

2. 完善社会保障制度。增加财政对社会保障投入，将资源能源价格改革中取得经济租金收入、税收收入主要用于社会保障方面，扩大社会保障范围，提高社会保障福利水平，建立健全与经济发展水平相适应的广覆盖、保基本、分层次、可持续的社会保障体系。

3. 积极研究和应对人口结构特征的变化。我国的人口特征正发生转变，农村向城市转移的适龄劳动人口数量正逐步减少，同时我国正向老龄化社会迈进。因此应积极研究人口变动趋势，降低新生儿缺陷发生率，积极利用老年人力资源，促进妇女全面发展，进一步完善计划生育政策，促进人口长期均衡发展。

4. 争取宽松的外贸环境。2008年金融危机爆发后，我国外贸环境发生了显著的变化，外贸需求大幅波动，贸易摩擦不断增多，人民币持续升值，这些都在不断恶化企业的经营环境。我国应该积极争取宽松的外贸环境，扩大和深化开放，促进对外投资，发展区域贸易自由区，为经济体制改革在时间和空间上争取有利的条件，促进我国经济转型和产业升级在平稳的环境中进行。

5. 保持经济稳定运行，把握经济体制改革的时机。目前我国外贸形势不乐观，而经济转型要求继续深化资源能源、环境、金融市场、外汇制度、社会保障等领域的改革，这势必对企业进一步造成经营压力。因此需要把握好经济体制改革的时机，要避免外部贸易环境恶化和经济体制深化改革共同叠加造成宏观经济波动，同时应出台与经济转型配套的税收政策、产业政策，形成产业升级、新兴产业等新的投资增长点，尽可能争取经济转型过程中宏观经济稳定运行。

参考文献：

1. 吴忠群.中国经济增长中消费和投资的确定.中国社会科学,2002,（3）.

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4．龚敏,李文溥.论扩大内需政策与转变经济增长方式.东南学术,2009，（1）.

5．汪同三,蔡跃洲.投资、净出口拉动经济增长的深层次原因――从收入分配视角的分析.东北大学学报,2007，（1）.

6．邵晓.我国劳动力无限供给时代有没有结束.经济学动态,2009，（5）.

7．刘瑞翔,安同良.中国经济增长的动力来源与转换展望――基于最终需求角度的分析.经济研究,2011，（7）.

第3篇：经济增长的特征范文

论文关键词：经济增长,经济结构,产业结构

经济增长是衡量社会财富不断增加的指标，是社会再生产动态过程的具体体现，经济增长的关键在于经济结构的调整。黑龙江省作为我国重要的老工业基地，目前正处在由前一周期的衰退阶段向新发展的创新阶段转移的时期，经济增长中存在的体制性和结构性的矛盾已严重影响经济增长的速度和质量。通过经济结构的调整优化来提高经济发展水平已成为最为迫切的问题。

一、黑龙江省经济增长的总体态势与特征分析

黑龙江省经济一直保持较高的增长速度，1995年黑龙江省GDP达到35.0%的最高增幅，2007年和2009年GDP增幅分别为12.1%和11.1%（见表1）。近五年来全国平均GDP增幅为17.3%，黑龙江的平均增幅约为15%，经济增长相对滞后于全国平均水平。

表12000-2009年中国和黑龙江省GDP

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

中 国

99215

109655

120333

135823

159878

183085

209407

246619

300670

335353

黑龙江

3253

3561

3902

4433

5303

5510

6217

7077

第4篇：经济增长的特征范文

关键词：国内居民；旅游消费；经济增长

一、引言

改革开放以来，我国一直致力于工业化和市场经济的建设，逐步由“短缺经济”时代转向“过剩经济”时代，随着居民收入与消费水平的不断提高，消费需求成为经济增长的主要制约因素和拉动经济增长的最根本动力。特别是进入21世纪以来，消费需求对经济增长的影响逐渐增强。旅游消费行为的兴起和发展，是一国社会、经济、文化和居民生活水平达到一定程度时的必然产物。

二、旅游消费影响经济增长的理论分析

旅游消费是一种高层次的居民消费，从宏观的经济影响的角度来看，旅游消费从属于居民消费，是最终消费需求的一部分，所以，对经济增长具有与一般消费相同的拉动作用。基于此，本文以一般消费影响经济增长的机理为基础，结合旅游消费的特点，认为国内旅游消费主要从两个方面影响经济增长：一是旅游消费总量对经济增长的影响，二是旅游消费结构变动对经济增长的影响。

旅游消费总量主要从三方面影响经济增长：一是旅游消费作为最终消费的一部分，对经济增长产生直接的拉动作用；二是旅游消费需求总量的增加导致旅游消费品生产的增长，诱发旅游业和相关行业增加投资，从而拉动经济增长；三是旅游消费需求总量的增加，带动旅游业及相关行业就业，促进经济增长。

旅游消费结构变动也主要从三个方面影响经济增长：一是旅游消费结构变动影响消费总量，进而对经济增长产生拉动作用；二是旅游消费结构引发产业结构的变动，促使产业结构趋于合理，提高资源配置效率，从而对经济增长产生积极影响；三是旅游消费结构的变动引发就业结构的变动，使从业人员从生产率较低的产业流向生产率较高的产业，提高整体劳动生产率，从而促进经济增长。

三、国内居民旅游消费现状分析

近年来，随着人们可自由支配收入的提高，闲暇时间的增多以及国家一系列利好政策的出台，国内旅游日益兴盛。本文将从国内旅游人数及旅游消费支出情况、国内游客增长率及旅游消费增长率情况两个方面对国内居民旅游消费的现状进行分析。

（一）2004-2013年国内旅游人数及旅游消费支出情况

从表1中可以看出，除特殊年份以外，城乡居民国内旅游出游人次、旅游消费支出均表现出强劲的增长态势。从国内游客人数来看，由2004年的1102百万人次增加到2013年的3262百万人次，年均增长12.81%。其中城镇居民游客人数从2004年的459百万人次增加到2013年的2186百万人次，年均增长18.93%；农村居民游客人数由2004年的643百万人次增加到2013年的1076百万人次，年均增长5.86%。从旅游总花费来看，由2004年的4710.7亿元增加到2013年的26276.1亿元，平均每年增长2156.54亿。其中城镇居民旅游总花费从2004年的3359.0亿元增加到2013年的20692.6亿元，平均每年增长1733.36亿；农村居民旅游总花费由2004年的1351.7亿元增加到2013年的5583.5亿元，平均每年增长423.18亿。

（二）2004-2013国内游客增长率及旅游消费增长率情况

国内游客增长率和旅游消费增长率可以根据表1中的数据计算得出，其计算公式如下：

某年国内游客增长率=本年出游人次-上年出游人次上年出游人次×100%（1）

某年旅游消费增长率=本年旅游消费支出-上年旅游消费支出上年旅游消费支出×100%（2）

计算结果见图1、图2所示。

图1 2004-2013年城乡居民国内游客增长率

图2 2004-2013年城乡居民国内旅游消费增长率

图1显示了城乡居民国内游客增长率变化情况。从图1中可以看出，各年的游客增长率上下波动起伏，有的年份城镇居民与农村居民的游客增长率相差较大。例如2009年城镇居民国内游客增长率为28.4%，而农村居民国内游客增长率为-1.0%，相差近30个百分点；2011年城镇居民国内游客增长率为58.4%，而农村居民国内游客增长率为-8.1%，相差近68个百分点。

图2显示了城乡居民国内旅游消费增长率的变化情况。从图2中可以看出，各年的旅游消费增长率变动幅度较大，显现先升后降的趋势，2011年以前整体呈上升趋势，2011年以后下降趋势非常明显。其中城镇居民国内旅游消费增长率从2005年的8.8%上升到2011年的57.5%，然后又从2011年的57.5%下降到2013年的17.1%；农村居民旅游总花费增长率从2005年的20.6%上升到2011年的41.6%，然后又从2011年的41.6%下降到2013年的11.0%。

四、国内居民旅游消费对经济增长的影响

从前文旅游消费影响经济增长的理论分析得知，国内旅游消费主要从两个方面影响经济增长，一是旅游消费总量对经济增长的影响，二是旅游消费结构变动对经济增长的影响。接下来将从这两个方面来分析其对经济增长的影响。

（一）国内居民旅游消费总量对经济增长的影响

国内居民旅游消费总量对经济增长的影响有很多衡量指标，而这里将从旅游消费率和旅游消费贡献率这两个指标来进行分析。

1.旅游消费率分析

国内旅游消费率是指一定时期内，某国家或某地区国内旅游消费支出额占国内生产总值的比重。它反映该国家或地区居民国内旅游消费的强度，也反映国内旅游消费对经济增长影响的大小，其计算公式如下：

国内旅游消费率=国内旅游消费总支出GDP×100%（3）

例如2008年国内旅游消费率=8749.3316751.7×100%=2.8%，其它计算结果见表2所示。从表2中可以看出，2004-2013年间我国城乡居民旅游消费率保持小幅上升态势，波动较小。从2004年的2.9%上升到2013年的4.5%，仅上升了1.6个百分点。

2.旅游消费贡献率分析

旅游消费对经济增长的贡献率是指一定时期旅游消费需求总量的增加量与当期GDP增量的比值。它反映旅游消费需求增量对GDP增量的贡献程度，其计算公式如下：

国内旅游消费贡献率=旅游消费支出增加量GDP增加量×100%（4）

例如2008年国内旅游消费贡献率=8749.3-7770.6316751.7-268019.4×100%=2.0%，其它计算结果见表2所示。从表2中可以看出，2004-2013年间我国居民旅游消费对经济增长的贡献率有较大幅度的上升。从2005年的2.3%上升到2013年的6.6%，年平均贡献率为4.45%，即GDP增长的4.45%是由国内旅游消费引起的，但总体来看，现阶段我国国内旅游消费对经济增长的贡献还较小。

（二）国内居民旅游消费结构变动对经济增长的影响

旅游消费结构是指旅游者在旅游消费过程中消费的相关消费资料的比例关系。按照旅游消费资料用途的不同，可以将旅游消费结构划分为吃、住、行、游、购、娱等六个方面的消费需求，而根据其重要性和必要性的程度又可以将其划分为基本旅游消费和非基本旅游消费，并将餐饮、住宿、交通、景区游览归入基本旅游消费，将购物、娱乐及其他服务归入非基本旅游消费。一般而言，非基本旅游消费被看作是衡量一地旅游消费水平的重要标志，其在旅游消费中的比重越大，比重提高速度越快，消费总量的增加就越快，旅游消费对地区经济增长的影响就会越大。

1.城镇居民国内旅游消费结构变动对经济增长的影响

从表3中可以看出，2004-2013年间，城镇居民国内旅游消费支出主要集中在餐饮、交通、购物这三个部分，约占总消费支出的60%左右。其中，基本旅游消费的比重整体呈现上升趋势，从2004年的66.3%上升到2013年的77.7%，交通支出的比重上升比较明显；非基本消费的比重在下降，从2004年的33.7%下降到2013年的22.3%，其他支出的比重在2010年以后下降较快。说明这10年来城镇居民国内旅游消费结构不太合理，对经济增长的影响在减小。

2.农村居民国内旅游消费结构变动对经济增长的影响

从表4中可以看出，2004-2013年间，城镇居民国内旅游消费支出主要集中在交通、购物这两个部分，约占总消费支出的50%左右。其中，基本旅游消费的比重整体呈现上升趋势，从2004年的48.8%上升到2013年的71.0%，餐饮支出的比重上升比较明显；非基本消费的比重在下降，从2004年的51.2%下降到2013年的29.0%，其他支出的比重在2010年以后下降较快。说明这10年来农村居民国内旅游消费结构不太合理，对经济增长的影响在减小。

城乡比较来看，农村居民非基本消费比重高于城镇居民，这说明农村居民旅游消费结构要高于城镇居民。

五、结论

旅游消费的经济影响研究是旅游学界的焦点问题，同时也是一个难点问题。本文采用比较分析、统计分析等定量分析方法，从理论和实证两方面对我国城乡居民国内旅游消费对经济增长的影响进行了简单的定量研究。理论方面，以一般消费影响经济增长的机理为基础，结合旅游消费的特点，构建了国内旅游消费影响经济增长的理论分析框架。实证方面，在全面分析我国城乡居民国内旅游消费现状的基础上，依据理论分析框架，从旅游消费总量和旅游消费结构两方面，对我国城乡居民国内旅游消费对经济增长的影响进行了较为全面的研究。（作者单位：1.湘潭大学旅游管理学院；2，3.武汉检安石化工程有限公司乙烯维护分公司）

参考文献：

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[6] 王文瑞.我国农村居民国内旅游基本特征分析[J].云南师范大学学报（社会科学版），2009，40（4）：120-124.

第5篇：经济增长的特征范文

经济波动是商业周期理论研究的主题。商业周期(Businesscycle)经典性的定义是由美国国民经济研究局创始人Burns和Mitchell(1946)作出的:“商业周期是指在主要按商业企业组织活动的国家的总体经济活动中看到的一种波动:一个由许多经济活动几乎同时扩张,随之而来类似的普遍衰退、收缩以及与下一个周期的扩张阶段相连的复苏所组成。这种周期性变化的顺序反复出现,但并不确定发生的时间。”这种表述意味着商业周期波动中存在着经济变量时间序列中数据的协动性(comovement),即各种经济活动一起上升和下降,表现在宏观经济统计数据中的各种产出等经济变量的同步变动。像Mitchell所描述的那样,Keynes(1936)则对商业周期中的另一种现象进行了研究,即商业周期波动的差异性(非对称性)。更近的研究用一些数学工具和时间序列数据对协动性和差异性进行了较为精细的分析。Stock和Watson(1989,1991,1993,1999)的一系列论文中估计了一个线性动态因素模型,发现了不同宏观经济之间的协动关系。他们使用几个宏观经济变量时间序列数据,抽象出一个简单的不能观察到的变量,并把这一变量同美国商业局的合成指数比较,发现了两者之间惊人的相似,尤其是在商业周期的时间轨迹上。JamesHamilton(1989)使用单变量的非线性模型来解释差异性(非对称性),发现美国GNP增长率趋势函数可用一阶Markdv过程在两种不同状态之间的转换来表示,这两种状态反映了商业周期的动态,一种状态是正向的经济增长,另一种状态是负向的经济衰退。Diebold和Rudebusch(1994)研究突出了协动性和差异性(非对称性)是商业周期的重要特征。尽管随后的学者进行了相关问题的更多研究,但是,目前他们的研究主要集中在第二、三产业领域,特别是在第二产业上。其主要原因是第二、三产业在国民经济中的比重大于第一产业,第一产业即农业对整个国民经济波动的影响力相对较小。对于现代工业国家或发展中国家的工业等省份尽管如此,但是对于农业大国,特别是农业大省来说情况并不完全是这样。为此,本文将以湖南为例,从经济周期波动的协动性和差异性特征考察农业大省农业经济波动与国民经济波动之间的关系,研究农业大省国民经济运行中农业经济增长的波动特征及其一般规律,以便为农业大省国民经济的增长更好地发挥农业经济的基础性作用,以及实施农业大省转化为经济强省战略提供参考。

二测定方法及指标

从经济变量的时间序列值分析,经济波动特征表现为两种状态:短期特征与长期特征。短期特征主要是指每一个经济周期的波动状态;长期特征是指超越短期,两个或两个以上经济周期的波动态势。(一)长期波动测定分析迄今可用于经济波动长期特征的测定方法或模型很多,主要有:萨缪尔森乘数———加速数动态模型、卡尔多非线性动态增长模型、希克斯非线性乘数———加速数动态模型、斯卢茨基和卡莱茨基的随机经济周期模型、混沌理论模型、实际经济周期模型等。这些不同的模型来自于不同的经济思想和经济理论,其测定结果是有差别的,我们在本文中选择了萨缪尔森线性乘数———加速数动态模型。这是一个带有动态时滞结构的模型。其中,投资函数是一个二阶差分方程。乘数基于边际消费倾向,加速数基于特定时期的生产技术水平。这个模型的特点是:当有一个初始的外生扰动时,在不同的参数域下,动态系统可以产生增幅的发散振荡、减幅的衰减振荡和等幅的周期振荡。这就是说,在特定的参数域内,经济体系将呈现持续性的波动趋势。(二)短期波动测定分析从发展和演变的动态过程来看,经济周期一般可划分为古典周期和现代周期两大类。古典周期是指经济的主要指标表现为绝对下降,即负增长趋势。现代周期主要表现为增长周期,是指经济的主要指标表现为绝对上升,即正增长趋势。对于增长周期可以按两种方法进行考察,其一是阶梯周期分析方法,其二是离差周期分析方法。阶梯周期是指经济增长速度的周期波动,是最基本意义上的增长周期。在处理方法上,它是把各经济活动水平指标的各期数值同前一期或前若干期的指标数值进行对比所得到的速度指标在时间上的波动来描述增长周期波动。离差周期是指各经济活动水平指标的数值对其特征值的相对偏离程度在时间上的周期波动。在指标的处理方法上,它要求首先消除序列的季节波动,然后求出序列在各期的特征值,最后求出其相对数,并对所得相对数进行平滑处理。两种方法的研究,其结果是有差别的。本文采用阶梯周期分析方法,引进以下参数:波动幅度、波动系数、波动高度、波动深度、平均位势、扩张长度、收缩长度。其中波动幅度即振幅,是指每个周期内经济增长率上下波动的离差,它是反映经济增长稳定性的一个重要指数,振幅越大,说明经济增长越不稳定,其分析方法是计算每个周期内经济增长率波峰与波谷的落差即振幅等于波峰的经济增长率减去波谷的经济增长率。波动系数是指国民经济实际增长率围绕长期趋势上下波动的量值,它是衡量周期波动幅度对历史增长趋势偏离程度的标准化指标,波动系数的绝对值越大,说明实际经济增长率偏离长期趋势的程度越大,经济增长越不稳定,反之,经济增长相对稳定。其计算分式为:,其中,式中!为波动系数,y为实际经济增长率,y为y的算术平均值,"为标准差,n为实际值的样本数。波动高度即峰位,是指每个周期内波峰的经济增长率,它表明每个周期经济扩张的强度。波动深度即波谷,是指每个周期内波谷的经济增长率,它表明每个周期经济收缩的力度。平均位势即波位,是指每个周期内各年度平均的经济增长率,表明每个周期经济增长的总体水平,其计算公式为平均位势,其中xn为报告期实际增长率,x0为基期实际增长率,n为报告期距基期的年数。扩张(或收缩)年度是指每个周期内扩张(收缩)期的时间长度,它从另一个角度反映了经济增长的稳定性和持续性。本研究使用农业总产值增长率和GDP增长率等统计指标。

三湖南农业经济波动测定分析

(一)湖南农业经济长期波动测定分析

所谓长期本文指的是改革开放前后两个时期,即1955年至1976年为第一个长期,从1977年至2003年为第二个长期。根据萨缪尔森的经济波动理论,引进萨缪尔森乘数———加速数动态模型。1)为产品市场的均衡公式,即收入恒等式,为了方便,也不失一般性,假定政府购买为外生变量。(2)为简单的消费函数,它表明,本期消费是上一期收入的线性函数,其中b表示边际消费倾向。对于第一个长期,根据湖南统计年鉴,1955年全省农村总消费为21.74亿元,全省农业总产出为25.83亿元,而76年全省农村总消费为46.54亿元,全省农业总产出为76.44亿元,因此,b=Vc/Vy=(46.54-21.74)/(76.44-25.83)=0.49,说明湖南在第一长期内的农村消费比重偏小,亦即国民收入中消费小于积累。而对湖南第二个长期,根据湖南统计年鉴1977年全省农村总消费为52.11亿元,全省农业总产出为77.59亿元,而2003年全省农村总消费为1067.23亿元,全省农业总产出为1425.44亿元,因此,b=Vc/Vy=(1067.23-52.11)/1425.44-77.59)=0.75,说明湖南在第二个长期的农村消费比重偏大,亦即国民收入中消费大于积累。(3)按加速原理依赖于本期和前期消费的改变量,其中V为加速数。在第一个长期,根据湖南统计年鉴1955年全省农村总投资为0.75亿元,而1976年全省农村总投资为6.53亿元,因而,v=VI/VY=(6.53-0.75)/76.44-25.83)=0.11。而第二个长期,根据湖南统计年鉴,1977年全省农村总投资为7.59亿元,2003年全省农村总投资为355.06亿元,因而,v=VI/VY=(355.06-7.59)/1425.44-77.59)=0.26。虽然改革开放后农业经济增长中的加速数要大于改革开放前农业经济增长中的加速数,但是,这两个系数均小于1,说明湖南农业收入的增长用于农村净投资的比例偏小,更多的农业收入被用于其它产业,说明农业大省的农业起着支撑其它产业发展的作用。(7)与(11)分别代表着湖南农业在第一个长期与第二个长期经济增长的总体特征。说明湖南农业经济在改革开放前后两个时期内呈现出单调递增并趋向于每一个时期的均衡值,表明湖南农业在改革开放前后两个时期主要由于其农业生产制度的重大变革使得其经济的“增长力”迅速增强,初始呈现出爆发性增长状态,但随后随着该制度的逐步完善,其经济的增长率又逐步趋弱,因而其“稳定性”逐步增强。说明制度创新在经济增长中发挥着重要的作用。

(二)湖南农业经济短期波动测定分析

首先根据经济增长速度的高低,持续时间的长短,扩张和收缩的转变点等特征,我们对湖南自1955年至2003年①农业即农业总产值增长率进行描述,从而得到湖南农业经济增长变化的路径,即农业经济波动的基本轨迹。我们按照一个标准的经济周期包括两个时期(收缩与扩张时期),四个阶段(衰退、萧条、复苏和繁荣四个阶段)和两个转折点(经济由繁荣阶段转入衰退阶段的关键点和经济走出萧条阶段开始复苏的关键点)的基本原则,将湖南农业1955年至2003年的49年间经济波动大致划分成9轮周期,如表1。以下根据表1采用阶梯周期分析方法,引进相关参数定量分析湖南农业经济增长过程中9轮周期的增长率波动状态。湖南农业经济周期性波动存在以下特征:第一,湖南农业9轮周期平均波动幅度为21.91个百分点,波动系数为1.05,总体呈现为强幅型,它表明每个周期内经济增长高低起伏剧烈,其经济增长处于极不稳定状态,说明农业大省农业经济运行随机因素的影响很大。第二,湖南农业9轮周期波动高度平均值为22.09,总体呈现为高峰型,说明每个周期经济扩张能力强盛,尤其是改革开放以来的前4轮周期更为显著。第三,从波动深度来看,湖南农业所经历的9轮周期,其中前3轮均为古典型,表明其经济活动的绝对水平有规律地出现上升和下降的交替和循环,从第4轮开始,除了第8轮外开始转向增长型周期,表明其经济活动的相对水平有规律地出现上升与下降的交替和循环。其中第8轮周期表现为古典型的主要原因由于自然环境的影响,1998年、1999年湖南连续发生特大洪灾。第四,波动的平均位势由中位型转向高位型,改革前的4轮周期(1955—1976年)农业增长率年递增平均值为6.28%,改革后的5轮周期(1977—2003年)农业增长率年递增平均值为11.24%,比改革前上升了4.96个百分点。这表明,湖南农业在克服“大起大落”中总体增长水平有了显著提高。第五,波动的扩张长度平均值为2.22年,而收缩年度的平均值为3.33年,扩张长度与收缩长度之比为0.67总体呈现短扩张型,表明农业经济扩张的持续性较弱,稳定性较差。

四湖南国民经济波动测定分析

(一)湖南国民经济长期波动测定分析

首先对湖南城乡社会边际消费倾向和加速数作实证分析,根据湖南统计年鉴,1955年全省总消费为26.74亿元,总投资为3.37亿元,总产出为49.24亿元,而1976年全省总消费为67.65亿元,总投资为16.84亿元,总产出为233.23亿元,因此,这一时期的边际消费倾向b=Vc/Vy=(67.65-26.74)/(233.23-49.24)=0.22,而其加速数v=VI/VY=(16.84-3.37)/(233.23-49.24)=0.22。由于1977年全省总消费为77.66亿元,总投资为15.46亿元,总产出为256.75亿元,而2003年全省总消费为2886.03亿元,总投资为1557.00亿元,总产出为11604.82亿元,因此,这一时期的边际消费倾向b=Vc/Vy=(2886.03-77.66)/(116.4.82-256.72)=0.25,而其加速数v=VI/VY=(1557.00-15.46)/(11604.82-256.72)=0.14根据萨缪尔森的经济波动理论和上述同样的分析方法得到的结论是:湖南国民经济的增长在改革开放前后两个时期内总体均呈现出衰减振动并趋向于每一个时期的均衡值的特征,表明湖南的国民经济在不稳定性增长中逐步走向稳定。

(二)湖南国民经济短期波动测定分析

首先,采取上述相关问题同样的研究理论和方法,我们分别得到湖南1955年至2003年国民经济增长变化的路径即国民经济波动的基本轨迹,如图2,和湖南国民经济从1955年至2003年波动的9轮周期,如表3。以下根据阶梯周期分析方法进行分析,其结果由表4给出。对表4作进一步分析,湖南国民经济周期性波动平均波动幅度为20.02个百分点,波动系数平均为0.84个百分点,总体呈现为强幅型;波动高度平均值为22.65个百分点,总体呈现为高峰型;从波动深度来看,其9轮周期中改革开放前基本属于古典型,改革开放后的5轮周期均属于增长型;波动的平均位势均处于高位型;波动的扩张长度与收缩长度之比为0.89,总体呈现短扩张型。

五湖南农业经济波动与国民经济波动的关系

(一)湖南农业经济波动与国民经济波动的协动性

第一,从长期来看,湖南农业经济波动与国民经济波动具有相同的发展趋势,即均从制度变革的始初的爆发性增长逐步趋向稳定性增长,呈现出增长力趋弱,稳定性增强的状态。其主要原因是由于影响经济增长的两个最重要的因素即边际消费倾向和加速数,特别是加速数偏小的制约,使得农业经济与国民经济的增长的潜力不足。说明农业大省经济增长严重受到投资不足的影响。此外,这两者的相关度我们还可以根据表1和表3的数据建立国民经济增长率(Y)与农业经济增长率(X)之间的线性关系Y=a+bX模型进行分析,建国以来,湖南农业经济波动与国民经济波动的同步相关性十分显著,通过计算并检验。两者的相关系数为0.55,说明农业大省农业经济波动对国民经济波动的同步影响十分明显。其主要原因是由于农业大省长期以来农业经济在国民经济的组成成分中所占的比重较大,而且即使第二、三产业的增长降低了农业在国民经济中的比重成分,但是,由于其中的第二、三产业的增长对农业的依存度较高,农业经济的波动一方面直接冲击着增长中的国民经济,同时通过农业经济对第二、三产业经济的直接冲击而又一次间接冲击着增长中的国民经济。第二,从短期来看,两者的周期性波动非常明显,两者的波动周期基本同步,尤其改革开放以来,即1977年以来其波动周期完全一致。两者的波动高度非常接近,两者都是由古典型周期转向增长型周期的发展过程。两者的波动幅度都存在改革开放后比改革开放前有所减缓的趋势,而且这种趋势在随后表现得越来越明显。说明各种因素对农业经济波动和国民经济波动的影响程度有所降低,农业大省的经济运行逐步走向平稳状态。其原因主要是由于市场机制的逐步完善和政府政策及其调控的有效性不断增强,以及依靠科技力量而克服自然因素的负面冲击的能力不断提升,使得各种影响农业经济波动和第二、三产业经济波动的因素逐步走向趋同,从而引致农业经济和国民经济从初始的不稳定状态逐步趋向稳定状态。

(二)湖南农业经济波动与国民经济波动的差异性

第一,从长期来看,虽然湖南农业经济波动与国民经济波动具有相同的发展趋势,但从其波动过程来看,存在着不同的特征。农业经济总体上表现出长期较稳定增长的状态,而国民经济总体上表现出长期较不稳定增长的状态。这种特征主要是受到了国民经济的其它构成成分,即第二、三产业经济不断增长的冲击。第二,从短期来看,农业经济的绝对波动幅度和相对波动幅度(即波动系数)均比整个国民经济的对应值高,说明农业大省农业经济增长的稳定性明显低于国民经济增长的稳定性,一方面表明农业大省的农业经济增长率除了同样受到制度或政策以及科技进步的影响外,同时更重要的是受到来自气候条件等自然因素的冲击,导致农业经济的波动性高于国民经济的波动性。另一方面表明农业大省国民经济的其它构成成份,主要是指第二,三产业的增长起到了平缓或者说烫平国民经济周期性波动幅度的积极作用。此外,农业经济的平均位势为9.35个百分点,较整个国民经济的平均位势11.65个百分点低2.3个百分点,说明农业大省农业经济在国民经济中的比重有逐步下降的趋势,国民经济在克服主要由于农业经济引致的“大起大落”中总体增长水平有明显提高的趋势。

六结论

湖南作为农业大省,对农业问题十分重视,始终强调必须稳定农业在国民经济中的基础地位。然而,建国以来,农业基础地位的脆弱性却没有得到彻底改观,很长一段时间内,农业经济的波动对国民经济的整体波动起到了引致和助推作用。虽然随着农业经济在国民经济中的比重不断下降,这种引致和助推作用有所减弱,但对于一个农业大省来说,这种影响依然存在,并将持续较长的时间。因此,我们认为:

1.建立系统的国民经济运行监测预警体系,加强对国民经济波动状态的预测,及时了解和准确掌握影响国民经济波动的各种内外因素,特别是各时期经济运行中的消费、投资、价格、货币及其外贸等影响经济波动的内生因素的变化规律及其内在联系。加强农业大省经济增长中的长期波动趋势与短期波动趋势的分析和研究,利用经济波动不同阶段的特点,顺应经济波动规律制定相应的对策,积极有效地实施对经济波动趋势的调控,防止由于各种因素的随机变化而产生的对农业大省整个国民经济的冲击。

2.继续重视和加强农业的基础地位。农业稳定是农业大省整个国民经济稳定的基础,农业的增长制约着第二、第三产业的增长。随着经济的发展和城市化进程的加快,第一产业比重的下降是必然的,但这种趋势是相对的,有条件的,必须以农业生产率的提高为前提。因此,加强农业基础设施建设,提高防御自然灾害的能力;改善农业生产条件,提高农业的现代化水平;充分有效的调动农民的生产积极性,调整产业结构,提高农业生产效益;以确保农业经济的持续稳定增长。

第6篇：经济增长的特征范文

关键词：R&D投入；经济增长；面板数据；协整分析

一、引言

R&D（Research and Development）指在科学技术领域，为增加知识总量以及运用这些知识去创造新的应用而进行的系统的、创造性的活动，包括基础研究、应用研究、试验发展三类活动。R&D投入对一个国家、一个地区甚至一个企业发展都具有非常重要的意义。早在20 世纪40 年代，Solow就指出实物资本积累的变动不能很好地解释经济增长，只有技术进步才能促进人均产出的持久性增长。国际上通常采用R&D活动的规模和强度指标反映一国的科技实力和核心竞争力。

国内外很多学者对R&D投入与经济增长之间的关系进行了分析与实证研究。Griliches通过构建R&D 对生产力增长的模型，从公司、产业等不同层次测度了R&D对经济增长的影响，发现R&D投入对生产率的提高有显著的促进作用。Aghion et al.提出了基于R&D 的内生增长模型，发现R&D投入水平的提高将加快经济增长。Romer 从知识积累性角度将技术创新活动内生化，但忽略了人力资本积累对经济增长的贡献。Lucas强调人力资本对技术内生化及经济增长的作用，但又忽视了R&D 资本对技术创新的作用。赵喜仓、陈海波运用因子分析法对我国R&D的区域发展对经济增长的影响进行了评价，得出我国R&D在投入产出水平和配置效率上，均和区域经济发展的基础设施水平和经济发展水平等呈现出趋同性，东西部地区R&D的投入和经济发展表现出不平衡性。施晓江、顾宇婷提出创新是推动经济增长至关重要的因素，可中国的R&D 投入确实太低，技术创新的贡献尚显不足，GDP 对R&D 所起的激励作用也非常有限，必须充分利用发达国家R&D 投入的溢出效应。吴林海、杜文献通过对R&D 投入与经济增长的时间序列变量进行协整分析和因果关系检验，进一步通过误差修正模型，揭示了我国R&D投入与经济发展的动态均衡关系。

虽然学者们对这个问题进行了大量的研究，但是现有的研究大都集中在时间序列的分析上，并且没有考虑区域差异的特征。个别学者尽量使用了面板数据，但他们并没有说明所建模型的正确性。本文根据我国30个省、区、自治市（不包含自治区）2000—2011年有关R&D投入和GDP 的面板数据资料，在进行面板单位根检验和面板协整检验的基础上，分别建立GDP与R&D经费投入、GDP与R&D人员投入的长期均衡模型和误差修正模型， 分析R&D投入对我国经济增长的长期影响。

二、模型的设定与检验

1. 模型选择及数据来源

我国幅员辽阔，各地经济、技术、文化、地理风貌等差异巨大，R&D投入水平也不尽相同，因此，各地区R&D投入对经济增长的影响表现出显著的差异性。为了分析R&D投入对经济增长的影响，我们采用面板数据模型。分别选择R&D两大投入要素R&D 经费支出RDH（亿元）、R&D人员全时当量RDE（万人年）作为衡量R&D投入水平（R）的指标，衡量经济增长的指标为国内生产总值GDP（亿元）。本文的数据来自《中国统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》和国家统计局网站上的专题统计数据中的《大中型工业企业自主创新统计资料》。为了消除异方差的影响，对变量分别取对数，面板据模型的解析表达式为：

的随机扰动项。

2. 面板数据的单位根检验与协整检验

面板单位根检验方法有别于时间序列数据的单位根检验。通常有5 种检验方法，其中， LLC检验、Breitung检验、Hadri检验是含有相同单位根的检验方法，IPS 检验和Fisher-ADF检验是含有不同单位根的检验方法；LLC检验、Breitung检验、IPS 检验和Fisher-ADF检验的原假设均为含有单位根；Hadri 检验原假设为不含有单位根。运用Eviews6.0 分别对面板数据lnGDP、lnRDH和lnRDE进行单位根检验，检验结果如下表1：

由检验可知序列lnRDE和lnRDH是平稳的，而序列LNGDP是不平稳的。

再分别对面板数据lnGDP、lnRDH 和lnRDE的一阶差分进行单位根检验，检验结果如下表2：

由检验可知序列lnGDP、lnRDH和lnRDE的一阶差分都是平稳的。

在对面板数据进行参数估计之前分别检验lnGDP与lnRDH、lnGDP与lnRDE 的协整关系，避免出现伪回归。本文采用得到广泛应用的Pedroni 面板协整检验方法。Pedroni在回归残差的基础上构造了7个检验面板协整的统计量，其中4个是用联合组内尺度描述即Panel v-Statistic、Panel rho-Statistic、Panel PP-Statistic、Panel ADF-Statistic，另外3个是用组间尺度来描述即Group rho-Statistic、Group PP-Statistic、Group ADF-Statistic。在序列LNGDP与LNRDE的协整检验中，7个检验面板协整的统计量中只有2个统计量Panel v-Statistic和Group rho-Statistic没有通过检验，在序列LNGDP与LNRDH的协整检验中，7个检验面板协整的统计量中只有1个统计量Group ADF-Statistic没有通过检验，表明序列LNGDP与LNRDE、LNGDP与LNRDH存在协整关系。具体结果如下表3：

Pedroni认为，当样本期相对较长时（如T>100），7个统计量的偏误都较小而且效能也很高；当样本期较短时（如T≤20），Panel v-Statistic和GroupPP-Statistic统计量的效能较差，只有Panel ADF-statistic统计量和Group DF-statistic统计量有最好的效能，由于本文实证研究时间跨度为2000—2011年（T=10），故本文主要依据Panel ADF-Statistic统计量和Group ADF-Statistic统计量检验结果，其余5个统计量仅作为参考。根据以上说明得出结论，lnGDP与lnRDH之间、lnGDP与lnRDE存在协整关系，R&D经费投入和R&D人员投入分别与经济增长之间存在长期的均衡关系，即模型（1）的设定是正确的。

三、R&D投入与经济增长的因果检验

面板模型共包括三种情形，既无个体影响又无结构变化的混合模型、有个体影响但无结构变化的变截距模型和既有个体影响又有结构变化的变系数模型。一般使用协方差分析检验判断模型形式（李子奈，叶阿忠，2000）。根据2000—2011 年全国除之外的其他30个省份的lnGDP、lnRDH和lnRDE的面板数据，使用Eviews6.0 估计及检验，把所有的面板数据代入各种模型中进行检验。

根据检验的结果确定lnGDP与lnRDH之间、lnGDP与lnRDE之间应建立个体时刻固定效应模型，它是最优的模型。

对lnGDP与lnRDE这两个面板数据模型的参数进行估计。计量模型为：

对lnGDP与lnRDH这个面板数据模型的参数进行估计。

模型为：

由R2和F的值可知，模型（2）和（3）拟合优度很高且总体线性关系显著。D.W.接近2说明模型不存在自相关。各地区lnRDH的系数均能通过t检验，表明R&D经费投入对经济增长的影响显著。模型（2）和（3）中截距项是效率参数，其值越大，表明投入要素对经济增长的促进作用越大，它代表的实际上是经济增长中不能被R&D经费投入所解释的部分。进行综合分析可知，从R&D投入对经济增长影响的整体水平看，全国R&D人员投入的弹性系数平均水平为0.049，R&D经费投入的弹性系数的平均水平为0.056，由此可见R&D投入对经济的发展的确存在着重要作用。R&D经费投入对经济增长的影响大于R&D人员投入的影响。

对R&D经费投入和R&D人员投入对经济增长的影响进行综合考虑后发现，北京、四川、广东呈现双高特征，宁夏、新疆则呈现双低特征，其他省份则表现为R&D经费投入和R&D人员投入的弹性系数此高彼低的特点。R&D 投入对经济增长影响双低的省份属于西部经济落后地区。

四、结论

1. 我国各省、市、自治区R&D经费投入和R&D人员投入与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系，R&D经费投入和R&D人员投入的增加能够推动我国经济持续的增长。所以，制定有关经济与科技发展政策时，必须充分考虑R&D投入与经济增长的互动关系。在增加R&D经费投入和R&D人员投入的同时，保持合理的R&D 投入结构，实现R&D资源的优化配置，提高对科技基础资源和科技人力资源的有效利用。要进一步推动科研成果的转化，组建产学研联盟，避免科研目标不明、产学研脱节的现象，使R&D 投入的增加能更有效地促进GDP 的增长。

2. 从总体上看，我国各地R&D经费投入的产出弹性大于R&D人员经费投入的产出弹性，即我国各省、市、自治区R&D 经费投入对经济增长的影响程度高于R&D人员投入对经济增长的影响程度。因此， 各地区在加大R&D人员投入力度的同时也应该注重R&D经费投入数量和规模提升。一方面要采取各种措施引进与培养高素质的R&D 人才，提高其占从业人员的比例；另一方面要进行体制创新，建立和完善各种激励机制，最大限度地激发R&D 人才的创新激情和潜能。

参考文献：

[1] David Romer. Advanced Macroeconomics[M] . Shanghai ： Shanghai University of Finance & Economics Press ，2001.

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

[3] Romer ， Paul M. Increasing Return and Long - run Growth[J] . Journal of Political Economy ，1986 ， （94）.

[4] Lucas ， Robert E.On the Mechanism of Economic Development [J ] . Journal of Monetary Economy ，1988 ， （22）.

[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）.

[5]Pedroni，P. Fully Modfied OLS for Heterogeneous Cointegrated Panels[J]. Advances in Econometrics，1999，（15）.

[6]安娜.中国R&D投入对经济增长影响的回归分析[J].科技管理研究，2009，（5）.

[7] 施晓江，顾宇婷. R&D 投入与GDP 增长的关系检验及思考[J ] . 中国青年科技，2007 ， （152）.

[8]李子奈，叶阿忠. 高等计量经济学[M]. 北京：清华大学出版社，2000.

[9]孙敬水，岳牡娟. 我国R&D 投入与经济增长实证研究——基于Panel Data 模型分析[J]. 科技管理研究，2009，（7）.

第7篇：经济增长的特征范文

【关键词】金融结构；经济增长；VAR模型

一、引言

金融发展理论表明，金融发展与经济增长密切相关，而金融发展实际上就是金融结构的变化。一个发达的金融系统可以减少信息和交易成本，分担和管理风险，这对于储蓄、投资决策和经济增长是至关重要的。而不同的金融体系结构、金融工具结构、金融市场结构和金融机构结构等，对于信息、交易成本和风险的影响是不同的。因此，研究金融对经济增长的贡献，必须从金融结构入手。对金融结构的研究始于20世纪50年代，其内涵至今国内外学者也没有达成共识。理论界有较大影响的观点主要有二:一是以雷蒙德·W·戈德史密斯（Raymond.W.Goldsmith）在1969年提出了金融结构的概念，他认为金融结构是一国现存的金融工具和金融机构之和，金融发展的实质是金融结构的变化，研究金融发展就是研究金融结构的变化过程和趋势。在他那本《金融结构与金融发展》一书中，他认为金融系统的结构特征主要表现为这样一些特征：金融资产的总量和实物资产之间的比例关系，这种关系被称为金融相关率；各经济部门的金融资产与负责总量及其在不同种类的金融工具上的分布；金融机构和非金融经济部门所持有的的金融资产和负责之间的关系；各种不同金融机构的金融资产和负责的比例关系，以及这些资产和负责所采取的金融工具的形式等等。二是近年来学术界流行的所谓“两分法”，即着眼于一国企业的外源融资——通过金融市场或金融中介融资角度划分的不同国家的金融结构，即银行主导型金融结构（以德国、法国、日本为代表）和市场主导型金融结构（以美国、英国为代表）。逐渐引入和传播，中国经济学者也开始研究金融与经济之间的关系。在理论上主要以雷蒙德·W·戈德史密斯的金融结构观为依据，可分为两大类:一类只是定性化研究中国的金融机制与结构；另一类则主要从金融资产的角度定量地研究和分析中国的金融结构特征。中国学者对金融结构的理解和解释更是众说纷纭。如王维安（2000）从西方金融发展理论出发，得出衡量一国金融结构的六大指标。李量（2001）把反映一定时期各种金融工具、金融市场和金融机构的形式、内容、相对规模和比例理解为一国的金融结构，并指出一定的金融结构反映一定的金融功能及效率，也反映了一个经济的金融体系的特征。王广谦（2002）则以金融资产结构为切入点，采用分层次的结构比率分析法来考察中国金融结构的现状与变化。李健（2003）从多角度对金融结构进行了研究，认为金融结构是指构成金融总体的各个组成部分的分布、存在、相对规模、相互关系与配合的状态，并认为金融结构由构成金融各业的产业结构、金融市场结构、融资结构、金融资产结构、金融开放结构等组成。林毅夫（2009）认为，金融结构是金融体系内部各种不同的金融制度安排的比例和相对构成。金融结构可以从不同的角度来考察，从金融活动是否需要通过金融中介，可以考察金融市场与金融中介的比例构成；从金融交易的期限长短，可以将金融体系分为货币市场与资本市场；从金融活动是否受到政府金融监管部门的监管，可以分为正规金融和非正规金融。就银行本身，可以分为银行业竞争程度和不同规模的银行分布。白钦先（2003）认为金融结构是金融相关要素的组成、相互关系及其量的比例，并提出金融倾斜的概念。考察金融结构的表现形态可以从多方面进行如产业结构、金融市场结构、融资结构、金融资产结构、金融开放结构等。在经济增长和金融结构关系方面：易宪容，黄少军（2004）从银行观，市场观，法制观，功能观阐述了不同金融结构对经济增长的影响；喻平（2005）从金融创新与经济增长关系出发，探讨金融总量对经济增长的动态演进过程。

二、金融结构特征

根据世界各国关于金融结构的分析，把金融结构分为市场主导型和银行主导型，我国现在是银行主导模式。这主要由于我国的市场证券化程度不高，多数企业不能直接从资本市场上融资。

1.从金融机构的资产和负责结构来看：银行主导型相对于市场主导型的第一个基本特是：在全部金融机构中，银行的资产负责所占的比重非常大；而在市场导向结构中，非银行金融机构的份额要大得多。第二个特征是：对于前者，贷款是金融机构的最主要的金融资产。

2.从金融工具的规模和结构来看：银行主导型和市场主导型的差别在银行贷款规模，股票市值和发行结构，债券市值和发行结构等几个方面。

3.从居民的金融资产结构方面来看：银行主导型和市场主导型的差别在于：对于前者，居民资产组合中最重要的部分就是现金和存款；后者对股票和其他股权，债券占有很高的比重。

4.从非金融公司的融资结构和股权结构来看；市场主导型和银行主导型的差别在于：第一，前者的股权类证券的比例较后者为高。第二，在债券类证券中，前者的公开流通债券同银行借款大致差不多，而后者的银行借款要远远多于公开发行的债券。

三、我国金融结构和经济增长的实证分析

（一）变量选取与数据来源

1.解释变量和被解释变量。为了解释中国经济增长、金融发展及其结构之间的关系，我们分别选取GDP与JRXG、JRJG，JJJG四个指标，通过运用格兰杰因果关系的检验，得出影响经济增长的主要变量，剔除不显着变量后运用回归分析方法及VAR模型以反映其对GDP作用的大小程度。四个指标的取值时间跨度为13年（1995-2007）。

2.衡量指标定义。金融相关比率=金融资产总值/GDP，金融结构指标=(金融资产总值-各项存款-各项贷款)/金融总资产，经济结构指标=(第二产业增加值+第三产业增加值)/GDP。GDP为相关各年度实际值。所有的数据来源于1996-2008年中国统计年鉴。

（二）各个变量的平稳性检验

在Eviews5.0中提供数据平稳性检验的方法有很多种如：图示法，主要是趋势图和散点图；单位根检验主要是DF检验和ADF检验等。本文运用ADF单位根检验法检验各个数据的平稳性，各个变量选择都选择具有常数项，滞后期为一期，序列为原来序列水平，检验结果如下表-1所示。在表-1中各个变量的ADF统计值的绝对值小于在1%显着水平下的临界值，说明各个变量不是平稳序列，需要对原序列进行差分运算，使得各个变量为平稳序列。对各个变量差分后检验其平稳性，各个变量都是平稳的。 　从表-1中看到，经济增长与金融结构是正相关，与金融相关率和经济结构的呈现负相关的关系。说明影响经济增长的四个因素中，金融结构是起主要作用。且金融结构和金融相关在1%的显着水平下高度相关，说明二者有很强的关系。

根据表-3结果在5%的显着水平下，拒绝DJRJG不是影响DGDP的原因，在10%的显着水平下，拒绝DJRXG不是影响DGDP的原因，DGDP不是影响DJRJG的原因即认为DJRXG是影响GDP的原因，DJRJG是影响DGDP的原因，DGDP是影响DJRJG的原因。

（四）实证分析

根据上表的因果关系建立DGDP和DJRXG，DJRJG的回归模型，阐释这两个变量对经济增长的影响程度。其中建立一个DGDP和DJRJG的VAR模型，考察两者的短期影响关系。模型一为：

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模型所考察的是两个平稳序列在不知道内生与否的情况下，通过二者的因果关系联立二者，考察其滞后期的相互影响。

模型二为：

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

从以上两个模型的输出结果来看，模型一显示了金融结构，金融相关对经济增长的影响程度，金融结构的系数值大于金融相关的系数，由系数符合显示了二者同经济增长的相关性，与前面所做结论一致。由系数的大小知道，经济增长主要是金融结构与金融相关的正抵消效应而导致的。说明在二者的相互作用下，经济呈正增长的态势。

模型二显示了经济增长和金融结构与自身滞后期的关系，①中显示了经济增长与自身滞后一期和金融结构滞后一期正相关，滞后二期负相关。说明经济增长受自身和金融结构前期的影响，模型拟合度很高，说明效果很好符合标准。②中显示了金融结构与自身滞后期和经济增长的滞后期关系，由系数知经济增长和金融结构滞后期对金融结构的影响不显着，模型的拟合优度一般，说明金融结构受自身和经济增长的影响很小。

四、结论及建议

本文基于金融结构和经济增长的实证研究，运用线性回归计量方法和VAR模型，考察二者的关系程度，得出金融结构对经济增长具有很大的影响，而且经济增长不仅受金融结构的影响，而且还首自身前期和金融结构前期的影响，说明二者存在短期的影响关系。因此，根据本文的结论提出一些结论：首先是建立完善的金融体系，不管是银行主导还是市场主导，都有利于经济的增长；其次应考虑经济增长的短期动态关系，有利于实现长期的经济稳定增长。第三，加强资本市场建设，发展我国的资本市场。第四，银行治理结构改革稳步推进，逐步提高银行在金融体系的作用。

参考文献

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第8篇：经济增长的特征范文

一、综合要素生产率数学模型

采用实际中用得最广泛、分析中最具有代表意义的C―D生产函数法。假设生产函数： 式（l）

其中，Y是产出，K和L是资本投入和劳动投入，t是时间。在式(1)两端求全微分，并简化整理得：

上式中分别为资本产出弹性和劳动产出弹性；设则GY、GK、GL分别为产出增长率、资本增长率和劳动投入增长率，而GA为综合要素生产率。将式(2)改为： 式（3）

式（3）是衡量综合要素生产率的数学模型。它的意义是：产出增长是由生产要素（其中包括资金与劳动）投入量的增加以及综合要素生产率的提高所带来的。

需要指出的是，上述数学模型中测算的综合要素生产率是指扣除了资金投入和劳动投入的贡献以外其他所有能实现经济增长的因素贡献的总和，这个总和包括了制度创新、技术进步、产业结构调整、规模经济、教育进步、随机因素等。

二、基础数据的估计与修正

1.产出增长指标的选用。本文选用了国内生产总值作为衡量产出增长的基本指标，这些数据可以直接从相关统计资料中获得。但为了消除价格因素，增强分析结果的可靠性，根据国内生产总值指数，对以现价统计的国内生产总值按1990年不变价格进行了换算。

2.资本投入增长指标的选用。采用永续盘存法估算出阜新1985年～2003年的资本存量。

3.劳动投入增长指标的选用。选用全市1985年～2003年的从业人数作为劳动投入量的基础数据。

4.要素投入的产出弹性。采用最为普遍的柯布―道格拉斯生产函数（C―D）为估计方程：

其中分别是t时期的国内生产总值，资本投入量，劳动投入量，A0是初始的技术水平，t表示时间，t＝0，l，…，n，是非物化的外生的技术进步水平，是资本投入的产出弹性，是劳动投入的产出弹性，是误差项。对C―D函数取对数后得到：

如果假设规模报酬不变，于是，由此可得：

以下根据上述公式的推导和原理，来估算阜新的C―D函数。对1985年～2003年数据取对数，得表1数据。

(1)规模约束的生产函数估计式为（由于时间变量的t检验值很小，因此不考虑时间量）：

由此可知，

(2)无规模约束的生产函数估计式为：

表1 阜新1985年～2003年要素投入与产出对数表

从上述计量分析的结果看，当无规模约束的生产函数回归后方程并不理想，而有规模约束的生产函数估计式估计的拟合度优，总体显著、单个参数的T值检验都令入满意，估计结果是可靠的，从经济意义上看也是合理的。于是，在大样本统计检验可靠的基础上，采用C―D生产函数估计的结果，确定资本产出弹性＝0.7，劳动产出弹性＝0.3，以此来进行阜新经济增长因素分析和综合要素生产率的测算。

三、经济增长因素及其特征

通过前面的论述和基础数据的准备，现在就利用经济因素的总量分析模型进行测算，得到各生产要素投入的增长对产出增长的贡献，并算出综合要素生产率提高对产出增长的贡献，改革开放以来分年的时间序列分析结果见表2。

表2 阜新TFP及增长因素的计量结果表

从表2的结果我们可以看出，1985年～2003年，阜新经济增长的年平均速度为7.4%，其中资本投入的贡献为89%，劳动投入的贡献为5%，而综合要素生产率则为0.47%，对经济增长的贡献达到6%，可以认为改革开放以来，阜新还处于工业化前期，经济增长方式还是粗放化增长方式。

图 TFP与阜新经济增长因素的时序趋势

从综合要素生产率的时间序列数据(上图)可以看出，该因素波动很大，并且具有明显的阶段和时点特征。从1986年～1990年综合要素生产率比较低，开采的成本大幅上升。1991年～1993年是阜新转型前经济发展最快速的时期，经济增长速度超过了两位数。

1993年以后国家逐步放开煤价，煤炭市场遭遇寒冬。1994年至2000年，这一阶段综合要素生产率在比较低的-8%至3%之间，是比较符合阜新经济发展困难的实际。

2001年阜新被确定为资源枯竭城市经济转型试点城市以后，年平均速度为15.1%，其中资本投入的贡献为64%，而综合要素生产率则为5.44%，对经济增长的贡献为36%，阜新大力推进产业结构调整，机制创新，经济增长趋于合理。

四、结论

第9篇：经济增长的特征范文

2014年中国经济增长为何进一步减速？我们可以从生产和需求两个角度进行分析。

从生产的角度看，2014年GDP增长率下降，主要是因为工业增长放缓。全年规模以上工业增加值同比增长8.3%，较2013年下降1.6个百分点，导致第二产业增加值从2013年的7.8%下降至2014年的7.3%。第三产业增速从8.3%降至8.1%，降幅要小得多。

但这不意味着服务业大发展将取代工业大发展成为经济高增长的动力。实际上，中国的工业和服务业增长具有很强的相关性。这些年工业和第三产业的增速基本上都在持续下降，都从2007年的高点（分别为14.9%和16.0%）下了一个台阶。那种当前服务业的发展好于工业，中国经济结构在优化的论断，很大程度上是一种错觉，基本上是不能成立的。

从三大需求来看，投资和消费的增长都放缓了，净出口的增长则有所加快。

2014年的出口增长率降至个位数，但由于进口是负增长（按人民币计算），贸易顺差创下历史纪录，较2013年大幅增长，因此，净出口对GDP增长的贡献为正，大约拉动GDP增长0.02个百分点，出口低增长并没有拖累经济增长。从更长的时段来看，近年出口受到全球经济低迷的影响，但外需占GDP的比例小，已经没有影响GDP走势的能量。

全社会固定资产投资自2003年以来长期维持20%以上的增长，2009年达到30.0%的高点，但之后逐渐下降，主要原因是固定资产投资额最大的两个行业―制造业和房地产业―投资增长放缓。制造业的固定资产投资额增长率2014年“仅”为13.5%。2014年商品房销售量价齐跌，房地产开发投资增速跌至10.5%的低点。综合来看，2014年投资拉动GDP增长约3.6个百分点，较2013年下降，是2014年GDP增长率进一步下滑的主要原因。

长期以来，人们认为GDP增速是越高越好。每

年《政府工作报告》中提出的经济增长预期目

标，一般都被理解为“底线”，而不会被认为是

“上限”，就是越快越好观念的反映。

与固定资产投资相比，消费的增长率较低而且较平稳。消费不是近年经济减速的重要原因，反过来看，它也不是可以拉动经济加速增长的力量。

展望2015年，导致GDP减速的因素仍然存在：制造业仍然要消化产能，投资增速很难提高;房屋销售情况不会很快就好转，而且开发商面临消化库存的压力，房地产开发投资的增长率仍然会比较低。而且，2015年基础设施投资增长放缓的可能性也比较大;净出口则可能从2014年的高位下降，对GDP增长的贡献由正转负。此外，由于2014年收入增长率较2013年进一步下降，2015年居民消费能力将有所下降，消费对GDP增长的拉动作用仍将小幅减弱。由于存在这些不利因素，2015年GDP增速有可能较2014年进一步下滑。 站在“新常态”的历史门槛上

1978年以来的30多年中，中国GDP年均增长率高达9.8%，近一半年份（17年）是超过10%的超高增长，而低于8%的“波谷”只出现过4次共10年。

中国经济此前经历了3次“波谷”，第一次发生在改革开放初期，第二次发生在1989年之后，第三次发生在亚洲金融危机之后又遇到1998年长江特大洪水。与第二次和第三次不同，这次GDP增长减速主要是由经济自身调整所致。前3次“波谷”的时间不长，而且很快就恢复到10%以上。这一次经济增速已连续3年低于8%，而且2015年很有可能会继续下滑，“波谷”的长度前所未有，显示出经济走势与此前3次有很大不同。那么，这一次，经济还会不会很快就从“波谷”向“波峰”攀升，再现10%以上的超高增长呢？

有人认为，当前经济减速主要是由于产能过剩和库存过多，导致制造业和房地产业投资增长放缓，消化产能和库存之后，经济就能重获动力;此外，新技术、新产品、新业态将带来新的投资机会，这也将是强大的增长动力。

这些分析当然很有道理，但我们也要看到，重化工业、房地产开发、基础设施建设都已过了快速增长期，消化产能和库存之后，这些领域的投资也只会是平稳增长。新技术、新产品、新业态能带来新的投资机会，例如与互联网、移动互联网相关的投资，但这些新领域的投资规模不会像房地产、基础设施那样大，即使短期内超高速增长，也不太可能带动固定资产投资高增长。

投资最终要兑现为消费，消费是投资的根本动力。之所以今后难以出现大规模、高增长的新投资领域，是因为各种基本消费形态―吃穿用住行游―都已经发展起来了，再通过投资创造、推动新形态消费的可能性不大，因而投资也会失去相当一部分动力。过去十几年，房地产开发推动了住的发展;前几年，汽车制造业、设备制造业以及基础设施的投资又促进了行的发展。与居住和汽车相关的投资和消费是前几年的主要经济增长点。汽车、石油及制品、建筑及装潢材料、家具的零售额增长率都曾超过30%，但2014年已大幅下滑。这反映了一个趋势：与住房、汽车相关的一次性支出较大的消费已过了快速增长期，10%左右的增长将是常态。而这又会将房地产开发和基础设施建设拖入平稳增长的节奏。

今后，会有一些新型消费品在出现之初经历高增长，但对消费整体的影响会比住房、汽车小得多。例如，2014年，可能是得益于智能手机的普及，通讯器材销售额的增长率高达32.7%，但其总额只有2685亿元，远小于汽车、家用电器和音像器材的销售额。可能有人会说，网上销售会是潜力极大的消费增长点，2014年全国网上零售额同比增长率高达49.7%。电商的确改变了人们的消费习惯，但并没有创造新的消费形态，它在高增长的同时，也会抑制另一些消费方式的增长，对消费总额增长的拉升作用有限。

可以说，我们正在从“从无到有”的阶段进入“从有到优”的阶段。在“从无到有”的阶段，各种消费形态逐渐发展，消费增长快;同时，投资先于消费发展起来，增长得更快。这使GDP增长的空间很大。而在“从有到优”的阶段，会有很多创新，有一些快速发展的新领域，但难有普遍而且规模很大的新题材，因此，经济增长潜力会大大低于“从无到有”阶段。

“从有到优”就是一种新常态。“新常态”是多次提及的一个概念，2014年12月召开的中央经济工作会议对这个概念做了全面而系统的阐述。通过这个阐述，我们可以概括出，“从有到优”是“新常态”的一个重要特征。我们在上文中展开论述对经济增长影响最大的两个方面―消费和投资―“从有到优”可能带来的变化。

“新常态”带来的突出改变，首先表现为经济增长动力和经济增长形态的变化。中国经济将从年均9.8%的超高速增长减慢到年均8%左右甚至7%左右的中高速增长，未来很难再现10%以上的增长率。透过2014年GDP增长率继续下滑这个现象，我们可以看到，中国经济已经站在新常态的历史门槛上。 “旧常态”分配倾向于资本

既然有“新常态”，当然就有相对应的“旧常态”。所谓“旧常态”，是指改革开放以来30多年的经济状况，其突出特征是GDP高速增长。与这种状态相关，“旧常态”还有一些其他特征。

首先是有支持快速增长的现实条件，在需求端是消费和投资经历了“从无到有”的大发展，在供给端是“人口红利”不断释放。这样的现实条件是“旧常态”的特征之一。

有支持快速增长的现实条件，未必就会导致超高速增长。超高速增长还需要另一个条件―人们有追求超高速增长的观念和行动，充分甚至过度利用现实条件。这样的观念和行动普遍存在，也是“旧常态”的特征。

长期以来，人们认为GDP增速是越高越好。每年《政府工作报告》中提出的经济增长预期目标，一般都被理解为“底线”，而不会被认为是“上限”，就是越快越好观念的反映。越快越好观念的形成，很大一部分原因是对“发展是硬道理”的片面理解，将经济增长等同于发展。

在越快越好观念的指导下，便有过度利用现实条件以促进经济增长的行为，主要办法是刺激投资增长。中国经济每次进入高速增长期，基本上都是由投资发动。例如，从1996年到2002年，固定资产投资增长率一直维持在20%以下，GDP增长率低于10%;2003年，全社会固定资产投资增长率突然蹿升到26.7%，此后一直维持在20%以上，GDP增长率也迅速提高，2007年达到14.2%的高点。在经济可能减速时，投资又成为强行拉升经济的手段，例如，2008年全球金融危机爆发之后，“4万亿”刺激计划很快出台，2009年的固定资产投资增长率高达30%。

要促进投资，必须有足够的资金，需要得到资本的大力支持。因此，刺激投资的政策取向又导致了向资本倾斜的行为。早期是给予外商投资优惠政策，导致了所谓“超国民待遇”的问题;后来是通过宽松信贷，最典型的是“4万亿”刺激计划。近年则是提高金融自由化程度、促进多种融资方式发展。只有提高价格，才能吸引社会资本进入某些领域、扩大投资。但这些措施可能的后果是积累金融风险、推高物价涨幅。

向资本倾斜的行为还包括社会保障不足。一方面，许多企业为员工―特别是农民工―少缴养老保险费;另一方面，养老金的替代率比较低。这可以更大限度地利用“人口红利”，减轻了资本的负担，增加了资本的积累。

向资本倾斜的后果之一，是分配有利于投资与资本，而不利于劳动者与消费。“人口红利”本应属于“人口”，实际上却被资本取得了更大的一部分。这是造成收入与财富分配不均的重要原因。从2002年到2011年，劳动者报酬占GDP的比例基本上一直在下降，已不到50%。还有一个后果是区域发展不平衡，以及资源与环境负担过重。现在大城市房价上涨快、交通拥堵严重、空气质量差，都是这种后果的表现。这些不良后果长期存在而且难以缓解，也是“旧常态”的特征。 “新常态”意义不亚于反腐

“旧常态”―包括现实的经济条件、普遍的观念和行动―创造了中国经济奇迹。但是，我们在看到成绩的同时，也要看到问题，认识到“旧常态”也导致了很多不良后果。因此，从“旧常态”向“新常态”转变，不但是对现实条件变化的适应，也是对更公平、更可持续发展模式的追求。站在“新常态”的历史门槛上，我们应做的不只有适应“新常态”，还要去努力开创“新常态”。

从现实条件来说，“新常态”的一个特征是“人口红利”将要逐渐耗尽。近年来，老年抚养比上升较快，人口结构的这种变化，会使劳动力供给增长减慢，今后劳动力的成本会不断增长。“新常态”的另一个特征已在上文中阐述：在“从有到优”的阶段，消费和投资的增长将大大放缓。而且，消费和投资的增长还将受限于环境的承受力。例如，在21世纪吃的大发展中，食品安全问题越来越多，自然环境不支持人们如此快速的食品消费增长;近年来很多大城市限车牌，城市环境已难以支持行的持续快速发展。

没有了现实条件的支持，追求经济超高速增长的观念和行动就难以取得成效，就算刺激力度像以往那样大，换来的经济增速也不会高，而换来的风险则会比较大。在这样的情况下，决策者应该主动下调经济增长预期目标，从而使政府部门有精力和资源去开创一些与“旧常态”相反的“新常态”特征，摒弃越快越好的观念、刺激投资高增长的政策、向资本倾斜的行为;在此基础上，促进发展观念转变，实施有利公平、改善民生的政策，形成有利于劳动者的分配格局。