经济增长趋势精选(九篇)

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第1篇：经济增长趋势范文

从20世纪90年代中期起，东盟国家经济增长出现了较大的波动起伏。1997年东盟国家爆发了严重的金融危机，1998年各国经济普遍陷入严重衰退，1999年和2000年却出现快速复苏或强劲反弹，而到2001年多数国家经济又急转直下，甚至呈现负增长。2002年初，东盟国家经济再次出现复苏的态势。在战后东盟经济发展历程中，这种经济增长的轨迹是不多见的。

据东盟五国的官方统计显示，1996-2002年，印尼经济增长率分别为8%、4.5%、-13.1%、0.8%、4.8%、3.3%、3.7%；马来西亚经济增长率分别为10%、7.3%、-7.4%、6.1%、8.3%、0.4%、4.2%；菲律宾经济增长率分别为5.8%、5.2%、-0.6%、3.4%、4%、3.4%、4.3%；新加坡经济增长率分别为7.7%、8.5%、0.1%、5.9%、10.3%、-2%、2.2%；泰国经济增长率分别为5.9%、-1.4%、-10.8%、4.2%、4.4%、1.8%、3.6%。2003年，据近期各国的预计，印尼经济增长率为3.5-4%、马来西亚为4.5%、菲律宾为4-4.5%、新加坡为2-5%、泰国为4.5%。

1997年亚洲金融危机之后，有关的国际机构和官方部门普遍预测，东盟国家经济将陷入长期严重的经济衰退，经济复苏将是缓慢痛苦的过程。东盟国家经济将在低谷徘徊较长时间后，才能走出低谷呈现U型复苏。然而，1999年东盟国家经济竟在短时间里出现迅速复苏，呈现V型的强劲反弹。不过，当时就有人警告东盟国家经济V型复苏的基础脆弱，随时有变成V型危机重返的可能，以至出现W型的经济波动。因为东盟国家经济从严重衰退到快速复苏主要是拜世界经济尤其是美国经济的繁荣，特别是全球电子业景气循环之赐。但是，各国遭受金融危机冲击后经济基础依然脆弱，结构性矛盾仍未解决，国内外投资继续下降，银行不良资产居高不下。一旦国际经济形势出现逆转，这些国家经济将重新陷入衰退之中。

1996-2002年东盟五国经济增长率(%)

附图

2001年，东盟国家经济急转直下，再次出现普遍衰退。不过，此次东盟经济衰退与1997年金融危机时的情形有所不同。它主要表现在：一是各国经济衰退的程度不同。1997年金融危机中泰国、印尼、马来西亚是重灾区，新加坡所受冲击相对较小。而2001年新加坡经济衰退的幅度最大，它是新加坡自1965年建国以来经历的最严重的经济衰退。据统计，1964年新加坡经济增长率曾出现-4.3%，其后是在1985年经济萎缩1.6%，而这次经济衰退的幅度要大于1985年；二是生产和出口部门受冲击最大。1997年金融危机中受冲击最大的是金融业和房地产业，而2001年经济衰退中深陷困境的则是制造业的生产和出口部门。该年新加坡的国内生产总值增长率为-2%，其中制造业部门增长率为-12%。马来西亚同年的出口贸易下降11.5%，泰国全年出口贸易也下降4.9%；三是电子业衰退尤为严重。1997年金融危机的导火索是国际金融投机，这次经济衰退则是国际电子产品需求急剧萎缩引起的。目前，东盟国家经济高度依赖电子业的生产与出口。2000年，马来西亚电子产品出口占国内生产总值的25%、新加坡为19%、菲律宾为9%。这些国家电子产品生产与出口的骤然下降，必然导致国内经济的急剧滑坡。

2002年，东盟国家经济再次出现复苏的态势。与1999年该地区的经济复苏有所不同，此次东盟经济复苏主要得益于美国经济开始回升和各国采取扩大内需政策效应的双重作用。由于美国电子信息产品需求的增加，东盟国家电子产品的出口已经趋于回升。在经济衰退期间，各国采取扩大内需和刺激经济复苏的政策已初见成效。许多国家采取积极的财政政策，大力投资基础设施建设，扩大信贷规模，增加农民收入和扩大农村市场需求。当然，目前各国内需扩大还远未能成为其经济复苏的主要动力来源，因而其经济复苏仍然十分有限。

二、东盟国家经济增长波动的原因探析

在短短的几年时间里，东盟国家经济经历了金融危机后的严重衰退、迅速复苏、再陷衰退和又呈复苏的增长轨迹。东盟经济增长的急剧波动，究其原因主要是在经济全球化下受到主要发达国家经济周期波动的冲击和金融危机后国内经济转型与结构调整的拖累。

首先，经济全球化与信息化进程的加快，促使东盟国家经济增长波动增大。

尽管有充分的数据表明参与全球化程度高的国家其经济增长速度较高，但是同时这些国家经济增长的波动性也增大。伴随着经济全球化进程的加速，各国经济的相互联系和相互依存更加密切，经济增长波动的同步性愈益增强。据国际货币基金组织计算，发展中国家国内生产总值增长与发达国家国内生产总值增长的相关系数为0.4%。在东盟国家，这种经济增长影响的相关性更大。例如，据新加坡贸工部的研究显示，美国的经济增长对新加坡经济的影响最大，美国经济每增长1%，新加坡经济就会增长0.96%。（注：新加坡贸工部：《2001年新加坡经济调查报告》。）另据美国著名的所罗门美邦公司的研究，日本的经济增长对新加坡、泰国、马来西亚经济的影响分别为：日本经济每增长1%，新加坡经济就会增长0.24%、泰国经济就会增长0.17%、马来西亚经济就会增长0.13%。

发达国家的经济波动向东盟国家的传导，是通过世界市场扩散的。按照传统的经济理论，在国际商品市场上，发达国家的经济波动向发展中国家传导，是通过国际市场初级产品价格的变化实现的。但是，经济全球化和信息化促进了新的国际分工发展，东盟国家已经成为制成品生产国和出口国，该类产品已占东盟国家商品出口的50-90%。因而，国际商品市场的价格传导已经从初级产品价格为主转向以制成品为主。近年来，国际市场上制成品价格下降，不但包括劳动密集型产品，也包括高技术产品。东盟国家紧跟发达国家，特别是美国发展新经济的步伐，大力扩展以芯片为核心的信息技术产品生产和出口。在马来西亚和新加坡，该类产品出口比重分别高达65%和64%，占国内生产总值比重分别高达25%和19%。菲律宾、泰国和印尼的相应比重也很高。据计算，1992-1999年电子信息产品价格下降对新加坡、马来西亚、菲律宾和泰国造成的损失部分相当于它们国内生产总值增长部分的6.46%、3.13%、1.03%和0.87%。2000-2001年，全球电子信息产品销售额从年增长30%到下跌30%，导致东盟国家的出口贸易和经济增长急剧波动。例如，2000年新加坡经济增长率为10.3%，而去年则下降2%，其中约有12个百分比的大幅波动。据新加坡贸工部的研究显示，世界半导体工业每下降1%，新加坡经济增长就会下降0.12%。而2001年全球半导体工业增长波动达60个百分点，它对新加坡经济增长的影响高达6.8个百分点。同期，美国经济增长率下降对新加坡经济增长的影响为2.4个百分点。（注：新加坡贸工部：《2001年新加坡经济调查报告》。）

国际金融市场变化对东盟国家经济的影响，不仅在于流入这些国家的资本流量减少，更在于金融资产价格，主要是股价和汇率变动的传导。近年来，东盟国家引进外资的规模持续萎缩，1996-1999年东盟国家吸收的外国直接投资从163亿美元降至73亿美元，它对以投资—出口推动的东盟国家经济产生较大的影响。同时，近年国际股票市场价格和美、日货币汇价的剧烈波动，也引发东盟国家金融市场的动荡，并危及国内经济的稳定增长。据美国所罗门美邦公司的研究，日元汇率的变动对泰国、新加坡、马来西亚经济的影响分别为：日元每贬值10%，泰国经济就会下降0.3%、新加坡经济就会下降0.22%、马来西亚经济就会下降0.21%。

日本经济和汇率波动对亚洲经济的影响  

日本经济增长1%

日元增值10%

新加坡

+0.24%

+0.22%

马来西亚

+0.13%

+0.21%

泰国

+0.17%

+0.30%

中国

+0.09%

+0.15%

香港

+0.12%

+0.10%

台湾

+0.04%

+0.03%

亚洲

+0.10%

+0.16%

资料来源：美国所罗门美邦公司。转引自新加坡《联合早报》2002年12月11日。

其次，金融危机后东盟国家经济的脆弱性，使之难以抵御世界经济周期波动的冲击。

在经历了严重的金融危机之后，东盟国家仍未完全摆脱危机的阴影，各国经济的结构性矛盾依然尖锐。产业结构调整与升级乏力，国内外投资持续低迷，银行金融体系重组艰难，国内公司治理进展缓慢，因而政府的反周期经济政策收效甚微。

20世纪80年代中期以来，随着全球电子信息产业的蓬勃兴起，东盟国家的电子业生产与出口迅速发展，并逐渐成为主导国内经济增长的关键部门。然而，这些国家电子业的发展却有明显的脆弱性。它们的对外依赖性强，其零部件与中间原料的进口和电子产品的出口高度依赖美、日等发达国家，受国际市场波动影响大。这一生产方式也易于被后起国家所取代，如在1997-2000年的短短几年时间，新加坡电子出口就由世界排名第4位滑落至第9位。同时，由于产业结构调整与技术升级缓慢，东盟国家经济增长因素中的资本增长率和全要素生产率(TFP)均下滑。新加坡1990-1998年平均经济增长率为7.5%，其中资本增长率和全要素生产率分别为4.2%和1.2%，均比80年代低；（注：新加坡统计局singstat.gov.sg/ssn/feat/3Q99/feat  ju  1991.pdf,2002年3月10日。）泰国1997-2000年平均经济增长率中资本增长率和全要素生产率分别为2%和-1.8%，也远低于1991-1996年的11.8%和4%。（注：IMF  Country  Report  No.01/147,Thailand:Selected  Issues,Aug2001.）东盟国家经济转型和产业升级滞后，既影响到短期经济增长的稳定性也制约着中长期经济发展的后劲。

尽管东盟国家银行金融机构重组取得一定进展，但国内金融体系仍然十分脆弱。由于银行和企业结构调整缓慢，国内不良金融资产仍居高不下，据亚洲开发银行去年4月发表的一份报告显示，印尼和泰国的商业银行呆帐率已分别从1998年的50%和43%降至2001年底的12%和10%，但若将其国有资产管理公司已收购而尚未处理的呆帐计算在内，两国的呆帐率则分别高达50%和25%。而马来西亚的银行呆帐率去年1月又回升至12%，大致相当于1998年的水平。菲律宾的银行呆帐率也从1998年的10%上升至去年1月的18.3%。困扰东盟国家经济的不良金融资产过高，与国内公司治理进展缓慢密切相关。东盟国家的公司负债率高，如印尼和泰国公司负债率（负债／自有资产）目前仍高达280%，而中小企业众多加大了债务重组的难度。同时，企业生产结构与管理体制的调整缓慢。因此，东盟国家经济的微观结构重组滞后严重阻碍金融改革深化和宏观经济的稳定。

最后，金融危机后区域国际分工格局的巨变，直接影响东盟国家经济增长的动力机制。

由于金融危机后区域各经济体实力的增长，30多年支撑区域经济高速增长的“雁行模式”(Flying  geese  model)已发生巨大变化。所谓“雁行模式”是指20世纪60年代以来亚洲新兴工业化经济群体(NIEs)产生与发展的一种独特的区域国际分工形态，即率先实现了工业化的日本将成熟产业转移到亚洲“四小”（韩国、台湾、香港、新加坡），后者又将其成熟的产业转移到东盟四国（泰国、马来西亚、菲律宾、印尼）。纺织、化工、机械、电子等产业均以这样的次序转递，从而在区域形成了一群处于不同发展阶段的新兴工业化经济体。1997年亚洲爆发金融危机，日本、亚洲“四小”和东南亚经济均受到强烈冲击。日本经济长期停滞不前，吸纳区域产品的能力下降，对外产业转移的进程放缓。亚洲“四小”经济深陷困境，产业升级举步维艰，对外投资规模锐减。这样，由日本主导产业转移过程所决定的区域国际分工格局出现衰变，使得区域内赖以高速发展的增长动力机制和产业循环机制难以顺利运行，经济增长的变数大大增加，从而导致金融危机后东盟国家经济的急剧波动。

三、东盟国家经济增长趋势

进入2003年初，东盟国家经济已呈现逐渐复苏的迹象。对今年东盟经济发展的前景，国际经济组织一般持谨慎乐观的态度。据世界银行新近的预测是，2003年和2004年，印尼经济增长率分别为3.3%和4%，马来西亚分别为4.2%和5.5%，菲律宾分别为4%和4.5%、新加坡分别为1.7%和4.9%，泰国分别为4.5%和5%。

从中长期看，东盟国家经济增长速度将放缓，可能难以再现金融危机前经济持续高速增长的势头。新加坡总理吴作栋曾指出，新加坡未来经济增长要再现过去30年的高速增长将是不可能。（注：新加坡《联合早报》2001年8月20日。）内阁资政李光耀也说，如果2003年新加坡实现经济复苏，今后每年取得3-5%的经济增长率，那将是了不起的成就。（注：新加坡《联合早报》2001年11月12日。）这是因为金融危机后支撑东盟国家经济持续高速增长的内外条件发生了一系列变化。从国际上，去年世界三大经济体同时陷入衰退是战后所不多见的。此后，世界经济的复苏缓慢。美国经济复苏减慢，欧洲经济反弹有限，日本经济衰退仍在谷底，世界经济可能会进入一个较长的所谓的增长衰退时期。同时，由日本主导产业转移过程所决定的区域国际分工格局出现巨变，使得区域内赖以高速发展的增长动力机制和产业循环机制难以顺利运行。此外，东盟国家经济还将面临周边国家的激烈竞争。从国内看，东盟国家正处于经济转型的关键时期。短期内，各国经济的结构性矛盾难以解决，政府推行的宏观经济政策成效有限，产业结构调整与升级非一蹴而就，因而国内经济增长方式转变尚需时日。许多国家不仅要经历经济转型和结构调整的痛苦过程，还将面临国内政治和社会不稳定的拖累，尤其是2004年印尼、马来西亚、菲律宾将面临大选。

与此同时，东盟国家经济增长波动将会有所增大。随着经济全球化与信息化进程的加快，世界各国经济增长波动的同步性增强，它将直接影响到东盟国家经济增长的稳定性。美、日等发达国家“高科技泡沫”破裂后，世界的电子工业迅速衰退，国际市场对电子产品的需求急剧萎缩。尤其是全球电子信息产业的生产周期日益缩短，目前一个周期平均只能维持两年半的时间，这就使得以电子业生产与出口为主导的东盟国家经济增长周期也将缩短，从而导致国内经济增长波动起伏加大。

收稿日期：2003-04

【参考文献】

[1]　国际货币基金组织：《世界经济展望》1998-2002年有关月份[R]。

[2]　亚洲开发银行：《亚洲经济展望》1998-2002年有关月份[R]。

[3]　Than,M.ASEAN  Beyond  the  Regional  Crisis:Challenges  and  Initiatives[M].Singapore:ISEAS,2001.

[4]　Takeuchi,j.The  Role  of  Clustering  in  the  Development  of  Electrical  and  Electronic 

 Industries  in  Asia[J].Pacific  Business  and  Industries,Vol.1.,2001.

第2篇：经济增长趋势范文

内容摘要：本文针对目前西部经济增长的几种主要模式：招商引资模式、民营经济模式、传统产业结构模式、低成本劳动力模式等进行了分析论证，并对其经济增长方式转变提出了思路，以期为缩小东西部经济差距、促进西部经济良性持续发展提供借鉴。

关键词：西部经济增长模式资源耗费产业结构劳动力成本

西部地区如何实现经济快速、持续增长，以及经济持续增长会给西部带来怎样的影响，是我们在选择西部经济增长模式时必须面对的一个重要课题。西方工业国家早已完成了经济增长模式的转变，即从以能源，尤其是以资本的增加带动经济发展的传统模式，转变为依靠技术进步和服务业的发展促进经济的增长。这种新的经济增长模式的特点是集约式的，效率更高。而我国西部经济增长主要还是依赖于传统模式，以消耗资源、增加投资为特点，往往造成人与人的关系紧张，人与自然的关系紧张。本文将对现阶段我国西部经济增长模式进行分析，并对其增长模式的特点和存在的主要问题进行揭示，从而为西部地区经济增长模式转变提供参考。

招商引资促进经济增长模式

近年来，西部各省、自治区、直辖市大力从沿海等经济发达地区招商引资，并在税收和土地政策等方面给予了极大的优惠；为了鼓励个人或中介组织招商引资，很多地方政府还设立了专项奖励基金；此外，还通过政务公开，简化审批手续，实行服务承诺制，建立“绿色通道”等完善招商引资的软环境。显然通过对外招商引资，能扩大地方投资规模，实现地方经济增长的目的。

但由于受地理、信息、通讯、交通、人才等问题的制约，西部地区的招商引资一直举步维艰。例如2004年青海省引进内资（省外招商）尽管实现了一次大的飞跃，达到73亿元，但这个数字不到天津当年实际利用内资额238.75亿元的1/3；实际吸收外资仅2.25亿美元，为广东当年实际吸收外资100.1亿美元的2.24%。西部地区最大的优势就是资源丰富，而各地政府往往抓住地方资源大做文章，招商引资。能源富集、电价低廉、土地征用成本低等成为西部招商引资的重要法宝，而这正好使得饱受高污染、低效率之苦的我国东部地区和其它经济发达国家再也不能容纳的高能耗、高污染企业找到了“生存之地”。于是，近年来西部成了高耗能工业发展的集中地。据了解，青海的氧化铝企业90%都是近10年来因东部地区电力紧张而移植西部的；重点扶持的20家工业园区中，有5家被冠以“高载能园区”的名称，其以高耗能产品为主的园区约占一半。西部其它地方在招商引资中所出现的情况也大致相同。

招商引资模式确实在短时间内使西部一些地方的经济总量有所增长，但高能耗企业的大量引入，使得西部各省、自治区、直辖市原来并不突出的能源供需矛盾变得突出起来。比如青海省工业用电占总用电量的80%，而高能耗企业的用电又占工业用电的90%以上；内蒙古电力缺口达到70%。许多西部地区形成了以高耗能产业为支柱的经济结构，发展高耗能产业成了西部经济增长的重要模式。虽然招来了“东资”，但引进的大多是一些高能耗、劳动密集型的产业，同时带来还有“东污西移”，破坏了西部地区脆弱的生态，加剧了环境的进一步恶化。因此西部地区在招商引资过程中，不能因为招商而牺牲资源与环境，要实现可持续发展，必须大力降低资源的破坏性开发和浪费，保护已经十分脆弱的生态环境。

民营经济促进经济增长模式

民营经济发达的地区，经济增长、社会就业、政府收入明显好于其他地区。西部经济增长缓慢，与民营经济发展滞后密切相关。这种发展滞后，一方面表现为民营经济所形成的经济增加值相比发达地区显得过低。例如：在西部民营经济比较发达的重庆市2005年民营经济占经济总量51%，而东部民营经济较发达的温州占85%，宁波占84%。再如2005年上海民营经济占GDP的近40%，但其民营经济总量却达到7624亿元，远远高于重庆市的民营经济总量1590亿元。另一方面，西部民营经济发展的方式滞后，主要体现为西部民营经济的发展大多是依赖于地方资源，技术含量低，产品附加值低。西部民营经济中的加工业大多为农副产品的初级加工，精加工能力差，产品档次比较低、科技含量少，大多尚未采用国际卫生、技术和行业标准，同发达国家和地区相比有很大差距。西部民营经济主要还是属于劳动密集型产业，产业结构依然处于传统结构阶段。而经过20多年的发展，我国东部地区的民营经济很多已经完成了产业结构的升级，出现了许多发展势头强劲的科技型、资本密集型企业。同时西部民营经济的技术开发和创新能力还远远不能适应国内外市场的竞争需要，大多仅仅停留在对国内外技术简单消化吸收与改良阶段。

市场经济发展到今天，民营经济在市场经济中的作用已得到各方面的共识，西部地区各级政府对其也十分重视，并制定了若干发展措施。但东西部民营经济的差距却越来越大，西部民营经济对地方经济增长的促进作用却远远不如东部。东部民营经济迅速发展，固然有很多客观因素，尤其一些自身优势，但西部地区同样有自身的优势，如何抓住自身的优势资源，改变目前西部地区民营经济发展滞后、难以对地方经济形成质的飞跃这样一种局面，是当前我国转变经济增长模式所应关注的重要问题。

传统产业结构推动经济增长模式

我国西部地区经济的增长很大程度上还依赖传统的产业结构，而这种产业结构的不协调问题比沿海等经济发达地区更显突出。首先，从农业来看农业基础十分薄弱，传统农业占据了主导地位，农业和农村经济结构不合理，农业综合效益不高；由于工业的落后，工业反哺农业难以实现；同时长期阻碍经济发展的“城乡二元结构”问题和“三农”问题在西部更严重，制约了农民收入水平和消费水平的提高，而且影响农村市场的开拓，进一步限制了其它产业乃至整个国民经济的快速增长。其次，从工业来看，虽然我国西部工业的整体水平有了很大的提高，但传统产业、低技术含量和低附加值的产业仍占主导地位，高新技术产业发展相对滞后。装备制造业水平不高，而制造业是最主要的工业部门，是地方经济增长的重要推动力之一。在20世纪90年代，由于自然条件、经济基础等方面的差异，东西部制造业发展的差距进一步拉大，东部地区在90年代制造业中心地位得到加强，特别是东部沿海地区制造业比重进一步增加。相反，西部省市90年代的制造业占全国份额普遍下降，1990—2001年，我国东部地区制造业所占比重由50.9%增加到65%，而西部地区的比重则由15.2%下降到10.2%。（据《中国统计年鉴2002》计算）工业技术装备水平落后，能源、原材料消耗就提高，产品的层次和附加值就低。同时，实施西部大开发以来，西部各地均把开发投资的重点放在基础设施和生态环境建设等领域，而对特色产业特别是加工制造业的发展没有引起足够的重视，导致西部工业推进缓慢、增长乏力，工业竞争力和市场份额下降，使西部大开发缺乏长远的产业支撑。工业化推进缓慢，不仅难以吸纳大量从农村转移出来的剩余劳动力，而且会严重制约西部经济的增长。再次，从服务业来看，虽然西部地区在文化产业、旅游产业、房地产业、中介服务业、社区服务业、农村服务业等方面与东部发达地区差别较小，发展程度较接近；但在现代物流业、科技服务业、信息服务业、金融业等方面却有较大差距。并且本身我国服务业增加值占GDP的比重只有32%左右，不仅大大低于全世界平均64%的水平，而且低于低收入国家平均45%的水平。服务业不发达，就不能为其他产业提供便捷、高效、质优、价廉的服务，就难以促进其它产业的专业化分工和技术创新，影响竞争力的提高，并最终降低经济增长的效率。

产业结构不合理，影响了西部经济总体效益的提高。西部地区如何因地制宜，充分发挥比较优势，形成合理的地区产业机构，在巩固和加强农业基础地位上，改组改造传统产业，积极发展高科技产业，振兴装备制造业，全面发展服务业，形成自身的特色支柱产业，促进西部经济的有效增长，是选择西部经济增长模式时应思考的又一个重要课题。

低成本劳动力促进经济增长模式

西部地区经济增长，不管是对外招商引资，还是发展本地民营经济，最终往往形成的是高能耗、低产出的劳动密集型产业；产品竞争主要还是依赖于廉价的劳动力成本，这种低成本的竞争力是有限的，也是不长久的。

第3篇：经济增长趋势范文

【关键词】经济增长δ趋同β趋同俱乐部趋同政策建议

一、问题提出

趋同，即在经济增长的过程中，落后的经济体比领先的经济体增长要快，最终总体水平达到一致。趋同是属于经济增长理论范畴内的一个假说，假说也就是并不一定成立的命题。中国自改革开放之后，各地区的经济都发生了巨大的变化。近30多年来，各地区的经济增长率产生了一定的差异。将国外的趋同理论用于研究中国经济增长，可以对经济增长有更直观的认识，能够评价经济增长是否处于一个平衡增长的势头。

二、研究模型与方法

对经济进行趋同检验的方法主要有两个，一个是传统的δ趋同检验，另一个是新古典趋同理论采用的β趋同检验。在δ趋同检验中，利用中国各省市面板数据进行分析，通过样本数据标准差的变化来反映经济是否存在趋同收敛。β趋同反映人均收入水平在一定时期的增长，通过对一定时期内（本文中分析的是中国1978-2012年这个区间）人均GDP增长率与初始人均GDP的回归分析，通过变量系数的符号判断经济趋同是否存在。本文主要采用的模型是Barro和Sala-I-Martin（1995）提出的β模型：

其中，为年份跨度，、为参数，，为误差项。而表示i省（市）t期实际人均GDP，则表示i省（市）期初实际人均GDP。

三、趋同检验与分析

本文采用人均GDP 作为经济β趋同的衡量指标，共选取了1978-2012年中国大陆31个省（市）的相关数据。由于1978 年的改革开放使我国的经济结构等多方面发生了巨大的变化，以及2000 年实施了西部大开发，对我国区域经济的发展产生了很大的影响。故本文将1978-2012年分为两个时间段，即是1978-1999为改革开放前期和1999-2012年的西部大开发时期（或改革开放以来后部分时期），另外加上1978-2012年总样本期。

（一）δ趋同检验分析

δ趋同指各国或地区的人均收入水平差异随着时间的推移而趋于减少。一般用国家或地区间的对数人均收入或产出的变异系数（对数人均收入或产出的标准差比上其对应的期望值）来衡量。

利用中国31省市1978-2012年对数人均实际GDP的面板数据，计算出相应的变异系数来分析中国省域经济的δ趋同情况。从得到的结果来看，1978-2012年各省市对数人均GDP的标准差没有表现出明显的趋势倾向，其对数人均GDP的均值呈现增大的趋势。我们将变异系数随着年份的变化用线形图表示出来。

变异系数在反映各省市差异变化的同时，也能说明经济的趋同的收敛性是否存在。如图一所示，变异系数从1978年的0.093下降到2012年的0.039。其中只是在1990年以后出现短暂的一轮经济趋异，但是从整个样本期来讲，反而存在着明显的δ趋同，说明1978-2012年期间，随着改革开放和西部大开发的进行，各省市人均实际GDP的差异存在着缩小的趋势。

图一 中国各省市1978-2012年人均GDP的δ趋同检验

（二）绝对β趋同检验分析

在进行β趋同的检验分析中，我们把整个样本期分为两个阶段，分别考虑两个时期的趋同和趋异情况，

一方面是改革开放初期（1978年改革开放以来直到世纪末），各省市经济是否存在趋同收敛;另一方面是1999年西部大开发以来中国各省市经济的地区性差异变化情况。

针对1978-1999年、1999-2012年和1978-2012年的数据做回归分析，可以得到各阶段的β趋同检验回归结果，如下表所示：

表一 各样本期β趋同检验回归结果

如上表所示的回归结果显示，在5%的显著性条件下，1978-2012年和1999-2012年这两个样本区间都通过了显著性检验，而1978-1999年则没有通过显著性检验，但是这三个样本区间检验的拟合优度都很差，不过我们仍然可以从中判断出总体的趋势，即初始GDP与增长率之间存在着负相关关系，就是存在β趋同。而且，从表中可以看出，各个样本期趋同速度分别为0.82%、0.53%和1.15%，1999-2012年间的趋同速度较快，即西部大开发以来，各省市人均GDP差异缩小的速度加快了。

（三）条件β趋同检验分析

为了区别1978年、1999年经济经济政策给我我国省域经济带来的影响，并综合东中西部地区的经济地域差异，可以引入地理位置虚拟变量D1i和D2i来加入研究地域经济差异因素之后的β趋同情况。

其中;

以各省市截面的人均GDP 增长率作为因变量，通过引入外商直接投资等经济控制变量，考察在地理空间效应和这些控制变量的共同作用下，省域经济增长的趋同趋势及其影响因素。此时，引入这些变量的条件β趋同模型为：

其中a、b、c、d、e均为参数，为人均外商直接投资自然对数。

再采用加权最小二乘法，即以残差绝对值的倒数作为权重进行加权。检验结果如表2所示。

从表2中的检验结果可以看出，引入的FDI经济控制变量的系数为正数，说明经济增长率与FDI呈现出正相关关系。也就是说，更高的FDI能够推动经济更快的增长。

表二 1999-2012年条件β趋同检验回归结果

四、结论和政策建议

（一）结论

由前面的趋同检验分析可知。自1978年以来我国31个省市的经济增长存在一定的负相关性，即初始人均GDP与经济增长率直接呈负相关关系，即存在着β趋同，但是这种趋同并不明显。由于我国地区经济发展中的地理位置因素，我国经济发展逐步形成了东中西部的三个趋同俱乐部，并且地区经济差异较大。在引入一些其他经济控制变量如外商直接投资后，能够更好的解释这种趋同现象。

（二）政策建议

我国各省市经济总体β趋同较弱，俱乐部趋同显著，而且省级经济体之间的差距有扩大的趋势。故首先中央应该加大重视地区差异力度，可以在制定区域经济政策时，给予经济发展初级地区更多的政策倾斜和制度供给，以促进其地区经济快速增长。

其次，如果在今后对中西部地区的开发不注重市场机制的利用，而过多地采取一些政府干预市场的措施也势必影响开发效果。实施西部开发战略并不仅仅意味着要投入资金，软环境的建设可以起到事半功倍的效果。

第三，加快中西部地区改革开放步伐，也是促进其经济增长速度的重要杠杆。但开放程度在很大程度上是由外生的制度决定的，因此要实现地区间经济增长的趋同，首先要做到政策的趋同。

参考文献：

第4篇：经济增长趋势范文

一、上半年投资消费对经济增长的贡献率分析

(一)上半年经济增长比去年同期有所加快，但低于一季度增长水平，在全国的位次下降

今年以来，我区着力进行产业结构的调整，经济增长的重心从以增长速度为主向速度与质量并重转变，1-6月份生产总值达4690.29亿元，增长速度为15.8％，比上年同期水平下降了0.5个百分点，比一季度下降了1.7个百分点，在全国的排名为第9名。

从我区三次产业增长情况看，二季度第一产业增长5.8％，第二产业增长19％，第三产业增长12.3％。与去年同期相比，尽管经济增长总体水平略有下降，但第一、第二产业增长均有所加快，第三产业增长则下降幅度较大，为1.9个百分点：与今年一季度相比，三次产业增长均有不同程度的下降。

(二)上半年固定资产投资对经济增长的贡献大幅度下降，未来经济增长动力亟待加强

值得注意的是，根据近年来我区经济增长惯例，二季度GDP增长普遍快于一季度，究其原因，我区消费增长变化幅度相对较小，对经济增长的贡献相对稳定，而我区出口的绝对量较小，对经济增长的贡献极为有限，因此支撑二季度GDP增长的主要动力在于投资。往年二季度恰是我区固定资产投资增长高峰，如2009年上半年全区规模以上固定资产投资增长41.1％，对经济增长的贡献率为193.8％。而今年上半年，我区固定资产投资为3432.59亿元，对经济增长的贡献率下降到40.67％，降幅相当大。

(三)上半年消费对经济增长的贡献率也有较大幅度回落

今年上半年，全区社会消费品零售总额增长18.6％，高于去年同期水平0.1个百分点，但对经济增长的贡献率从上年的49.2％降为19.79％，降幅约为30个百分点。其主要原因除价格因素外，在于上半年投资增长下降时，消费增长未能及时跟进，其有限的升幅难以与投资增长形成有效互补，进而弥补投资增长对经济增长的贡献率缺口。

(四)下半年保持需求对经济的拉动力任重道远

去年上半年固定资产投资和社会消费品零售总额对生产总值的贡献率之和约为253％，而今年上半年二者之和仅为61％左右，差距相当大。1-7月份，投资和消费需求状况并无明显好转，固定资产投资总额增长15.8％，比1-6月份又下降了0.4个百分点：社会消费零售总额增长从上半年的18.6％提高到18.7％，仅仅上升了0.1个百分点。

造成投资增长下降的原因是多方面的。应该看到今年投资的增长，是在去年的高基数上取得的，受政策性因素影响较大，要继续保持投资的高速增长难度很大。但从主要行业固定资产投资增长情况看，1-7月份农林牧渔业、制造业、电力、交通、水利等行业同比增幅普遍下降较快，仅为上年增幅的4至5成：从新开工项目看，比上年下降了19.7％；从资金供给看，1-7月份金融机构贷款余额同比增长为22.8％，比上年同期下降了21个百分点，显示资金面趋紧。由此可见。目前的经济增长水平相当程度上是依靠大量增加库存取得的，要实现全年经济目标，下阶段需要着力扩大有效需求，尤其是要加大固定资产投资增长，并着力刺激居民消费需求的增长，以保证经济“又好又快”增长。

二、下半年我区投资及消费需求增长趋势判断

(一)下半年国际国内经济环境

据有关方面分析，今年以来美国经济增长速度逐步回落，二季度GDP折年率上升2.4％，低于市场预期的2.6％和一季度的修正值3.7％，库存投资、消费者支出和贸易增长均出现减慢迹象。6月份OECD综合先行指数(LEI)显示，美国先行指数经过4个月的增长放缓后，出现了2009年2月以来的首次负增长，表明经济复苏动力正在减弱，未来6个月经济增速将进一步放缓。与此同时，美国商务部修订了自2007年开始的一系列经济数据，表明本次衰退要比人们之前判断的还要严重，美国经济二次探底的可能性加大。

在此国际背景下，我国经济增长在一季度在达到近期增长高点11.9％之后，二季度同比增速回落了1.6个百分点。当然，去年基数比较高是其重要原因，此外国家为防止经济过热所采取的一系列宏观调控政策也发挥了重要作用。据三季度国家统计局、中国物流与采购联合会1日报告，8月份我国制造业采购经理指数(PMI)为51.7％，比上月提高0.5个百分点。这是PMI指数连续3个月回落后的首度回升，并持续位于临界点50％以上，表明我国制造业经济总体仍呈现增长态势，经济增长的内在动力不断增强。展望下半年，预计我国经济将降中趋稳，随着新型战略产业的逐渐发展壮大，将形成新的经济增长点，在诸多经济因素的共同作用下。有望实现全年8％的经济增长目标。

(二)下半年我区投资与消费增长预测

从图2可见，去年以来，我区固定资产投资增长呈现逐步回落态势。今年尤为明显，1-7月份为增长最低点。其原因固然与去年基数较高有。关，宏观形势变化背景下国家加大调控力度也是其中的重要原因。今年以来，我区上报国家的项目相当数量未能获得核准，影响了新开工项目规模。预计下半年为防止通货紧缩国家将适当放宽宏观调控力度，资金供给也将有所缓和，这将为我区加快投资增长提供较上半年宽松的宏观环境。另一方面，从自治区自身的情况看，自治区领导对当前投资的下滑极为重视，专题研究如何推进项目建设，着力加快投资增长，以保持其对经济增长的拉动力。综合上述因素，预计我区下半年投资增长将逐渐扭转目前的不利局面，固定资产投资增长速度在三季度将逐步回升，全年增长8700亿元的目标有望如期实现。

第5篇：经济增长趋势范文

关键词：公路运输；区域经济；相关性；发展

现代化的进程加快，在加速经济发展步调的同时，也促进了交通运输业的发展完善。现阶段，我国的运输方式多种多样，主要包括：陆路运输、海路运输、航空运输等，其中以陆路运输为主，而公路运输又是陆路运输的重中之重。城市现代化不断地推进，对其基础设施的要求也不断提高，公路运输作为交通运输的一种，具有灵活性强、建设资金少、投入低、“直接送货上门”等优点，是现代的主要运输方式。它与区域经济具体有哪些关系，下面我们来进行详细的研究。

一、公路交通与区域经济发展关系的理论分析

交通运输既是人类地域活动的物质基础，又是商品流通的重要保证，是联系生产、分配、交换和消费的纽带。研究公路交通与区域经济发展关系对于改善区域交通状况、改善投资环境、带动产业结构调整、促进经济发展等具有重大的现实意义。

（一）公路交通系统分析

交通运输的发展，不仅仅是一种单纯的技术进步与满足需求的产物，它以一种主导产业的身份和作用促进了经济的发展。交通运输系统包括铁路、公路、航空、水运和管道五种运输方式。在市场经济条件下，各种运输方式的技术经济特征有所不同，既分工合作，又存在激烈的市场竞争。与其它四种运输方式相比，公路运输有以下几种优势：1. 公路运输灵活，适用性强。2. 公路运输具有运送速度快，可实现门到门的运输的特点。3. 公路运输涉及面广，深入腹地，便于普及。

（二）区域经济系统分析

区域经济是由空间资源组成的地区经济集合体，是国民经济的组成部分，起着连接地区经济与国民经济的桥梁作用。区域经济是指一定地区范围内的社会物质生产和再生产的活动，即该地区内所发生的各种经济活动及其资源配置活动。区域经济一般具有整体性、开放性、动态性三个共同特性。

二、公路交通与区域经济之间的相互影响

区域经济的构成因素有很多种，包括人口、土地、环境和市场发展水平等诸多要素，其涵盖了工业、农业、交通运输业等，因此交通运输是区域经济的一个组成部分。

（一）公路交通对区域经济发展的影响

公路交通在我国区域经济发展中的作用，主要是其运输优势的发挥以及它对国家发展建设所起到的作用。公路运输建设的发展和完善，是国家高度发展、文化繁荣和国防安全的重要前提，并且对于人们生活水平的提高和需求的满足起到了很大的作用。下面我们来谈一谈公路建设在哪几方面对区域经济产生影响。

1. 公路运输参与生产促进经济发展

第一，公路运输过程中所进行的活动，在货物的装卸、运输、搬运等进行产品服务的过程中，直接创造劳动收入，创造就业机会。可以说公路运输是经济和价值的直接创造部门，对经济的发展有直接的推动作用；第二，在公路建设的过程中需要投入大量的劳动力和资源，并且在建设的过程中，对其国民经济的消耗占据了三个产业，拉动了三个产业的增长。同时在公路建设的过程中对于建筑材料、机械、人力的需要，也相应的拉动了区域经济的进一步发展，增加了经济的产出。

2. 公路交通优化生产力布局

公路交通对生产力布局的合理安排，可以有效地对生产要素进行分配，将生产要素转化成直接的生产力，以促进区域经济的健康发展。公路交通对区域经济和生产力的布局具有重要的影响。公路运输的发展，在方便交通的过程中，使各区域的联系愈加密切，形成紧密的公路网。公路交通的畅通和便捷不仅可以加速区域的发展，更会减少区域经济发展的障碍和困难，进一步扩大企业的经营规模和市场占有率，优化了生产力布局。使我国的国民经济向着更好更快的方向发展。

3. 公路交通优化产业布局

现阶段，我国国民经济依然以第一产业为主，第二产业为辅，第三产业发展快速，但是所占比重较少。公路交通的全面发展，可以使各企业之间的联系更加频繁，加快信息的流通速度，和产品的运输效率。并且，公路交通也是一种产业，它的存在和不断完善，有利于调整产业布局，减少第一产业在我国国民经济发展中的比重，优化产业布局。公路交通与区域经济之间的联系，一方面体现在对其他产业的需求；另一方面体现在为我国各种产业的发展提供运输、装卸等服务，促进国民经济规模的扩大，增加其经济效益，促进产业结构布局的进一步优化。

4. 公路交通对旅游业的影响

随着经济的发展，人们生活水平不断的提高，越来越注重对生活质量的追求，旅游逐渐成为人们休闲娱乐的重要项目之一，现阶段，旅游业的发展如日中天。在人们进行旅游地点选择时，大部分的人都会选择交通便利的地方进行参观，旅游地点的交通设施完善会吸引大量的游客，这样不仅会增加城市居民的经济收入，更能提升城市的面容面貌。就目前的形势来看，我国的旅游景点大多在偏远的地区，并且交通运输的情况差，交通网疏松，这样就降低了游客的⒐勐剩导致游客的出行受到限制。但是公路运输拥有灵活性高、造价低等特点，不仅方便了游客可以深入景点内部，更能保证游客在旅途的过程中，保持心情的舒畅。

5. 公路交通运输业对新农村建设影响大

一直以来，新农村建设问题备受党和政府的关注，目前国家正在进行有效的实施。在社会主义新农村的建设中，交通运输占据很重要的地位，例如，新农村的建设要积极地引进城市的先进设备和大型的农业器具，学生上学、人口外出必须要有交通运输的保障。公路交通是农村主要的交通运输方式，是农村经济结构调整、农民生活水平改善和经济收益提高的重要途经。加强农村公路的建设，不仅能改善农村的交通运输条件，还能提高投资力度，改变农村的整体风貌，加强农村与外界的联系，改变以往南坪村故步自封的局面，提高人们的整体素质和审美，加快新农村的建设步伐。并且，公路交通的发展还可以促进农民就业，有利于农村和城市之间的互动，缩小二者之间的差距，更有利于社会主义新农村的建设。

（二）区域济发展对公路交通的影响

区域经济的发展壮大，在提高区域经济实力的同时，基础设施建设也得到相应的提升，尤其是对公路交通运输业的影响是巨大的。区域经济水平提高，促使区域经济活动加强，人员和原材料的流通更加频繁，引起交通运输的增长。再者来说，区域经济的提升意味着区域的整体实力增强，会吸引更多的投资者致力于区域经济的建设当中来，这就对区域的交通运输的要求也随之提升，况且，交通运输业作为一门产业，也是投资者的首选目标和投资方向之一。区域经济对交通运输业的发展主要有以下方面的影响。

1. 区域经济发展需求影响交通运输的规模。公路交通运输作为一个产业部门，为需求的满足而存在，在需求规模的不断扩大中得到发展。任何时期，经济的发展所产生的对人、物空间位移的需求，正是运输市场存在和发展的源泉。

2. 区域经济发展的实力支持运输业的发展。发达国家先进的运输系统使发展中国家的运输系统相形见拙，但先进的运输系统不是凭空而来的，它需要技术、资金和人力，这都需要经济的发展为其提供条件。

3. 生产力布局影响交通运输布局。在发展运输业的过程中，离不开运输的合理布局，如运输线路的分布、运输企业的选址、站场位置的选取等，都被当作运输布局的重要内容。

三、结语

公路运输作为区域经济发展中的重要环节，其发达程度与区域经济的发展水平有着密切关系，交通运输的畅通与否、交通网的密集程度是影响区域经济建设的首要因素之一。因此，区域经济要想又好又快的发展，就必须完善公路交通的建设，使经济发展的通道得以打开，交通运输还能改善区域经济结构，使其更加的合理优化，增加就业率。同时，区域经济的发展又为公路交通行业提供有力的经济支持和建设保证，区域经济水平直接影响公路建设水平。公路运输与区域经济建设相辅相成，二者相互促进，相互影响，因此必须同时加强区域经济建设和公路交通运输，保证二者齐头并进，共同致力于和谐社会的建设和整个国家的发展。

参考文献：

[1]蔡剑红，朱道林.多空间尺度普通住宅用地的合理地价研究[J].中国房地产，2012（02）.

[2]曹建军，刘永娟，李金莲.江苏省区域经济差异的多尺度研究[J].地域研究与开发，2010（05）.

第6篇：经济增长趋势范文

[关键词] 经济增长 区域趋同 异化

一、引言

自威廉姆逊在1980s 提出区域收入趋同假说后,国际上对区域趋同的经验研究逐渐增多。许多经济学家从不同的角度对不同国家或地区进行了理论探索和实证研究。1978 年后我国分阶段逐步推行的改革开放政策对各地区的影响存在很大差异,在这种背景下,不同地区经济增长情况引起了广泛关注。改革开放以后，特别是实行西部大开发之后，中西部地区的经济出现了快速发展的局面，但各地区经济发展速度很不均衡，中西部地区的安徽、四川等地经济增长迅速，而同处于东部地区的、青海等地则经济发展缓慢，这种中西部地区经济发展的不平衡会对全国地区的经济发展产生重要影响。那么从长期来看，中西地区内部经济增长的趋势是怎么样的呢，是经济增长趋同呢，还是经济增长趋异呢，这是本文要探讨的问题。

本文拟运用Barro 和Sala-I-Martin 趋同模型，分析我国中西部地区的绝对趋同和条件趋同状况。通过在回归方程中加入适宜的解释变量,对我国中西部地区经济增长是否存在趋同进行实证检验,得出区域经济增长是否趋同的定性结果。并对我国中西部地区经济增长的规律,以及影响中西部地区经济增长的因素进行分析。

二、理论基础与研究方法

1.理论基础

新古典经济增长理论认为,生产中资本的边际收益是递减的,人均资本存量较少的区域由于较高的资本收益而比经济发达区域有较高的经济增长速度。因此,经济欠发达区域存在向经济发达区域的趋同。1995 年Barro和Sala- I -Martin把趋同分为σ趋同和β趋同,并进行了大量的实证研究。

β-趋同可理解成与时间序列相关的趋同假说，即欠发达地区的经济增长速度快于发达地区的经济增长速度。它又分为绝对β趋同与条件β趋同两种形式。条件β趋同认为各区域的产业结构、投资率、人力资本条件、技术水平等结构变量存在显著差异,不同的经济体具有不同的稳态，每个经济体都收敛于自身的稳态，距离自身的稳态越远，其增长速度也越快。

2.研究方法及变量选择

本文采用新古典方法来分析我国中西部地区区域趋同状况，该方法通过回归分析，计算初始人均收入水平在一定时期增长的β趋同系数，所谓所谓β趋同系数，是指低收入地区逐步接近高收入地区 的速度，通过Barro 和Sala - I - Martin 经典回归模型计算和检验初始的人均GDP 在一定时期增长的β趋同系数，估算模型为：

第7篇：经济增长趋势范文

关键词:中部六省;地级市区数据;金融发展;经济增长;分位数回归

中图分类号:F127文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)12-0115-04

金融与经济增长关系问题的理论研究可以追溯到熊彼特(Schumpeter,1911)、戈德史密斯(Goldsmith,1969)、爱德华・肖(Edward S. Shaw,1973)、罗纳德・麦金农(Ronald I. Mckinnon,1973)和卢卡斯(Lucas,1988)等等紧跟其后进行深入研究 [1~3] 。近十多年来,单个国家和跨国家的实证文献得以迅速的积累,从国别、跨国研究到多时空尺度的区域研究 [4~6]。现有文献集中于被解释变量时间维度特征的条件均值统计建模,两个比较有理论和实践意义的拓展方向是:其一,基于被解释变量空间维度特征进行空间统计数据挖掘,空间统计学可以提供方法支持;其二,对横截面数据、聚合数据(Pooled Data)或者面板数据(Panel Data)进行被解释变量的条件分位数统计建模。本文主要是就后者进行一个研究尝试:基于中国中部六省共82个样本地级市区的聚合数据(Pooled Data),运用条件分位数回归方法进行区域金融发展与经济增长关系的实证分析。

一、条件分位数回归方法的基本思想和主要优点

Koenker和Bassett (1978)最早提出线性分位数回归的理论 [7]。分位数回归是对以古典条件均值模型为基础的最小二乘法的延伸,用多个分位函数来估计整体模型。中位数回归(最小一乘回归)是分位数回归法的特殊情况,用对称权重解决残差最小化问题,而其他条件分位数回归则用非对称权重解决残差最小化。

由于分位数回归本身计算的复杂性,所以它没有迅速普及,但相关的理论研究在逐步地完善。由于分位数估计可以选择不同的分位(tau:τ)的对被解释变量分布的头尾部分进行研究,将不同的分位数回归结果综合就得到了该条件分布的完整描述。在研究对象的分布呈现异质性,如不对称、厚尾、截断性等特征时,分位数回归方法具有明显的优势[8]。因此,越来越多的研究将其用于分析在被解释变量的不同水平下受到解释变量影响作用的差异和变动[9~12] 。分位数回归大致可以分为参数回归模型、非参数回归模型、半参数回归模型这三类,每种模型都有其各自的估计方法。

分位数回归采用加权残差绝对值之和的方法估计参数,其优点体现在以下几方面:(1)它对模型中的随机扰动项不需做任何分布的假定,这样整个回归模型就具有很强的稳健性;(2)分位数回归本身没有使用一个连接函数来描述因变量的均值和方差的相互关系,因此分位数回归有着比较好的弹性性质;(3)分位数回归由于是对所有分位数进行回归,因此对于数据中出现的异常点具有耐抗性;(4)不同于普通的最小二乘回归,分位数回归对于因变量具有单调变换性;(5)分位数回归估计出来的参数具有在大样本理论下的渐进优良性[11~12] 。现在主流的统计软件都可以加载分位数回归软件包,分位数回归也就自然而然地成为经济、医学、教育等领域的重要分析工具。本文的实证分析运用EViews6.0进行计算。

二、对象描述、模型设定与数据来源

按照《中国区域经济统计年鉴》(2001―2007)的界定,考虑到行政区划的局部调整,中国四大经济地带省级省市区和样本地级市区的分布情况如下:东北三省36个地级市区,东部十省市87个地级市区,中部六省82个地级市区,西部十二省区131个地级市区,全国三十一省市区共336个地级市区。这里选择中部六省82个地级市区,针对地级市区的金融发展与经济增长的关系进行实证分析。

在经济增长的实证研究文献中,生产函数是一个被广泛运用的基本估计框架。这里也将它用于分析区域金融发展与区域经济增长关系的实证研究,设定总量生产函数(t期)的形式,把产出抽象为金融发展水平与控制变量的函数,控制变量是除金融发展水平以外的其他主要影响因素,可以表述为:

Yt=f(Financet,Comtrolt,) (1)

其中,Yt是产出或者增加值,一般用国内生产总值GDP替代;Financet是金融发展水平;Contiol是控制变量。

一般地,如果进行弹性研究,就可以在柯布―道格拉斯型生产函数的基本形式的基础上具体拓展。为了基于可得数据研究中部六省地级市区的金融发展与经济增长的关系,这里被解释变量就取人均国内生产总值反映经济增长,用GDP表示;解释变量取两组变量,即金融发展水平和控制变量。

第一组变量是金融发展水平。根据数据的可得性,这里考虑地级市区金融相关比率指标,用FIR表示,等于金融机构存贷总额与GDP的比。

第二组变量是控制变量。包括那些能够影响各地区经济增长的资源禀赋差异的变量,目的是用来控制其他可能导致地区经济差异的因素。(1)实物资本投入。这里用各地区的固定资本总额占GDP的比值反映各地区的物质资本的投入水平,用INFIXP表示。(2)人力资本投入。在地级市区的研究中,一般用各地区的中小学毕业升学率或者政府财政支出中的教育支出近似的反映各地区人力资本水平。考虑到地级市区财政金融的紧密联系,这里设置了政府财政支出总额占GDP的比值综合近似反映各地区人力资本水平,以及财政金融的紧密联系,用LGEXPP表示。(3)经济开放程度。考虑到地级市区外国直接投资额与金融的紧密联系,这里设置了外国直接投资额(或者实际利用外资)总额占GDP的比值综合近似反映各地区经济开放程度,以及外国直接投资与金融的紧密联系,用FDIAUP表示。

根据以上讨论,我们是要进行弹性研究,把被解释变量和解释变量都取自然对数,则实证研究计量模型的基本形式设定如下:

LnGDPP = β0+ β1*LnFIR + β2*LnINFIXP + β3*LnLGEXPP

+β4*LnFDIAUP+μ (2)

为了保持指标统计口径的一致性,实证研究的数据全部来源于《中国区域经济统计年鉴2001―2007》,数据的实际时间范围是2000―2006年,加入WTO过渡期为2001―2006年,增加2000年的数据是为了增加样本容量。

三、中部六省地级市区金融发展与经济增长:条件分位数回归结果与统计分析

(一)条件中位数回归和条件均值回归的估计结果比较

2000―2006年中部六省地级市区金融发展与经济增长的数据,一共包括82个地级市区七年的共574组样本数据,样本比较大。为了进行对比,运用条件中位数回归和条件均值回归进行实证分析。由于EViews6.0软件对变量名称没有区分大小写,以Ln开头的变量在输出结果表与图都显示为LN开头的变量。这里主要关注估计方法、统计检验(拟合优度、方程显著性检验、变量显著性检验)和方程系数估计结果的异同。

1.估计方法。条件中位数回归的结果(如表1所示);条件均值回归的结果(如表2所示)。条件分位数(中位数)回归和条件均值回归二者所运用的估计方法是不同的,条件分位数(中位数)回归运用LAD (least absolute deviations)估计量进行估计,条件均值回归运用LSD (least squares deviations)估计量进行估计,因此,估计结果自然会因估计方法的不同而有所不同。

2.统计检验。条件中位数回归和条件均值回归的方程显著性检验(Quasi-LR检验、F检验)在0.01的显著性水平下都是统计显著的。变量显著性检验(t检验)在0.01的显著性水平下都是统计显著的。由于计算方法不同,两种估计方法的拟合优度值的大小明显不同。一般地,基于相同的数据, 伪拟合优度值(Pseudo R-squared)明显小于拟合优度值(R-squared),调整的伪拟合优度值(Adjusted Pseudo R-squared)明显小于调整的拟合优度值(Adjusted R-squared)。在表1中Pseudo R-squared 为0.2810,Adjusted Pseudo R-squared为0.2759;表2中R-squared 为0.4351,Adjusted R-squared为0.4311。另外,表2中D.W.值为0.4328显示了一阶序列正相关性,如果运用广义差分法在模型设定时引入AR(1)就能够明显地提高拟合优度值,R-squared与Adjusted R-squared都大于0.85。由于表1的条件中位数回归没有进行序列相关性检验,为增加可比性程度,这里不给出引入AR(1)的条件均值回归的结果。

3.方程系数估计。对应系数的条件中位数回归估计值和条件均值回归估计值的大小明显不同。三个解释变量(LNFIR、LNFIXPP、LNLGEXPP)系数的条件中位数回归估计值的绝对值明显大于条件均值回归估计值的绝对值,LNLGEXPP的系数为负值;一个解释变量(LNFDIAUP)系数的条件中位数回归估计值的绝对值明显小于条件均值回归估计值的绝对值。四个解释变量系数对应的条件中位数回归估计值与条件均值回归估计值的符号没有发生改变,其弹性意义也是比较直观的。

(二)条件分位数回归估计系数的差异与变动分析

为了深入揭示在经济增长的不同水平下金融发展和其他控制变量对经济增长影响的变化,需要在经济增长的不同分位数水平进行条件分位数回归估计。具体估计时还主要涉及两个方面的问题:分位数的选取和系数标准差的计算。首先,在分位数的选取上,这里取10分位数和20分位数分别估计。受篇幅限制10分位数回归只给出5个分位数的结果,其中,5个分位数(Quantile)的对应分位分别是τ=0.10,0.30,

0.50,0.70,0.90。其次,分位数回归系数的标准差用自助法(bootstrap)重复抽样200次求得。取自10分位数回归的5个分位数的结果(如表3所示),全部20分位数回归系数的点估计和区间估计的变动情况(如下图所示)。

1.不同解释变量系数估计值的差异分析。在经济增长的某个具体分位数水平,金融发展和其他控制变量对经济增长影响的大小都不相同。具体地说(如表3所示),在被解释变量LNGDPP的不同分位数水平,解释变量LNFIR、LNINFIXP、LNFDIAUP的系数都是正值,绝对值则是LNINFIXP的系数最大、LNFIR的系数次之、LNFDIAUP的系数最小;LNLGEXPP的系数是负值,绝对值都比较大。另外,容易看出,用自助法(bootstrap)重复抽样200次求得的分位数回归系数的标准差也有一定的差异。在经济增长的每个具体分位数水平,解释变量LNFDIAUP的系数的标准差都是最小,而解释变量LNFIR、LNINFIXP、LNLGEXPP的系数的标准差都比较大。另外,0.5分位数附近的回归系数标准差相对比较小,往两端走靠近0.1、0.9分位数附近的回归系数标准差相对比较大。值得注意的是,系数显著性检验的尾概率P值出现了两处大于0.05的情况,即0.1分位数回归变量LNFIR(该变量估计结果对应的第一行)的尾概率P值0.5911,0.9分位数回归变量LNFDIAUP(对应结果的第五行)的尾概率P值0.0751。

2.相同解释变量系数估计值的变动分析。在经济增长的每个不同分位数水平,某个解释变量(金融发展和其他控制变量)对经济增长影响的大小都不相同(如上图所示),随着被解释变量LNGDPP的分位数水平从0.05逐步增加到0.95,解释变量(金融发展和其他控制变量)系数的点估计(中间带圆点的折线)和区间估计(上下不带圆点的折线)都在变动。这里集中分析系数点估计的变动特点具体地说表现为:截距项在7.8附近波动(考虑排版因素,在上图中略);解释变量LNFIR的系数是在0.25附近先是比较快地变大,从LNGDPP的0.30分位数处LNFIR的系数开始再逐步微弱地变小(除了0.50、0.80分位数处的两处小幅跳高以外),中间伴随着局部的波动,波动的幅度则是在0.40分位数以前波动的幅度比较大,在0.40分位数以后波动的幅度比较小;解释变量LNFIR系数变动的这一特点基本反映了在中部六省地级市区LNGDPP的不同分位数水平金融中介(商业银行)作用的基本规律;LNINFIXP系数变化的上升趋势比较明显,从0.40一直增大到1.10以上;解释变量LNLGEXPP的系数表现为明显的先下降再上升的趋势,在0.50分位数处系数为最小值-1.0904;解释变量LNFDIAUP系数变化表现为明显的逐步下降趋势,两端的局部下降更加突出,这从另一方面显示了在经济增长的不同分位数水平,中部六省地级市区LNFDIAUP和LNFIR、LNINFIXP、LNLGEXPP对LNGDPP的影响特点是显然不同的。

(三)实证分析的基本结论和政策含义

总结以上实证分析我们有以下基本结论:条件中位数回归和条件均值回归的估计结果表现了一定的差异;与条件均值回归相比较,条件(多)分位数回归能够揭示更加深入全面的数据信息;利用2000―2006年中国中部六省地级市区的数据,条件(多)分位数回归结果显示了一方面在经济增长的某个具体分位数水平,金融发展和其他控制变量对经济增长影响的大小都不相同,表现了解释变量作用的差异性,在经济增长的每个不同分位数水平,某个解释变量(金融发展和其他控制变量)对经济增长影响的大小都不相同,表现了解释变量作用的波动性;实际上,同时进行的分地带计算结果还表明在经济增长的每个不同分位数水平,LNFIR、LNFDIAUP对LNGDPP的影响特点在其他地带(例如全国、东部、西部)的地级市区是显然不同的[13~14] 。这些基本结果对于制定协同区域经济增长和金融发展的政策具有一定的参考意义。

参考文献:

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[13]吴拥政,陆峰.区域金融发展与经济增长的实证分析――基于中国地级市区数据与分位数回归方法[J].区域金融研究,2009,

第8篇：经济增长趋势范文

关键词 奥肯定律 失业率 GDP

作者简介：严泽岷，中国政法大学商学院经济学专业学生。

一、引言

改革开放以来，中国的经济迅猛发展，由一个贫穷落后的国家发展成为一个具有很大国际影响力的经济体，根据奥肯定律，我国的失业问题本应得到很好的解决，但现实却是失业率的不断上升。失业率这一指标是反映整体经济状况并且在上市场很敏感。

随着失业率不断创新高，人们不禁会问为什么奥肯定律在中国“失灵”了？政府应该如何应对？针对这个问题，国内学者有着不同角度的思考和研究。例如，中国社会科学院人口与劳动经济研究所所长蔡P（2007年）认为原因是忽略了该定律适用的条件，或者数据的使用是不恰当的①;张时淼、吴宪（2007年）则认为定律只适用于发达国家而中国的经济水平与美国等国家相差甚远②;江辰（2012年）的观点是劳动生产率的大幅度提高、劳动性自愿性失业增多导致了定律失灵③。然而，国内大多数学者倾向于研究长期失业率与经济增长的实证研究，而忽略了不同的经济时期的不同情况，经济快速发展与金融危机时期的对比研究较为缺乏。而这一点正是本文所要解决的。

二、失业率和经济增长的关系

奥肯定律可以通过这个公式来表示：

其中Y表示实际GDP，Y*表示潜在的GDP，u表示实际失业率，u*表示自然失业率。 为大于零的参数。

通过失业率的变动推测来估计GDP的变动或者是通过GDP的变动预测失业率的变动，实际GDP增速需要至少与潜在GDP相等才能避免失业率过快的上升，在一定程度上揭示了劳动市场和产品市场的相关联系。在实际应用中，奥肯定律更多的被改写为失业与超额产出之间的联系。又如斯蒂格利茨 “根据奥肯的研究，失业率每下降1%，产品增加3%。本文中的研究基于一个相对短的时间内，因此我们暂且假设潜在GDP不变④。

三、经济增长与失业率的实证分析

（一） 数据采集

本文主要对2000年到2012年GDP与失业率的分析。

表2 2000 到2012 年北京市城镇失业率数据

（二）检验分析

由表一我们可以发现从2000年到2012年，北京市GDP不断增长，并且增长率均在10%以上，这说明北京市的经济处于高涨阶段。但是从表二我们发现，城镇失业率也在总体呈现上升的趋势，与奥肯定律中描述的明显不符。

为了考察实际GDP增长率和失业变化率之间的关系，给出了两个变量的散点图（如下图）。散点图可以直观地呈现出GDP增长率与失业变化率之间的关系是松散的，并无线性关系。数据显示在北京市“奥肯定律”所表达的规律并不适用。

图1 实际GDP增长率和失业变化率

（三）原因解释

为何数据并没有呈现出奥肯定律的规律？原因是多方面的。

首先，数据可能是不准确的。由于国家统计局公布的数据只是登记失业率，并不是根据国际劳工组织（ILO）推荐的方法和定义进行调查并估计的城镇调查失业率。没有进行登记的失业人员并未算入在内，因此中国存在大量的隐性失业。一方面，下岗职工并未计算入失业人员，但实际情况却是下岗人员处于无工作状态。另一方面，农村的富余劳动力并没有登记在册，这部分人并没有统计到失业人口当中。因此这个失业率的数据并不能真实的反映就业形势。

第三，技术的进步带来大规模的失业。技术的革新最直接的成果就是劳动生产率的大幅度提高和自动化普及。而这均会使得对人工劳动力的由高需求变为低需求，新的技术将直接替代大量的工作岗位⑥。那么我们可以得到一个结论：就业的变化取决于技术革新所替代的工作岗位和经济发展所提供出的新的岗位的比较;对于发达国家来说，技术革新已经达到一定水平，因此后者的作用更大一些;而对于发展中国家来说则刚好相反。中国是发展中国家，经济发展必然会创造出新的工作岗位来拉动就业。但同时，技术的革新会带来大量的自动化，而这会减少许多工作岗位。对于起步的快速发展的北京，现代化建设是重点，因此，技术改革减少就业需求的作用远远大于GDP增长增加的就业机会。 四、结论和政策

通过以上分析，我们可以发现在研究中国问题时，并不能直接运用奥肯定律来说明问题，应该放在中国具体的市场情况当中。应对次贷危机对我国经济的影响，政府通过积极的财政政策与适当的货币政策进行宏观调控。政府可以适当放缓GDP增长速度并且稳定在一个适当的速度上，将重点放在解决失业问题上。

第一，完善社会保障制度。就目前而言我们的社会保障体系仍然是不健全的。比如医疗保障、退休保障、下岗保障等等，特别是针对失业人员的社会保障是必要的。完善的社会保障制度可以很好的解决失业者的后顾之忧，提高自己的劳动素质，调动失业者寻求适合自己的工作的积极性而不是通过简单体力劳动勉强养家糊口。而这，本身也是对社会劳动力合理分配，提高劳动者自身的素质的一个有效办法。

第二，加快市场转型，完善劳动力配置，政府可以对市场进行合理干预。比如调节岗位数量、劳动力分布以及工资等，以此来促进协调发展。

第三，完善劳动力市场。政府应当对劳动力市场做出正确的引导，比如进行就业与再就业培训，规范职业教育，增强劳动者的自身素质、能力与竞争力，减少劳动者与招聘单位需求不匹配的现象。同时，政府可以协助企业完善就业信息的公布，使就业信息公开化、及时化。以免造成宣传到位的岗位求职者过剩而宣传不到位的岗位招不到工。从而减少因为信息不对称所造成的失业。

第四，鼓励自主创新，支持民营企业。中国是一个以国有经济为主体的国家，一方面国有企业相比自由的民营企业缺乏一些活力，另一方面民营企业可以带来大量的新增的就业岗位。因而政府可以通过适当放宽与鼓励民营企业的方式来拉动就业。

第五，从国家宏观的角度来讲，应该进行统筹规划，缩小城乡差距，缩小各地区的差距，促进共同发展和协助发展。一方面其他地区经济发展会吸引人才和劳动力进而减缓个别城市的压力。另一方面协调高校在各地分布，全国范围内的优秀生源均匀分布，这样不但有利于拉动当地发展，进而解决个别城市就业难的问题。

第9篇：经济增长趋势范文

[关键词] 区域经济增长；城乡一体化；ADF检验；协整检验；Granger因果检验

[作者简介]石]芳（1988—），女，东华理工大学经管学院硕士研究生；徐 鸿（1968—），男，东华理工大学教授，研究方向为无形资产与区域经济。（江西南昌 330013）

本文系江西省社科规划项目“鄱阳湖生态经济区主导产业选择及政府扶持政策研究”（项目编号：JJ1201），东华理工大学研究生创新基金以及江西省高校人文社科项目（项目编号：DYCB12003）的研究成果。

一、引言

当前，我国仍处于社会主义市场经济发展的初级阶段，社会经济发展的总目标是实现中国特色的社会主义现代化。而我国现阶段发展所面临的主要矛盾是，在社会经济高速发展的同时，城乡之间社会经济发展出现不平衡，城乡之间二元结构突出。如何有效提高城乡之间的融合度，加快城乡一体化发展是我国全面提高经济发展的当务之急。本文选取了 2002-2011年的时间序列数据，对南昌市的地区生产总值和南昌市城乡居民收入差异进行了计量分析，以正确认识与评价区域经济增长与城乡一体化之间的关系，为努力推动城乡一体化发展提出了科学的对策与建议。

二、区域经济增长与城乡一体化关系研究的实证分析

（一）数据的收集与处理

文章选取了南昌市的9个县和区[南昌县、新建县、进贤县、安义县、东湖区、西湖区、青云谱区、湾里区、青山湖区]作为一个典型的代表：以南昌市的地区生产总值（GDP）和城乡居民收入差异[CXCY]作为两个变量，此处的城乡居民收入差异：我们以第二产业与第三产业相加后的总和与第一产业之差作为代表。实证分析中采用的2002-2011年的年度样本数据均来源于《南昌市国民经济和社会发展统计公报》。

对GDP、CXCY进行自然对数变换，以消除时间序列中存在的异方差性，变换后的变量分别用LNGDP、LNCXCY表示（本文所有的检验都用Eviews6.0软件完成）。

（二）变量的平稳性（ADF）检验

传统的回归分析要求所选的时间序列数据必须是平稳的，以避免伪回归现象。而在大多数情况下，时间序列数据都是非平稳的，所以，我们必须对时间序列数据进行平稳性（ADF）检验，又称为单位根检验。本文采用（Augment Dickey-Fuller）方法进行检验。对样本数据及其差分项的检验结果如表1：

由表1可以看出，所有变量时间序列都是非平稳的，而2LNGDP和2 LNCXCY的检验统计量分别为-4.04和-3.31，小于5%的显著水平下所对应的临界值-2.02，即所有变量时间序列的二阶差分都是平稳的。因此，这两个时间序列为二阶单整，两者可能存在着协整关系。

（三）变量的协整检验

由单位根检验已知，这两个时间序列为二阶单整，而不平稳的时间序列不能直接用OLS（最小二乘法）法进行回归，因此，需要通过协整检验来验证各变量之间是否存在协整关系。检验两个变量之间是否存在协整关系，通常使用Engle—Granger两步检验法[也称E—G法]。先用最小二乘法对LNGDP和LNCXCY进行回归分析，得到回归方程如下：

LNCXCY=-0.2341+1.0100LNGDP

[-1.7022] [52.4055]

R2=0.9971，Adjusted R2=0.9967，F=2746.339

由回归方程得出，GDP每变动1%，将会促进CXCY变动1O1%，可见GDP的增长对南昌市城乡差异增长的长期效应较为显著。然后，再将回归方程的残差序列进行ADF单位根检验，根据残差序列的平稳性来判定两者是否存在协整关系。回归方程与残差序列的ADF单位根检验结果如下：

从协整分析的过程可以看出，残差序列检验统计量值为-1.70，小于显著性水平为10%时的临界值-1.60，可以判断在10%的临界水平上残差序列是平稳序列，即在90%的概率下变量LNGDP和LNCXCY之间存在协整关系，即南昌市城乡收入差异和与南昌市GDP增长之间存在长期动态均衡关系。

（四）Granger因果检验

协整检验通常只能得出变量之间是否存在一种长期的均衡关系，而这种均衡关系是否构成因果关系，还需要进一步验证。Granger因果检验可以判定两个变量之间存在着怎样的因果关系。对LNCXCY和LNGDP做Granger因果检验，输出结果见表3：

检验结果表明：滞后期1期时，LNCXCY是影响LNGDP的格兰杰原因；LNGDP也是影响LNCXCY的格兰杰原因，两者互为格兰杰因果关系。而滞后期2期时，LNGDP不是影响LNCXCY的格兰杰原因，而LNCXCY是影响LNGDP的格兰杰原因。上述结论说明南昌市GDP的增长导致了南昌市的城乡居民收入差异的扩大，而南昌市城乡收入差异的扩大一定程度上也影响了南昌市GDP的增长。但是，从分析结果看：南昌市城乡收入差异与南昌市经济增长的短期效果比较明显：长期效果不明显。

通过对南昌市十年来城乡收入差异（即南昌市第二产业与第三产业相加后的总和与第一产业之差）和GDP数据的实证分析，我们可以得出以下结论：南昌市城乡收入差异和代表经济增长的GDP大体上具有同向的增长趋势，两者存在一定的相关性和因果关系。南昌市经济的增长在一定程度上导致了南昌市城乡收入差异的扩大，而南昌市城乡收入差异的扩大也影响了南昌市经济的增长。

三、结论

通过对南昌市GDP与城乡收入差异之间关系的实证分析，我们可以得出的结论是，区域经济增长在一定程度上导致了城乡收入差距的扩大，而城乡收入差距的扩大反过来又会阻碍区域经济的发展。因此，我们需要对城乡收入差距进行有效的治理。

第一，要转变经济增长方式，加快城乡一体化进程。城乡都要实现经济增长方式由粗放型向集约型转变；在优化城市产业结构的同时，要积极调整农村产业结构，努力实现农村第二、三产业的发展。

第二，要继续深化经济体制改革，推动城乡一体化制度建设。要建立城乡统一的产权制度；建立城乡统一的户籍制度；建立统一以身份证管理为核心的人口流动制度，使农村人口的职业转移与居住变迁以及社会地位的变迁同步进行；建立城乡统一的就业制度等[1]。

第三，要构建完善的社会保障体系，多方面提升城乡一体化水平。要建立起惠及广大农民的社会保障制度；尤其要增加农村低收入人群的安全保障，消除他们对于失业、医疗等方面的后顾之忧[2]；解决农民的教育问题。