經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的特征精選(九篇)

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第1篇：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的特征范文

關(guān)鍵詞 教育發(fā)展；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)

中圖分類號(hào) J211.22 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A 文章編號(hào) 1002-2104(2008)06-0182-05

區(qū)域經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，和當(dāng)?shù)氐娜肆Y本積累狀況息息相關(guān)，而教育是增強(qiáng)人力資積累本的重要途徑之一。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)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(dāng)?shù)厝肆Y本的積累速度；另一方面，教育發(fā)展的地區(qū)不均衡性也加劇了地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)、社會(huì)發(fā)展的差距。那么，教育到底是如何影響地區(qū)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(qū)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)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(shè)

經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展，強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)兼顧長(zhǎng)期發(fā)展?jié)摿?。自?nèi)生增長(zhǎng)理論崛起后，人力資本成為解釋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素之一，再加上21世紀(jì)所強(qiáng)調(diào)創(chuàng)新活動(dòng)的知識(shí)經(jīng)濟(jì)體系，所以人力資本又扮演著關(guān)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(qiáng)教育投入成為各國(guó)可持續(xù)發(fā)展的重要舉措之一，中國(guó)也不例外。根據(jù)表1，中 國(guó)在過去10年中，平均教育年數(shù)不斷上升。這從一個(gè)層面體現(xiàn)了中國(guó)人力資本存量在不斷增加 。

從系統(tǒng)論的角度來看，教育為經(jīng)濟(jì)、社會(huì)長(zhǎng)期可持續(xù)發(fā)展積累了所需的人力資本，推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并確保未來發(fā)展?jié)摿ΑＥc之對(duì)應(yīng)的是，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)又為教育發(fā)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(duì)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)的影響會(huì)不會(huì)受到其它因素的影響，比如性別、地區(qū)聚集效益、教育發(fā)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(xù)發(fā)展中的作用

在可持續(xù)發(fā)展的探討中，人力資本始終是個(gè)不可忽視的要素。麥科魏等人在1992年提出擴(kuò)展的索羅模型，將人力資本視為生產(chǎn)函數(shù)的投入之一，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是由人力資本累積所推動(dòng)，各國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異，主要是源自于人力資本累積的差異。［1］羅默將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)歸因于整體人力資本存量，此存量增加，創(chuàng)新能力提高，產(chǎn)生技術(shù)進(jìn)步，造成經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)。［2］但是，實(shí)證研究存在較大分歧。例如：普里切斯特指出人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有負(fù)向但不顯著影響。［3］ 克拉達(dá)茲等人研究發(fā)現(xiàn)兩者關(guān)系是正向但不顯著，［4］而史卡佩塔等人發(fā)現(xiàn)兩者關(guān)系是正向且顯著。［5］

1.2 可持續(xù)發(fā)展中的性別與教育因素

人力資本對(duì)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的影響，還會(huì)因?yàn)樾詣e或教育程度的不同而有所差異。諾斯等人認(rèn)為女性人力資本累積會(huì)提升勞動(dòng)生產(chǎn)力而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而男性人力資本累積對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向但不顯著影響。［6］ 保羅發(fā)現(xiàn)男性中等以上教育程度的人力資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有負(fù)向但不顯著影響。［7］ 克拉達(dá)茲等人研究發(fā)現(xiàn)男性中等以上教育程度的人力資本累積對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有負(fù)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向但不顯著影響。［4］

地區(qū)的教育發(fā)展程度以及不同性別成員接受教育的機(jī)會(huì)，會(huì)對(duì)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)、社會(huì)可 持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生長(zhǎng)期深遠(yuǎn)影響。這也意味著，不同地區(qū)之間的教育非均衡化發(fā)展或不同性別之間的教育機(jī)會(huì)的不公平性，會(huì)對(duì)地區(qū)之間的長(zhǎng)期可持續(xù)發(fā)展產(chǎn)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(zhǎng)期可持續(xù)發(fā)展課題是息息相關(guān)的。

1.3 基本假設(shè)

為了進(jìn)一步探討教育發(fā)展和經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展之間的關(guān)系，本文根據(jù)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論和人力資本理論，得到如下三個(gè)假設(shè)：

假設(shè)一：男性平均接受教育年限越多，經(jīng)濟(jì)發(fā)展越快；

假設(shè)二：女性平均接受教育年限越多，經(jīng)濟(jì)發(fā)展越快；

假設(shè)三：勞動(dòng)力人口越多，經(jīng)濟(jì)發(fā)展越快。

筆者研究發(fā)現(xiàn)從縣級(jí)層面來分析中國(guó)地方行為，往往存在空間自相關(guān)性，即鄰近的縣之間會(huì)互相影響，趨于一致性的行動(dòng)，從而出現(xiàn)地區(qū)性聚集現(xiàn)象。［8，9］

因此。本文進(jìn)一步假設(shè)：

假設(shè)四：教育發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都會(huì)呈現(xiàn)空間自相關(guān)性。

2 模型構(gòu)建

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

2.1 基本模型

為計(jì)算不同性別教育發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響，對(duì)相關(guān)變量都采用對(duì)數(shù)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(guó)各縣GDP，單位是萬元。解釋變量向量X中有三個(gè)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(shù)。εi服從均值為0、方差為σ2的獨(dú)立正態(tài)分布。

2.2 空間計(jì)量模型介紹

所謂空間回歸模型，是在檢測(cè)出一般OLS回歸模型具有空間相關(guān)關(guān)系時(shí)，進(jìn)一步以空 間回歸模型估計(jì)來了解空間相關(guān)的影響?？臻g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l(wèi)nyi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(shù)，xi是解釋變量。εi服從均值為0、方差為σ2的獨(dú)立正態(tài)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(xiàng)里，多加上一個(gè)殘差項(xiàng)自己本身乘上空間上的鄰近矩陣。若其中空間誤差系數(shù)λ顯著異于零，即表示確實(shí)具有空間相關(guān)的關(guān)系。μi服從均值為0、方差為σ2的獨(dú)立正態(tài)分布。

3 空間計(jì)量模型的實(shí)證分析

3.1 數(shù)據(jù)來源

本研究用到的變量數(shù)據(jù)，都來自中國(guó)地球系統(tǒng)科學(xué)數(shù)據(jù)共享網(wǎng)中的中國(guó)自然資源數(shù)據(jù)庫。對(duì)于全國(guó)2 873個(gè)縣，刪去數(shù)據(jù)缺失的縣，得到1 967個(gè)縣作為研究對(duì)象，并用Geoda軟件分析。

3.2 地理空間相關(guān)性檢驗(yàn)

3.2.1 整體空間自我相關(guān)性檢驗(yàn)

在空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域中，用Moran's I來檢測(cè)研究范圍內(nèi)空間相關(guān)程度。［10，11］ Moran's I值一定介于-1到1 之間，大于0為正相關(guān)，小于0為負(fù)相關(guān)，值越大表示空間分布的相關(guān)性越大，即空間上有聚集分布的現(xiàn)象。本研究中各變量的Moran's I系數(shù)整理如表1，研究結(jié)果可得2000年中國(guó)各縣變量具有空間的正向相關(guān)性。各縣變量的 Moran's I都大于0代表與該縣相鄰地區(qū)有相似的屬性，且有聚集現(xiàn)象。

表2 中國(guó)各縣Moran's I檢驗(yàn)

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

下面，采用局部空間自我相關(guān)分析（LISA）來檢測(cè)局部空間自我相關(guān)模式的顯著程度。［12］根據(jù)局部空間自我相關(guān)分析結(jié)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(jù)局部空間自我相關(guān)分析，并考量縣數(shù)據(jù)的可獲得性，得到1967個(gè)縣的分布圖及四種類型的分布情況，匯總在表3。

根據(jù)表3，中國(guó)各縣男性教育發(fā)展程度的分布存在很明顯區(qū)域聚集效應(yīng)，H-H地區(qū)有401縣，L-L地區(qū)有169個(gè)縣，L-H地區(qū)有2個(gè)縣，H-L有13個(gè)縣，其它1 382個(gè)縣沒有空間自相關(guān)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(qū)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(qū)。

根據(jù)表3，中國(guó)各縣女性教育發(fā)展程度的分布存在很明顯區(qū)域聚集效應(yīng)，H-H地區(qū)有474縣，L-L地區(qū)有174個(gè)縣，L-H地區(qū)有2個(gè)縣，H-L有15個(gè)縣，其它1 302個(gè)縣沒有空間自相關(guān)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(qū)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(qū)。

比較表3中的男性和女性教育發(fā)展程度的情況，不難發(fā)現(xiàn)盡管都存在明顯的空間聚集效應(yīng)，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(guī)模的聚集現(xiàn)象，而在這三個(gè)省上女性人力資本存量的聚集的規(guī)模就小很多了。但是,在東北三省,女性人力資本聚集規(guī)模要比男性人力資本聚集規(guī)模要大得多。這種差異，一方面體現(xiàn)了教育資源配置的空間、地域不均衡，另一方面體現(xiàn)了在性別上的教育資源配置依然還有不均衡的現(xiàn)象存在。

3.3 回歸估計(jì)及其比較分析

為了比較OLS和空間計(jì)量分析之間的差異，把縣GDP對(duì)數(shù)值和與相關(guān)變量的對(duì)數(shù)值分別進(jìn)行OLS回歸和空間分析回歸，回歸得到的結(jié)果匯總?cè)绫?。

根據(jù)OLS回歸發(fā)現(xiàn)，三個(gè)自變量都會(huì)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(jīng)濟(jì)發(fā)展越快；人口越多，經(jīng)濟(jì)發(fā)展越快。不過，Moran's I值是0.527 3，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的地區(qū)空間效應(yīng)，因此，用OLS回歸得到的結(jié)果具有一定偏差。此外，根據(jù)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(jì)量模型。

從空間滯后模型和空間誤差模型回歸的結(jié)果來看，各種檢驗(yàn)都通過。根據(jù)表4三個(gè)模型相比，都表明空間誤差模型最適合，因?yàn)榭臻g誤差模型的決定系數(shù)最大，赤池信息準(zhǔn)則都最小。因此，在本文的分析中，就采用空間誤差模型。

4 結(jié) 論

隨著科技不斷的進(jìn)步與創(chuàng)新，人力資本的投入對(duì)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的影響一直是學(xué)者重視的課題。盧卡斯指出“人力資本累積是（東亞高增長(zhǎng)地區(qū)）最主要的增長(zhǎng)動(dòng)力，……人力資本之累積可能發(fā)生于學(xué)校、研究單位、生產(chǎn)過程以及貿(mào)易過程”。教育是百年樹人的事業(yè)，對(duì)于人力培訓(xùn)的角色是舉足輕重的。［14］

人力資本是促成經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要因素。中國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展過程，會(huì)因人力資本存量、人口增長(zhǎng)以及由于人力資本積累所帶來的知識(shí)技術(shù)創(chuàng)新與增長(zhǎng)的交互作用，而產(chǎn)生各種不同的發(fā)展過程與現(xiàn)象，這些情況在早期的經(jīng)濟(jì)學(xué)家并未觀察到，其中最主要的原因就是當(dāng)時(shí)人力資本存量及其性質(zhì)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(zhì)在中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過程中所扮演的重要角色。

通過空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析，得到如下三個(gè)結(jié)論：

（1）教育發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展作用顯著。根據(jù)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響都是正向而且顯著的。因此，研究表明，假設(shè)一和假設(shè)二是成立的，即中國(guó)通過教育來積累人力資本進(jìn)而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的策略，是行之有效的。此外，勞動(dòng)力人數(shù)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響也是正向而顯著的，這表明假設(shè)三成立。

根據(jù)表3空間誤差模型，GDP對(duì)勞動(dòng)力人數(shù)的彈性是0.879，而GDP對(duì)男性平均接受教育年限的彈性是0.662，GDP對(duì)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(gè)彈性中，GDP對(duì)勞動(dòng)力人數(shù)的彈性最大，因此在中國(guó)勞動(dòng)力密集型特征還是很明顯，勞動(dòng)力人數(shù)的增長(zhǎng)能夠?yàn)榻?jīng)濟(jì)提供所需要的相對(duì)廉價(jià)勞動(dòng)力，進(jìn)而吸引各國(guó)前來直接投資，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和增長(zhǎng)。不過，人力資本存量的作用也不容忽視。

（2）教育發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響會(huì)因性別的不同而不同。根據(jù)表3的空間誤差模型，男性和女性的教育發(fā)展程度都是正向顯著影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但是影響的力度不同。相對(duì)而言，男性人力資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用要強(qiáng)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(dòng)力市場(chǎng)的篩選機(jī)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(yè)層次偏低的工作，而這些工作對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的重要性要相對(duì)弱一些。

其二、女性有生育及其相關(guān)成本。女性工作不久便會(huì)面臨結(jié)婚、生育和哺乳等系列問題，生育問題使女性員工在一定時(shí)期內(nèi)退出勞動(dòng)力市場(chǎng)，產(chǎn)生工作生涯的中斷，而工作生涯的中斷，特別是較長(zhǎng)時(shí)間的中斷，會(huì)降低雇員的實(shí)際掙得能力。當(dāng)女性雇員重新進(jìn)入勞動(dòng)力市場(chǎng)時(shí)，需要一段時(shí)期的恢復(fù)和調(diào)整，這些都會(huì)削弱女性對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。

（3）教育發(fā)展存量存在顯著的空間聚集效應(yīng)。整體空間自相關(guān)檢驗(yàn)和局部空間自相關(guān)檢驗(yàn)都表明教育發(fā)展在空間分布上存在顯著空間自相關(guān)性，表明假設(shè)四是成立的，即互相鄰近的縣之間存在互相影響的關(guān)系，這種關(guān)系導(dǎo)致了聚集。本文分析了四種不同的聚集類型，表明中國(guó)教育發(fā)展存在不同的聚集族群特征，這種聚集會(huì)進(jìn)一步影響經(jīng)濟(jì)的不均衡。

造成這種空間聚集效應(yīng)的一個(gè)重要原因是存在溢出效應(yīng)。筆者的研究表明，中國(guó)公共教育財(cái)政存在顯著的溢出效應(yīng)。［15］當(dāng)教育財(cái)政資源存在顯著溢出效應(yīng)時(shí)，勢(shì)必出現(xiàn)相鄰地區(qū)教育資源配置的聚集效應(yīng)。教育是積累和開發(fā)人力資源的重要途徑，因此，教育財(cái)政資源的溢出效應(yīng)也導(dǎo)致地區(qū)人力資源分布的不均衡性。在中國(guó)可持續(xù)發(fā)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(qū)分布上的不均衡性，往往會(huì)加劇各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展上的不均衡性，出現(xiàn)發(fā)達(dá)地區(qū)越發(fā)達(dá)，落后地區(qū)越落后的局面。從整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展而言，這種不均衡的發(fā)展模式，在一定條件下存在合理性。［16］因?yàn)椋蔷赓Y源配置方式，也是一種約束條件下最優(yōu)的配置方式。但是，在經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期可持續(xù)發(fā)展過程中，政府還需要從宏觀以及轉(zhuǎn)移支付等方面，積極引導(dǎo)教育等資源向薄弱地區(qū)進(jìn)行配置，實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期均衡可持續(xù)發(fā)展的目標(biāo)。由于存在溢出效應(yīng)和聚集效應(yīng)，政府在引導(dǎo)地區(qū)可持續(xù)發(fā)展上，可以通過設(shè)計(jì)示范效應(yīng)等長(zhǎng)效機(jī)制，合理利用溢出效應(yīng)的積極結(jié)果，實(shí)現(xiàn)通過聚集進(jìn)而擴(kuò)散周邊而帶動(dòng)周邊地區(qū)發(fā)展的良性循環(huán)長(zhǎng)期可持續(xù)發(fā)展模式。同時(shí)，要積極避免資源配置的過于集中現(xiàn)象，合理限制地區(qū)發(fā)展過程中可能出現(xiàn)的過于貧富不均的局面的出現(xiàn)。

（4）空間誤差模型要比OLS模型更適用于具有空間聚集效應(yīng)回歸估計(jì)及其問題研究。根據(jù)表3和表4，三種模型相比，空間誤差模型要優(yōu)于空間滯后模型，而空間滯后模型要優(yōu)于OLS模型。因此，在探討此類問題時(shí)，有必要先檢驗(yàn)數(shù)據(jù)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(yīng)。當(dāng)存在空間聚集效應(yīng)時(shí)，空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型要優(yōu)于OLS模型。

在研究具有空間聚集效應(yīng)的問題時(shí)，若采用不恰當(dāng)?shù)哪Ｐ蜁?huì)導(dǎo)致結(jié)論的誤差。例如根據(jù)表3，若采用OLS模型，發(fā)現(xiàn)女性教育發(fā)展程度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(fā)現(xiàn)女性教育發(fā)展程度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(duì)勞動(dòng)力人數(shù)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(jì)方法會(huì)得到不同的結(jié)論，在進(jìn)行具有空間聚集效應(yīng)的實(shí)證問題研究上，要檢驗(yàn)其空間相依性，以免得到的結(jié)論存在較大誤差。

參考文獻(xiàn)（References）

［1］Mankiw G, Romer D, Weil D.Contribution to the Empirics of Growth［J］. Quarterly Journal of Economics, 1992,107:407～437.

［2］Romer P. Endogenous Technological Change［J］. Journal of Political Economy,1990,98 (5):71～102.

［3］Pritchett L. Where Has All the Education Gone?［J］.World Bank Economic Review,2001, 15(3):367～91.

［4］Kalaitzidakis P, Mamuneas T, Savvides A,Stengos T. Measures of Human Capital and Nonlinearities in Economic Growth［J］. Journal of Economic Growth, 2001, 6(3):229～254.

［5］Bassanini A, Scarpetta S. Does Human Capital Matter for Growth in OECD Countries? A pooled MeanGroup Approach［J］. Economics Letters, 2002, 74(3): 399～405.

［6］Knowles S, Lorgelly, Owen P.Are Educational Gender Gaps a Brake on Economic Development:Some Crosscountry Empirical Evidence［J］. Oxford Economic, 2002, 54(1):118～149.

［7］Barro J.Human Capital and Growth［J］. American Economic Review,2001, 91(2):12～17.

［9］顧佳峰.中國(guó)教育支出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間實(shí)證分析［J］.教育與經(jīng)濟(jì),2007，(1):29～3 3. ［Gu Jiafeng .A Spatial Analysis on China Education Expence and Economy Development［J］. Education and Economy, 2007,(1): 29～33.］

［10］顧佳峰.經(jīng)濟(jì)發(fā)展與勞動(dòng)力遷徙的空間實(shí)證研究［J］.人口與經(jīng)濟(jì)，2007,(6 ):35～39.［Gu Jiafeng. A Spatial Econometrics Analysis of Economic Development and Labor Immigration［J］.Population & Economics,2007,(6):35～39］

［11］Moran P. The Interpretation of Statistical Maps［J］. Journal of the Royal Statistical Society, 1948,(10):243～251.

［12］Moran P. A Test for Serial Correlation of Residuals［J］. Biometrica,1950,37:178～181.

［13］Anselin L.Local Indicators of Spatial Association―LISA［J］. Geographical Analysis,1995,27(2):93～115.

［14］Lucas R.On the Mechanics of Economic Development［J］. Journal of Monetary Economics,1988,22(1):3～42.

［15］顧佳峰.中國(guó)公共教育財(cái)政溢出效應(yīng)分析(基于空間經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法［J］.山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2008,8:12～17.［Gu Jiafeng.Spillover Effect on China's Pulic Education Finance(Based on Spatial Econometrics Method［J］.Journal of Shanxi Finance and Economics University,2008,8:12～17］．

［16］歷以寧.非均衡的中國(guó)經(jīng)濟(jì)［M］.廣東經(jīng)濟(jì)出版社,1998.［Li Yining.Nonbalanced China Economy［M］.Guangdong Economics Publishing House,1998.

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(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的特征范文

關(guān)鍵詞：投資；消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

改革開放以來，我國(guó)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，取得了舉世矚目的成就，但近年來消費(fèi)與投資比例失衡問題日益突出，消費(fèi)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(xù)八年超過40%。

根據(jù)國(guó)內(nèi)一些學(xué)者的研究，我國(guó)消費(fèi)率的合理區(qū)間是61%~65% ，投資率的合理區(qū)間相應(yīng)為35%~38%（吳忠群，2002），按照這個(gè)標(biāo)準(zhǔn)判斷我國(guó)投資率已經(jīng)長(zhǎng)時(shí)間超出了合理范圍。其次，從我國(guó)建國(guó)后經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷史上看，共有三個(gè)歷史時(shí)期投資率超過40%，分別是1959年，1993年~1995年，2003年~2010年，在前兩個(gè)歷史時(shí)期，當(dāng)投資率超過40%后，均導(dǎo)致了隨后經(jīng)濟(jì)收縮，因而最近連續(xù)八年投資率超過40%也顯示我國(guó)經(jīng)濟(jì)失衡問題嚴(yán)重，經(jīng)濟(jì)存在運(yùn)行不穩(wěn)定的風(fēng)險(xiǎn)。再次，從當(dāng)前經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的實(shí)際情況來看，全球經(jīng)濟(jì)危機(jī)爆發(fā)后，我國(guó)外貿(mào)需求大幅波動(dòng)，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)大幅波動(dòng)，進(jìn)一步凸現(xiàn)了投資消費(fèi)失衡的問題。

一、 文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)有眾多學(xué)者研究投資消費(fèi)失衡問題，主要的觀點(diǎn)有：一是我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)構(gòu)失衡的直接原因是國(guó)民儲(chǔ)蓄率過高（程選等，2008）；二是農(nóng)村人口巨大、城市化水平低、人口撫養(yǎng)比低的人口結(jié)構(gòu)，決定了中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式“出口導(dǎo)向”和“高投資、低消費(fèi)”的特點(diǎn)（姚洋，2009）；三是“投資驅(qū)動(dòng)和出口拉動(dòng)”的粗放型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式是導(dǎo)致“兩高一低”的直接的、根本的原因（龔敏等，2009）；四是當(dāng)前由固定資產(chǎn)投資和凈出口拉動(dòng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式，其根源是現(xiàn)行收入分配機(jī)制中存在扭曲（汪同三，2007）。

1. 國(guó)民儲(chǔ)蓄率過高。程選（2008）分析認(rèn)為宏觀經(jīng)濟(jì)恒等式（GDP=C+I+CA）背后隱含的國(guó)民消費(fèi)-投資決策決定了高儲(chǔ)蓄，根據(jù)儲(chǔ)蓄與投資、出口的關(guān)系（S=I+CA），高儲(chǔ)蓄又必然決定了高投資、高順差。并指出資源品價(jià)格長(zhǎng)期被壓低、環(huán)境污染負(fù)外部性、社保制度不完善、金融資本市場(chǎng)發(fā)育不足、收入分配格局以及政府轉(zhuǎn)型緩慢、居民擁有資產(chǎn)占比小、“低匯率安排”等六個(gè)因素導(dǎo)致了國(guó)民消費(fèi)―投資決策的高儲(chǔ)蓄。上述觀點(diǎn)有以下幾個(gè)方面值得商榷：一是S=I+CA反映的宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行結(jié)果，并不是宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行機(jī)制，儲(chǔ)蓄并非單方面決定投資、順差，相反投資、順差的實(shí)現(xiàn)制約著儲(chǔ)蓄的形成；二是程選列舉的六個(gè)因素并非并列關(guān)系，因素5（我國(guó)財(cái)產(chǎn)制度安排）是因素1（資源品價(jià)格長(zhǎng)期壓低）的原因，并導(dǎo)致因素四（收入分配格局）這一結(jié)果，因而這三個(gè)因素可歸并為一個(gè)因素；三是程選認(rèn)為金融市場(chǎng)發(fā)育不足主要通過流動(dòng)性約束、財(cái)富效應(yīng)等因素影響消費(fèi)者的儲(chǔ)蓄，而筆者認(rèn)為金融市場(chǎng)發(fā)育不足導(dǎo)致資金要素價(jià)格扭曲，進(jìn)而影響了投資、消費(fèi)格局。

2. 我國(guó)的人口結(jié)構(gòu)。姚洋（2009）認(rèn)為中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式的特點(diǎn)與中國(guó)人口結(jié)構(gòu)是緊密相關(guān)的。一是人口結(jié)構(gòu)決定了中國(guó)的勞動(dòng)力供給非常充裕，二是中國(guó)的計(jì)劃生育使人口撫養(yǎng)比下降得很快。這兩個(gè)人口特征導(dǎo)致我國(guó)經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)高儲(chǔ)蓄、高投資的特征。筆者認(rèn)為人口因素只是影響國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式的一個(gè)因素。除人口因素外，資源品價(jià)格長(zhǎng)期壓低、環(huán)境污染負(fù)外部成本沒有內(nèi)部化、金融市場(chǎng)資金要素價(jià)格扭曲等因素都影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式的基本因素。

3. 粗放型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式。龔敏等（2009）認(rèn)為我國(guó)利用低要素成本優(yōu)勢(shì)實(shí)現(xiàn)的粗放型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是導(dǎo)致“兩高一低”的直接的、根本的原因，由于粗放型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(dǎo)地方經(jīng)濟(jì)建設(shè)是導(dǎo)致要素價(jià)格扭曲的根源。筆者認(rèn)為，我國(guó)利用低要素成本優(yōu)勢(shì)吸引投資的粗放型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)始于改革開放初期，但是“高投資、低消費(fèi)”的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)因，缺乏對(duì)外因影響的分析。而恰恰是2001年起我國(guó)加入WTO以及人民幣相對(duì)貶值的外因變化， 為粗放型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供了市場(chǎng)空間，并造成了“高投資、低消費(fèi)”的經(jīng)濟(jì)特征。

4. 收入分配機(jī)制存在扭曲。汪同三（2007）認(rèn)為我國(guó)現(xiàn)階段分配機(jī)制不完善造成企業(yè)高利潤(rùn)，高利潤(rùn)高回報(bào)是企業(yè)擴(kuò)大再生產(chǎn)的原始驅(qū)動(dòng)，實(shí)現(xiàn)的高利潤(rùn)又為下一輪投資提供了資金來源，從而形成了“高利潤(rùn)――高投資――高利潤(rùn)”的循環(huán)。并認(rèn)為分配機(jī)制不完善主要表現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：一是工人成本被人為壓低；二是行政行業(yè)壟斷導(dǎo)致利潤(rùn)的相對(duì)集中；三是地方政府招商引資對(duì)“三資企業(yè)”提供優(yōu)惠條件。筆者認(rèn)同汪同三關(guān)于“高利潤(rùn)-高投資-高利潤(rùn)”的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行機(jī)制，但不認(rèn)同其關(guān)于要素價(jià)格扭曲的論證：一是從2004年開始在“珠三角”出現(xiàn)的“民工荒”表明我國(guó)勞動(dòng)力價(jià)格形成機(jī)制是市場(chǎng)供求決定的，勞動(dòng)力要素報(bào)酬低是人口結(jié)構(gòu)因素決定，而不是人為壓低的結(jié)果；二是與上游及壟斷行業(yè)獲取了高利潤(rùn)相反，經(jīng)過筆者分析發(fā)現(xiàn)水、電、天然氣、石油化工四個(gè)部門利潤(rùn)占工業(yè)部門利潤(rùn)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(jià)格等領(lǐng)域進(jìn)行價(jià)格干預(yù)，降低了下游產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)成本，造成了下游產(chǎn)業(yè)的粗放式發(fā)展。

二、 投資、消費(fèi)失衡的影響因素和作用機(jī)制

上述學(xué)者在“高投資、低消費(fèi)”的因素分析、作用機(jī)制等方面可以互為補(bǔ)充，從中不難得出造成我國(guó)投資消費(fèi)失衡的“七個(gè)因素、三種機(jī)制”，從而可以得出我國(guó)“高投資、低消費(fèi)”為特征的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式是多種要素通過多種機(jī)制發(fā)揮作用共同造成的。

1. 七個(gè)影響因素。

（1）我國(guó)人口結(jié)構(gòu)特征。我國(guó)人口結(jié)構(gòu)有兩個(gè)顯著特征：一是我國(guó)農(nóng)村人口巨大，農(nóng)村勞動(dòng)力持續(xù)向大中城市轉(zhuǎn)移，1978年~2009年我國(guó)農(nóng)村人口占比從89.36%下降到了53.41%。勞動(dòng)力市場(chǎng)長(zhǎng)期處于無限供給階段（邵曉，2009），這導(dǎo)致勞動(dòng)要素在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)環(huán)境下難以取得較高的報(bào)酬分額。二是撫養(yǎng)比持續(xù)逐年下降，從1982年的62.60%下降到2009年的36.89%。人口負(fù)擔(dān)比較輕，有較多的經(jīng)濟(jì)剩余可以轉(zhuǎn)化為儲(chǔ)蓄。

（2）資源能源價(jià)格機(jī)制不合理。我國(guó)一些主要的資源能源產(chǎn)品（如：水、天然氣、石油、電力等）屬于政府干預(yù)定價(jià)，導(dǎo)致這些資源能源產(chǎn)品價(jià)格不能反映資源能源產(chǎn)品的稀缺水平。通過對(duì)工業(yè)行業(yè)利潤(rùn)構(gòu)成進(jìn)行分析可以看出，中游企業(yè)（包括水、天然氣、石油、煉焦、核燃料、電力供應(yīng)企業(yè)）在工業(yè)行業(yè)利潤(rùn)中的占比逐年降低，1990年~1999年的利潤(rùn)率的平均值為17.52%，2000年~2008年利潤(rùn)率的平均值為8.07%，在2008年虧損達(dá)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(jià)格投入到工業(yè)用途，降低了企業(yè)生產(chǎn)成本，擴(kuò)大了企業(yè)的盈利空間。

（3）金融市場(chǎng)的資金要素價(jià)格扭曲。我國(guó)金融市場(chǎng)發(fā)育不足，主要表現(xiàn)在：一是間接融資占主體；二是資本市場(chǎng)層次不豐富。這導(dǎo)致居民部門金融投資的主要形式為居民儲(chǔ)蓄，同時(shí)由于我國(guó)信貸利率沒有市場(chǎng)化，資金要素價(jià)格扭曲嚴(yán)重，資金要素的收益分配上利于企業(yè)部門。通過對(duì)1992年~2007年現(xiàn)金流量表（實(shí)物）計(jì)算可以發(fā)現(xiàn)，居民部門金融投資占企業(yè)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(yè)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(huán)境污染外部成本沒有內(nèi)部化。由于我國(guó)環(huán)境保護(hù)的相關(guān)法律及管理所是不健全，環(huán)境污染的外部性成本沒有內(nèi)部化，企業(yè)粗放式擴(kuò)張給環(huán)境造成了相當(dāng)嚴(yán)重的破壞，但沒有全部承擔(dān)相應(yīng)的成本。2010年環(huán)境狀況公報(bào)指出：全國(guó)開展酸雨監(jiān)測(cè)的494個(gè)城市(縣)中，出現(xiàn)酸雨的城市占50.4%，酸雨程度嚴(yán)重或較重的城市占21.6%；近岸海域水質(zhì)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(huì)保障制度不完善。我國(guó)正逐步建立覆蓋城鄉(xiāng)的居民的社會(huì)保障體系，到2010年末，全國(guó)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)、基本醫(yī)療保險(xiǎn)、失業(yè)保險(xiǎn)、工傷保險(xiǎn)和生育保險(xiǎn)參保人數(shù)分別達(dá)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(yuǎn)遠(yuǎn)不夠。由于原有的社會(huì)保障體制已經(jīng)打破，個(gè)人的社會(huì)福利以及生老病死等不再由企業(yè)全部承擔(dān)，但是新的社會(huì)保障制度尚不完善，居民在養(yǎng)老、醫(yī)療、失業(yè)、工傷、生育等方面的負(fù)擔(dān)加重，這大大降低了社會(huì)居民的消費(fèi)意愿，加強(qiáng)了儲(chǔ)蓄傾向。

（6）外貿(mào)環(huán)境更加開放。2001年我國(guó)加入了世界貿(mào)易組織WTO，根據(jù)WTO的基本原則，關(guān)稅、貿(mào)易限額等壁壘大幅消除，我國(guó)企業(yè)更加深入的參與到國(guó)際分工，而我國(guó)企業(yè)的比較優(yōu)勢(shì)主要體現(xiàn)在勞動(dòng)力、資源、環(huán)境、資金要素成本低等方面，貿(mào)易環(huán)境的改變使得勞動(dòng)密集型、資源消耗型、環(huán)境污染型等粗放式發(fā)展的產(chǎn)業(yè)向我國(guó)大量轉(zhuǎn)移。

（7）匯率制度導(dǎo)致人民幣匯率相對(duì)貶值。1994年我國(guó)建立起以市場(chǎng)供求關(guān)系為基礎(chǔ)的、單一的有管理的浮動(dòng)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(jī)爆發(fā)后，人民幣兌美元匯率長(zhǎng)期保持在8.3:1左右的水平而未做調(diào)整，匯率制度日漸僵化。2004年以后，隨著我國(guó)外貿(mào)順差迅速擴(kuò)大和外匯儲(chǔ)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(guó)按照“主動(dòng)性、可控性和漸進(jìn)性”原則，實(shí)行參考一籃子貨幣的人民幣匯率形成機(jī)制，此后，人民幣匯率的靈活性大幅增加對(duì)美元匯率整體呈現(xiàn)升值狀態(tài)。到2011年6月，人民幣兌美元匯率升至6.54:1，相對(duì)于匯改前人民幣對(duì)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(shù)2001年7月最高位為121點(diǎn)，2008年3月美元指數(shù)低點(diǎn)為70.68點(diǎn)，貶值幅度為41.59%。至2011年6月美元指數(shù)為72.67，貶值幅度為39.94%。所以人民幣對(duì)于非美元貨幣處于貶值中，這促使我國(guó)出口產(chǎn)品在國(guó)際市場(chǎng)上價(jià)格低廉，增強(qiáng)了出口產(chǎn)品的價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。

2. 三個(gè)作用機(jī)制。

（1）國(guó)民經(jīng)濟(jì)初次分配機(jī)制。我國(guó)人口結(jié)構(gòu)特征（農(nóng)村人口占比高）、資源能源價(jià)格機(jī)制不合理、金融市場(chǎng)發(fā)育不足、環(huán)境污染外部成本沒有內(nèi)部化四個(gè)因素，形成了國(guó)民經(jīng)濟(jì)初次分配向企業(yè)傾斜的內(nèi)在機(jī)制。這一內(nèi)在分配機(jī)制導(dǎo)致以下結(jié)果：一是企業(yè)部門“高利潤(rùn)、高投資”，一方面較大的盈利空間激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行投資，另一方面高盈利為企業(yè)的高投資提供了資金來源，從而形成了企業(yè)部門“高投資――高利潤(rùn)――高投資”的循環(huán)；二是企業(yè)部門高利潤(rùn)帶動(dòng)政府收入較快增長(zhǎng)，由于政府部門的平均消費(fèi)傾向要低于居民部門，2001年~2008年政府部門平均消費(fèi)傾性為0.63，而居民部門平均消費(fèi)傾向?yàn)?.67，這進(jìn)一步加劇了我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)“高投資、高儲(chǔ)蓄”的特征。

（2）居民部門消費(fèi)―儲(chǔ)蓄選擇機(jī)制。我國(guó)撫養(yǎng)比下降的人口特征、社會(huì)保障制度不完善兩個(gè)因素導(dǎo)致社會(huì)居民消費(fèi)-儲(chǔ)蓄選擇時(shí)傾向于儲(chǔ)蓄。（1）撫養(yǎng)比下降意味著人口負(fù)擔(dān)較輕，有較多的經(jīng)濟(jì)剩余可以消費(fèi)和儲(chǔ)蓄。（2）社會(huì)保障制度不完善，導(dǎo)致社會(huì)居民在養(yǎng)老、醫(yī)療等方面負(fù)擔(dān)過重，使社會(huì)居民進(jìn)一步強(qiáng)化儲(chǔ)蓄意愿。兩個(gè)因素通過影響社會(huì)居民消費(fèi)-儲(chǔ)蓄的行為選擇，形成了居民部門“高儲(chǔ)蓄、低消費(fèi)”的行為特征。

（3）外貿(mào)發(fā)展的阻斷機(jī)制。消費(fèi)是投資及生產(chǎn)的目的，投資形成的產(chǎn)出能否在市場(chǎng)實(shí)現(xiàn)或出清，受制于由消費(fèi)決定的市場(chǎng)需求的大小。在相對(duì)封閉的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行環(huán)境中，當(dāng)投資增長(zhǎng)過度超越消費(fèi)增長(zhǎng)導(dǎo)致投資與消費(fèi)失衡時(shí)，就會(huì)引發(fā)產(chǎn)品積壓和價(jià)格調(diào)整，導(dǎo)致投資增長(zhǎng)率下降，從而恢復(fù)消費(fèi)、投資的平衡關(guān)系。而在開放的經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，投資不再僅僅受制于國(guó)內(nèi)的消費(fèi)需求，而是很大程度上取決于世界市場(chǎng)的需求。劉瑞翔等（2011）研究表明，1987年~2007年我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)最終需求的依存結(jié)構(gòu)發(fā)生了本質(zhì)變化， 對(duì)國(guó)內(nèi)消費(fèi)的依存度從1987年57%下降到2007年的35.5%，對(duì)出口的依存度從1987年的11%上升到2007年的32%。加入了世界貿(mào)易組織（WTO）以及近年來人民幣相對(duì)于非美元貨幣貶值導(dǎo)致我國(guó)外貿(mào)快速發(fā)展，這阻斷了封閉環(huán)境下消費(fèi)投資平衡恢復(fù)機(jī)制，造成2003年~2010年連續(xù)八年投資占GDP比更是超過40%。

綜上所述，我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展“高投資、低消費(fèi)”的特征，是人口結(jié)構(gòu)、資源能源價(jià)格機(jī)制、金融市場(chǎng)、環(huán)境污染外部成本沒有內(nèi)部化、社會(huì)保障制度、外貿(mào)環(huán)境、匯率制度七個(gè)因素，通過國(guó)民經(jīng)濟(jì)初次分配、居民部門消費(fèi)―儲(chǔ)蓄選擇、外貿(mào)發(fā)展阻斷機(jī)制三個(gè)路徑共同發(fā)揮作用造成的。

三、 轉(zhuǎn)變“高投資、低消費(fèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式”的政策建議

1. 深化四個(gè)方面的經(jīng)濟(jì)體制改革。一是深化資源能源價(jià)格改革。推進(jìn)水、電、成品油、天然氣、土地等資源能源產(chǎn)品的價(jià)格體制改革，使資源能源品價(jià)格能體現(xiàn)其稀缺價(jià)值。二是建立環(huán)境污染外部性內(nèi)部化機(jī)制。建立健全環(huán)境的產(chǎn)權(quán)制度，發(fā)展排放權(quán)交易市場(chǎng)，通過市場(chǎng)競(jìng)價(jià)提高企業(yè)污染環(huán)境的代價(jià)。三是深化金融市場(chǎng)改革。發(fā)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(chǎng)。推進(jìn)利率市場(chǎng)化改革，促進(jìn)金融市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，發(fā)揮利率的資金價(jià)格信號(hào)作用。四是改革匯率制度。逐步實(shí)現(xiàn)人民幣資本項(xiàng)目可兌換，擴(kuò)大人民幣跨境結(jié)算，完善有管理的浮動(dòng)匯率制度，逐步實(shí)現(xiàn)人民幣匯率的市場(chǎng)定價(jià)。

2. 完善社會(huì)保障制度。增加財(cái)政對(duì)社會(huì)保障投入，將資源能源價(jià)格改革中取得經(jīng)濟(jì)租金收入、稅收收入主要用于社會(huì)保障方面，擴(kuò)大社會(huì)保障范圍，提高社會(huì)保障福利水平，建立健全與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相適應(yīng)的廣覆蓋、?；?、分層次、可持續(xù)的社會(huì)保障體系。

3. 積極研究和應(yīng)對(duì)人口結(jié)構(gòu)特征的變化。我國(guó)的人口特征正發(fā)生轉(zhuǎn)變，農(nóng)村向城市轉(zhuǎn)移的適齡勞動(dòng)人口數(shù)量正逐步減少，同時(shí)我國(guó)正向老齡化社會(huì)邁進(jìn)。因此應(yīng)積極研究人口變動(dòng)趨勢(shì)，降低新生兒缺陷發(fā)生率，積極利用老年人力資源，促進(jìn)婦女全面發(fā)展，進(jìn)一步完善計(jì)劃生育政策，促進(jìn)人口長(zhǎng)期均衡發(fā)展。

4. 爭(zhēng)取寬松的外貿(mào)環(huán)境。2008年金融危機(jī)爆發(fā)后，我國(guó)外貿(mào)環(huán)境發(fā)生了顯著的變化，外貿(mào)需求大幅波動(dòng)，貿(mào)易摩擦不斷增多，人民幣持續(xù)升值，這些都在不斷惡化企業(yè)的經(jīng)營(yíng)環(huán)境。我國(guó)應(yīng)該積極爭(zhēng)取寬松的外貿(mào)環(huán)境，擴(kuò)大和深化開放，促進(jìn)對(duì)外投資，發(fā)展區(qū)域貿(mào)易自由區(qū)，為經(jīng)濟(jì)體制改革在時(shí)間和空間上爭(zhēng)取有利的條件，促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和產(chǎn)業(yè)升級(jí)在平穩(wěn)的環(huán)境中進(jìn)行。

5. 保持經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定運(yùn)行，把握經(jīng)濟(jì)體制改革的時(shí)機(jī)。目前我國(guó)外貿(mào)形勢(shì)不樂觀，而經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型要求繼續(xù)深化資源能源、環(huán)境、金融市場(chǎng)、外匯制度、社會(huì)保障等領(lǐng)域的改革，這勢(shì)必對(duì)企業(yè)進(jìn)一步造成經(jīng)營(yíng)壓力。因此需要把握好經(jīng)濟(jì)體制改革的時(shí)機(jī)，要避免外部貿(mào)易環(huán)境惡化和經(jīng)濟(jì)體制深化改革共同疊加造成宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，同時(shí)應(yīng)出臺(tái)與經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型配套的稅收政策、產(chǎn)業(yè)政策，形成產(chǎn)業(yè)升級(jí)、新興產(chǎn)業(yè)等新的投資增長(zhǎng)點(diǎn)，盡可能爭(zhēng)取經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定運(yùn)行。

參考文獻(xiàn)：

1. 吳忠群.中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中消費(fèi)和投資的確定.中國(guó)社會(huì)科學(xué),2002,（3）.

2．程選,羅云毅.消費(fèi)、儲(chǔ)蓄關(guān)系狀態(tài)判別與“三駕馬車”的協(xié)調(diào)拉動(dòng).改革,2008,（8）.

3．姚洋.中國(guó)發(fā)展模式與當(dāng)前經(jīng)濟(jì)危機(jī).重慶工商大學(xué)學(xué)報(bào)（西部論壇）,2009，（7）.

4．龔敏,李文溥.論擴(kuò)大內(nèi)需政策與轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式.東南學(xué)術(shù),2009，（1）.

5．汪同三,蔡躍洲.投資、凈出口拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的深層次原因――從收入分配視角的分析.東北大學(xué)學(xué)報(bào),2007，（1）.

6．邵曉.我國(guó)勞動(dòng)力無限供給時(shí)代有沒有結(jié)束.經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài),2009，（5）.

7．劉瑞翔,安同良.中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力來源與轉(zhuǎn)換展望――基于最終需求角度的分析.經(jīng)濟(jì)研究,2011，（7）.

第3篇：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的特征范文

論文關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu),產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是衡量社會(huì)財(cái)富不斷增加的指標(biāo)，是社會(huì)再生產(chǎn)動(dòng)態(tài)過程的具體體現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)鍵在于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。黑龍江省作為我國(guó)重要的老工業(yè)基地，目前正處在由前一周期的衰退階段向新發(fā)展的創(chuàng)新階段轉(zhuǎn)移的時(shí)期，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中存在的體制性和結(jié)構(gòu)性的矛盾已嚴(yán)重影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度和質(zhì)量。通過經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整優(yōu)化來提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平已成為最為迫切的問題。

一、黑龍江省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的總體態(tài)勢(shì)與特征分析

黑龍江省經(jīng)濟(jì)一直保持較高的增長(zhǎng)速度，1995年黑龍江省GDP達(dá)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(guó)平均GDP增幅為17.3%，黑龍江的平均增幅約為15%，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相對(duì)滯后于全國(guó)平均水平。

表12000-2009年中國(guó)和黑龍江省GDP

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

中 國(guó)

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(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的特征范文

關(guān)鍵詞：國(guó)內(nèi)居民；旅游消費(fèi)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

一、引言

改革開放以來，我國(guó)一直致力于工業(yè)化和市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的建設(shè)，逐步由“短缺經(jīng)濟(jì)”時(shí)代轉(zhuǎn)向“過剩經(jīng)濟(jì)”時(shí)代，隨著居民收入與消費(fèi)水平的不斷提高，消費(fèi)需求成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要制約因素和拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最根本動(dòng)力。特別是進(jìn)入21世紀(jì)以來，消費(fèi)需求對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響逐漸增強(qiáng)。旅游消費(fèi)行為的興起和發(fā)展，是一國(guó)社會(huì)、經(jīng)濟(jì)、文化和居民生活水平達(dá)到一定程度時(shí)的必然產(chǎn)物。

二、旅游消費(fèi)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的理論分析

旅游消費(fèi)是一種高層次的居民消費(fèi)，從宏觀的經(jīng)濟(jì)影響的角度來看，旅游消費(fèi)從屬于居民消費(fèi)，是最終消費(fèi)需求的一部分，所以，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有與一般消費(fèi)相同的拉動(dòng)作用?；诖?，本文以一般消費(fèi)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)理為基礎(chǔ)，結(jié)合旅游消費(fèi)的特點(diǎn)，認(rèn)為國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)主要從兩個(gè)方面影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：一是旅游消費(fèi)總量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，二是旅游消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

旅游消費(fèi)總量主要從三方面影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：一是旅游消費(fèi)作為最終消費(fèi)的一部分，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生直接的拉動(dòng)作用；二是旅游消費(fèi)需求總量的增加導(dǎo)致旅游消費(fèi)品生產(chǎn)的增長(zhǎng)，誘發(fā)旅游業(yè)和相關(guān)行業(yè)增加投資，從而拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；三是旅游消費(fèi)需求總量的增加，帶動(dòng)旅游業(yè)及相關(guān)行業(yè)就業(yè)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

旅游消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)也主要從三個(gè)方面影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：一是旅游消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)影響消費(fèi)總量，進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生拉動(dòng)作用；二是旅游消費(fèi)結(jié)構(gòu)引發(fā)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)，促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨于合理，提高資源配置效率，從而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生積極影響；三是旅游消費(fèi)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)引發(fā)就業(yè)結(jié)構(gòu)的變動(dòng)，使從業(yè)人員從生產(chǎn)率較低的產(chǎn)業(yè)流向生產(chǎn)率較高的產(chǎn)業(yè)，提高整體勞動(dòng)生產(chǎn)率，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

三、國(guó)內(nèi)居民旅游消費(fèi)現(xiàn)狀分析

近年來，隨著人們可自由支配收入的提高，閑暇時(shí)間的增多以及國(guó)家一系列利好政策的出臺(tái)，國(guó)內(nèi)旅游日益興盛。本文將從國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)及旅游消費(fèi)支出情況、國(guó)內(nèi)游客增長(zhǎng)率及旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率情況兩個(gè)方面對(duì)國(guó)內(nèi)居民旅游消費(fèi)的現(xiàn)狀進(jìn)行分析。

（一）2004-2013年國(guó)內(nèi)旅游人數(shù)及旅游消費(fèi)支出情況

從表1中可以看出，除特殊年份以外，城鄉(xiāng)居民國(guó)內(nèi)旅游出游人次、旅游消費(fèi)支出均表現(xiàn)出強(qiáng)勁的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。從國(guó)內(nèi)游客人數(shù)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(zhǎng)12.81%。其中城鎮(zhèn)居民游客人數(shù)從2004年的459百萬人次增加到2013年的2186百萬人次，年均增長(zhǎng)18.93%；農(nóng)村居民游客人數(shù)由2004年的643百萬人次增加到2013年的1076百萬人次，年均增長(zhǎng)5.86%。從旅游總花費(fèi)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(zhǎng)2156.54億。其中城鎮(zhèn)居民旅游總花費(fèi)從2004年的3359.0億元增加到2013年的20692.6億元，平均每年增長(zhǎng)1733.36億；農(nóng)村居民旅游總花費(fèi)由2004年的1351.7億元增加到2013年的5583.5億元，平均每年增長(zhǎng)423.18億。

（二）2004-2013國(guó)內(nèi)游客增長(zhǎng)率及旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率情況

國(guó)內(nèi)游客增長(zhǎng)率和旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率可以根據(jù)表1中的數(shù)據(jù)計(jì)算得出，其計(jì)算公式如下：

某年國(guó)內(nèi)游客增長(zhǎng)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(fèi)增長(zhǎng)率=本年旅游消費(fèi)支出-上年旅游消費(fèi)支出上年旅游消費(fèi)支出×100%（2）

計(jì)算結(jié)果見圖1、圖2所示。

圖1 2004-2013年城鄉(xiāng)居民國(guó)內(nèi)游客增長(zhǎng)率

圖2 2004-2013年城鄉(xiāng)居民國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率

圖1顯示了城鄉(xiāng)居民國(guó)內(nèi)游客增長(zhǎng)率變化情況。從圖1中可以看出，各年的游客增長(zhǎng)率上下波動(dòng)起伏，有的年份城鎮(zhèn)居民與農(nóng)村居民的游客增長(zhǎng)率相差較大。例如2009年城鎮(zhèn)居民國(guó)內(nèi)游客增長(zhǎng)率為28.4%，而農(nóng)村居民國(guó)內(nèi)游客增長(zhǎng)率為-1.0%，相差近30個(gè)百分點(diǎn)；2011年城鎮(zhèn)居民國(guó)內(nèi)游客增長(zhǎng)率為58.4%，而農(nóng)村居民國(guó)內(nèi)游客增長(zhǎng)率為-8.1%，相差近68個(gè)百分點(diǎn)。

圖2顯示了城鄉(xiāng)居民國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率的變化情況。從圖2中可以看出，各年的旅游消費(fèi)增長(zhǎng)率變動(dòng)幅度較大，顯現(xiàn)先升后降的趨勢(shì)，2011年以前整體呈上升趨勢(shì)，2011年以后下降趨勢(shì)非常明顯。其中城鎮(zhèn)居民國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)增長(zhǎng)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(nóng)村居民旅游總花費(fèi)增長(zhǎng)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(guó)內(nèi)居民旅游消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響

從前文旅游消費(fèi)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的理論分析得知，國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)主要從兩個(gè)方面影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，一是旅游消費(fèi)總量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，二是旅游消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。接下來將從這兩個(gè)方面來分析其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。

（一）國(guó)內(nèi)居民旅游消費(fèi)總量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響

國(guó)內(nèi)居民旅游消費(fèi)總量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響有很多衡量指標(biāo)，而這里將從旅游消費(fèi)率和旅游消費(fèi)貢獻(xiàn)率這兩個(gè)指標(biāo)來進(jìn)行分析。

1.旅游消費(fèi)率分析

國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)率是指一定時(shí)期內(nèi)，某國(guó)家或某地區(qū)國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)支出額占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重。它反映該國(guó)家或地區(qū)居民國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)的強(qiáng)度，也反映國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的大小，其計(jì)算公式如下：

國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)率=國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)總支出GDP×100%（3）

例如2008年國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)率=8749.3316751.7×100%=2.8%，其它計(jì)算結(jié)果見表2所示。從表2中可以看出，2004-2013年間我國(guó)城鄉(xiāng)居民旅游消費(fèi)率保持小幅上升態(tài)勢(shì)，波動(dòng)較小。從2004年的2.9%上升到2013年的4.5%，僅上升了1.6個(gè)百分點(diǎn)。

2.旅游消費(fèi)貢獻(xiàn)率分析

旅游消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率是指一定時(shí)期旅游消費(fèi)需求總量的增加量與當(dāng)期GDP增量的比值。它反映旅游消費(fèi)需求增量對(duì)GDP增量的貢獻(xiàn)程度，其計(jì)算公式如下：

國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)貢獻(xiàn)率=旅游消費(fèi)支出增加量GDP增加量×100%（4）

例如2008年國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)貢獻(xiàn)率=8749.3-7770.6316751.7-268019.4×100%=2.0%，其它計(jì)算結(jié)果見表2所示。從表2中可以看出，2004-2013年間我國(guó)居民旅游消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)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(xiàn)率為4.45%，即GDP增長(zhǎng)的4.45%是由國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)引起的，但總體來看，現(xiàn)階段我國(guó)國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)還較小。

（二）國(guó)內(nèi)居民旅游消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響

旅游消費(fèi)結(jié)構(gòu)是指旅游者在旅游消費(fèi)過程中消費(fèi)的相關(guān)消費(fèi)資料的比例關(guān)系。按照旅游消費(fèi)資料用途的不同，可以將旅游消費(fèi)結(jié)構(gòu)劃分為吃、住、行、游、購(gòu)、娛等六個(gè)方面的消費(fèi)需求，而根據(jù)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(fèi)和非基本旅游消費(fèi)，并將餐飲、住宿、交通、景區(qū)游覽歸入基本旅游消費(fèi)，將購(gòu)物、娛樂及其他服務(wù)歸入非基本旅游消費(fèi)。一般而言，非基本旅游消費(fèi)被看作是衡量一地旅游消費(fèi)水平的重要標(biāo)志，其在旅游消費(fèi)中的比重越大，比重提高速度越快，消費(fèi)總量的增加就越快，旅游消費(fèi)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響就會(huì)越大。

1.城鎮(zhèn)居民國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響

從表3中可以看出，2004-2013年間，城鎮(zhèn)居民國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)支出主要集中在餐飲、交通、購(gòu)物這三個(gè)部分，約占總消費(fèi)支出的60%左右。其中，基本旅游消費(fèi)的比重整體呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，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(fèi)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(zhèn)居民國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)結(jié)構(gòu)不太合理，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響在減小。

2.農(nóng)村居民國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響

從表4中可以看出，2004-2013年間，城鎮(zhèn)居民國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)支出主要集中在交通、購(gòu)物這兩個(gè)部分，約占總消費(fèi)支出的50%左右。其中，基本旅游消費(fèi)的比重整體呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，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(fèi)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(nóng)村居民國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)結(jié)構(gòu)不太合理，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響在減小。

城鄉(xiāng)比較來看，農(nóng)村居民非基本消費(fèi)比重高于城鎮(zhèn)居民，這說明農(nóng)村居民旅游消費(fèi)結(jié)構(gòu)要高于城鎮(zhèn)居民。

五、結(jié)論

旅游消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)影響研究是旅游學(xué)界的焦點(diǎn)問題，同時(shí)也是一個(gè)難點(diǎn)問題。本文采用比較分析、統(tǒng)計(jì)分析等定量分析方法，從理論和實(shí)證兩方面對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響進(jìn)行了簡(jiǎn)單的定量研究。理論方面，以一般消費(fèi)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)理為基礎(chǔ)，結(jié)合旅游消費(fèi)的特點(diǎn)，構(gòu)建了國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的理論分析框架。實(shí)證方面，在全面分析我國(guó)城鄉(xiāng)居民國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)現(xiàn)狀的基礎(chǔ)上，依據(jù)理論分析框架，從旅游消費(fèi)總量和旅游消費(fèi)結(jié)構(gòu)兩方面，對(duì)我國(guó)城鄉(xiāng)居民國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響進(jìn)行了較為全面的研究。（作者單位：1.湘潭大學(xué)旅游管理學(xué)院；2，3.武漢檢安石化工程有限公司乙烯維護(hù)分公司）

參考文獻(xiàn)：

[1] 周文麗.城鄉(xiāng)居民國(guó)內(nèi)旅游消費(fèi)特征統(tǒng)計(jì)研究[J].旅游論壇，2011，4（4）：35-42.

[2] 張麗峰，柳彬德.我國(guó)居民旅游消費(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響分析[J].技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2009，28（5）：81-85.

[3] 李一偉，夏林根.國(guó)內(nèi)城鎮(zhèn)居民旅游消費(fèi)結(jié)構(gòu)分析[J].旅游科學(xué)，2004，18（2）：30-32.

[4] 鄭群明.農(nóng)村居民的旅游態(tài)度和出游特征研究[J].旅游科學(xué)，2004，18（2）：9-14.

[5] 顧雅清.農(nóng)村居民旅游特征分析及其市場(chǎng)開發(fā)策略[J].商業(yè)時(shí)代，2009，（3）：102-103.

[6] 王文瑞.我國(guó)農(nóng)村居民國(guó)內(nèi)旅游基本特征分析[J].云南師范大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2009，40（4）：120-124.

第5篇：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的特征范文

經(jīng)濟(jì)波動(dòng)是商業(yè)周期理論研究的主題。商業(yè)周期(Businesscycle)經(jīng)典性的定義是由美國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)研究局創(chuàng)始人Burns和Mitchell(1946)作出的:“商業(yè)周期是指在主要按商業(yè)企業(yè)組織活動(dòng)的國(guó)家的總體經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中看到的一種波動(dòng):一個(gè)由許多經(jīng)濟(jì)活動(dòng)幾乎同時(shí)擴(kuò)張,隨之而來類似的普遍衰退、收縮以及與下一個(gè)周期的擴(kuò)張階段相連的復(fù)蘇所組成。這種周期性變化的順序反復(fù)出現(xiàn),但并不確定發(fā)生的時(shí)間?！边@種表述意味著商業(yè)周期波動(dòng)中存在著經(jīng)濟(jì)變量時(shí)間序列中數(shù)據(jù)的協(xié)動(dòng)性(comovement),即各種經(jīng)濟(jì)活動(dòng)一起上升和下降,表現(xiàn)在宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中的各種產(chǎn)出等經(jīng)濟(jì)變量的同步變動(dòng)。像Mitchell所描述的那樣,Keynes(1936)則對(duì)商業(yè)周期中的另一種現(xiàn)象進(jìn)行了研究,即商業(yè)周期波動(dòng)的差異性(非對(duì)稱性)。更近的研究用一些數(shù)學(xué)工具和時(shí)間序列數(shù)據(jù)對(duì)協(xié)動(dòng)性和差異性進(jìn)行了較為精細(xì)的分析。Stock和Watson(1989,1991,1993,1999)的一系列論文中估計(jì)了一個(gè)線性動(dòng)態(tài)因素模型,發(fā)現(xiàn)了不同宏觀經(jīng)濟(jì)之間的協(xié)動(dòng)關(guān)系。他們使用幾個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)變量時(shí)間序列數(shù)據(jù),抽象出一個(gè)簡(jiǎn)單的不能觀察到的變量,并把這一變量同美國(guó)商業(yè)局的合成指數(shù)比較,發(fā)現(xiàn)了兩者之間驚人的相似,尤其是在商業(yè)周期的時(shí)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(duì)稱性),發(fā)現(xiàn)美國(guó)GNP增長(zhǎng)率趨勢(shì)函數(shù)可用一階Markdv過程在兩種不同狀態(tài)之間的轉(zhuǎn)換來表示,這兩種狀態(tài)反映了商業(yè)周期的動(dòng)態(tài),一種狀態(tài)是正向的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),另一種狀態(tài)是負(fù)向的經(jīng)濟(jì)衰退。Diebold和Rudebusch(1994)研究突出了協(xié)動(dòng)性和差異性(非對(duì)稱性)是商業(yè)周期的重要特征。盡管隨后的學(xué)者進(jìn)行了相關(guān)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(chǎn)業(yè)領(lǐng)域,特別是在第二產(chǎn)業(yè)上。其主要原因是第二、三產(chǎn)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比重大于第一產(chǎn)業(yè),第一產(chǎn)業(yè)即農(nóng)業(yè)對(duì)整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響力相對(duì)較小。對(duì)于現(xiàn)代工業(yè)國(guó)家或發(fā)展中國(guó)家的工業(yè)等省份盡管如此,但是對(duì)于農(nóng)業(yè)大國(guó),特別是農(nóng)業(yè)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(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的協(xié)動(dòng)性和差異性特征考察農(nóng)業(yè)大省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)波動(dòng)之間的關(guān)系,研究農(nóng)業(yè)大省國(guó)民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的波動(dòng)特征及其一般規(guī)律,以便為農(nóng)業(yè)大省國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)更好地發(fā)揮農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)性作用,以及實(shí)施農(nóng)業(yè)大省轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)強(qiáng)省戰(zhàn)略提供參考。

二測(cè)定方法及指標(biāo)

從經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列值分析,經(jīng)濟(jì)波動(dòng)特征表現(xiàn)為兩種狀態(tài):短期特征與長(zhǎng)期特征。短期特征主要是指每一個(gè)經(jīng)濟(jì)周期的波動(dòng)狀態(tài);長(zhǎng)期特征是指超越短期,兩個(gè)或兩個(gè)以上經(jīng)濟(jì)周期的波動(dòng)態(tài)勢(shì)。(一)長(zhǎng)期波動(dòng)測(cè)定分析迄今可用于經(jīng)濟(jì)波動(dòng)長(zhǎng)期特征的測(cè)定方法或模型很多,主要有:薩繆爾森乘數(shù)———加速數(shù)動(dòng)態(tài)模型、卡爾多非線性動(dòng)態(tài)增長(zhǎng)模型、?？怂狗蔷€性乘數(shù)———加速數(shù)動(dòng)態(tài)模型、斯盧茨基和卡萊茨基的隨機(jī)經(jīng)濟(jì)周期模型、混沌理論模型、實(shí)際經(jīng)濟(jì)周期模型等。這些不同的模型來自于不同的經(jīng)濟(jì)思想和經(jīng)濟(jì)理論,其測(cè)定結(jié)果是有差別的,我們?cè)诒疚闹羞x擇了薩繆爾森線性乘數(shù)———加速數(shù)動(dòng)態(tài)模型。這是一個(gè)帶有動(dòng)態(tài)時(shí)滯結(jié)構(gòu)的模型。其中,投資函數(shù)是一個(gè)二階差分方程。乘數(shù)基于邊際消費(fèi)傾向,加速數(shù)基于特定時(shí)期的生產(chǎn)技術(shù)水平。這個(gè)模型的特點(diǎn)是:當(dāng)有一個(gè)初始的外生擾動(dòng)時(shí),在不同的參數(shù)域下,動(dòng)態(tài)系統(tǒng)可以產(chǎn)生增幅的發(fā)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(shù)域內(nèi),經(jīng)濟(jì)體系將呈現(xiàn)持續(xù)性的波動(dòng)趨勢(shì)。(二)短期波動(dòng)測(cè)定分析從發(fā)展和演變的動(dòng)態(tài)過程來看,經(jīng)濟(jì)周期一般可劃分為古典周期和現(xiàn)代周期兩大類。古典周期是指經(jīng)濟(jì)的主要指標(biāo)表現(xiàn)為絕對(duì)下降,即負(fù)增長(zhǎng)趨勢(shì)?，F(xiàn)代周期主要表現(xiàn)為增長(zhǎng)周期,是指經(jīng)濟(jì)的主要指標(biāo)表現(xiàn)為絕對(duì)上升,即正增長(zhǎng)趨勢(shì)。對(duì)于增長(zhǎng)周期可以按兩種方法進(jìn)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(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度的周期波動(dòng),是最基本意義上的增長(zhǎng)周期。在處理方法上,它是把各經(jīng)濟(jì)活動(dòng)水平指標(biāo)的各期數(shù)值同前一期或前若干期的指標(biāo)數(shù)值進(jìn)行對(duì)比所得到的速度指標(biāo)在時(shí)間上的波動(dòng)來描述增長(zhǎng)周期波動(dòng)。離差周期是指各經(jīng)濟(jì)活動(dòng)水平指標(biāo)的數(shù)值對(duì)其特征值的相對(duì)偏離程度在時(shí)間上的周期波動(dòng)。在指標(biāo)的處理方法上,它要求首先消除序列的季節(jié)波動(dòng),然后求出序列在各期的特征值,最后求出其相對(duì)數(shù),并對(duì)所得相對(duì)數(shù)進(jìn)行平滑處理。兩種方法的研究,其結(jié)果是有差別的。本文采用階梯周期分析方法,引進(jìn)以下參數(shù):波動(dòng)幅度、波動(dòng)系數(shù)、波動(dòng)高度、波動(dòng)深度、平均位勢(shì)、擴(kuò)張長(zhǎng)度、收縮長(zhǎng)度。其中波動(dòng)幅度即振幅,是指每個(gè)周期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率上下波動(dòng)的離差,它是反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)穩(wěn)定性的一個(gè)重要指數(shù),振幅越大,說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)越不穩(wěn)定,其分析方法是計(jì)算每個(gè)周期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率波峰與波谷的落差即振幅等于波峰的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率減去波谷的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。波動(dòng)系數(shù)是指國(guó)民經(jīng)濟(jì)實(shí)際增長(zhǎng)率圍繞長(zhǎng)期趨勢(shì)上下波動(dòng)的量值,它是衡量周期波動(dòng)幅度對(duì)歷史增長(zhǎng)趨勢(shì)偏離程度的標(biāo)準(zhǔn)化指標(biāo),波動(dòng)系數(shù)的絕對(duì)值越大,說明實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率偏離長(zhǎng)期趨勢(shì)的程度越大,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)越不穩(wěn)定,反之,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相對(duì)穩(wěn)定。其計(jì)算分式為:,其中,式中!為波動(dòng)系數(shù),y為實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率,y為y的算術(shù)平均值,"為標(biāo)準(zhǔn)差,n為實(shí)際值的樣本數(shù)。波動(dòng)高度即峰位,是指每個(gè)周期內(nèi)波峰的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率,它表明每個(gè)周期經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張的強(qiáng)度。波動(dòng)深度即波谷,是指每個(gè)周期內(nèi)波谷的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率,它表明每個(gè)周期經(jīng)濟(jì)收縮的力度。平均位勢(shì)即波位,是指每個(gè)周期內(nèi)各年度平均的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率,表明每個(gè)周期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的總體水平,其計(jì)算公式為平均位勢(shì),其中xn為報(bào)告期實(shí)際增長(zhǎng)率,x0為基期實(shí)際增長(zhǎng)率,n為報(bào)告期距基期的年數(shù)。擴(kuò)張(或收縮)年度是指每個(gè)周期內(nèi)擴(kuò)張(收縮)期的時(shí)間長(zhǎng)度,它從另一個(gè)角度反映了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的穩(wěn)定性和持續(xù)性。本研究使用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長(zhǎng)率和GDP增長(zhǎng)率等統(tǒng)計(jì)指標(biāo)。

三湖南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)測(cè)定分析

(一)湖南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期波動(dòng)測(cè)定分析

所謂長(zhǎng)期本文指的是改革開放前后兩個(gè)時(shí)期,即1955年至1976年為第一個(gè)長(zhǎng)期,從1977年至2003年為第二個(gè)長(zhǎng)期。根據(jù)薩繆爾森的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)理論,引進(jìn)薩繆爾森乘數(shù)———加速數(shù)動(dòng)態(tài)模型。1)為產(chǎn)品市場(chǎng)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(gòu)買為外生變量。(2)為簡(jiǎn)單的消費(fèi)函數(shù),它表明,本期消費(fèi)是上一期收入的線性函數(shù),其中b表示邊際消費(fèi)傾向。對(duì)于第一個(gè)長(zhǎng)期,根據(jù)湖南統(tǒng)計(jì)年鑒,1955年全省農(nóng)村總消費(fèi)為21.74億元,全省農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出為25.83億元,而76年全省農(nóng)村總消費(fèi)為46.54億元,全省農(nóng)業(yè)總產(chǎn)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(zhǎng)期內(nèi)的農(nóng)村消費(fèi)比重偏小,亦即國(guó)民收入中消費(fèi)小于積累。而對(duì)湖南第二個(gè)長(zhǎng)期,根據(jù)湖南統(tǒng)計(jì)年鑒1977年全省農(nóng)村總消費(fèi)為52.11億元,全省農(nóng)業(yè)總產(chǎn)出為77.59億元,而2003年全省農(nóng)村總消費(fèi)為1067.23億元,全省農(nóng)業(yè)總產(chǎn)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(gè)長(zhǎng)期的農(nóng)村消費(fèi)比重偏大,亦即國(guó)民收入中消費(fèi)大于積累。(3)按加速原理依賴于本期和前期消費(fèi)的改變量,其中V為加速數(shù)。在第一個(gè)長(zhǎng)期,根據(jù)湖南統(tǒng)計(jì)年鑒1955年全省農(nóng)村總投資為0.75億元,而1976年全省農(nóng)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(gè)長(zhǎng)期,根據(jù)湖南統(tǒng)計(jì)年鑒,1977年全省農(nóng)村總投資為7.59億元,2003年全省農(nóng)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(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的加速數(shù)要大于改革開放前農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的加速數(shù),但是,這兩個(gè)系數(shù)均小于1,說明湖南農(nóng)業(yè)收入的增長(zhǎng)用于農(nóng)村凈投資的比例偏小,更多的農(nóng)業(yè)收入被用于其它產(chǎn)業(yè),說明農(nóng)業(yè)大省的農(nóng)業(yè)起著支撐其它產(chǎn)業(yè)發(fā)展的作用。(7)與(11)分別代表著湖南農(nóng)業(yè)在第一個(gè)長(zhǎng)期與第二個(gè)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的總體特征。說明湖南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)在改革開放前后兩個(gè)時(shí)期內(nèi)呈現(xiàn)出單調(diào)遞增并趨向于每一個(gè)時(shí)期的均衡值,表明湖南農(nóng)業(yè)在改革開放前后兩個(gè)時(shí)期主要由于其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)制度的重大變革使得其經(jīng)濟(jì)的“增長(zhǎng)力”迅速增強(qiáng),初始呈現(xiàn)出爆發(fā)性增長(zhǎng)狀態(tài),但隨后隨著該制度的逐步完善,其經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)率又逐步趨弱,因而其“穩(wěn)定性”逐步增強(qiáng)。說明制度創(chuàng)新在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中發(fā)揮著重要的作用。

(二)湖南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)短期波動(dòng)測(cè)定分析

首先根據(jù)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度的高低,持續(xù)時(shí)間的長(zhǎng)短,擴(kuò)張和收縮的轉(zhuǎn)變點(diǎn)等特征,我們對(duì)湖南自1955年至2003年①農(nóng)業(yè)即農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長(zhǎng)率進(jìn)行描述,從而得到湖南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變化的路徑,即農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的基本軌跡。我們按照一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)的經(jīng)濟(jì)周期包括兩個(gè)時(shí)期(收縮與擴(kuò)張時(shí)期),四個(gè)階段(衰退、蕭條、復(fù)蘇和繁榮四個(gè)階段)和兩個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)(經(jīng)濟(jì)由繁榮階段轉(zhuǎn)入衰退階段的關(guān)鍵點(diǎn)和經(jīng)濟(jì)走出蕭條階段開始復(fù)蘇的關(guān)鍵點(diǎn))的基本原則,將湖南農(nóng)業(yè)1955年至2003年的49年間經(jīng)濟(jì)波動(dòng)大致劃分成9輪周期,如表1。以下根據(jù)表1采用階梯周期分析方法,引進(jìn)相關(guān)參數(shù)定量分析湖南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過程中9輪周期的增長(zhǎng)率波動(dòng)狀態(tài)。湖南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)周期性波動(dòng)存在以下特征:第一,湖南農(nóng)業(yè)9輪周期平均波動(dòng)幅度為21.91個(gè)百分點(diǎn),波動(dòng)系數(shù)為1.05,總體呈現(xiàn)為強(qiáng)幅型,它表明每個(gè)周期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)高低起伏劇烈,其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)處于極不穩(wěn)定狀態(tài),說明農(nóng)業(yè)大省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行隨機(jī)因素的影響很大。第二,湖南農(nóng)業(yè)9輪周期波動(dòng)高度平均值為22.09,總體呈現(xiàn)為高峰型,說明每個(gè)周期經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張能力強(qiáng)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(dòng)深度來看,湖南農(nóng)業(yè)所經(jīng)歷的9輪周期,其中前3輪均為古典型,表明其經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的絕對(duì)水平有規(guī)律地出現(xiàn)上升和下降的交替和循環(huán),從第4輪開始,除了第8輪外開始轉(zhuǎn)向增長(zhǎng)型周期,表明其經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的相對(duì)水平有規(guī)律地出現(xiàn)上升與下降的交替和循環(huán)。其中第8輪周期表現(xiàn)為古典型的主要原因由于自然環(huán)境的影響,1998年、1999年湖南連續(xù)發(fā)生特大洪災(zāi)。第四,波動(dòng)的平均位勢(shì)由中位型轉(zhuǎn)向高位型,改革前的4輪周期(1955—1976年)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)率年遞增平均值為6.28%,改革后的5輪周期(1977—2003年)農(nóng)業(yè)增長(zhǎng)率年遞增平均值為11.24%,比改革前上升了4.96個(gè)百分點(diǎn)。這表明,湖南農(nóng)業(yè)在克服“大起大落”中總體增長(zhǎng)水平有了顯著提高。第五,波動(dòng)的擴(kuò)張長(zhǎng)度平均值為2.22年,而收縮年度的平均值為3.33年,擴(kuò)張長(zhǎng)度與收縮長(zhǎng)度之比為0.67總體呈現(xiàn)短擴(kuò)張型,表明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張的持續(xù)性較弱,穩(wěn)定性較差。

四湖南國(guó)民經(jīng)濟(jì)波動(dòng)測(cè)定分析

(一)湖南國(guó)民經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期波動(dòng)測(cè)定分析

首先對(duì)湖南城鄉(xiāng)社會(huì)邊際消費(fèi)傾向和加速數(shù)作實(shí)證分析,根據(jù)湖南統(tǒng)計(jì)年鑒,1955年全省總消費(fèi)為26.74億元,總投資為3.37億元,總產(chǎn)出為49.24億元,而1976年全省總消費(fèi)為67.65億元,總投資為16.84億元,總產(chǎn)出為233.23億元,因此,這一時(shí)期的邊際消費(fèi)傾向b=Vc/Vy=(67.65-26.74)/(233.23-49.24)=0.22,而其加速數(shù)v=VI/VY=(16.84-3.37)/(233.23-49.24)=0.22。由于1977年全省總消費(fèi)為77.66億元,總投資為15.46億元,總產(chǎn)出為256.75億元,而2003年全省總消費(fèi)為2886.03億元,總投資為1557.00億元,總產(chǎn)出為11604.82億元,因此,這一時(shí)期的邊際消費(fèi)傾向b=Vc/Vy=(2886.03-77.66)/(116.4.82-256.72)=0.25,而其加速數(shù)v=VI/VY=(1557.00-15.46)/(11604.82-256.72)=0.14根據(jù)薩繆爾森的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)理論和上述同樣的分析方法得到的結(jié)論是:湖南國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)在改革開放前后兩個(gè)時(shí)期內(nèi)總體均呈現(xiàn)出衰減振動(dòng)并趨向于每一個(gè)時(shí)期的均衡值的特征,表明湖南的國(guó)民經(jīng)濟(jì)在不穩(wěn)定性增長(zhǎng)中逐步走向穩(wěn)定。

(二)湖南國(guó)民經(jīng)濟(jì)短期波動(dòng)測(cè)定分析

首先,采取上述相關(guān)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(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變化的路徑即國(guó)民經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的基本軌跡,如圖2,和湖南國(guó)民經(jīng)濟(jì)從1955年至2003年波動(dòng)的9輪周期,如表3。以下根據(jù)階梯周期分析方法進(jìn)行分析,其結(jié)果由表4給出。對(duì)表4作進(jìn)一步分析,湖南國(guó)民經(jīng)濟(jì)周期性波動(dòng)平均波動(dòng)幅度為20.02個(gè)百分點(diǎn),波動(dòng)系數(shù)平均為0.84個(gè)百分點(diǎn),總體呈現(xiàn)為強(qiáng)幅型;波動(dòng)高度平均值為22.65個(gè)百分點(diǎn),總體呈現(xiàn)為高峰型;從波動(dòng)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(zhǎng)型;波動(dòng)的平均位勢(shì)均處于高位型;波動(dòng)的擴(kuò)張長(zhǎng)度與收縮長(zhǎng)度之比為0.89,總體呈現(xiàn)短擴(kuò)張型。

五湖南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的關(guān)系

(一)湖南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的協(xié)動(dòng)性

第一,從長(zhǎng)期來看,湖南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)波動(dòng)具有相同的發(fā)展趨勢(shì),即均從制度變革的始初的爆發(fā)性增長(zhǎng)逐步趨向穩(wěn)定性增長(zhǎng),呈現(xiàn)出增長(zhǎng)力趨弱,穩(wěn)定性增強(qiáng)的狀態(tài)。其主要原因是由于影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的兩個(gè)最重要的因素即邊際消費(fèi)傾向和加速數(shù),特別是加速數(shù)偏小的制約,使得農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)的潛力不足。說明農(nóng)業(yè)大省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)嚴(yán)重受到投資不足的影響。此外,這兩者的相關(guān)度我們還可以根據(jù)表1和表3的數(shù)據(jù)建立國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率(Y)與農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率(X)之間的線性關(guān)系Y=a+bX模型進(jìn)行分析,建國(guó)以來,湖南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的同步相關(guān)性十分顯著,通過計(jì)算并檢驗(yàn)。兩者的相關(guān)系數(shù)為0.55,說明農(nóng)業(yè)大省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的同步影響十分明顯。其主要原因是由于農(nóng)業(yè)大省長(zhǎng)期以來農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)的組成成分中所占的比重較大,而且即使第二、三產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)降低了農(nóng)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比重成分,但是,由于其中的第二、三產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)對(duì)農(nóng)業(yè)的依存度較高,農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)一方面直接沖擊著增長(zhǎng)中的國(guó)民經(jīng)濟(jì),同時(shí)通過農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)對(duì)第二、三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)的直接沖擊而又一次間接沖擊著增長(zhǎng)中的國(guó)民經(jīng)濟(jì)。第二,從短期來看,兩者的周期性波動(dòng)非常明顯,兩者的波動(dòng)周期基本同步,尤其改革開放以來,即1977年以來其波動(dòng)周期完全一致。兩者的波動(dòng)高度非常接近,兩者都是由古典型周期轉(zhuǎn)向增長(zhǎng)型周期的發(fā)展過程。兩者的波動(dòng)幅度都存在改革開放后比改革開放前有所減緩的趨勢(shì),而且這種趨勢(shì)在隨后表現(xiàn)得越來越明顯。說明各種因素對(duì)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和國(guó)民經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響程度有所降低,農(nóng)業(yè)大省的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行逐步走向平穩(wěn)狀態(tài)。其原因主要是由于市場(chǎng)機(jī)制的逐步完善和政府政策及其調(diào)控的有效性不斷增強(qiáng),以及依靠科技力量而克服自然因素的負(fù)面沖擊的能力不斷提升,使得各種影響農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和第二、三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的因素逐步走向趨同,從而引致農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)和國(guó)民經(jīng)濟(jì)從初始的不穩(wěn)定狀態(tài)逐步趨向穩(wěn)定狀態(tài)。

(二)湖南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的差異性

第一,從長(zhǎng)期來看,雖然湖南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與國(guó)民經(jīng)濟(jì)波動(dòng)具有相同的發(fā)展趨勢(shì),但從其波動(dòng)過程來看,存在著不同的特征。農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)總體上表現(xiàn)出長(zhǎng)期較穩(wěn)定增長(zhǎng)的狀態(tài),而國(guó)民經(jīng)濟(jì)總體上表現(xiàn)出長(zhǎng)期較不穩(wěn)定增長(zhǎng)的狀態(tài)。這種特征主要是受到了國(guó)民經(jīng)濟(jì)的其它構(gòu)成成分,即第二、三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)不斷增長(zhǎng)的沖擊。第二,從短期來看,農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的絕對(duì)波動(dòng)幅度和相對(duì)波動(dòng)幅度(即波動(dòng)系數(shù))均比整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的對(duì)應(yīng)值高,說明農(nóng)業(yè)大省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的穩(wěn)定性明顯低于國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的穩(wěn)定性,一方面表明農(nóng)業(yè)大省的農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率除了同樣受到制度或政策以及科技進(jìn)步的影響外,同時(shí)更重要的是受到來自氣候條件等自然因素的沖擊,導(dǎo)致農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)性高于國(guó)民經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)性。另一方面表明農(nóng)業(yè)大省國(guó)民經(jīng)濟(jì)的其它構(gòu)成成份,主要是指第二,三產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)起到了平緩或者說燙平國(guó)民經(jīng)濟(jì)周期性波動(dòng)幅度的積極作用。此外,農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的平均位勢(shì)為9.35個(gè)百分點(diǎn),較整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的平均位勢(shì)11.65個(gè)百分點(diǎn)低2.3個(gè)百分點(diǎn),說明農(nóng)業(yè)大省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比重有逐步下降的趨勢(shì),國(guó)民經(jīng)濟(jì)在克服主要由于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)引致的“大起大落”中總體增長(zhǎng)水平有明顯提高的趨勢(shì)。

六結(jié)論

湖南作為農(nóng)業(yè)大省,對(duì)農(nóng)業(yè)問題十分重視,始終強(qiáng)調(diào)必須穩(wěn)定農(nóng)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的基礎(chǔ)地位。然而,建國(guó)以來,農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)地位的脆弱性卻沒有得到徹底改觀,很長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi),農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的整體波動(dòng)起到了引致和助推作用。雖然隨著農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的比重不斷下降,這種引致和助推作用有所減弱,但對(duì)于一個(gè)農(nóng)業(yè)大省來說,這種影響依然存在,并將持續(xù)較長(zhǎng)的時(shí)間。因此,我們認(rèn)為:

1.建立系統(tǒng)的國(guó)民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行監(jiān)測(cè)預(yù)警體系,加強(qiáng)對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)波動(dòng)狀態(tài)的預(yù)測(cè),及時(shí)了解和準(zhǔn)確掌握影響國(guó)民經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的各種內(nèi)外因素,特別是各時(shí)期經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的消費(fèi)、投資、價(jià)格、貨幣及其外貿(mào)等影響經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的內(nèi)生因素的變化規(guī)律及其內(nèi)在聯(lián)系。加強(qiáng)農(nóng)業(yè)大省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的長(zhǎng)期波動(dòng)趨勢(shì)與短期波動(dòng)趨勢(shì)的分析和研究,利用經(jīng)濟(jì)波動(dòng)不同階段的特點(diǎn),順應(yīng)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)規(guī)律制定相應(yīng)的對(duì)策,積極有效地實(shí)施對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)趨勢(shì)的調(diào)控,防止由于各種因素的隨機(jī)變化而產(chǎn)生的對(duì)農(nóng)業(yè)大省整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的沖擊。

2.繼續(xù)重視和加強(qiáng)農(nóng)業(yè)的基礎(chǔ)地位。農(nóng)業(yè)穩(wěn)定是農(nóng)業(yè)大省整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的基礎(chǔ),農(nóng)業(yè)的增長(zhǎng)制約著第二、第三產(chǎn)業(yè)的增長(zhǎng)。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和城市化進(jìn)程的加快,第一產(chǎn)業(yè)比重的下降是必然的,但這種趨勢(shì)是相對(duì)的,有條件的,必須以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高為前提。因此,加強(qiáng)農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),提高防御自然災(zāi)害的能力;改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件,提高農(nóng)業(yè)的現(xiàn)代化水平;充分有效的調(diào)動(dòng)農(nóng)民的生產(chǎn)積極性,調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效益;以確保農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定增長(zhǎng)。

第6篇：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的特征范文

關(guān)鍵詞：R&D投入；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；面板數(shù)據(jù)；協(xié)整分析

一、引言

R&D（Research and Development）指在科學(xué)技術(shù)領(lǐng)域，為增加知識(shí)總量以及運(yùn)用這些知識(shí)去創(chuàng)造新的應(yīng)用而進(jìn)行的系統(tǒng)的、創(chuàng)造性的活動(dòng)，包括基礎(chǔ)研究、應(yīng)用研究、試驗(yàn)發(fā)展三類活動(dòng)。R&D投入對(duì)一個(gè)國(guó)家、一個(gè)地區(qū)甚至一個(gè)企業(yè)發(fā)展都具有非常重要的意義。早在20 世紀(jì)40 年代，Solow就指出實(shí)物資本積累的變動(dòng)不能很好地解釋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，只有技術(shù)進(jìn)步才能促進(jìn)人均產(chǎn)出的持久性增長(zhǎng)。國(guó)際上通常采用R&D活動(dòng)的規(guī)模和強(qiáng)度指標(biāo)反映一國(guó)的科技實(shí)力和核心競(jìng)爭(zhēng)力。

國(guó)內(nèi)外很多學(xué)者對(duì)R&D投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了分析與實(shí)證研究。Griliches通過構(gòu)建R&D 對(duì)生產(chǎn)力增長(zhǎng)的模型，從公司、產(chǎn)業(yè)等不同層次測(cè)度了R&D對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，發(fā)現(xiàn)R&D投入對(duì)生產(chǎn)率的提高有顯著的促進(jìn)作用。Aghion et al.提出了基于R&D 的內(nèi)生增長(zhǎng)模型，發(fā)現(xiàn)R&D投入水平的提高將加快經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Romer 從知識(shí)積累性角度將技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)內(nèi)生化，但忽略了人力資本積累對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。Lucas強(qiáng)調(diào)人力資本對(duì)技術(shù)內(nèi)生化及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，但又忽視了R&D 資本對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的作用。趙喜倉(cāng)、陳海波運(yùn)用因子分析法對(duì)我國(guó)R&D的區(qū)域發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響進(jìn)行了評(píng)價(jià)，得出我國(guó)R&D在投入產(chǎn)出水平和配置效率上，均和區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)設(shè)施水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等呈現(xiàn)出趨同性，東西部地區(qū)R&D的投入和經(jīng)濟(jì)發(fā)展表現(xiàn)出不平衡性。施曉江、顧宇婷提出創(chuàng)新是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)至關(guān)重要的因素，可中國(guó)的R&D 投入確實(shí)太低，技術(shù)創(chuàng)新的貢獻(xiàn)尚顯不足，GDP 對(duì)R&D 所起的激勵(lì)作用也非常有限，必須充分利用發(fā)達(dá)國(guó)家R&D 投入的溢出效應(yīng)。吳林海、杜文獻(xiàn)通過對(duì)R&D 投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的時(shí)間序列變量進(jìn)行協(xié)整分析和因果關(guān)系檢驗(yàn)，進(jìn)一步通過誤差修正模型，揭示了我國(guó)R&D投入與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。

雖然學(xué)者們對(duì)這個(gè)問題進(jìn)行了大量的研究，但是現(xiàn)有的研究大都集中在時(shí)間序列的分析上，并且沒有考慮區(qū)域差異的特征。個(gè)別學(xué)者盡量使用了面板數(shù)據(jù)，但他們并沒有說明所建模型的正確性。本文根據(jù)我國(guó)30個(gè)省、區(qū)、自治市（不包含自治區(qū)）2000—2011年有關(guān)R&D投入和GDP 的面板數(shù)據(jù)資料，在進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)和面板協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，分別建立GDP與R&D經(jīng)費(fèi)投入、GDP與R&D人員投入的長(zhǎng)期均衡模型和誤差修正模型， 分析R&D投入對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期影響。

二、模型的設(shè)定與檢驗(yàn)

1. 模型選擇及數(shù)據(jù)來源

我國(guó)幅員遼闊，各地經(jīng)濟(jì)、技術(shù)、文化、地理風(fēng)貌等差異巨大，R&D投入水平也不盡相同，因此，各地區(qū)R&D投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響表現(xiàn)出顯著的差異性。為了分析R&D投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，我們采用面板數(shù)據(jù)模型。分別選擇R&D兩大投入要素R&D 經(jīng)費(fèi)支出RDH（億元）、R&D人員全時(shí)當(dāng)量RDE（萬人年）作為衡量R&D投入水平（R）的指標(biāo)，衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP（億元）。本文的數(shù)據(jù)來自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站上的專題統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中的《大中型工業(yè)企業(yè)自主創(chuàng)新統(tǒng)計(jì)資料》。為了消除異方差的影響，對(duì)變量分別取對(duì)數(shù)，面板據(jù)模型的解析表達(dá)式為：

的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2. 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)

面板單位根檢驗(yàn)方法有別于時(shí)間序列數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)。通常有5 種檢驗(yàn)方法，其中， LLC檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)、Hadri檢驗(yàn)是含有相同單位根的檢驗(yàn)方法，IPS 檢驗(yàn)和Fisher-ADF檢驗(yàn)是含有不同單位根的檢驗(yàn)方法；LLC檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)、IPS 檢驗(yàn)和Fisher-ADF檢驗(yàn)的原假設(shè)均為含有單位根；Hadri 檢驗(yàn)原假設(shè)為不含有單位根。運(yùn)用Eviews6.0 分別對(duì)面板數(shù)據(jù)lnGDP、lnRDH和lnRDE進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下表1：

由檢驗(yàn)可知序列l(wèi)nRDE和lnRDH是平穩(wěn)的，而序列LNGDP是不平穩(wěn)的。

再分別對(duì)面板數(shù)據(jù)lnGDP、lnRDH 和lnRDE的一階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下表2：

由檢驗(yàn)可知序列l(wèi)nGDP、lnRDH和lnRDE的一階差分都是平穩(wěn)的。

在對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)之前分別檢驗(yàn)lnGDP與lnRDH、lnGDP與lnRDE 的協(xié)整關(guān)系，避免出現(xiàn)偽回歸。本文采用得到廣泛應(yīng)用的Pedroni 面板協(xié)整檢驗(yàn)方法。Pedroni在回歸殘差的基礎(chǔ)上構(gòu)造了7個(gè)檢驗(yàn)面板協(xié)整的統(tǒng)計(jì)量，其中4個(gè)是用聯(lián)合組內(nèi)尺度描述即Panel v-Statistic、Panel rho-Statistic、Panel PP-Statistic、Panel ADF-Statistic，另外3個(gè)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(xié)整檢驗(yàn)中，7個(gè)檢驗(yàn)面板協(xié)整的統(tǒng)計(jì)量中只有2個(gè)統(tǒng)計(jì)量Panel v-Statistic和Group rho-Statistic沒有通過檢驗(yàn)，在序列LNGDP與LNRDH的協(xié)整檢驗(yàn)中，7個(gè)檢驗(yàn)面板協(xié)整的統(tǒng)計(jì)量中只有1個(gè)統(tǒng)計(jì)量Group ADF-Statistic沒有通過檢驗(yàn)，表明序列LNGDP與LNRDE、LNGDP與LNRDH存在協(xié)整關(guān)系。具體結(jié)果如下表3：

Pedroni認(rèn)為，當(dāng)樣本期相對(duì)較長(zhǎng)時(shí)（如T>100），7個(gè)統(tǒng)計(jì)量的偏誤都較小而且效能也很高；當(dāng)樣本期較短時(shí)（如T≤20），Panel v-Statistic和GroupPP-Statistic統(tǒng)計(jì)量的效能較差，只有Panel ADF-statistic統(tǒng)計(jì)量和Group DF-statistic統(tǒng)計(jì)量有最好的效能，由于本文實(shí)證研究時(shí)間跨度為2000—2011年（T=10），故本文主要依據(jù)Panel ADF-Statistic統(tǒng)計(jì)量和Group ADF-Statistic統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果，其余5個(gè)統(tǒng)計(jì)量?jī)H作為參考。根據(jù)以上說明得出結(jié)論，lnGDP與lnRDH之間、lnGDP與lnRDE存在協(xié)整關(guān)系，R&D經(jīng)費(fèi)投入和R&D人員投入分別與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，即模型（1）的設(shè)定是正確的。

三、R&D投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果檢驗(yàn)

面板模型共包括三種情形，既無個(gè)體影響又無結(jié)構(gòu)變化的混合模型、有個(gè)體影響但無結(jié)構(gòu)變化的變截距模型和既有個(gè)體影響又有結(jié)構(gòu)變化的變系數(shù)模型。一般使用協(xié)方差分析檢驗(yàn)判斷模型形式（李子奈，葉阿忠，2000）。根據(jù)2000—2011 年全國(guó)除之外的其他30個(gè)省份的lnGDP、lnRDH和lnRDE的面板數(shù)據(jù)，使用Eviews6.0 估計(jì)及檢驗(yàn)，把所有的面板數(shù)據(jù)代入各種模型中進(jìn)行檢驗(yàn)。

根據(jù)檢驗(yàn)的結(jié)果確定lnGDP與lnRDH之間、lnGDP與lnRDE之間應(yīng)建立個(gè)體時(shí)刻固定效應(yīng)模型，它是最優(yōu)的模型。

對(duì)lnGDP與lnRDE這兩個(gè)面板數(shù)據(jù)模型的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。計(jì)量模型為：

對(duì)lnGDP與lnRDH這個(gè)面板數(shù)據(jù)模型的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。

模型為：

由R2和F的值可知，模型（2）和（3）擬合優(yōu)度很高且總體線性關(guān)系顯著。D.W.接近2說明模型不存在自相關(guān)。各地區(qū)lnRDH的系數(shù)均能通過t檢驗(yàn)，表明R&D經(jīng)費(fèi)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響顯著。模型（2）和（3）中截距項(xiàng)是效率參數(shù)，其值越大，表明投入要素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用越大，它代表的實(shí)際上是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中不能被R&D經(jīng)費(fèi)投入所解釋的部分。進(jìn)行綜合分析可知，從R&D投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的整體水平看，全國(guó)R&D人員投入的彈性系數(shù)平均水平為0.049，R&D經(jīng)費(fèi)投入的彈性系數(shù)的平均水平為0.056，由此可見R&D投入對(duì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展的確存在著重要作用。R&D經(jīng)費(fèi)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響大于R&D人員投入的影響。

對(duì)R&D經(jīng)費(fèi)投入和R&D人員投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響進(jìn)行綜合考慮后發(fā)現(xiàn)，北京、四川、廣東呈現(xiàn)雙高特征，寧夏、新疆則呈現(xiàn)雙低特征，其他省份則表現(xiàn)為R&D經(jīng)費(fèi)投入和R&D人員投入的彈性系數(shù)此高彼低的特點(diǎn)。R&D 投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響雙低的省份屬于西部經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)。

四、結(jié)論

1. 我國(guó)各省、市、自治區(qū)R&D經(jīng)費(fèi)投入和R&D人員投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，R&D經(jīng)費(fèi)投入和R&D人員投入的增加能夠推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)的增長(zhǎng)。所以，制定有關(guān)經(jīng)濟(jì)與科技發(fā)展政策時(shí)，必須充分考慮R&D投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的互動(dòng)關(guān)系。在增加R&D經(jīng)費(fèi)投入和R&D人員投入的同時(shí)，保持合理的R&D 投入結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)R&D資源的優(yōu)化配置，提高對(duì)科技基礎(chǔ)資源和科技人力資源的有效利用。要進(jìn)一步推動(dòng)科研成果的轉(zhuǎn)化，組建產(chǎn)學(xué)研聯(lián)盟，避免科研目標(biāo)不明、產(chǎn)學(xué)研脫節(jié)的現(xiàn)象，使R&D 投入的增加能更有效地促進(jìn)GDP 的增長(zhǎng)。

2. 從總體上看，我國(guó)各地R&D經(jīng)費(fèi)投入的產(chǎn)出彈性大于R&D人員經(jīng)費(fèi)投入的產(chǎn)出彈性，即我國(guó)各省、市、自治區(qū)R&D 經(jīng)費(fèi)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度高于R&D人員投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度。因此， 各地區(qū)在加大R&D人員投入力度的同時(shí)也應(yīng)該注重R&D經(jīng)費(fèi)投入數(shù)量和規(guī)模提升。一方面要采取各種措施引進(jìn)與培養(yǎng)高素質(zhì)的R&D 人才，提高其占從業(yè)人員的比例；另一方面要進(jìn)行體制創(chuàng)新，建立和完善各種激勵(lì)機(jī)制，最大限度地激發(fā)R&D 人才的創(chuàng)新激情和潛能。

參考文獻(xiàn)：

[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.中國(guó)R&D投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的回歸分析[J].科技管理研究，2009，（5）.

[7] 施曉江，顧宇婷. R&D 投入與GDP 增長(zhǎng)的關(guān)系檢驗(yàn)及思考[J ] . 中國(guó)青年科技，2007 ， （152）.

[8]李子奈，葉阿忠. 高等計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M]. 北京：清華大學(xué)出版社，2000.

[9]孫敬水，岳牡娟. 我國(guó)R&D 投入與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)證研究——基于Panel Data 模型分析[J]. 科技管理研究，2009，（7）.

第7篇：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的特征范文

【關(guān)鍵詞】金融結(jié)構(gòu)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；VAR模型

一、引言

金融發(fā)展理論表明，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)密切相關(guān)，而金融發(fā)展實(shí)際上就是金融結(jié)構(gòu)的變化。一個(gè)發(fā)達(dá)的金融系統(tǒng)可以減少信息和交易成本，分擔(dān)和管理風(fēng)險(xiǎn)，這對(duì)于儲(chǔ)蓄、投資決策和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是至關(guān)重要的。而不同的金融體系結(jié)構(gòu)、金融工具結(jié)構(gòu)、金融市場(chǎng)結(jié)構(gòu)和金融機(jī)構(gòu)結(jié)構(gòu)等，對(duì)于信息、交易成本和風(fēng)險(xiǎn)的影響是不同的。因此，研究金融對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，必須從金融結(jié)構(gòu)入手。對(duì)金融結(jié)構(gòu)的研究始于20世紀(jì)50年代，其內(nèi)涵至今國(guó)內(nèi)外學(xué)者也沒有達(dá)成共識(shí)。理論界有較大影響的觀點(diǎn)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(jié)構(gòu)的概念，他認(rèn)為金融結(jié)構(gòu)是一國(guó)現(xiàn)存的金融工具和金融機(jī)構(gòu)之和，金融發(fā)展的實(shí)質(zhì)是金融結(jié)構(gòu)的變化，研究金融發(fā)展就是研究金融結(jié)構(gòu)的變化過程和趨勢(shì)。在他那本《金融結(jié)構(gòu)與金融發(fā)展》一書中，他認(rèn)為金融系統(tǒng)的結(jié)構(gòu)特征主要表現(xiàn)為這樣一些特征：金融資產(chǎn)的總量和實(shí)物資產(chǎn)之間的比例關(guān)系，這種關(guān)系被稱為金融相關(guān)率；各經(jīng)濟(jì)部門的金融資產(chǎn)與負(fù)責(zé)總量及其在不同種類的金融工具上的分布；金融機(jī)構(gòu)和非金融經(jīng)濟(jì)部門所持有的的金融資產(chǎn)和負(fù)責(zé)之間的關(guān)系；各種不同金融機(jī)構(gòu)的金融資產(chǎn)和負(fù)責(zé)的比例關(guān)系，以及這些資產(chǎn)和負(fù)責(zé)所采取的金融工具的形式等等。二是近年來學(xué)術(shù)界流行的所謂“兩分法”，即著眼于一國(guó)企業(yè)的外源融資——通過金融市場(chǎng)或金融中介融資角度劃分的不同國(guó)家的金融結(jié)構(gòu)，即銀行主導(dǎo)型金融結(jié)構(gòu)（以德國(guó)、法國(guó)、日本為代表）和市場(chǎng)主導(dǎo)型金融結(jié)構(gòu)（以美國(guó)、英國(guó)為代表）。逐漸引入和傳播，中國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)者也開始研究金融與經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系。在理論上主要以雷蒙德·W·戈德史密斯的金融結(jié)構(gòu)觀為依據(jù)，可分為兩大類:一類只是定性化研究中國(guó)的金融機(jī)制與結(jié)構(gòu)；另一類則主要從金融資產(chǎn)的角度定量地研究和分析中國(guó)的金融結(jié)構(gòu)特征。中國(guó)學(xué)者對(duì)金融結(jié)構(gòu)的理解和解釋更是眾說紛紜。如王維安（2000）從西方金融發(fā)展理論出發(fā)，得出衡量一國(guó)金融結(jié)構(gòu)的六大指標(biāo)。李量（2001）把反映一定時(shí)期各種金融工具、金融市場(chǎng)和金融機(jī)構(gòu)的形式、內(nèi)容、相對(duì)規(guī)模和比例理解為一國(guó)的金融結(jié)構(gòu)，并指出一定的金融結(jié)構(gòu)反映一定的金融功能及效率，也反映了一個(gè)經(jīng)濟(jì)的金融體系的特征。王廣謙（2002）則以金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)為切入點(diǎn)，采用分層次的結(jié)構(gòu)比率分析法來考察中國(guó)金融結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀與變化。李?。?003）從多角度對(duì)金融結(jié)構(gòu)進(jìn)行了研究，認(rèn)為金融結(jié)構(gòu)是指構(gòu)成金融總體的各個(gè)組成部分的分布、存在、相對(duì)規(guī)模、相互關(guān)系與配合的狀態(tài)，并認(rèn)為金融結(jié)構(gòu)由構(gòu)成金融各業(yè)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、金融市場(chǎng)結(jié)構(gòu)、融資結(jié)構(gòu)、金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、金融開放結(jié)構(gòu)等組成。林毅夫（2009）認(rèn)為，金融結(jié)構(gòu)是金融體系內(nèi)部各種不同的金融制度安排的比例和相對(duì)構(gòu)成。金融結(jié)構(gòu)可以從不同的角度來考察，從金融活動(dòng)是否需要通過金融中介，可以考察金融市場(chǎng)與金融中介的比例構(gòu)成；從金融交易的期限長(zhǎng)短，可以將金融體系分為貨幣市場(chǎng)與資本市場(chǎng)；從金融活動(dòng)是否受到政府金融監(jiān)管部門的監(jiān)管，可以分為正規(guī)金融和非正規(guī)金融。就銀行本身，可以分為銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度和不同規(guī)模的銀行分布。白欽先（2003）認(rèn)為金融結(jié)構(gòu)是金融相關(guān)要素的組成、相互關(guān)系及其量的比例，并提出金融傾斜的概念?？疾旖鹑诮Y(jié)構(gòu)的表現(xiàn)形態(tài)可以從多方面進(jìn)行如產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、金融市場(chǎng)結(jié)構(gòu)、融資結(jié)構(gòu)、金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、金融開放結(jié)構(gòu)等。在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和金融結(jié)構(gòu)關(guān)系方面：易憲容，黃少軍（2004）從銀行觀，市場(chǎng)觀，法制觀，功能觀闡述了不同金融結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響；喻平（2005）從金融創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系出發(fā)，探討金融總量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)態(tài)演進(jìn)過程。

二、金融結(jié)構(gòu)特征

根據(jù)世界各國(guó)關(guān)于金融結(jié)構(gòu)的分析，把金融結(jié)構(gòu)分為市場(chǎng)主導(dǎo)型和銀行主導(dǎo)型，我國(guó)現(xiàn)在是銀行主導(dǎo)模式。這主要由于我國(guó)的市場(chǎng)證券化程度不高，多數(shù)企業(yè)不能直接從資本市場(chǎng)上融資。

1.從金融機(jī)構(gòu)的資產(chǎn)和負(fù)責(zé)結(jié)構(gòu)來看：銀行主導(dǎo)型相對(duì)于市場(chǎng)主導(dǎo)型的第一個(gè)基本特是：在全部金融機(jī)構(gòu)中，銀行的資產(chǎn)負(fù)責(zé)所占的比重非常大；而在市場(chǎng)導(dǎo)向結(jié)構(gòu)中，非銀行金融機(jī)構(gòu)的份額要大得多。第二個(gè)特征是：對(duì)于前者，貸款是金融機(jī)構(gòu)的最主要的金融資產(chǎn)。

2.從金融工具的規(guī)模和結(jié)構(gòu)來看：銀行主導(dǎo)型和市場(chǎng)主導(dǎo)型的差別在銀行貸款規(guī)模，股票市值和發(fā)行結(jié)構(gòu)，債券市值和發(fā)行結(jié)構(gòu)等幾個(gè)方面。

3.從居民的金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)方面來看：銀行主導(dǎo)型和市場(chǎng)主導(dǎo)型的差別在于：對(duì)于前者，居民資產(chǎn)組合中最重要的部分就是現(xiàn)金和存款；后者對(duì)股票和其他股權(quán)，債券占有很高的比重。

4.從非金融公司的融資結(jié)構(gòu)和股權(quán)結(jié)構(gòu)來看；市場(chǎng)主導(dǎo)型和銀行主導(dǎo)型的差別在于：第一，前者的股權(quán)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(yuǎn)遠(yuǎn)多于公開發(fā)行的債券。

三、我國(guó)金融結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來源

1.解釋變量和被解釋變量。為了解釋中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、金融發(fā)展及其結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，我們分別選取GDP與JRXG、JRJG，JJJG四個(gè)指標(biāo)，通過運(yùn)用格蘭杰因果關(guān)系的檢驗(yàn)，得出影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要變量，剔除不顯著變量后運(yùn)用回歸分析方法及VAR模型以反映其對(duì)GDP作用的大小程度。四個(gè)指標(biāo)的取值時(shí)間跨度為13年（1995-2007）。

2.衡量指標(biāo)定義。金融相關(guān)比率=金融資產(chǎn)總值/GDP，金融結(jié)構(gòu)指標(biāo)=(金融資產(chǎn)總值-各項(xiàng)存款-各項(xiàng)貸款)/金融總資產(chǎn)，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)指標(biāo)=(第二產(chǎn)業(yè)增加值+第三產(chǎn)業(yè)增加值)/GDP。GDP為相關(guān)各年度實(shí)際值。所有的數(shù)據(jù)來源于1996-2008年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒。

（二）各個(gè)變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在Eviews5.0中提供數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)的方法有很多種如：圖示法，主要是趨勢(shì)圖和散點(diǎn)圖；單位根檢驗(yàn)主要是DF檢驗(yàn)和ADF檢驗(yàn)等。本文運(yùn)用ADF單位根檢驗(yàn)法檢驗(yàn)各個(gè)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，各個(gè)變量選擇都選擇具有常數(shù)項(xiàng)，滯后期為一期，序列為原來序列水平，檢驗(yàn)結(jié)果如下表-1所示。在表-1中各個(gè)變量的ADF統(tǒng)計(jì)值的絕對(duì)值小于在1%顯著水平下的臨界值，說明各個(gè)變量不是平穩(wěn)序列，需要對(duì)原序列進(jìn)行差分運(yùn)算，使得各個(gè)變量為平穩(wěn)序列。對(duì)各個(gè)變量差分后檢驗(yàn)其平穩(wěn)性，各個(gè)變量都是平穩(wěn)的。 　從表-1中看到，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融結(jié)構(gòu)是正相關(guān)，與金融相關(guān)率和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)的關(guān)系。說明影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的四個(gè)因素中，金融結(jié)構(gòu)是起主要作用。且金融結(jié)構(gòu)和金融相關(guān)在1%的顯著水平下高度相關(guān)，說明二者有很強(qiáng)的關(guān)系。

根據(jù)表-3結(jié)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(rèn)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(shí)證分析

根據(jù)上表的因果關(guān)系建立DGDP和DJRXG，DJRJG的回歸模型，闡釋這兩個(gè)變量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度。其中建立一個(gè)DGDP和DJRJG的VAR模型，考察兩者的短期影響關(guān)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(gè)平穩(wěn)序列在不知道內(nèi)生與否的情況下，通過二者的因果關(guān)系聯(lián)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(gè)模型的輸出結(jié)果來看，模型一顯示了金融結(jié)構(gòu)，金融相關(guān)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度，金融結(jié)構(gòu)的系數(shù)值大于金融相關(guān)的系數(shù)，由系數(shù)符合顯示了二者同經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)性，與前面所做結(jié)論一致。由系數(shù)的大小知道，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要是金融結(jié)構(gòu)與金融相關(guān)的正抵消效應(yīng)而導(dǎo)致的。說明在二者的相互作用下，經(jīng)濟(jì)呈正增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。

模型二顯示了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和金融結(jié)構(gòu)與自身滯后期的關(guān)系，①中顯示了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與自身滯后一期和金融結(jié)構(gòu)滯后一期正相關(guān)，滯后二期負(fù)相關(guān)。說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受自身和金融結(jié)構(gòu)前期的影響，模型擬合度很高，說明效果很好符合標(biāo)準(zhǔn)。②中顯示了金融結(jié)構(gòu)與自身滯后期和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的滯后期關(guān)系，由系數(shù)知經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和金融結(jié)構(gòu)滯后期對(duì)金融結(jié)構(gòu)的影響不顯著，模型的擬合優(yōu)度一般，說明金融結(jié)構(gòu)受自身和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響很小。

四、結(jié)論及建議

本文基于金融結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證研究，運(yùn)用線性回歸計(jì)量方法和VAR模型，考察二者的關(guān)系程度，得出金融結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有很大的影響，而且經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不僅受金融結(jié)構(gòu)的影響，而且還首自身前期和金融結(jié)構(gòu)前期的影響，說明二者存在短期的影響關(guān)系。因此，根據(jù)本文的結(jié)論提出一些結(jié)論：首先是建立完善的金融體系，不管是銀行主導(dǎo)還是市場(chǎng)主導(dǎo)，都有利于經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)；其次應(yīng)考慮經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，有利于實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)。第三，加強(qiáng)資本市場(chǎng)建設(shè)，發(fā)展我國(guó)的資本市場(chǎng)。第四，銀行治理結(jié)構(gòu)改革穩(wěn)步推進(jìn)，逐步提高銀行在金融體系的作用。

參考文獻(xiàn)

李揚(yáng)，王國(guó)剛，何德旭.中國(guó)金融理論前沿III[M].北京:社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2003.

殷劍鋒.金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[M].北京:人民出版社，2006.

易憲容，黃少軍.現(xiàn)代金融理論前沿[M].北京:中國(guó)金融出版社，2005.

李健.中國(guó)金融發(fā)展中的結(jié)構(gòu)問題[M].北京:中國(guó)人民大學(xué)出版社，2003，3.

李量.現(xiàn)代金融結(jié)構(gòu)導(dǎo)論[M].北京:經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2001.

喻平.金融創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[M].北京:中國(guó)金融出版社，2005.

白欽先.金融結(jié)構(gòu)、金融功能演進(jìn)與金融發(fā)展理論的研究歷程[J].經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2005(3)

王廣謙.中國(guó)金融發(fā)展中的結(jié)構(gòu)問題分析[J].金融研究，2002(5).

第8篇：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的特征范文

一、綜合要素生產(chǎn)率數(shù)學(xué)模型

采用實(shí)際中用得最廣泛、分析中最具有代表意義的C―D生產(chǎn)函數(shù)法。假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)： 式（l）

其中，Y是產(chǎn)出，K和L是資本投入和勞動(dòng)投入，t是時(shí)間。在式(1)兩端求全微分，并簡(jiǎn)化整理得：

上式中分別為資本產(chǎn)出彈性和勞動(dòng)產(chǎn)出彈性；設(shè)則GY、GK、GL分別為產(chǎn)出增長(zhǎng)率、資本增長(zhǎng)率和勞動(dòng)投入增長(zhǎng)率，而GA為綜合要素生產(chǎn)率。將式(2)改為： 式（3）

式（3）是衡量綜合要素生產(chǎn)率的數(shù)學(xué)模型。它的意義是：產(chǎn)出增長(zhǎng)是由生產(chǎn)要素（其中包括資金與勞動(dòng)）投入量的增加以及綜合要素生產(chǎn)率的提高所帶來的。

需要指出的是，上述數(shù)學(xué)模型中測(cè)算的綜合要素生產(chǎn)率是指扣除了資金投入和勞動(dòng)投入的貢獻(xiàn)以外其他所有能實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素貢獻(xiàn)的總和，這個(gè)總和包括了制度創(chuàng)新、技術(shù)進(jìn)步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、規(guī)模經(jīng)濟(jì)、教育進(jìn)步、隨機(jī)因素等。

二、基礎(chǔ)數(shù)據(jù)的估計(jì)與修正

1.產(chǎn)出增長(zhǎng)指標(biāo)的選用。本文選用了國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值作為衡量產(chǎn)出增長(zhǎng)的基本指標(biāo)，這些數(shù)據(jù)可以直接從相關(guān)統(tǒng)計(jì)資料中獲得。但為了消除價(jià)格因素，增強(qiáng)分析結(jié)果的可靠性，根據(jù)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)，對(duì)以現(xiàn)價(jià)統(tǒng)計(jì)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值按1990年不變價(jià)格進(jìn)行了換算。

2.資本投入增長(zhǎng)指標(biāo)的選用。采用永續(xù)盤存法估算出阜新1985年～2003年的資本存量。

3.勞動(dòng)投入增長(zhǎng)指標(biāo)的選用。選用全市1985年～2003年的從業(yè)人數(shù)作為勞動(dòng)投入量的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)。

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

其中分別是t時(shí)期的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，資本投入量，勞動(dòng)投入量，A0是初始的技術(shù)水平，t表示時(shí)間，t＝0，l，…，n，是非物化的外生的技術(shù)進(jìn)步水平，是資本投入的產(chǎn)出彈性，是勞動(dòng)投入的產(chǎn)出彈性，是誤差項(xiàng)。對(duì)C―D函數(shù)取對(duì)數(shù)后得到：

如果假設(shè)規(guī)模報(bào)酬不變，于是，由此可得：

以下根據(jù)上述公式的推導(dǎo)和原理，來估算阜新的C―D函數(shù)。對(duì)1985年～2003年數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)，得表1數(shù)據(jù)。

(1)規(guī)模約束的生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)式為（由于時(shí)間變量的t檢驗(yàn)值很小，因此不考慮時(shí)間量）：

由此可知，

(2)無規(guī)模約束的生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)式為：

表1 阜新1985年～2003年要素投入與產(chǎn)出對(duì)數(shù)表

從上述計(jì)量分析的結(jié)果看，當(dāng)無規(guī)模約束的生產(chǎn)函數(shù)回歸后方程并不理想，而有規(guī)模約束的生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)式估計(jì)的擬合度優(yōu)，總體顯著、單個(gè)參數(shù)的T值檢驗(yàn)都令入滿意，估計(jì)結(jié)果是可靠的，從經(jīng)濟(jì)意義上看也是合理的。于是，在大樣本統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)可靠的基礎(chǔ)上，采用C―D生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)的結(jié)果，確定資本產(chǎn)出彈性＝0.7，勞動(dòng)產(chǎn)出彈性＝0.3，以此來進(jìn)行阜新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素分析和綜合要素生產(chǎn)率的測(cè)算。

三、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素及其特征

通過前面的論述和基礎(chǔ)數(shù)據(jù)的準(zhǔn)備，現(xiàn)在就利用經(jīng)濟(jì)因素的總量分析模型進(jìn)行測(cè)算，得到各生產(chǎn)要素投入的增長(zhǎng)對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，并算出綜合要素生產(chǎn)率提高對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，改革開放以來分年的時(shí)間序列分析結(jié)果見表2。

表2 阜新TFP及增長(zhǎng)因素的計(jì)量結(jié)果表

從表2的結(jié)果我們可以看出，1985年～2003年，阜新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的年平均速度為7.4%，其中資本投入的貢獻(xiàn)為89%，勞動(dòng)投入的貢獻(xiàn)為5%，而綜合要素生產(chǎn)率則為0.47%，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)達(dá)到6%，可以認(rèn)為改革開放以來，阜新還處于工業(yè)化前期，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式還是粗放化增長(zhǎng)方式。

圖 TFP與阜新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)因素的時(shí)序趨勢(shì)

從綜合要素生產(chǎn)率的時(shí)間序列數(shù)據(jù)(上圖)可以看出，該因素波動(dòng)很大，并且具有明顯的階段和時(shí)點(diǎn)特征。從1986年～1990年綜合要素生產(chǎn)率比較低，開采的成本大幅上升。1991年～1993年是阜新轉(zhuǎn)型前經(jīng)濟(jì)發(fā)展最快速的時(shí)期，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度超過了兩位數(shù)。

1993年以后國(guó)家逐步放開煤價(jià)，煤炭市場(chǎng)遭遇寒冬。1994年至2000年，這一階段綜合要素生產(chǎn)率在比較低的-8%至3%之間，是比較符合阜新經(jīng)濟(jì)發(fā)展困難的實(shí)際。

2001年阜新被確定為資源枯竭城市經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型試點(diǎn)城市以后，年平均速度為15.1%，其中資本投入的貢獻(xiàn)為64%，而綜合要素生產(chǎn)率則為5.44%，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)為36%，阜新大力推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，機(jī)制創(chuàng)新，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨于合理。

四、結(jié)論

第9篇：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的特征范文

2014年中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為何進(jìn)一步減速？我們可以從生產(chǎn)和需求兩個(gè)角度進(jìn)行分析。

從生產(chǎn)的角度看，2014年GDP增長(zhǎng)率下降，主要是因?yàn)楣I(yè)增長(zhǎng)放緩。全年規(guī)模以上工業(yè)增加值同比增長(zhǎng)8.3%，較2013年下降1.6個(gè)百分點(diǎn)，導(dǎo)致第二產(chǎn)業(yè)增加值從2013年的7.8%下降至2014年的7.3%。第三產(chǎn)業(yè)增速?gòu)?.3%降至8.1%，降幅要小得多。

但這不意味著服務(wù)業(yè)大發(fā)展將取代工業(yè)大發(fā)展成為經(jīng)濟(jì)高增長(zhǎng)的動(dòng)力。實(shí)際上，中國(guó)的工業(yè)和服務(wù)業(yè)增長(zhǎng)具有很強(qiáng)的相關(guān)性。這些年工業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的增速基本上都在持續(xù)下降，都從2007年的高點(diǎn)（分別為14.9%和16.0%）下了一個(gè)臺(tái)階。那種當(dāng)前服務(wù)業(yè)的發(fā)展好于工業(yè)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)在優(yōu)化的論斷，很大程度上是一種錯(cuò)覺，基本上是不能成立的。

從三大需求來看，投資和消費(fèi)的增長(zhǎng)都放緩了，凈出口的增長(zhǎng)則有所加快。

2014年的出口增長(zhǎng)率降至個(gè)位數(shù)，但由于進(jìn)口是負(fù)增長(zhǎng)（按人民幣計(jì)算），貿(mào)易順差創(chuàng)下歷史紀(jì)錄，較2013年大幅增長(zhǎng)，因此，凈出口對(duì)GDP增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)為正，大約拉動(dòng)GDP增長(zhǎng)0.02個(gè)百分點(diǎn)，出口低增長(zhǎng)并沒有拖累經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。從更長(zhǎng)的時(shí)段來看，近年出口受到全球經(jīng)濟(jì)低迷的影響，但外需占GDP的比例小，已經(jīng)沒有影響GDP走勢(shì)的能量。

全社會(huì)固定資產(chǎn)投資自2003年以來長(zhǎng)期維持20%以上的增長(zhǎng)，2009年達(dá)到30.0%的高點(diǎn)，但之后逐漸下降，主要原因是固定資產(chǎn)投資額最大的兩個(gè)行業(yè)―制造業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)―投資增長(zhǎng)放緩。制造業(yè)的固定資產(chǎn)投資額增長(zhǎng)率2014年“僅”為13.5%。2014年商品房銷售量?jī)r(jià)齊跌，房地產(chǎn)開發(fā)投資增速跌至10.5%的低點(diǎn)。綜合來看，2014年投資拉動(dòng)GDP增長(zhǎng)約3.6個(gè)百分點(diǎn)，較2013年下降，是2014年GDP增長(zhǎng)率進(jìn)一步下滑的主要原因。

長(zhǎng)期以來，人們認(rèn)為GDP增速是越高越好。每

年《政府工作報(bào)告》中提出的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)預(yù)期目

標(biāo)，一般都被理解為“底線”，而不會(huì)被認(rèn)為是

“上限”，就是越快越好觀念的反映。

與固定資產(chǎn)投資相比，消費(fèi)的增長(zhǎng)率較低而且較平穩(wěn)。消費(fèi)不是近年經(jīng)濟(jì)減速的重要原因，反過來看，它也不是可以拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)加速增長(zhǎng)的力量。

展望2015年，導(dǎo)致GDP減速的因素仍然存在：制造業(yè)仍然要消化產(chǎn)能，投資增速很難提高;房屋銷售情況不會(huì)很快就好轉(zhuǎn)，而且開發(fā)商面臨消化庫存的壓力，房地產(chǎn)開發(fā)投資的增長(zhǎng)率仍然會(huì)比較低。而且，2015年基礎(chǔ)設(shè)施投資增長(zhǎng)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(duì)GDP增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)由正轉(zhuǎn)負(fù)。此外，由于2014年收入增長(zhǎng)率較2013年進(jìn)一步下降，2015年居民消費(fèi)能力將有所下降，消費(fèi)對(duì)GDP增長(zhǎng)的拉動(dòng)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(jìn)一步下滑。 站在“新常態(tài)”的歷史門檻上

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

中國(guó)經(jīng)濟(jì)此前經(jīng)歷了3次“波谷”，第一次發(fā)生在改革開放初期，第二次發(fā)生在1989年之后，第三次發(fā)生在亞洲金融危機(jī)之后又遇到1998年長(zhǎng)江特大洪水。與第二次和第三次不同，這次GDP增長(zhǎng)減速主要是由經(jīng)濟(jì)自身調(diào)整所致。前3次“波谷”的時(shí)間不長(zhǎng)，而且很快就恢復(fù)到10%以上。這一次經(jīng)濟(jì)增速已連續(xù)3年低于8%，而且2015年很有可能會(huì)繼續(xù)下滑，“波谷”的長(zhǎng)度前所未有，顯示出經(jīng)濟(jì)走勢(shì)與此前3次有很大不同。那么，這一次，經(jīng)濟(jì)還會(huì)不會(huì)很快就從“波谷”向“波峰”攀升，再現(xiàn)10%以上的超高增長(zhǎng)呢？

有人認(rèn)為，當(dāng)前經(jīng)濟(jì)減速主要是由于產(chǎn)能過剩和庫存過多，導(dǎo)致制造業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)投資增長(zhǎng)放緩，消化產(chǎn)能和庫存之后，經(jīng)濟(jì)就能重獲動(dòng)力;此外，新技術(shù)、新產(chǎn)品、新業(yè)態(tài)將帶來新的投資機(jī)會(huì)，這也將是強(qiáng)大的增長(zhǎng)動(dòng)力。

這些分析當(dāng)然很有道理，但我們也要看到，重化工業(yè)、房地產(chǎn)開發(fā)、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)都已過了快速增長(zhǎng)期，消化產(chǎn)能和庫存之后，這些領(lǐng)域的投資也只會(huì)是平穩(wěn)增長(zhǎng)。新技術(shù)、新產(chǎn)品、新業(yè)態(tài)能帶來新的投資機(jī)會(huì)，例如與互聯(lián)網(wǎng)、移動(dòng)互聯(lián)網(wǎng)相關(guān)的投資，但這些新領(lǐng)域的投資規(guī)模不會(huì)像房地產(chǎn)、基礎(chǔ)設(shè)施那樣大，即使短期內(nèi)超高速增長(zhǎng)，也不太可能帶動(dòng)固定資產(chǎn)投資高增長(zhǎng)。

投資最終要兌現(xiàn)為消費(fèi)，消費(fèi)是投資的根本動(dòng)力。之所以今后難以出現(xiàn)大規(guī)模、高增長(zhǎng)的新投資領(lǐng)域，是因?yàn)楦鞣N基本消費(fèi)形態(tài)―吃穿用住行游―都已經(jīng)發(fā)展起來了，再通過投資創(chuàng)造、推動(dòng)新形態(tài)消費(fèi)的可能性不大，因而投資也會(huì)失去相當(dāng)一部分動(dòng)力。過去十幾年，房地產(chǎn)開發(fā)推動(dòng)了住的發(fā)展;前幾年，汽車制造業(yè)、設(shè)備制造業(yè)以及基礎(chǔ)設(shè)施的投資又促進(jìn)了行的發(fā)展。與居住和汽車相關(guān)的投資和消費(fèi)是前幾年的主要經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)點(diǎn)。汽車、石油及制品、建筑及裝潢材料、家具的零售額增長(zhǎng)率都曾超過30%，但2014年已大幅下滑。這反映了一個(gè)趨勢(shì)：與住房、汽車相關(guān)的一次性支出較大的消費(fèi)已過了快速增長(zhǎng)期，10%左右的增長(zhǎng)將是常態(tài)。而這又會(huì)將房地產(chǎn)開發(fā)和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)拖入平穩(wěn)增長(zhǎng)的節(jié)奏。

今后，會(huì)有一些新型消費(fèi)品在出現(xiàn)之初經(jīng)歷高增長(zhǎng)，但對(duì)消費(fèi)整體的影響會(huì)比住房、汽車小得多。例如，2014年，可能是得益于智能手機(jī)的普及，通訊器材銷售額的增長(zhǎng)率高達(dá)32.7%，但其總額只有2685億元，遠(yuǎn)小于汽車、家用電器和音像器材的銷售額?？赡苡腥藭?huì)說，網(wǎng)上銷售會(huì)是潛力極大的消費(fèi)增長(zhǎng)點(diǎn)，2014年全國(guó)網(wǎng)上零售額同比增長(zhǎng)率高達(dá)49.7%。電商的確改變了人們的消費(fèi)習(xí)慣，但并沒有創(chuàng)造新的消費(fèi)形態(tài)，它在高增長(zhǎng)的同時(shí)，也會(huì)抑制另一些消費(fèi)方式的增長(zhǎng)，對(duì)消費(fèi)總額增長(zhǎng)的拉升作用有限。

可以說，我們正在從“從無到有”的階段進(jìn)入“從有到優(yōu)”的階段。在“從無到有”的階段，各種消費(fèi)形態(tài)逐漸發(fā)展，消費(fèi)增長(zhǎng)快;同時(shí)，投資先于消費(fèi)發(fā)展起來，增長(zhǎng)得更快。這使GDP增長(zhǎng)的空間很大。而在“從有到優(yōu)”的階段，會(huì)有很多創(chuàng)新，有一些快速發(fā)展的新領(lǐng)域，但難有普遍而且規(guī)模很大的新題材，因此，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)潛力會(huì)大大低于“從無到有”階段。

“從有到優(yōu)”就是一種新常態(tài)?！靶鲁B(tài)”是多次提及的一個(gè)概念，2014年12月召開的中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議對(duì)這個(gè)概念做了全面而系統(tǒng)的闡述。通過這個(gè)闡述，我們可以概括出，“從有到優(yōu)”是“新常態(tài)”的一個(gè)重要特征。我們?cè)谏衔闹姓归_論述對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響最大的兩個(gè)方面―消費(fèi)和投資―“從有到優(yōu)”可能帶來的變化。

“新常態(tài)”帶來的突出改變，首先表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)形態(tài)的變化。中國(guó)經(jīng)濟(jì)將從年均9.8%的超高速增長(zhǎng)減慢到年均8%左右甚至7%左右的中高速增長(zhǎng)，未來很難再現(xiàn)10%以上的增長(zhǎng)率。透過2014年GDP增長(zhǎng)率繼續(xù)下滑這個(gè)現(xiàn)象，我們可以看到，中國(guó)經(jīng)濟(jì)已經(jīng)站在新常態(tài)的歷史門檻上。 “舊常態(tài)”分配傾向于資本

既然有“新常態(tài)”，當(dāng)然就有相對(duì)應(yīng)的“舊常態(tài)”。所謂“舊常態(tài)”，是指改革開放以來30多年的經(jīng)濟(jì)狀況，其突出特征是GDP高速增長(zhǎng)。與這種狀態(tài)相關(guān)，“舊常態(tài)”還有一些其他特征。

首先是有支持快速增長(zhǎng)的現(xiàn)實(shí)條件，在需求端是消費(fèi)和投資經(jīng)歷了“從無到有”的大發(fā)展，在供給端是“人口紅利”不斷釋放。這樣的現(xiàn)實(shí)條件是“舊常態(tài)”的特征之一。

有支持快速增長(zhǎng)的現(xiàn)實(shí)條件，未必就會(huì)導(dǎo)致超高速增長(zhǎng)。超高速增長(zhǎng)還需要另一個(gè)條件―人們有追求超高速增長(zhǎng)的觀念和行動(dòng)，充分甚至過度利用現(xiàn)實(shí)條件。這樣的觀念和行動(dòng)普遍存在，也是“舊常態(tài)”的特征。

長(zhǎng)期以來，人們認(rèn)為GDP增速是越高越好。每年《政府工作報(bào)告》中提出的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)預(yù)期目標(biāo)，一般都被理解為“底線”，而不會(huì)被認(rèn)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(duì)“發(fā)展是硬道理”的片面理解，將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)等同于發(fā)展。

在越快越好觀念的指導(dǎo)下，便有過度利用現(xiàn)實(shí)條件以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的行為，主要辦法是刺激投資增長(zhǎng)。中國(guó)經(jīng)濟(jì)每次進(jìn)入高速增長(zhǎng)期，基本上都是由投資發(fā)動(dòng)。例如，從1996年到2002年，固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率一直維持在20%以下，GDP增長(zhǎng)率低于10%;2003年，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率突然躥升到26.7%，此后一直維持在20%以上，GDP增長(zhǎng)率也迅速提高，2007年達(dá)到14.2%的高點(diǎn)。在經(jīng)濟(jì)可能減速時(shí)，投資又成為強(qiáng)行拉升經(jīng)濟(jì)的手段，例如，2008年全球金融危機(jī)爆發(fā)之后，“4萬億”刺激計(jì)劃很快出臺(tái)，2009年的固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率高達(dá)30%。

要促進(jìn)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(dǎo)致了向資本傾斜的行為。早期是給予外商投資優(yōu)惠政策，導(dǎo)致了所謂“超國(guó)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(jì)劃。近年則是提高金融自由化程度、促進(jìn)多種融資方式發(fā)展。只有提高價(jià)格，才能吸引社會(huì)資本進(jìn)入某些領(lǐng)域、擴(kuò)大投資。但這些措施可能的后果是積累金融風(fēng)險(xiǎn)、推高物價(jià)漲幅。

向資本傾斜的行為還包括社會(huì)保障不足。一方面，許多企業(yè)為員工―特別是農(nóng)民工―少繳養(yǎng)老保險(xiǎn)費(fèi);另一方面，養(yǎng)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(fù)擔(dān)，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(dòng)者與消費(fèi)?！叭丝诩t利”本應(yīng)屬于“人口”，實(shí)際上卻被資本取得了更大的一部分。這是造成收入與財(cái)富分配不均的重要原因。從2002年到2011年，勞動(dòng)者報(bào)酬占GDP的比例基本上一直在下降，已不到50%。還有一個(gè)后果是區(qū)域發(fā)展不平衡，以及資源與環(huán)境負(fù)擔(dān)過重?，F(xiàn)在大城市房?jī)r(jià)上漲快、交通擁堵嚴(yán)重、空氣質(zhì)量差，都是這種后果的表現(xiàn)。這些不良后果長(zhǎng)期存在而且難以緩解，也是“舊常態(tài)”的特征。 “新常態(tài)”意義不亞于反腐

“舊常態(tài)”―包括現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)條件、普遍的觀念和行動(dòng)―創(chuàng)造了中國(guó)經(jīng)濟(jì)奇跡。但是，我們?cè)诳吹匠煽?jī)的同時(shí)，也要看到問題，認(rèn)識(shí)到“舊常態(tài)”也導(dǎo)致了很多不良后果。因此，從“舊常態(tài)”向“新常態(tài)”轉(zhuǎn)變，不但是對(duì)現(xiàn)實(shí)條件變化的適應(yīng)，也是對(duì)更公平、更可持續(xù)發(fā)展模式的追求。站在“新常態(tài)”的歷史門檻上，我們應(yīng)做的不只有適應(yīng)“新常態(tài)”，還要去努力開創(chuàng)“新常態(tài)”。

從現(xiàn)實(shí)條件來說，“新常態(tài)”的一個(gè)特征是“人口紅利”將要逐漸耗盡。近年來，老年撫養(yǎng)比上升較快，人口結(jié)構(gòu)的這種變化，會(huì)使勞動(dòng)力供給增長(zhǎng)減慢，今后勞動(dòng)力的成本會(huì)不斷增長(zhǎng)。“新常態(tài)”的另一個(gè)特征已在上文中闡述：在“從有到優(yōu)”的階段，消費(fèi)和投資的增長(zhǎng)將大大放緩。而且，消費(fèi)和投資的增長(zhǎng)還將受限于環(huán)境的承受力。例如，在21世紀(jì)吃的大發(fā)展中，食品安全問題越來越多，自然環(huán)境不支持人們?nèi)绱丝焖俚氖称废M(fèi)增長(zhǎng);近年來很多大城市限車牌，城市環(huán)境已難以支持行的持續(xù)快速發(fā)展。

沒有了現(xiàn)實(shí)條件的支持，追求經(jīng)濟(jì)超高速增長(zhǎng)的觀念和行動(dòng)就難以取得成效，就算刺激力度像以往那樣大，換來的經(jīng)濟(jì)增速也不會(huì)高，而換來的風(fēng)險(xiǎn)則會(huì)比較大。在這樣的情況下，決策者應(yīng)該主動(dòng)下調(diào)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)預(yù)期目標(biāo)，從而使政府部門有精力和資源去開創(chuàng)一些與“舊常態(tài)”相反的“新常態(tài)”特征，摒棄越快越好的觀念、刺激投資高增長(zhǎng)的政策、向資本傾斜的行為;在此基礎(chǔ)上，促進(jìn)發(fā)展觀念轉(zhuǎn)變，實(shí)施有利公平、改善民生的政策，形成有利于勞動(dòng)者的分配格局。