引論：我們?yōu)槟砹?3篇經(jīng)濟增長分析范文，供您借鑒以豐富您的創(chuàng)作。它們是您寫作時的寶貴資源，期望它們能夠激發(fā)您的創(chuàng)作靈感，讓您的文章更具深度。

篇1

改革開放以來，山東經(jīng)濟飛速發(fā)展。為了更好地理解山東經(jīng)濟發(fā)展的各個影響因素，筆者對影響山東經(jīng)濟增長的各個因素做一淺析，以期更好地運用各個因素來發(fā)展山東經(jīng)濟。

一、經(jīng)濟增長理論

（一）經(jīng)濟增長定義。宏觀經(jīng)濟學(xué)中，經(jīng)濟增長通常被規(guī)定為產(chǎn)量的增加，這一產(chǎn)量既可以表示為經(jīng)濟的總產(chǎn)量，也可以表示為人均產(chǎn)量。經(jīng)濟學(xué)家們通常是通過GDP（或GNP）和人均GDP（或人均GNP）來測量經(jīng)濟增長的。所以，經(jīng)濟增長在統(tǒng)計上反映為GDP（或GNP）或其人均值的持續(xù)上升。

（二）經(jīng)濟增長與經(jīng)濟發(fā)展。經(jīng)濟增長與經(jīng)濟發(fā)展是經(jīng)濟理論和實踐中頻繁出現(xiàn)的兩個詞語。如果說經(jīng)濟增長是一個“量”的概念，那么經(jīng)濟發(fā)展就是一個比較復(fù)雜的“質(zhì)”的概念。經(jīng)濟增長通常意味著某經(jīng)濟總產(chǎn)出（如GDP）的擴張。而發(fā)展的定義，很大程度上是個哲學(xué)的問題。發(fā)展包含經(jīng)濟增長和社會進步，它追求的是通過物質(zhì)現(xiàn)實和精神狀態(tài)的改善，過上美好的生活。增長雖然是發(fā)展的手段和核心內(nèi)容，但不等同于發(fā)展。不少發(fā)展中國家經(jīng)歷過“無發(fā)展的增長”，GDP雖然增長了，但人們的生活質(zhì)量卻沒有得到改善，分配不均、自然環(huán)境惡化等問題日益突出。

（三）影響經(jīng)濟增長的因素。經(jīng)濟增長是一個復(fù)雜的社會經(jīng)濟現(xiàn)象，影響經(jīng)濟增長的因素很多，既有“軟”因素，如區(qū)域文化、思想觀念、生活習(xí)慣、價值觀、道德觀、創(chuàng)新與守舊意識、意識形態(tài)等方面的差異。也有“硬”因素，如區(qū)位優(yōu)勢、歷史沉淀、政策因素、制度因素等。因此，要完全找出影響經(jīng)濟增長的因素幾乎是不可能的。本文主要就一些影響經(jīng)濟增長的可靠量化的因素進行分析，找出這些因素對山東經(jīng)濟增長的貢獻。

二、模型估計

（一）建立模型。我們用索洛經(jīng)濟增長模型來研究經(jīng)濟增長，首先必須確定產(chǎn)出和資本、勞動投入指標(biāo)的選取和測算。只有確定了這些指標(biāo)和測算方法，才能得出所需的數(shù)據(jù)資料，然后才能利用模型對現(xiàn)實經(jīng)濟增長進行分析。

本文以宏觀經(jīng)濟理論中的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)Y=AKαLβ為基礎(chǔ)，A表示技術(shù)，K表示資本，L表示勞動力，α、β分別為產(chǎn)出的資本彈性和勞動彈性，對上式兩邊取對數(shù)，得出索洛經(jīng)濟增長模型GY=GA+αGK+βGL。此式說明經(jīng)濟增長率GY取決于資本增長率GK、勞動增長率GL、產(chǎn)出中的資本份額α、產(chǎn)出中的勞動份額β及技術(shù)增長率GA。表1是1991～2006年山東GDP、固定資產(chǎn)投資額、就業(yè)人員數(shù)的歷史數(shù)據(jù)。（表1）

運用EVIEWS軟件，利用表1的數(shù)據(jù)對模型進行回歸分析，結(jié)果如表2所示。（表2）

（二）模型檢驗。該模型為索洛經(jīng)濟增長模型，符合經(jīng)濟意義。擬合優(yōu)度檢驗：由表2中的數(shù)據(jù)可以看到，修正可決系數(shù)為0.991670，故模型對樣本的擬合度很好。F檢驗：由表2可得F=893.8237，由于F=893.8237＞Fα（2，13）=3.81，故回歸方程顯著。T檢驗：由表2中的數(shù)據(jù)可得GA^、α^、β^對應(yīng)的t統(tǒng)計量分別為-4.973288、11.38509、6.032217，其絕對值均大于t0.025（13）=2.160，這說明回歸系數(shù)不為零。

從得到的經(jīng)濟增長函數(shù)可以看出，產(chǎn)出的資本彈性和產(chǎn)出的勞動彈性都是比較大的。資本彈性α=0.506201，勞動彈性β=2.248511，說明1991～2006年山東GDP的增長主要是靠加大資本的投入和勞動的投入，并且可以看出α+β遠大于1，說明山東經(jīng)濟增長處于規(guī)模收益遞增的階段，因此加大資本和勞動投入，加快了經(jīng)濟的增長。

三、測算結(jié)果

平均發(fā)展速度是各個時期環(huán)比發(fā)展速度的序時平均數(shù)，說明社會經(jīng)濟現(xiàn)象在較長的時期內(nèi)速度變化的平均程度。平均發(fā)展速度與平均增長速度指標(biāo)的數(shù)量關(guān)系是：

平均增長速度=平均發(fā)展速度-1

本文中平均發(fā)展速度是各個時期環(huán)比發(fā)展速度的平均數(shù)，山東產(chǎn)出、資金和勞動力的年平均增長速度均按平均法計算，以產(chǎn)出為例，計算公式為：

Y=｛［Yt÷Yo］^（1/t）－1｝×100%

Yt：計算期t年的產(chǎn)出；Yo：基期的產(chǎn)出。

測算1991～2006年山東GDP的年平均增長速度、資金的年平均增長速度和勞動的年平均增長速度。根據(jù)以上公式得：

山東GDP的年平均增長速度

=｛（22077.36÷1810.54）^0.0625－1｝×100%=16.9%

山東資金的年平均增長速度

=｛（11136.06÷439.82）^0.0625－1｝×100%=22.38%

山東勞動的年平均增長速度

=｛（5960.0÷4219.3）^0.0625－1｝×100%=2.18%

由表1可計算得到1991～2006年山東GDP的年平均增長速度GY=16.9%、資金的年平均增長速度GK=22.38%和勞動投入的年平均增長速度GL=2.18%。由公式GY=GA+αGK+βGL可得，資本對山東GDP增長的貢獻αGK＝11.32%，勞動力投入對山東GDP增長的貢獻βGL＝4.90%，技術(shù)進步對山東GDP增長的貢獻GA＝GY－（αGK+βGL）＝0.68%。如果用貢獻率表示，則在山東1991～2006年年平均16.9%的GDP增長率中有66.98%來自資本的投入，29.0%來自勞動的投入，只有4.02%是除資本和勞動以外的綜合要素的貢獻。

四、政策建議

第一，由結(jié)果看出，山東勞動力資源豐富是經(jīng)濟增長的有利因素，尤其是對勞動密集型產(chǎn)業(yè)。但素質(zhì)低下的勞動力造成就業(yè)的困難，也制約了經(jīng)濟的增長。因此，要重視勞動的投入。勞動力的投入不僅僅是勞動者數(shù)量的投入，更重要的是勞動者質(zhì)量的投入，這就要求重視對勞動者的高等教育，并加強對技術(shù)人員的技術(shù)培訓(xùn)，培養(yǎng)高技術(shù)人員；另一方面要重視公民的保健及飲食，改善公民的生活水平，這些對提高生產(chǎn)率有著不可替代的重要性。

篇2

2．1研究方法本文采用的數(shù)據(jù)是時間序列，其變量往往是非平穩(wěn)的，變量間有可能出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象．協(xié)整理論是處理非平穩(wěn)時間序列的一個重要方法，本文將以此理論作為研究基礎(chǔ)．首先根據(jù)Dickey和Fuller提出的殘差序列相關(guān)的ADF單位根法檢驗變量的平穩(wěn)性，對于非平穩(wěn)的變量進行差分處理使之平穩(wěn)；其次，若變量間是單整的，則利用Johansen提出的協(xié)整檢驗（JJ檢驗）來檢驗這些變量間的長期均衡關(guān)系；最后，得出協(xié)整檢驗的結(jié)果后，將進行方差分解，以分析變量之間關(guān)系的強度．2．2指標(biāo)辨析和數(shù)據(jù)來源基于上述研究假設(shè)和研究方法，本研究用到的指標(biāo)主要有：農(nóng)民創(chuàng)業(yè)水平、分工水平、交易效率、農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和農(nóng)民收入．將1990－2011年作為樣本區(qū)間，為消除價格因素和異方差的影響，涉及到的宏觀變量指標(biāo)均以1978年為基期物價指數(shù)進行調(diào)整，并對其取對數(shù)．1）農(nóng)民創(chuàng)業(yè)水平（X1）根據(jù)國外已有的研究，一般用創(chuàng)業(yè)率來衡量區(qū)域的創(chuàng)業(yè)活躍程度．通常有兩種方法：勞動力市場法和生態(tài)學(xué)研究法．生態(tài)學(xué)研究法忽略了企業(yè)的規(guī)模故應(yīng)用較少，而勞動力市場法應(yīng)用較多．因此本文采用勞動力市場法的TEA指標(biāo)，其含義是每100名18～64歲的成年人中參與創(chuàng)業(yè)活動的人數(shù)．由于農(nóng)民創(chuàng)業(yè)的形式多為在個體企業(yè)和私營企業(yè)中就業(yè)，所以本文選擇《中國統(tǒng)計年鑒》中在私營企業(yè)和個體企業(yè)中的就業(yè)人員數(shù)作為分子，由于《中國統(tǒng)計年鑒》中沒有18～64歲的鄉(xiāng)村從業(yè)人員，故選擇與其最為接近的15～64歲的鄉(xiāng)村從業(yè)人員數(shù)作為分母．X1＝（鄉(xiāng)村私營企業(yè)數(shù)＋鄉(xiāng)村個體戶）／15～64歲的鄉(xiāng)村就業(yè)人員數(shù)（1）2）交易效率（X2）交易效率的高度取決于交易成本．文獻［23］將交易成本分為外生交易成本與內(nèi)生交易成本，前者主要來自制度、法律、產(chǎn)權(quán)等人為的因素，后者主要取決于技術(shù)、自然地理與基礎(chǔ)設(shè)施等因素［23］．考慮中國的實際情況和數(shù)據(jù)的可獲得性，借鑒文獻［24－25］關(guān)于農(nóng)村交易效率的研究范式，本文將與農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)相關(guān)的交易效率分為以下4個維度，并采用主成份分析方法從原來多個具有一定相關(guān)性的指標(biāo)中提煉出一組較少且相互無關(guān)的指標(biāo)代替原指標(biāo)，具體見表1．?dāng)?shù)據(jù)來源《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》、《中國農(nóng)村全面建設(shè)小康監(jiān)測報告》、《中國農(nóng)村住戶調(diào)查年鑒》、《中國教育經(jīng)費統(tǒng)計年鑒》．3）農(nóng)村分工水平（X3）分工水平在統(tǒng)計上沒有對應(yīng)指標(biāo)，其度量成為實證中的難點．根據(jù)文獻［14］的研究，分工水平越高，則貿(mào)易類數(shù)額越大，因此本文用農(nóng)村批發(fā)零售額增加值來間接反映分工水平．為避免物價影響，用農(nóng)村人均真實批發(fā)零售額占同期農(nóng)村GDP的比例來代表分工水平．4）農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展（Y1，Y2）農(nóng)村經(jīng)濟的發(fā)展主要體現(xiàn)在農(nóng)業(yè)的增長和農(nóng)戶收入增加．采用DEA－malmquist非參數(shù)法對我國農(nóng)業(yè)全要素增長率（Y1）進行測算［26］，農(nóng)戶收入采用農(nóng)村人均真實收入（Y2）．

3實證檢驗結(jié)果與分析

3．1變量的平穩(wěn)性檢驗利用Eviews6．0軟件，采用ADF方法進行各變量的單位根檢驗，從表2的檢驗結(jié)果可知，總體上，原始變量都是非平穩(wěn)的，但是各變量的一階差分形式均是平穩(wěn)形式，其中Δ（X1），Δ（X3×X1）在5％的水平上顯著，其余變量均在1％的水平上顯著．各變量都是一階單整I（1）序列，因而可以檢驗這些變量間的協(xié)整關(guān)系．3．2協(xié)整檢驗由于本文的樣本容量較小，而Johansen（JJ）檢驗具有良好的小樣本性質(zhì)，因此，本文采用JJ檢驗判斷各變量間是否存在協(xié)整關(guān)系，并進一步確定各相關(guān)變量間的符號關(guān)系．由表2的單位根檢驗結(jié)果得知多數(shù)變量均含有常數(shù)項和趨勢項，相應(yīng)的協(xié)整方程也應(yīng)該包含常數(shù)項和趨勢項，具體檢驗結(jié)果見表3～5．式（2）中，X1，X2的系數(shù)為正，表明創(chuàng)業(yè)和交易效率均正向促進分工演進，但是X1的系數(shù)遠大于X2的系數(shù)，說明創(chuàng)業(yè)促進分工的效應(yīng)強于交易效率，假說H1，H2均得到驗證．結(jié)合式（3）和式（4）分析：式（3）、式（4）中X1的系數(shù)分別表明每百名農(nóng)民中增加1人創(chuàng)業(yè)，能夠帶動農(nóng)業(yè)全要素增長率增加0．07單位，帶動農(nóng)民人均實際收入增加5．83％，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)有效促進了農(nóng)業(yè)和農(nóng)民人均收入的增加，假說H3得到驗證．X3×X1的系數(shù)均比較顯著，說明分工對創(chuàng)業(yè)之于農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的調(diào)節(jié)作用顯著，假說H4A得到驗證；對比之下，X2×X1的系數(shù)很小，表明交易效率的調(diào)節(jié)效應(yīng)甚微，假說H4B未得到支持．說明農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)過程中的交易效率甚低，交易成本過高．可能的原因與交易指標(biāo)的選擇有關(guān)．2012年城鄉(xiāng)收入比雖略有下降，但仍超過3．0．2011年底農(nóng)村每萬人擁有鄉(xiāng)鎮(zhèn)個數(shù)0．62個，城鄉(xiāng)財政教育經(jīng)費投入比約為1．6，農(nóng)業(yè)貸款占金融貸款比重為6％，而農(nóng)業(yè)在GDP的比重約為10．2％．農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的基礎(chǔ)設(shè)施薄弱、農(nóng)場土地、人力等生產(chǎn)要素供給不規(guī)范等都增加了農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的交易成本．3．3Granger因果關(guān)系檢驗Granger（1987）指出，如果變量之間是協(xié)整的，則至少存在一個方向上的Granger原因．序列X3與X1，X2之間，Y1與X1，X2，X3之間，Y2與X1，X2，X3之間存在協(xié)整關(guān)系，所以可進一步研究農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)、勞動分工和農(nóng)村經(jīng)濟增長之間的關(guān)系．由表6可知，第一，在5％的顯著性水平上農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)水平滯后3期是引起農(nóng)村分工的單向Granger因，在1％的顯著性水平上，交易效率滯后3期是引起農(nóng)村分工的單向Granger因，但分工并沒有促進交易效率的提升；第二，在1％的顯著性水平上，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)滯后3期是引起農(nóng)戶增收的Granger因，在5％的顯著性水平上，農(nóng)戶增收滯后3期是農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)的Granger因；第三，在10％的顯著性水平上，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)滯后2期是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的Granger因，由此可以看出，農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)水平的前期信息能夠影響農(nóng)村分工的演進，促進農(nóng)戶增收和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率的提高，同時，農(nóng)戶收入的前期信息能夠進一步促進農(nóng)戶創(chuàng)業(yè)．3．4方差分解JJ協(xié)整檢驗僅僅能說明這種變量之間的關(guān)系，但不能說明這種關(guān)系的強度．因此，本文利用前面確定的VAR模型進行方差分解，從而了解各方程信息對模型內(nèi)生變量的重要性．三組變量的方差分解結(jié)果見表7．分解結(jié)果表明：農(nóng)民創(chuàng)業(yè)對農(nóng)業(yè)分工的貢獻率從滯后4期開始穩(wěn)定在11％，交易效率對分工的影響較小，滯后4期的影響僅有2％；創(chuàng)業(yè)對農(nóng)村人均收入的影響在滯后3期后才有表現(xiàn)，但其后增加迅速，滯后6期時達到14％，最終穩(wěn)定接近17％，分工與創(chuàng)業(yè)的聯(lián)合作用更為顯著，滯后3期已經(jīng)達到15％，最后穩(wěn)定在40％，創(chuàng)業(yè)與交易效率的聯(lián)合作用僅有5％～10％；出乎意料的是，創(chuàng)業(yè)對農(nóng)業(yè)全要素增長率的影響在滯后2期后到達53％，其后基本穩(wěn)定在40％，分工和創(chuàng)業(yè)的聯(lián)合作用，對農(nóng)業(yè)全要素增長率的影響最終在20％左右，而交易效率對其影響很弱，且在不穩(wěn)定狀態(tài)中存在下降趨勢．

篇3

1.模型與數(shù)據(jù)。本文選用雙對數(shù)生產(chǎn)函數(shù)模型，對農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與農(nóng)村經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關(guān)系實施實證分析，其基本模型為：LnY=β1nx1+β2nx2+β3nx3+μ。在此模型之中，被解釋變量Y為農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展的變量，分別代表了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)以及農(nóng)民群眾收入等三大變量，解釋變量X1、X2和X3是分別對應(yīng)于各個不同發(fā)展變量的基礎(chǔ)設(shè)施，而μ則屬于隨機誤差項，β1、β2、β3是需要加以估計的回歸系數(shù)，分別體現(xiàn)出不同基礎(chǔ)設(shè)施對于農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展所產(chǎn)生的影響程度之差異。

2.研究結(jié)果。使用SPSS11.5統(tǒng)計軟件，對以上計量模型實施統(tǒng)計測算，所得到的結(jié)果具體如下。

2.1農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)關(guān)系的測算結(jié)果。Ln（AY）=-6.508+0.821Ln（ROAD）+0.184Ln（ELEC）+1.934Ln（EDU）（R2=0.875，F(xiàn)=66.229）。該回歸式測算出農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施對于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所產(chǎn)生的影響度。被解釋變量AY表示的是各省（市、自治區(qū)）的農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒1997》，而三個解釋變量ROAD、ELEC以及EDU表示的則是各省（市、自治區(qū)）農(nóng)村公路里程、農(nóng)村用電總量以及平均受教育年份，前面兩項數(shù)據(jù)來源于1996年全國農(nóng)業(yè)普查的相關(guān)數(shù)據(jù)，而最后一項平均受教育年份則是依據(jù)農(nóng)業(yè)普查中關(guān)于農(nóng)村住戶從業(yè)人員中文化程度的構(gòu)成百分比所統(tǒng)計的數(shù)據(jù)，并且給予其以各不相同的文化程度年限權(quán)重之后實施加和運算之后所得到的。因為缺少的數(shù)據(jù)比較多，而山西省的數(shù)據(jù)進行分析之后屬于樣本奇異值，因而以上兩個樣本均予以排除，這樣一來樣本數(shù)量達到了28。研究結(jié)果顯示：本方程的整體顯著性良好，擬合優(yōu)度也相對較高，調(diào)整R2達到了0.875之多，這充分證明了本模型具備了比較好的闡釋能力。以上三個回歸系數(shù)全部通過了5%的顯著性驗證，這就證明了農(nóng)村道路、電力以及教育等三大類基礎(chǔ)設(shè)施對于全國范圍內(nèi)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)發(fā)展所具備的統(tǒng)計學(xué)影響。其中，教育基礎(chǔ)設(shè)施的貢獻最為顯著,道路設(shè)施則比電力設(shè)施發(fā)揮了更大的作用。據(jù)測算，在別的條件不可改變的狀況下，農(nóng)村公路的里程數(shù)、農(nóng)村用電總量以及平均受教育年份每提升1%，那么農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值就會分別提高0.821%、0.184%以及1.934%。以上三種基礎(chǔ)設(shè)施產(chǎn)出彈性之和大于1，這就顯示出農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的規(guī)模經(jīng)濟效益。

2.2農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展和非農(nóng)生產(chǎn)關(guān)系的測算結(jié)果。Ln（NY）=-4.297+0.229Ln（ROAD）+0.856Ln（ELEC）+3.259Ln（EDU），AdjR2=0.909.F=90.993。本回歸式計算出了農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施對于非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)所產(chǎn)生的影響程度大小。其中，被解釋變量NY所表示的是各省（市、自治區(qū)）鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的總產(chǎn)值，以上數(shù)據(jù)源自于《中國鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)統(tǒng)計資料（1978—2012）》。解釋變量和來源與前一回歸式相同。由于與湖南缺少鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的產(chǎn)值數(shù)據(jù)，因而被排除于統(tǒng)計之外，樣本總數(shù)同樣是28。測算的結(jié)果意味本方程的整體顯著性偏好，擬合優(yōu)度相對較高，調(diào)整R2達到了0.909，這就證明了模型解釋能力相當(dāng)強勁。ROAD回歸系數(shù)已經(jīng)通過10%的顯著性驗證，而ELEC與EDU回歸系數(shù)則通過了達到1%水平的顯著性驗證，這就證實了我國農(nóng)村道路、電力以及教育基礎(chǔ)設(shè)施等對于農(nóng)村非農(nóng)生產(chǎn)的發(fā)展具備了統(tǒng)計學(xué)的明顯影響，其中教育基礎(chǔ)設(shè)施所具有的貢獻是最為突出的，但是和以上回歸結(jié)果有所不同的是，電力設(shè)施要比道路設(shè)施在非農(nóng)業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域之中能夠發(fā)揮出更加突出之作用。在別的條件無法改變的狀況下，農(nóng)村公路的里程數(shù)、農(nóng)村用電的總量以及平均受教育年份每提升1%，那么鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的總產(chǎn)值就會分別增加0.229%、0.856%以及3.259%。以上三類基礎(chǔ)設(shè)施產(chǎn)出彈性的總和一樣是大于1的，這就展示出我國農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展在農(nóng)村非農(nóng)生產(chǎn)之中所具有的規(guī)模化效益。

2.3農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施和農(nóng)民群眾收入關(guān)系的測算結(jié)果。Ln（NI）=4.552+0.336Ln（EDU）+0.103Ln（AROAD）+0.293Ln（ATEL），Adj.R2=0.878，F(xiàn)=65.667。這一回歸式能夠測算出農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施對于農(nóng)民群眾收入所產(chǎn)生的作用機制。其中，被解釋變量NI所表示的是各省（市、自治區(qū)）農(nóng)村居民家庭的人均純收入，這些數(shù)據(jù)源自于《中國統(tǒng)計年鑒2007》。解釋變量為農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的平均值，分別用AROAD、ATEL以及EDU來表示各省（市、自治區(qū)）的公路密度（km/10000km2)、每萬人的電話擁有量以及平均受教育年份，這些數(shù)據(jù)均來源于農(nóng)業(yè)普查。在排除了與海南兩省缺失的數(shù)據(jù)之后，樣本的總數(shù)是28。測算的結(jié)果意味著本方程的整體顯著性偏好，擬合優(yōu)度相對較高，調(diào)整R2達到了0.878，這就證明了模型具備了相當(dāng)好的解釋能力。AROAD以及ATEL的回歸系數(shù)均在1%以上呈現(xiàn)出水平顯著狀態(tài)，而EDU的回歸系數(shù)在則在15%以上才呈現(xiàn)出水平顯著的狀態(tài)，這就證明了我國農(nóng)村道路、通訊設(shè)施以及教育基礎(chǔ)設(shè)施均在提升農(nóng)民群眾的人均收入上具備了明顯的統(tǒng)計學(xué)影響。這和前面兩項的測算的結(jié)果保持一致，而教育基礎(chǔ)設(shè)施之彈性系數(shù)還是高居首位，但是其解釋能力已經(jīng)有了明顯的降低。以上三類基礎(chǔ)設(shè)施之回歸系數(shù)總和均小于1，證實了存在著本模型所難以解釋的其他因素也會影響到農(nóng)民群眾的人均收入得到提升，比如，國家提升糧食收購的價格、大量農(nóng)民進城務(wù)工等諸多因素均有可能對農(nóng)民群眾收入的提升產(chǎn)生積極的影響。

篇4

1 近年來我國三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化

自進入21世紀(jì)后，我國分別以2004年、2008年與2013年12月31日為時點開展了3次大規(guī)模的經(jīng)濟普查。根據(jù)普查結(jié)果，國家統(tǒng)計局在對原有GDP總量數(shù)據(jù)進行修正的同時，公布了三大產(chǎn)業(yè)的就業(yè)數(shù)據(jù)，為分析經(jīng)濟增長與就業(yè)增長之間的關(guān)系提供了必要的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。詳見表1。

從增加值結(jié)構(gòu)和就業(yè)結(jié)構(gòu)變化上來看（表2），工業(yè)化和城市化都在推進當(dāng)中，且工業(yè)化的發(fā)展雖然領(lǐng)先于城市化，但就發(fā)展速度而言，城市化更快。如果將增加值結(jié)構(gòu)中第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值所占的比重作為我國工業(yè)化進程的標(biāo)志，將就業(yè)結(jié)構(gòu)中第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)比重作為城市化進程的標(biāo)志，那么在2004―2013年這個期間內(nèi)，我國的工業(yè)化與城市化的特點主要表現(xiàn)在：一是工業(yè)化進程始終處于推進當(dāng)中，但農(nóng)業(yè)GDP比重的降幅正隨著經(jīng)濟發(fā)展水平的提高而減少，2004―2008年，第一產(chǎn)業(yè)增加值的比重下降了2.7%，這個數(shù)據(jù)遠遠高于2008―2013年1.3%的下降幅度；二是雖然工業(yè)化進程領(lǐng)先于城市化，但兩者之間的差距正在逐步縮小。從表2可以看出，在增加值結(jié)構(gòu)中第一產(chǎn)業(yè)的比重顯著低于其在就業(yè)結(jié)構(gòu)中的比重；三是城市化與工業(yè)化之間的差距大幅縮小。工業(yè)化與城市化之間的差距在短短十年時間內(nèi)下降了17.3%，而從各自變化來看，在2004―2013年期間，農(nóng)業(yè)增加值的比重下降了4%，而就業(yè)的比重下降了21.3%。

2 對經(jīng)濟和就業(yè)增長相互關(guān)系的分析

在2004―2013年，我國經(jīng)濟的高速增長極大地推動了我國非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。從經(jīng)濟增長的就業(yè)彈性角度來看，GDP每增長1%，就能提高0.12%的整體就業(yè)（包括農(nóng)業(yè)就業(yè)）。從增長率而言，這個數(shù)值似乎不算太高，但如果與我國所有就業(yè)人口相比，數(shù)量就相當(dāng)驚人。2013年我國全部就業(yè)人數(shù)為6.887億，通過計算，如果GDP保持在7%的增長速度，則每年新增就業(yè)數(shù)為578萬左右。詳見表3。

3 擴大就業(yè)、提高就業(yè)彈性的措施

3.1 深化對“就業(yè)增長優(yōu)先”的認識

經(jīng)濟增長優(yōu)先論和就業(yè)增長優(yōu)先論是最主要的兩種經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略，兩者的不同之處在于前者以經(jīng)濟增長為中心，后者以擴大就業(yè)崗位、降低失業(yè)率為目標(biāo)。很長時間以來，我國都是以經(jīng)濟增長為首要目標(biāo)，雖然這對拉動我國社會經(jīng)濟水平做出了不可替代的貢獻，但也是造成如今“高增長，低就業(yè)”的主要原因。為了從根本上解決社會就業(yè)問題，深化“就業(yè)增長優(yōu)先”的認識尤為必要。同時，從國家資源結(jié)構(gòu)方面來看，我國雖然在資本方面較為欠缺，但勞動力資源極為豐富，因此在選擇經(jīng)濟增長戰(zhàn)略時，我國應(yīng)改變過多依靠資本投入的方式，采取“就業(yè)優(yōu)先”的戰(zhàn)略，從而最大限度發(fā)揮我國勞動力資源方面的優(yōu)勢。

3.2 刺激市場消費

經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定地增長是實現(xiàn)就業(yè)增長的必要基礎(chǔ)。投資和消費是拉動內(nèi)需的“兩駕馬車”，合理控制投資與消費之間的比例關(guān)系，充分發(fā)揮兩者對經(jīng)濟的拉動作用，是實現(xiàn)國民經(jīng)濟又好又快發(fā)展的重要措施。投資固然能夠大幅增加經(jīng)濟發(fā)展速度，但是結(jié)合國內(nèi)外經(jīng)驗來看，單純依靠投資拉動經(jīng)濟增長不是長久之計。因此要真正實現(xiàn)經(jīng)濟良性循環(huán)，必須走投資與消費共同發(fā)展的道路。刺激市場消費的核心在于保持持久性收入的穩(wěn)定增長。有研究表明，與暫時性收入相比，持久性收入才是決定居民消費傾向的關(guān)鍵因素。保持城鎮(zhèn)居民持久性收入穩(wěn)定增長的具體內(nèi)容包括：一是調(diào)整收入結(jié)構(gòu)，將住房、養(yǎng)老等實物收入統(tǒng)一納入貨幣化分配，提高貨幣工資收入；二是降低工資外收入的比重，并將相對規(guī)范、合理的工資外收入納入工資收入；三是規(guī)范居民收入渠道，將社會中的“灰色收入”公開化、透明化。

3.3 加快技術(shù)進步，推動經(jīng)濟增長模式轉(zhuǎn)型升級

科技進步是連接經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變和擴大社會再就業(yè)間的橋梁。雖然在短時間內(nèi)，科技水平的提高會在一定程度上降低各產(chǎn)業(yè)對勞動力的需求量，但從長遠來看，科技將帶動生產(chǎn)力實現(xiàn)跨越式發(fā)展，通過擴大經(jīng)濟體規(guī)模增加社會的勞動力需求量。加速科技進步主要依靠培養(yǎng)自主創(chuàng)新能力，主要措施有：一是加速組織制度與體制創(chuàng)新。制度與體制創(chuàng)新能為培養(yǎng)自主創(chuàng)新能力提供必要的環(huán)境基礎(chǔ)。通過經(jīng)濟、文化、科技等領(lǐng)域融合，構(gòu)建獨具特色的技術(shù)社區(qū)，形成適合個人或集體創(chuàng)新且高度分散的組織形式，促進自主創(chuàng)新要素的積累；二是充分發(fā)揮政府在自主創(chuàng)新中的引導(dǎo)作用。在培養(yǎng)自主創(chuàng)新能力中，政府的職能在于研究并實施自主創(chuàng)新戰(zhàn)略，確保在基礎(chǔ)學(xué)科及重大科技進步項目中的科研投入，引導(dǎo)創(chuàng)新資源向企業(yè)傾斜，將推動企業(yè)自主創(chuàng)新能力作為建立健全國家創(chuàng)新體系的重要環(huán)節(jié)，為企業(yè)自主創(chuàng)新提供相應(yīng)的政策、制度。

4 結(jié) 論

就業(yè)問題對提高人民生活水平和保持社會經(jīng)濟穩(wěn)定至關(guān)重要。實現(xiàn)充分就業(yè)既是促進經(jīng)濟增長的重要條件，同時也是構(gòu)建社會主義和諧社會的客觀要求。我國勞動力市場長期處于供大于求的局面，因此我們必須高度重視社會就業(yè)方面的問題，提高就業(yè)彈性。

篇5

（一）經(jīng)濟增長決定稅收增長

首先，經(jīng)濟增長能夠通過擴大稅源增加稅收收入，經(jīng)濟越發(fā)展，物質(zhì)生產(chǎn)部門的勞動者創(chuàng)造的剩余價值越多，納稅主體繳納的稅款也越多。事實上，離開經(jīng)濟的支持，征稅將無從談起。其次，一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展會帶動企業(yè)創(chuàng)造更多的利潤，也會幫助個人提高收入，在稅率不變的情況下，稅收收入也會隨著稅源的增加而增加。最后，稅收政策的制定是需要根據(jù)經(jīng)濟形勢相機抉擇的，當(dāng)經(jīng)濟過于繁榮時，需要縮減政府開支多征稅；相反，當(dāng)經(jīng)濟過于蕭條時，需要制定結(jié)構(gòu)性減稅政策，多增加公共支出，可以說，稅收政策的制定和調(diào)整是服務(wù)于經(jīng)濟發(fā)展的需要。簡言之，經(jīng)濟增長決定稅收增長，有什么樣的經(jīng)濟總量，就決定了有什么樣的稅收收入水平，只有兩者相適應(yīng)才能夠保持經(jīng)濟發(fā)展和稅收增長的協(xié)調(diào)。

（二）稅收增長能夠促進經(jīng)濟增長

首先，稅收作為財政收入的主要來源，為滿足政府公共支出提供了堅實的物質(zhì)保障，也極大地促進了經(jīng)濟發(fā)展。其次，稅收是調(diào)控宏觀經(jīng)濟的重要杠桿，采取加稅政策，能夠很好地緩解緩解經(jīng)濟過熱，而減稅則有利于拉動經(jīng)濟增長。與此同時，根據(jù)不同產(chǎn)業(yè)、不同地區(qū)制定相應(yīng)的稅收政策，有助于調(diào)節(jié)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，優(yōu)化區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差距。最后，通過稅收能夠有效地調(diào)節(jié)不同行業(yè)及個人的收入，有助于縮小收入差距，在一定程度上實現(xiàn)社會分配公平。

二、對策建議

當(dāng)前，如何保持稅收和經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展，充分發(fā)揮稅收對經(jīng)濟發(fā)展的財力保障作用，是值得重視和思考的首要問題。筆者認為目前的當(dāng)務(wù)之急是提高北京市稅收收入。首先，經(jīng)濟總量的增長要求稅收收入隨之增長，而目前北京市的征稅水平仍然較低，因此有必要提高北京市稅收收入。然而，提高征稅水平并不是簡單地不加論證地提高征稅稅率。

筆者認為稅收收入的增加重點在于擴大稅基而不是提高稅率。因此，有必要結(jié)合福建省的實際情況試行減稅政策。首先，對于企業(yè)來說，減稅有利于企業(yè)增加利潤留存，擴大企業(yè)規(guī)模，加大技術(shù)投入，提高企業(yè)的競爭力和經(jīng)營效益，尤其是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和環(huán)保節(jié)能領(lǐng)域，實施優(yōu)惠的稅收政策對于企業(yè)的持續(xù)發(fā)展具有重要意義。對于個人來說，減稅有利于增加收入，刺激消費。通過減稅保障征稅效率，減輕企業(yè)和個人的負擔(dān)，有利于促進經(jīng)濟發(fā)展，從而增加稅收收入。然而，減稅并不意味著全面削減稅種、下調(diào)利率，而是結(jié)合稅制改革和福建省經(jīng)濟發(fā)展的需要有條件、有針對性地適度降低一些主體稅種的法定稅率。在此基礎(chǔ)上，北京市可以適當(dāng)?shù)財U大一些稅種的稅基，并根據(jù)實際情況開征新的稅種，通過減稅和擴大稅基政策的配合使用，有利于北京市進一步推進稅制改革，增加稅收收入，降低收入差距，促進經(jīng)濟發(fā)展。

參考文獻

篇6

一、短期經(jīng)濟增長理論的主要觀點

凱恩斯認為：導(dǎo)致經(jīng)濟的短期非均衡增長的主要原因是有效需求不足，包括消費需求和投資需求的不足。市場調(diào)節(jié)本身不能彌補總供給與有效需求之間的缺口，政府應(yīng)該通過減稅和增加預(yù)算支出，以刺激投資與消費和通過投資支出乘數(shù)效應(yīng)，帶動更多的民間投資，從而提供大量的就業(yè)機會，以實現(xiàn)經(jīng)濟增長的政策目標(biāo)[1]。

二、長期經(jīng)濟增長理論的主要觀點

新古典增長理論認為，技術(shù)進步導(dǎo)致經(jīng)濟的增長，但是其把技術(shù)進步歸因為長期經(jīng)濟增長的外生因素。商業(yè)周期理論認為，政府無須干預(yù)經(jīng)濟，因為政府花費大量成本來穩(wěn)定經(jīng)濟，往往可能對經(jīng)濟不利。新經(jīng)濟理論認為，知識是經(jīng)濟增長的動力和源泉，知識的作用表現(xiàn)在兩個方面：一方面，知識導(dǎo)致了新技術(shù)的產(chǎn)生（及技術(shù)進步）； 另外一方面，知識促進了知識的積累。

三、長期經(jīng)濟增長和短期經(jīng)濟增長的區(qū)別

（一）關(guān)注的重點不同。短期經(jīng)濟增長理論主要關(guān)注的是引起短期經(jīng)濟非均衡的增長。所以短期經(jīng)濟增長理論認為，導(dǎo)致短期經(jīng)濟失衡的原因是總供給與有效需求的失衡。所以政府需要采取積極的財政政策和貨幣政策加以調(diào)節(jié)，以實現(xiàn)經(jīng)濟的短期增長，主要是人為的擴大和增加需求。而長期經(jīng)濟增長理論主要關(guān)注的是在各要素的約束下的均衡增長。所以長期經(jīng)濟增長理論認為，導(dǎo)致經(jīng)濟長期增長的原因是技術(shù)進步，而新經(jīng)濟增長理論進一步認為，導(dǎo)致技術(shù)進步的是知識，所以認為科技是經(jīng)濟長期增長的核心。

（二）政策目標(biāo)不同。由于關(guān)注的重點不相一致，導(dǎo)致了實現(xiàn)所關(guān)注的政策目標(biāo)也不相同。短期經(jīng)濟增長理論的政策目標(biāo)是通過減稅增支等措施來實現(xiàn)人為地增加有效需求的非均衡增長，旨在于擺脫經(jīng)濟的低迷和困境；但是長期經(jīng)濟增長理論的政策目標(biāo)應(yīng)該是有利于促進科學(xué)技術(shù)的進步和勞動力水平的提升等方面，以至于改變限制經(jīng)濟長期增長的各種要素的邊際限制，這樣可以為一國長期的技術(shù)創(chuàng)新提供條件和可能。以實現(xiàn)經(jīng)濟的長期穩(wěn)定增長。

（三）政策效果不同。短期經(jīng)濟增長理論的政策主要在于解決短期的經(jīng)濟低迷和過熱等非均衡問題。其沒有長遠性和全局性，往往對于長期經(jīng)濟增長不利。然而，長期經(jīng)濟增長理論又只注重于經(jīng)濟長期發(fā)展的政策和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等的調(diào)整等方面，以免帶來經(jīng)濟的周期性波動。

（四）短期經(jīng)濟政策轉(zhuǎn)換到長期經(jīng)濟政策需要一個過度和轉(zhuǎn)變的過程。短期和長期的政策目標(biāo)和手段差異較大，效果也存在較大的差異。短期經(jīng)濟增長是指標(biāo)的行為，而長期經(jīng)濟增長是治本的行為。所以經(jīng)濟增長要從短期的政策轉(zhuǎn)換到長期的增長政策需要一段時期的過渡和調(diào)整。

四、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長

我國經(jīng)濟的持續(xù)增長，上世紀(jì)末的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整功不可沒。這說明了，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的改善與經(jīng)濟長期的增長之間是密切聯(lián)系的。對于正處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和社會轉(zhuǎn)型時期的中國，如何保持經(jīng)濟的長期持續(xù)健康增長，無疑顯得猶為的重要。結(jié)合我國的實際情況，根據(jù)過去的經(jīng)驗和經(jīng)濟增長理論可知，改善和調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)無疑是一種保持我國經(jīng)濟長期較快增長較為有效的政策選擇。

從長遠看來，雖然影響經(jīng)濟增長的決定因素是技術(shù)的進步，但是一個好的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也可以有效地促進技術(shù)進步和社會生產(chǎn)均衡。技術(shù)進步不僅與一國的科技水平有關(guān)還和人類對于自然科學(xué)的研究和探索程度、深度有關(guān)。然而，各國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)卻往往差異較大。對于我國所處的發(fā)展階段和現(xiàn)狀，研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對于經(jīng)濟的增長更加具有現(xiàn)實意義。

研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，也就是研究國民經(jīng)濟各產(chǎn)業(yè)部門、區(qū)域之間以及各產(chǎn)業(yè)部門內(nèi)部的比例構(gòu)成。如果社會經(jīng)濟各個產(chǎn)業(yè)部門之間是按照一定比例增長的，那么將有利于社會經(jīng)濟的長期健康持續(xù)的增長，即有利于經(jīng)濟的長期增長。如果社會經(jīng)濟各個產(chǎn)業(yè)部門之間的變化不是按照一定的比例進行的，那么將導(dǎo)致社會經(jīng)濟的局部甚至是總體經(jīng)濟（通過產(chǎn)業(yè)鏈的傳導(dǎo)關(guān)系作用于總體經(jīng)濟導(dǎo)致的）的失衡，導(dǎo)致局部或總體經(jīng)濟的過熱或過冷等經(jīng)濟現(xiàn)象。簡單說，參與社會生產(chǎn)的各個部門之間如果是協(xié)調(diào)發(fā)展的就有利于產(chǎn)業(yè)的總體提升級，也就有利于經(jīng)濟的長期穩(wěn)定增長，反之就不利于經(jīng)濟的長期經(jīng)濟增長，即出現(xiàn)短期的經(jīng)濟波動。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的比例發(fā)展也就是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的協(xié)調(diào)發(fā)展。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的協(xié)調(diào)發(fā)展不是簡單的改變第一、二、三產(chǎn)業(yè)的比重問題，而是長期的持續(xù)的改變第一、二、三產(chǎn)業(yè)中各個行業(yè)或產(chǎn)業(yè)對于其他行業(yè)或產(chǎn)業(yè)的貢獻率問題。以實現(xiàn)各個行業(yè)和產(chǎn)業(yè)都能夠一起提升以更好的帶動經(jīng)濟的增長和社會的進步。例如，改善基礎(chǔ)設(shè)施以利于交通運輸業(yè)及物流業(yè)的發(fā)展，從而可以帶動其他行業(yè)的全面發(fā)展。這就說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有了以下的特征：

（一）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的協(xié)調(diào)發(fā)展應(yīng)該是一個長期的不斷變化和調(diào)整的過程。因為只有進行不斷的調(diào)整才能夠適應(yīng)不斷增長的經(jīng)濟的要求；才有利于更好的促進經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展；才能不斷的推動社會進步和人民生活水平的提高。這就注定了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整是一個動態(tài)的長期不斷變化的過程，也只有這樣才能夠適應(yīng)和滿足不斷進步的科學(xué)技術(shù)。

（二）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的協(xié)調(diào)發(fā)展的調(diào)整是非市場行為主導(dǎo)的。由于市場經(jīng)濟的逐利性和盲目性，導(dǎo)致市場經(jīng)濟不可能自動地使得各個產(chǎn)業(yè)能夠協(xié)調(diào)發(fā)展。所以要能夠?qū)崿F(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的協(xié)調(diào)發(fā)展就應(yīng)該是政府通過一系列的政策措施，包括財政政策措施來引導(dǎo)、鼓勵、支持產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理配置，當(dāng)然必要的時候也可以通過提高稅收等政策措施來限制一些對經(jīng)濟長期增長不利的產(chǎn)業(yè)發(fā)展。比如，對我國一些高耗能高污染低效率低產(chǎn)出的行業(yè)進行整頓等等。

（三）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的協(xié)調(diào)發(fā)展對政府的要求更高。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的協(xié)調(diào)發(fā)展對政府的管理水平和服務(wù)型政府的要求都提到了一個新的高度。這不僅要求政府的行為都應(yīng)該是有效的，而且作為管理者的政府還應(yīng)該根據(jù)國家戰(zhàn)略的要求來確定各個產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)系和比例發(fā)展。

綜上可知，一國政府要想在已有的技術(shù)水平條件下來提高和改善經(jīng)濟的長期增長，那么就得建立較為有效和合理的產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)。也就是有利于經(jīng)濟長期增長并且協(xié)調(diào)發(fā)展的產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)。

從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的角度來看，經(jīng)濟的長期增長就是在一定的技術(shù)條件下各個產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的結(jié)果，由于各個產(chǎn)業(yè)都處在最佳的發(fā)展?fàn)顟B(tài)，并且還有利于其他產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。這使得每個產(chǎn)業(yè)都是繁榮的景象，導(dǎo)致一國經(jīng)濟總體的繁榮，經(jīng)濟得以持續(xù)增長。由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是動態(tài)的協(xié)調(diào)發(fā)展，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)沒有失衡的情況，一國的經(jīng)濟就可以實現(xiàn)長期的增長。

從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的角度來看，短期的經(jīng)濟波動是在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不相適應(yīng)或不協(xié)調(diào)的時候，出現(xiàn)局部或總體經(jīng)濟失衡的現(xiàn)象。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的長期協(xié)調(diào)是不現(xiàn)實的，也就是說經(jīng)濟增長的短期波動這是存在的，并且伴隨經(jīng)濟的長期增長而存在。主要是由于市場做事或多或少的存在著摩擦。

篇7

隨著經(jīng)濟全球化的不斷推進，全球經(jīng)濟飛速增長，各國各經(jīng)濟體之間的聯(lián)系日益密切，人們也逐漸了解到和平發(fā)展的重要性。經(jīng)濟增長為國防開支提供了來源，而一些國家國防開支的飛速增加也惹來爭議，一方面，國防開支的增加對國內(nèi)來說抵御侵略的能力增加了，安全因素增加了，另一方面，對于其他國家來說，不安全的威脅增加了，也可能導(dǎo)致他國國防開支也相應(yīng)增加，而國防開支本身是沒有生產(chǎn)效應(yīng)的，可能會導(dǎo)致一場惡性循環(huán)。基于這些，對于國防開支與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究由來已久，研究的方法各異，也沒有達成一致的結(jié)論。

二、理論回顧

1973年著名經(jīng)濟學(xué)家benoit在研究44個欠發(fā)達國家1950-1965年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)樣本時發(fā)現(xiàn)，“國防負擔(dān)重的國家通常具有最快的經(jīng)濟增長率，而那些國防負擔(dān)最輕的國家經(jīng)濟增長率卻往往是最低的”。從此以后國外學(xué)者對于此問題的研究進入新階段，在實證層面主要通過三種模型：凱恩斯模型，兩部門模型和公共產(chǎn)品模型。防務(wù)經(jīng)濟學(xué)家faini，annez&taylor（1984）運用凱恩斯模型和基本的結(jié)構(gòu)主義原理分別研究了軍費開支對于投資、進口、工業(yè)生產(chǎn)和稅收的影響，得出國防對農(nóng)業(yè)所產(chǎn)生的負效應(yīng)會妨礙經(jīng)濟的發(fā)展；stewart（1991）用凱恩斯的需求效應(yīng)理論研究了軍費開支對非洲和拉丁美洲國家經(jīng)濟的影響，結(jié)果表明，軍費開支對經(jīng)濟增長的凈效應(yīng)為正。Biswas&ram（1986）首次采用兩部門模型，用20世紀(jì)60-70年間58個發(fā)展中國家的橫截面數(shù)據(jù)對發(fā)展中國家進行了研究，但并未發(fā)現(xiàn)國防開支對經(jīng)濟增長有明顯的影響。Deger（1986）在公共產(chǎn)品投資的基礎(chǔ)上，使用非線性關(guān)系，提出了若干經(jīng)驗分析方法；landau（1993）以1969-1989年人口在200萬以上的非社會主義的71個發(fā)展中國家為樣本，發(fā)現(xiàn)在一定范圍內(nèi)，增加軍費開支將會有利于經(jīng)濟增長。

我國自20世紀(jì)80年代以后，對國防費用與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系研究取得了不少成就，對國防費用的認識在廣度和深度上都取得了進步，形成了以陳明志為代表的國防費用相關(guān)論、以姜魯鳴為代表的國防費制約因素論、以庫桂生為代表的國防調(diào)控論等。

在研究方法上，大多使用國外的三種經(jīng)典理論模型，再利用數(shù)據(jù)進行實證，同時也有一些創(chuàng)新。陳波（2005）在凱恩斯模型結(jié)構(gòu)分析方法的基礎(chǔ)上利用一個包含經(jīng)濟增長、儲蓄、貿(mào)易平衡與國防負擔(dān)在內(nèi)的聯(lián)立方程模型，研究了我國國防支出與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)中國國防支出對經(jīng)濟增長有促進作用；李雙杰、陳渤（2002）利用私人部門、非國防公共部門和國防部門的三部門的費德爾-拉姆模型，對中國1980-2000年的國防支出與經(jīng)濟增長的相關(guān)性進行了實證分析，得出適度增加國防支出對經(jīng)濟增長有一定的促進作用；劉濤雄、胡鞍鋼（2005）采用兩部門外部性模型，將中國國防開支對經(jīng)濟增長的影響分解為規(guī)模效應(yīng)和外部性效應(yīng)兩部分，利用中國1960-2000年時間序列數(shù)據(jù)進行檢驗，得出國防開支的規(guī)模效應(yīng)為正，外部性為負。

也有不用理論模型只從計量的實證角度研究國防開支與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的。陳波（2006）通過對國國防開支與GDP時間序列進行了協(xié)整分析和格蘭杰因果檢驗，對國防支出和經(jīng)濟增長之間的長期均衡做了研究，認為在1954-2000年樣本區(qū)間內(nèi)國防支出與經(jīng)濟增長之間沒有長期的均衡關(guān)系，1980-2000年樣本區(qū)間內(nèi)則存在這種長期的均衡關(guān)系，在這一區(qū)間內(nèi)，經(jīng)濟增長是國防支出的格蘭杰原因，而國防支出并不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因；魏華等（2007）以我國1952-2004年的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用向量自回歸模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)對我國國防支出和GDP的動態(tài)影響進行了分析。

三、模型、變量和數(shù)據(jù)

本文擬采用尚發(fā)光（2009）采用的內(nèi)生增長模型進行估計，模型的公式為：y=α+β0x0t+β1x1t+β2x2t+μt，其中y為實際產(chǎn)出增長率，x0t為t時期的稅率，用財政支出與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比率來表示，x1t為t國防支出份額，即國防支出占財政支出的比重，x2t為非國防支出份額。由于x1t+x2t=1，從而模型存在多重共線性，改進后的模型為：y=α+β0x0t+（β1-β2）x1t+μt。

數(shù)據(jù)全部來源于中國統(tǒng)計年鑒，所收集到的數(shù)據(jù)主要包括從1952年到2013年的國民生產(chǎn)總值、國防開支、稅收。經(jīng)計算可得財政支出與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比率、國防開支與財政支出的比率、產(chǎn)出的實際增長率等。

四、實證檢驗

對模型進行最小二乘估計：

檢驗結(jié)果為：y=3.56-0.35x0+10.13x1

0.83 2.17 2.13

可知變量的T統(tǒng)計量均大于2，F(xiàn)統(tǒng)計量也很大，表示模型顯著。根據(jù)檢驗結(jié)果，我們可知稅率的增加對經(jīng)濟增長有負面影響，而國防開支的增加則會對經(jīng)濟增長有很大的促進作用，這可能是由于我國特殊的國情決定的。

參考文獻：

[1]陳波.國防經(jīng)濟學(xué)前言專題[M]，北京：經(jīng)濟科學(xué)出版社，2010.

篇8

一、引言及文獻綜述

縱觀世界經(jīng)濟的發(fā)展歷史，經(jīng)濟的空間集聚是一種普遍存在的現(xiàn)象，正如克魯格曼所言：“經(jīng)濟活動最突出的地理特征是什么?一個簡短的回答肯定是集中”。與經(jīng)濟的空間集聚相伴而生的是區(qū)域經(jīng)濟增長的非均衡化以及地區(qū)差距的擴大。作為中國經(jīng)濟增長最快、最具活力的省區(qū)之一，江蘇省內(nèi)部表現(xiàn)出很強的經(jīng)濟集聚趨勢，同時一直受到經(jīng)濟發(fā)展不平衡問題的困擾，地區(qū)間差距在最近20年迅速擴大。集聚是否是導(dǎo)致地區(qū)經(jīng)濟增長差異的重要因素?本文擬對這一問題進行實證研究。

長久以來，經(jīng)濟增長與經(jīng)濟集聚的研究幾乎互不相關(guān)。然而，現(xiàn)實表明，經(jīng)濟活動的空間聚集與經(jīng)濟增長是很難被分割的兩個過程。20世紀(jì)90年代后期，一些新經(jīng)濟地理學(xué)領(lǐng)域內(nèi)的學(xué)者開始嘗試整合新經(jīng)濟地理學(xué)與新增長理論，在統(tǒng)一的理論框架下探討集聚與增長之間的相互作用，其中開創(chuàng)性的工作包括Martin和Ottaviano(1999)、Baldwin(1999)、Baldwin和Forslid(2000)以及Baldwin等(2001)。他們通過強調(diào)技術(shù)外溢和空間集聚的相互作用，為解釋經(jīng)濟集聚和經(jīng)濟增長之間的內(nèi)在聯(lián)系提供了一個非常清晰和簡明的理論分析框架。Fujita和Thisse(2003)在此基礎(chǔ)上通過改進研發(fā)部門的生產(chǎn)函數(shù)和熟練工人的動態(tài)遷移過程，給出了一個數(shù)學(xué)分析更加容易、分析結(jié)果更加具體的整合模型。Dupont(2007)也在集聚與內(nèi)生增長的框架下，分析了經(jīng)濟一體化過程對區(qū)域差異和不平等的影響。他們的研究表明：集聚對于整體的經(jīng)濟增長是有利的，地理位置會影響到經(jīng)濟增長。

伴隨著理論研究的深入，經(jīng)濟學(xué)家開始針對經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系展開實證研究。許多研究驗證了集聚的增長促進效應(yīng)。如Ciccone(2002)使用5個歐洲國家NUTS第3級地區(qū)的數(shù)據(jù)分析了就業(yè)密度對于平均勞動生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)制造業(yè)與服務(wù)業(yè)活動的集聚的確對區(qū)域經(jīng)濟的增長具有正面效應(yīng)。Henderson(2003)使用70個國家1960-1990年的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)城市首位度(一國最大城市份額)在低收入國家有利于經(jīng)濟增長。[SlCrozet和Koenig(2007)使用EU地區(qū)1980-2000年的數(shù)據(jù)，探討了區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟活動空間集中對增長績效的影響，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)活動的內(nèi)部空間分布越不平衡的地區(qū)增長越快。但也有部分研究得出了與理論預(yù)測相反的結(jié)論，如Sbergami(2002)使用6個歐盟成員國1984～1995年的跨國面板數(shù)據(jù)對經(jīng)濟增長率和經(jīng)濟集聚相互關(guān)系進行實證檢驗，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)。高技術(shù)行業(yè)、中等技術(shù)和低技術(shù)行業(yè)的集聚對于經(jīng)濟增長率的影響都是負面的。㈣更為復(fù)雜的是，空間集聚對經(jīng)濟增長的影響可能是非線性的，在發(fā)展的早期階段，集聚促進增長；但當(dāng)達到某個收入水平后，集聚對經(jīng)濟增長就沒有作用，甚至有害于經(jīng)濟增長。這一假說得到了Brulhart和Sbergami(2009)的驗證，他們利用跨部門OLS和動態(tài)面板GMM估計方法研究了一國經(jīng)濟活動的空間集聚對國家層面增長的影響，發(fā)現(xiàn)只在經(jīng)濟發(fā)展的某一水平集聚才能推動GDP增長，關(guān)鍵水平約為人均10000美元。

針對中國的經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟增長問題，范劍勇(2004)認為，中國現(xiàn)階段仍處于“產(chǎn)業(yè)高集聚、地區(qū)低專業(yè)化”的狀況，國內(nèi)市場一體化水平總體上仍較低，且滯后于對外的一體化水平，這一現(xiàn)狀使得制造業(yè)集中于東部沿海地區(qū)，無法向中部地區(qū)轉(zhuǎn)移，進而推動地區(qū)差距不斷擴大。㈣張艷、劉亮(2007)運用工具變量法，基于中國城市的面板數(shù)據(jù)實證檢驗了經(jīng)濟集聚對于城市人均實際GDP的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟集聚具有內(nèi)生性，它對于城市經(jīng)濟增長具有顯著的促進作用。張卉、詹宇波、周凱(2007)構(gòu)造了產(chǎn)業(yè)間集聚指數(shù)和產(chǎn)業(yè)內(nèi)集聚指數(shù)，并以此作為解釋變量實證檢驗了中國產(chǎn)業(yè)集聚與勞動生產(chǎn)率和經(jīng)濟增長的內(nèi)在關(guān)系。他們的研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)內(nèi)集聚和產(chǎn)業(yè)間集聚都對中國經(jīng)濟增長存在顯著影響。吳利學(xué)、傅曉霞(2008)以規(guī)模報酬遞增為基礎(chǔ)構(gòu)建了一個包含集聚經(jīng)濟的生產(chǎn)函數(shù)，分析了城市化和市場化對中國各地區(qū)集聚經(jīng)濟效應(yīng)的影響，他們的實證研究發(fā)現(xiàn)，中國各地區(qū)集聚經(jīng)濟效應(yīng)顯著，且集聚經(jīng)濟效應(yīng)在地區(qū)經(jīng)濟增長中作用明顯。馬君潞、郭威(2007)通過對我國分省面板數(shù)據(jù)的實證分析表明，提升一個地區(qū)吸引外商直接投資的能力很大程度上取決于該地區(qū)的集聚經(jīng)濟環(huán)境，因此，積累集聚經(jīng)濟優(yōu)勢是吸引外資、促進區(qū)域經(jīng)濟增長的途徑之一。

在這些實證分析中，雖然有的研究也考慮到了不同地區(qū)差異的影響并以地區(qū)虛擬變量來衡量，但從本質(zhì)上看，區(qū)域總是被當(dāng)成一個獨立的個體進行分析，區(qū)域間潛在的相互影響往往被忽略。事實上，任何一個地區(qū)的經(jīng)濟都不可能獨立存在，它總是與其他經(jīng)濟體存在著千絲萬縷的聯(lián)系。但在多數(shù)研究中，這一觀點都還沒有被正式引入模型進行實證分析。

空間計量經(jīng)濟學(xué)是在橫截面或面板數(shù)據(jù)中研究經(jīng)濟單位的空間相互作用，近年來越來越受到學(xué)術(shù)界的關(guān)注。一些學(xué)者開始運用空間計量方法，明確將地理空間因素考慮到經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟增長的實證研究中去。Ying(2003)采用1978～1998年的省級橫截面數(shù)據(jù)，從空間經(jīng)濟學(xué)的視角研究了中國經(jīng)濟增長問題，并指出中國區(qū)域經(jīng)濟增長的來源主要是非農(nóng)業(yè)勞動力增長率、制造業(yè)產(chǎn)出、資本積累和實際的外商直接投資。林光平、龍志和及吳梅(2005)采用空間計量經(jīng)濟方法，研究我國28個省(市、區(qū))1978～2002年間人均GDP的盧收斂情況，認為隨著經(jīng)濟體制改革的深入，地區(qū)間的空間相關(guān)性對各地區(qū)經(jīng)濟增長的作用越來越大，我國地區(qū)間經(jīng)濟存在收斂性，但是它的估計值表現(xiàn)出增大的趨勢。”吳玉鳴(2007)運用空間計量經(jīng)濟學(xué)模型，對2000年中國2030個縣域的增長集聚與差異進行了空間計量分析，結(jié)果表明，中國縣域經(jīng)濟增長不僅與人力資本、城市化、工業(yè)化、信息化等因素密切相關(guān)，而且與相鄰縣域的經(jīng)濟增長之間存在一定的空間依賴性。㈣符淼(2009)采用空間計量分析方法對技術(shù)傳播的空間模式進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)技術(shù)和經(jīng)濟活動都存在局部集聚，技術(shù)集聚度高于經(jīng)濟集聚，且兩者的集聚度隨時間增強，地理分布高度一致。隨地理距離快速下降的技術(shù)溢出效應(yīng)是導(dǎo)致局部集聚和東西部發(fā)展不均衡問題的原因之一。

針對江蘇經(jīng)濟表現(xiàn)出來的空間集聚現(xiàn)象與地區(qū)差距問題，本文擬采用空間計量經(jīng)濟模型，對江蘇

省縣域經(jīng)濟集聚與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行實證檢驗。

二、江蘇省縣域經(jīng)濟活動的空間相關(guān)性

首先，畫出江蘇省2007年縣域人均GDP的空間分布四分圖(圖1)。按照人均GDP的大小，65個縣域被平均分為4組，以顏色的深淺代表相應(yīng)縣域的人均GDP的大小。由圖1可見，江蘇省縣域?qū)哟蔚慕?jīng)濟活動在地理分布上是極不均衡的，呈現(xiàn)出蘇南一蘇中一蘇北梯度遞減模式。并且鄰近區(qū)域的經(jīng)濟指標(biāo)水平基本相近，具有明顯的集聚特征。

接著，通過計算縣域人均GDP的Morans I指數(shù)對其空間相關(guān)性進行檢驗。Moran's I是最常用的檢驗空間自相關(guān)性的統(tǒng)計指標(biāo)。利用GeoDa 0.9.5軟件，得出Moran's I=0.7445，在0.1％的概率上顯著，表明江蘇省縣域經(jīng)濟的分布的確存在明顯的空間相關(guān)性。

進一步，作出江蘇省2007年縣域人均GDP空間自相關(guān)聚類圖(圖2)，圖中Higll High部分表示人均GDP高的地區(qū)被人均GDP高的地區(qū)所包圍，Low-Low部分表示人均GDP低的地區(qū)被人均GDP低的地區(qū)所包圍。這種分布顯示出江蘇省縣域經(jīng)濟之間存在著正的空間自相關(guān)性，形成了某種空間“俱樂部”現(xiàn)象。人均GDP水平較高的縣域(H-H地區(qū))集中分布在蘇南地區(qū)，而人均GDP水平較低的縣域(L-L地區(qū))則分布在蘇北地區(qū)，地區(qū)之間經(jīng)濟增長差異顯著。

由此可見，我們觀測到的截面區(qū)域之間在地理上是一些明顯具有空間依賴性的經(jīng)濟實體，誤差項獨立的假設(shè)在統(tǒng)計上被拒絕了，也就是說，OLS估計的結(jié)果是不可信的。因此，這里將地理空間維度引入研究中來，采用空間計量經(jīng)濟學(xué)模型來估計經(jīng)濟集聚對經(jīng)濟增長的影響是十分有必要的。

三、變量選取、數(shù)據(jù)來源與模型設(shè)定

(一)變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文關(guān)心的問題是經(jīng)濟集聚是否會促進經(jīng)濟增長，因此，在進行實證檢驗時，需要對經(jīng)濟增長和經(jīng)濟集聚分別進行度量。本文選取人均GDP的自然對數(shù)來衡量縣域經(jīng)濟的增長。由于各地區(qū)在人口和面積方面相差很大，因此選取人均GDP為測度指標(biāo)來衡量地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差異，具有一定的客觀性。關(guān)于經(jīng)濟集聚，本文選取第二產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵、第三產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵和城市化三個指標(biāo)來衡量經(jīng)濟集聚的程度。i地區(qū)i產(chǎn)業(yè)的區(qū)位熵定義如下：其中：Eij表示j地區(qū)i產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值，∑iEij表示i產(chǎn)業(yè)在整個區(qū)域的總產(chǎn)值，∑jEij表示j地區(qū)的總產(chǎn)值，∑i∑jEij表示整個區(qū)域的總產(chǎn)值。因此，該指標(biāo)的分子是j地區(qū)的i產(chǎn)業(yè)占整個區(qū)域該產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的份額，分母是j地區(qū)的總產(chǎn)值占整個區(qū)域總產(chǎn)值的份額，通過兩者的比來評價i產(chǎn)業(yè)在j地區(qū)的集聚程度。區(qū)位熵小于1說明該產(chǎn)業(yè)的集聚化水平比較低，區(qū)位熵等于或大于1說明該產(chǎn)業(yè)的集聚化水平較高。區(qū)位熵越大，說明該地區(qū)的這一產(chǎn)業(yè)在整個區(qū)域范圍內(nèi)的集聚程度越高。

本文中令i=1，2，3，分別表示三次產(chǎn)業(yè)；j=1，2，…，65，分別表示江蘇省65個縣域。因此，LQ1、LQ2和LQ3(這里省略了下標(biāo))分別表示江蘇省每個縣域第一、二、三產(chǎn)業(yè)的區(qū)位熵，度量了三次產(chǎn)業(yè)在該地區(qū)的集聚程度。由于經(jīng)濟的集聚主要體現(xiàn)在第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)，所以選擇第二產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵和第三產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵作為衡量經(jīng)濟集聚程度的兩個解釋變量。

此外，城市的出現(xiàn)也是經(jīng)濟集聚的一種表現(xiàn)。經(jīng)濟學(xué)家長久以來一直強調(diào)城市在經(jīng)濟增長中的作用，更準(zhǔn)確地講，城市己被看成一種主要的社會制度。城市化是一個國家、地區(qū)社會經(jīng)濟發(fā)展尺度的體現(xiàn)，城市化不但表現(xiàn)為人口向城鎮(zhèn)聚集和非農(nóng)人口上升，還表現(xiàn)為人們生產(chǎn)與生活方式、社會結(jié)構(gòu)、價值觀念由農(nóng)村向城市文明升級轉(zhuǎn)化的過程。因此，本文希望就城市化與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行實證檢驗，這里用非鄉(xiāng)村人口在總?cè)丝谥械谋戎貋砗饬扛鞯貐^(qū)城市化的程度。本文采用2007年江蘇省65個縣級行政區(qū)域的橫截面數(shù)據(jù)，所有統(tǒng)計資料均來自《江蘇統(tǒng)計年鑒(2008)》。

(二)模型設(shè)定

1　經(jīng)典線性回歸模型

基于以上考慮，本文首先構(gòu)建經(jīng)典線性回歸模型如下：

lnPGDP=β0+β1LQ2β2LQ3+β3URBAN+ε　(1)

其中，PGDP表示縣域人均GDP水平，是本文的被解釋變量，LQ2和LQ3分別表示第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵指標(biāo)，URBAⅣ是城市化指標(biāo)，三者用來表示經(jīng)濟集聚，是本文關(guān)心的解釋變量。

2　空間計量經(jīng)濟模型

針對經(jīng)典線性回歸模型(1)，可以通過兩種不同方式引入空間依賴性。相應(yīng)地，空間計量模型有兩種設(shè)定形式：

第一，空間滯后模型(SLM)，在解釋變量中增加一個空間滯后變量，模型的形式為：

InPGDP=β0+ρW_PGDP+β1LQ2+P2LQ3+β3URBAN+ε　(2)其中：W是空間權(quán)重矩陣；W_PGDP是空間滯后變量，定義為W_PGDG=WlnPGDP；P是空間自回歸系數(shù)；ε是誤差項；其他變量的含義與原來相同。

第二，空間誤差模型(SEM)，通過誤差項引入空間相關(guān)性，即假設(shè)誤差項是空間相關(guān)的。如果誤差項是一個空間自回歸過程，則模型具體形式如下：

lnPGDP=β0+β1LQ2+β2LQ3+β3URBAN+ε，ε=AWε+u　(3)其中：λ是空間誤差自回歸系數(shù)，Wε是空間滯后誤差項。

3　空間計量模型的選擇

Anselin(2005)提出，可以根據(jù)拉格朗日乘子LM-Iag和LM-Error，以及相應(yīng)的穩(wěn)健性拉格朗日乘子Robust LM-Lag和Robust LM-Error，在兩種空間計量模型之間進行選擇。首先判斷LM-Lag和LM-Error的顯著性，如果兩者中只有一個是顯著的，那么就選擇相對應(yīng)的模型，即如果LM-Lag顯著就用空間滯后模型，LM-Error顯著就用空間誤差模型。如果兩者都顯著，則需進一步比較Robust LM-Lag和Robust LM-Error的顯著性，選擇Robust指標(biāo)中更顯著的那一種模型。是選擇空間滯后模型還是空間誤差模型，下文中根據(jù)判別指標(biāo)的具體情況而定。

四、實證檢驗與結(jié)果分析

為了進行比較，首先給出經(jīng)典線性回歸模型的OLS估計結(jié)果，見表1。由表1的檢驗結(jié)果可以看出，OLS估計的F統(tǒng)計量達到117.193，模型整體上非常顯著。擬合優(yōu)度為0，8521，說明擬合程度一般，可能與忽略了空間依賴性有關(guān)。LQ2、LQ3和URBAN系數(shù)的符號都與預(yù)期一致，均為正；LQ2、LQ3在1％的水平上顯著，URBAN在5％的水平上顯著。自然對數(shù)似然函數(shù)值(Log likelihood)、赤池信息準(zhǔn)則(AIC)和施瓦茨準(zhǔn)則(SC)作為衡量模型擬合優(yōu)度的指標(biāo)，在下文中與空間計量模型的估計結(jié)果進行比較。

接下來，采用GeoDa 0.9.5軟件對OLS估計的殘差進行空間依賴性檢驗。這里使用的江蘇省縣域地圖數(shù)據(jù)來自中國分縣行政區(qū)劃界線數(shù)字化地圖，①空間權(quán)重矩陣采用的是一階Rook鄰接矩陣。檢驗結(jié)果見表2。表2顯示，Moran's I指數(shù)在1％的概率上顯著，說明OLS估計的殘差存在明顯的空間

自相關(guān)性，經(jīng)典線性回歸模型可能存在模型設(shè)定不恰當(dāng)?shù)膯栴}。因此，這里采用OLS估計是不合適的，需要將截面單元之間的空間相關(guān)性引入模型中。具體是采用空間滯后模型還是空間誤差模型，可以根據(jù)拉格朗日乘子檢驗的結(jié)果來決定。由于LM-Lag和LM-Error都在1％的水平上顯著，因此需要進一步比較Robust LM-Lag和Robust LM-Error。Robust LM-Lag在1％的水平上顯著，而RobustLM-Error在10％的水平上顯著，相比之下，Robust LM-Lag的顯著性更強。因此，根據(jù)上文中提到的標(biāo)準(zhǔn)，選擇空間滯后模型(2)更為合適。空間計量模型如果仍采用最小二乘法估計，系數(shù)估計值會有偏或者無效。這里用極大似然法(ML)進行估計。結(jié)果見表3。

首先，通過似然比檢驗比較原模型(不考慮空間因素的經(jīng)典回歸模型)與各擇模型(空間滯后模型)空間自相關(guān)系數(shù)的漸進顯著性。表3中SLM模型的LR值為25.4468，在1％的水平上顯著，再次證明該模型中空間依賴性的存在。進一步，三個經(jīng)典檢驗是漸進一致的，但在有限樣本中，應(yīng)該滿足Wald>LR>LM。本文中，Wald值為28.4089，LR值為25.4468，LM-lag值為24.3492，與預(yù)期的順序一致，說明SLM模型符合ML估計的漸進性質(zhì)，模型的設(shè)定是比較合理的。

其次，根據(jù)Log likelihood、AIC和SC比較SLM模型和經(jīng)典線性模型OLS估計的擬合優(yōu)度。Loglikelihood越大，模型的擬合效果越好。而AIC和SC則相反，值越小，表示擬合效果越好。由表3可見，SLM模型的Log likelihood值為-1.3229，大于OLS估計的Log likelihood值-14.0463，SLM模型的Akaike值和Sehwarz值都小于OLS估計的相應(yīng)值，說明SLM模型的擬合程度優(yōu)于原經(jīng)典回歸模型，引入空間效應(yīng)使模型的解釋力有了明顯增強。

最后，對SLM模型估計的系數(shù)進行分析。空間滯后變量WLNPGDP的空間自回歸系數(shù)在1％的水平上顯著，表明縣域人均GDP增長在地理空間的鄰接上表現(xiàn)出了較強的溢出效應(yīng)。縣域經(jīng)濟增長集聚的空間相互作用或影響的途徑可以通過鄰接地區(qū)而相互傳遞。三個衡量經(jīng)濟集聚的解釋變量LQ2、LQ3和URBAN的符號均為正，與我們的預(yù)期一致，且均在1％的水平上顯著，這一結(jié)果支持了經(jīng)濟集聚對于經(jīng)濟增長具有促進作用的結(jié)論。具體而言，LQ2的回歸系數(shù)為2.3931，說明第二產(chǎn)業(yè)的區(qū)位熵增加1，在保持其他條件不變的情況下，將使縣域人均GDP增加約2.39％；LQ3的回歸系數(shù)為1.7357，說明第三產(chǎn)業(yè)的區(qū)位熵增加1，在保持其他條件不變的情況下，將使縣域人均GDP增加約1.74％。LQ2和LQ3的系數(shù)比OLS估計中兩者的系數(shù)均有所降低，說明OLS的估計結(jié)果可能存在向上偏誤。URBAN的回歸系數(shù)為0.0105，說明非鄉(xiāng)村人口在總?cè)丝谥械谋戎卦黾?％，則縣域人均GDP可以增加約0.01％。與OLS估計結(jié)果相比，城市化指標(biāo)的顯著性有了明顯提高(P值由0.0439降低到了0.0031)。總體看來，第二產(chǎn)業(yè)的集聚對于區(qū)域經(jīng)濟增長的影響最為明顯。

五、結(jié)論及政策含義

(一)主要結(jié)論

1　江蘇省縣域經(jīng)濟具有顯著的空間依賴性，鄰近區(qū)域的經(jīng)濟增長相互影響，但這種影響以回浪效應(yīng)為主，擴散效應(yīng)不足，因此導(dǎo)致蘇南蘇北地區(qū)經(jīng)濟差距加大。由于地理區(qū)位、經(jīng)濟基礎(chǔ)、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、發(fā)展政策等方面所具有的優(yōu)勢，蘇南地區(qū)集聚了大量資本、技術(shù)和人才，具有規(guī)模經(jīng)濟效益，自身增長迅速，成為江蘇地區(qū)的“增長極”。政府希望通過增長極地區(qū)的優(yōu)先增長帶動周邊更多地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展，發(fā)揮增長極的擴散效應(yīng)。然而事實上，至少到目前為止，該增長極體現(xiàn)出的回浪效應(yīng)――即吸引其他地方的資本、人才和技術(shù)，削弱周邊地區(qū)的經(jīng)濟增長實力――遠大于其擴散效應(yīng)，從而導(dǎo)致發(fā)達區(qū)域更發(fā)達，落后區(qū)域更落后。因此，為了防止在這種累積循環(huán)因果作用下區(qū)域間差距的無限擴大。需要政府創(chuàng)造條件，引導(dǎo)回浪效應(yīng)向擴散效應(yīng)的轉(zhuǎn)化。

2　以產(chǎn)業(yè)集聚和城市化為特征的經(jīng)濟集聚對于經(jīng)濟增長具有積極作用，但這種影響是地方性的，隨空間距離的增加而衰減。根據(jù)內(nèi)生增長理論和新經(jīng)濟地理學(xué)理論，知識溢出是解釋集聚和區(qū)域增長關(guān)系的重要概念之一。經(jīng)濟活動的空間集中會有效地促進知識溢出，推動技術(shù)進步，實現(xiàn)經(jīng)濟增長。在產(chǎn)業(yè)活動空間集中的區(qū)域或人口密度多樣化的城市中，知識、人才在不同企業(yè)和區(qū)域的流動以及與不同群體的互動交流，促進了知識的傳播擴散，進而促進技術(shù)進步。同時，企業(yè)在地理空間上的鄰近不僅為面對面的交流提供了便利，而且有利于企業(yè)間前向后向的市場聯(lián)系，更有利于勞動力的進一步集聚以及知識溢出。但是，知識空間溢出具有局域性特征，其影響隨地理距離的增加而迅速衰減。陋瑚因此，蘇南地區(qū)通過知識溢出產(chǎn)生的正外部性難以擴散到更遠的蘇北地區(qū)，導(dǎo)致南北差距加大。可見，如果希望通過集聚促進落后地區(qū)的經(jīng)濟增長，需要充分考慮到地理空間的因素。

(二)政策建議

1　促進要素向蘇北地區(qū)的流動，使回浪效應(yīng)過渡為擴散效應(yīng)。可以通過加強蘇南地區(qū)與蘇北地區(qū)間的統(tǒng)籌規(guī)劃，打破地方壁壘，改善蘇北地區(qū)的投資環(huán)境、貿(mào)易條件、市場條件，創(chuàng)造良好的人才吸引機制，鼓勵資本、人才等生產(chǎn)要素不斷由蘇南向蘇北地區(qū)流動，充分發(fā)揮增長極的擴散效應(yīng)。

篇9

關(guān)于中國的經(jīng)濟增長模式是近年來國內(nèi)經(jīng)濟學(xué)界爭論的熱點問題之一。很多研究嘗試用全要素生產(chǎn)率（TFP）的方法分析中國經(jīng)濟增長的來源，以此判斷中國現(xiàn)有經(jīng)濟增長模式的可持續(xù)性，提出未來經(jīng)濟增長模式的改革建議。關(guān)于現(xiàn)在的經(jīng)濟發(fā)展模式，主要有兩種觀點，鄭玉歆（1999）等認為，經(jīng)濟增長方式具有階段性規(guī)律，現(xiàn)階段投資對經(jīng)濟增長是經(jīng)濟發(fā)展的一個階段，不能超越這個階段談?wù)摻?jīng)濟發(fā)展的可持續(xù)性。另一種觀點認為，中國的經(jīng)濟發(fā)展必須轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，由投資帶動經(jīng)濟增長會出現(xiàn)一系列的問題。蔡（2007）從勞動力供給方面探討了中國經(jīng)濟增長方式問題。本文將在新古典經(jīng)濟增長理論框架內(nèi)，從勞動、資本和全要素生產(chǎn)率對中國經(jīng)濟增長的貢獻探討中國轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式的必要性和具體措施。

一、二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)下的勞動力供給

劉易斯首先研究了發(fā)展中國家典型存在的二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)下的經(jīng)濟增長問題。他把一國經(jīng)濟分成兩個部門，即傳統(tǒng)經(jīng)濟部門和現(xiàn)代經(jīng)濟部門。由于傳統(tǒng)部門的存在，現(xiàn)代部門在擴大和增長過程中，只要提供稍微高于傳統(tǒng)部門的工資便可以實現(xiàn)勞動力的無限供給，同時由于現(xiàn)代部門的積累和資本相對于勞動力的有力分配，使得現(xiàn)代部門逐漸擴大。在這個過程中，一方面是以維持生計的工資源源不斷地提供勞動力的傳統(tǒng)經(jīng)濟部門；另一方面是由積累率制約的不斷擴張的現(xiàn)代經(jīng)濟部門，直到現(xiàn)代經(jīng)濟部門的發(fā)展把傳統(tǒng)部門的勞動力消耗殆盡，二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)才會消失，而勞動力無限供給結(jié)束的點被稱為劉易斯轉(zhuǎn)折點。

中國是一個典型的二元經(jīng)濟國家，作為傳統(tǒng)部門集中的農(nóng)村與作為現(xiàn)代部門集中的城市發(fā)展水平有很多的差距，城鄉(xiāng)分割和地區(qū)分割的跡象仍十分明顯。微觀機制上的嚴(yán)重缺陷和資源配置的無效率導(dǎo)致中國經(jīng)濟雖然取得了高速的增長，但是經(jīng)歷了巨大的波動。在改革開放時期，根據(jù)林毅夫的比較優(yōu)勢理論，充分利用中國的勞動力數(shù)量巨大的優(yōu)勢，發(fā)展勞動密集型工業(yè)，吸收了大量的剩余勞動力，促進了勞動力的轉(zhuǎn)移。在這個時期中國的人口撫養(yǎng)比下降的人口結(jié)構(gòu)特征；一方面保證了經(jīng)濟增長過程中的勞動力充分供給，另一方面提高了資本積累率，由此形成的這種人口紅利，通過資源配置機制的改革得以釋放，并且通過參與經(jīng)濟全球化的過程得以實現(xiàn)，從而延緩了資本報酬遞減的過程。中國在勞動力的質(zhì)量和價格上體現(xiàn)出來的資源比較優(yōu)勢，通過勞動密集型產(chǎn)品在國際市場的競爭地位而得到發(fā)揮，國際勞務(wù)市場使得中國豐富的勞動力資源能夠得到有效配置。

二、資本形成與經(jīng)濟增長

在中國的經(jīng)濟增長過程中，投資一直是主導(dǎo)因素，資本形成對中國經(jīng)濟增長的貢獻最大。已有資料表明，在1978―2008年間，資本對中國經(jīng)濟增長的貢獻率一直穩(wěn)定在56.2%。在一國工業(yè)化過程中，投資對國民經(jīng)濟的貢獻是一個發(fā)展過程。羅斯托在其《經(jīng)濟成長的階段》一書中把經(jīng)濟增長分為五個階段：傳統(tǒng)社會為發(fā)動創(chuàng)造前提條件階段發(fā)動階段向成熟推進階段高額群眾消費階段。

按照他的發(fā)展階段論，中國正處在向成熟推進階段，投資對國民收入的增長是必不可少的。鄭玉歆（1999）認為，要素投入作為增長來源的相對重要性是隨發(fā)展階段變化的。在發(fā)達國家，技術(shù)進步是增長的主要來源，而在低速增長的發(fā)展中國家，技術(shù)進步對增長的貢獻較小。發(fā)達國家在其工業(yè)化時期也曾經(jīng)歷過經(jīng)濟增長主要依靠要素積累的階段。只是在資本積累到一定程度之后，這種增長方式才發(fā)生了改變。從上面的分析可知，中國的投資還處于資本深化階段，我們用新古典增長理論來說明。

在索羅增長模型中，資本積累方程為：Δk=sy-（n+δ）k，Δk為人均資本增長率，s為儲蓄率，y人均產(chǎn)量，n人口增長率，δ資本折舊率，一定量的人均儲蓄必須用于裝備新工人，每個工人占有的資本為k，用于這一用途的儲蓄為nk，同時一定量的人均儲蓄用于替換這就是資本，這一用途的儲蓄為δk，（n+δ）k是資本的廣化，因此上式表示，資本深化=人均儲蓄-資本廣化。當(dāng)Δk=0時，經(jīng)濟達到穩(wěn)態(tài)。蔡（2007）認為中國的人口增長率一直在下降，即n在減小。中國的儲蓄率從1996―2007年從36%～51%，即s在上升，一般來說折舊率不會發(fā)生太多變化，因此中國還處在資本的深化階段，在沒有達到穩(wěn)態(tài)時，資本存量的增加也會使人均收入得到增長（如上圖所示），假設(shè)中國前期處于穩(wěn)態(tài)增長，資本存量為k*1，現(xiàn)在由于人口出生率的下降和儲蓄率的上升，使得s1y移動到s2y，（n1+δ）移動到（n2+δ），達到新的穩(wěn)態(tài)資本存量k*2，在此過程中，資本的增加不僅使總產(chǎn)出增加，而且人均收入也會增長。

雖然在現(xiàn)階段，投資對經(jīng)濟增長的作用仍十分巨大，但是單純依靠投資帶動經(jīng)濟增長會遇到經(jīng)濟條件的限制，要求我們必須轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式。

（1）中國的經(jīng)濟增長過度依賴投資，造成了經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的失衡，投資形成的過剩的生產(chǎn)能力在本國內(nèi)需啟動不了的情況下，只能依賴出口，加大了中國經(jīng)濟風(fēng)險。（2）中國的生產(chǎn)要素成本優(yōu)勢的消失，以前中國利用豐富勞動力和國家價格管制造成的工資和利息低廉的優(yōu)勢，發(fā)展勞動密集型產(chǎn)業(yè)，今后的改革會加大企業(yè)的生產(chǎn)成本，企業(yè)的利潤將來自于創(chuàng)新，來源于生產(chǎn)率的提高。（3）環(huán)境壓力增大，隨著全球氣候變暖，國際對氣候的關(guān)注，以前較低的環(huán)境成本在未來的發(fā)展過程中將不再出現(xiàn)。中國提出的可持續(xù)發(fā)展要求人與自然的和諧相處，就要求我們要改變過去的不斷消耗資源對環(huán)境的破壞。（4）資源限制，由于中國的工業(yè)制成品附加值不高，每單位GDP 所消耗的資源是發(fā)達國家的幾倍，所以對于基礎(chǔ)能源和礦產(chǎn)資源的需求增加，而中國的人均擁有的自然資源十分有限，加上國家對于能源價格的提高，中國未來經(jīng)濟發(fā)展所需要的資源將面臨巨大的挑戰(zhàn)。

三、全要素生產(chǎn)率及變化因素

越來越多的研究表明：即使物質(zhì)資本和人力資本積累被考慮進來，全要素生產(chǎn)率（TFP）仍然構(gòu)成了人均GDP水平與增長率的跨國差異的主要部分（Easterly and Levine，2001）。已經(jīng)有一些研究指出：物質(zhì)資本和無形資本不能解釋今日各國間巨大的收入差異，儲蓄率也僅有有限的重要性，全要素生產(chǎn)率（TFP）才是最重要的，要想理解國家間巨大的收入差異，必須有一個關(guān)于全要素生產(chǎn)率的增長的模型（Prescott，1998）。

由于數(shù)據(jù)的度量和對全要素的定義不同導(dǎo)致了不同的結(jié)論，林毅夫、任若恩（2007）在《東亞經(jīng)濟增長模式相關(guān)爭論的再探討》這篇文章中對全要素生產(chǎn)率作了詳細的探討，全要素生產(chǎn)率絕不等同于技術(shù)進步，所謂技術(shù)進步包括與資本融合在一起的和不包括資本投入的兩類，而全要素生產(chǎn)率增長所測定的僅是不包括資本投入的技術(shù)進步。鄭玉歆（1999）、易綱（2003）在考察東亞經(jīng)濟增長模式中指出，全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟增長的貢獻在發(fā)達國家與發(fā)展中國家之間有很大的不同，不能忽視經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變的階段性規(guī)律。由于對資本度量中包含了人力資本投資，他們認為，中國經(jīng)濟在現(xiàn)階段靠投資帶動經(jīng)濟增長是一個階段性規(guī)律。鄭京海（2008）指出，盡管對全要素生產(chǎn)率的測度出現(xiàn)了較大的分歧，但是通過已有資料的分析，中國近年來的經(jīng)濟增長越來越靠投資推動，粗放型經(jīng)濟增長方式將使中國的經(jīng)濟增長不可持續(xù)。因此中國經(jīng)濟發(fā)展必須要轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，從依靠要素投入轉(zhuǎn)變到依靠全要素生產(chǎn)率提高上來。

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[9]羅斯托.經(jīng)濟成長的階段[M].北京:商務(wù)印書館，1962:34-35.

篇10

所謂的經(jīng)濟貨幣化，是經(jīng)濟活動中以貨幣為媒介的交易份額逐步增大的過程。經(jīng)濟貨幣化比率的差別基本上反映了不同國家的經(jīng)濟發(fā)展水平，貨幣化比率與一國的經(jīng)濟發(fā)達程度呈現(xiàn)明顯的正相關(guān)關(guān)系。改革開放以來,我國經(jīng)濟貨幣化水平迅速提升,當(dāng)前M2/GDP比率已居世界前列，甚至比歐美發(fā)達國家的水平還高，這有悖于傳統(tǒng)的金融經(jīng)濟理論，有人分析這種狀況的出現(xiàn)與當(dāng)前我國金融結(jié)構(gòu)的失衡、金融資源配置效率的不足、相關(guān)改革特別是社會保障體系建設(shè)的滯后導(dǎo)致居民的預(yù)防性儲蓄意愿過強，以及近期外匯占款的持續(xù)增長而導(dǎo)致貨幣的被動投放等因素有關(guān)。對于上述種種猜測，筆者無意爭辯，本文的目的在于找出經(jīng)濟貨幣化與我國經(jīng)濟增長的關(guān)系，如果這種貨幣化趨勢能促進我國經(jīng)濟的增長，或者我國經(jīng)濟的增長在一定程度上歸因于貨幣化趨勢，那么對貨幣化的爭議就顯得不那么重要了。

二、變量的選取和數(shù)據(jù)來源

三、實證分析

1.時間序列的平穩(wěn)性檢驗。當(dāng)時間序列不平穩(wěn)時，會導(dǎo)致“偽回歸”現(xiàn)象，故在建立模型之前必須對變量進行平穩(wěn)性檢驗，以確定各序列的平穩(wěn)性和單整階數(shù)。平穩(wěn)性檢驗的常用方法是ADF檢驗，以下是各變量ADF檢驗的結(jié)果：

注：檢驗類（c,t,k）中c、t、k表示單位根檢驗方程中帶常數(shù)項、趨勢項和滯后期數(shù)，0表示沒有常數(shù)項或滯后期數(shù)，k根據(jù)AIC信息準(zhǔn)則確定；D表示變量的一階差分。

從以上檢驗結(jié)果可知,在95％的置信水平下，序列LGDP和LEMR都是二階單整的。

2.協(xié)整關(guān)系檢驗。如果同階單整變量的某種線性組合是平穩(wěn)的，則稱存在協(xié)整關(guān)系，它是非平穩(wěn)的單整變量之間存在的一種長期均衡關(guān)系。下面將用Engle-Granger檢驗法來判斷LGDP、LEMR之間是否存在協(xié)整關(guān)系：

第一步，用LGDP對LEMR進行OLS回歸，得到如下方程：

LGDP=10.88713 + 2.897128LEMR(1)

(0.0000) (0.0000)

R2=0.972408DW=0.602344

注：括號內(nèi)是檢驗的P值，下文同。

由上式，各系數(shù)顯著，擬合效果很好，但DW值表明存在序列相關(guān)，故加入1至3期滯后變量并刪除不顯著的變量得

LGDP=1.788999+2.041816LGDP(-1)－1.211123LGDP(-2)－0.371841LEMR

(0.0004) (0.0000)(0.0000) (0.0884)

+1.685884LEMR(-1)－0.807786LEMR(-2) (2)

(0.0000) (0.0002)

R2=0.999692DW=2.111378

第二步，由第一步結(jié)果對殘差序列e做ADF平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如下表所示：

由上表可知，殘差序列e是平穩(wěn)序列，即序列LGDP和LEMR具有協(xié)整關(guān)系，且協(xié)整方程由(2)給出。

由(2)式可知，經(jīng)濟貨幣化增長率對我國GDP增長有滯后2期的影響，同期經(jīng)濟貨幣化增長率對GDP增長有負作用,這可能是當(dāng)期儲蓄意愿過盛擠出投資所致；對下期GDP增長有顯著的促進作用，這是由于前期的儲蓄積累到下期轉(zhuǎn)化為投資從而促進GDP的增長；雖然滯后2期對GDP也有負影響,但總體上經(jīng)濟貨幣化增長率對我國經(jīng)濟的增長具有明顯的促進作用,其積極作用是主要的。

四、結(jié)論

本文通過實證分析證實經(jīng)濟貨幣化增長率對GDP增長有滯后2期的影響，在同期經(jīng)濟貨幣化增長率對GDP增長有負作用，對下期GDP增長有顯著的促進作用，滯后2期對GDP有負影響，但總的來說，經(jīng)濟貨幣化確實對我國經(jīng)濟的發(fā)展有很大的推動作用。因此，盡管在發(fā)展過程中可能出現(xiàn)各種復(fù)雜的不穩(wěn)定的因素，但繼續(xù)大力推動貨幣化進程的政策應(yīng)該堅決執(zhí)行下去。

參考文獻:

篇11

2012年全市實現(xiàn)地區(qū)生產(chǎn)總值3012.8億元，按可比價格計算，比上年增長11.8%，略低于上年0.2個百分點，高于全國4個、全省2個百分點，居全省第5位，比上年前移一位。三次產(chǎn)業(yè)比例調(diào)整為9.7：48.5：41.8。

1 2012年全市經(jīng)濟運行總體呈現(xiàn)三個特點

2012年，全市經(jīng)濟克服宏觀經(jīng)濟下的壓力，保持高位運行，走勢與全國、全省基本一致，經(jīng)過二、三季度筑底，四季度溫和回升，全年主要經(jīng)濟指標(biāo)均完成或超額完成年初目標(biāo)任務(wù)。

1.1經(jīng)濟保持高位運行

分季度看，四個季度GDP分別增長12.2%、11.8%、11.2%和11.8%。規(guī)模以上工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)投資、社會消費品零售總額、進出口、公共財政預(yù)算收入等指標(biāo)增幅都好于預(yù)期，快于全國、全省，在全省的位次保持穩(wěn)定或前移。

1.2發(fā)展走勢與全國、全省基本一致

受宏觀經(jīng)濟下行、調(diào)控效應(yīng)和去年前低后高基數(shù)的影響，全市經(jīng)濟一季度高開起步，二、三季度與全國、全省一樣出現(xiàn)平滑回落，主要經(jīng)濟指標(biāo)自9、10月份觸底企穩(wěn)，回升態(tài)勢明顯。特別是用電量，11月份增長17%，12月增長50%以上，連創(chuàng)年內(nèi)新高。運行走勢符合國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)質(zhì)量評價標(biāo)準(zhǔn)（全國統(tǒng)計會對幾個趨勢相反的省進行了通報）。

1.3全年主要經(jīng)濟指標(biāo)均完成或超額完成

全市主要指標(biāo)增速始終保持在年初目標(biāo)之上。服務(wù)業(yè)占比、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)占比、節(jié)能減排等任務(wù)指標(biāo)經(jīng)過各級各部門的努力，均較好完成。

2對2013年經(jīng)濟增長預(yù)期和經(jīng)濟工作的把握

全市經(jīng)濟工作會和人代會對2013年經(jīng)濟任務(wù)已經(jīng)作出了全面部署。各級要以提高經(jīng)濟運行質(zhì)量和效益為中心，根據(jù)壯大規(guī)模與提升質(zhì)量并重，把應(yīng)對短期周期波動與促進長期結(jié)構(gòu)調(diào)整結(jié)合起來，將下行的壓力轉(zhuǎn)化為結(jié)構(gòu)調(diào)整的動力，加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，確保全市經(jīng)濟實實在在有效益、有質(zhì)量、可持續(xù)地平穩(wěn)增長。

2.1堅定信心，強化動力，努力保持和延長穩(wěn)中有進的上升波線

隨著宏觀政策制度日趨平面化，地區(qū)之間的發(fā)展差異在一定程度上正體現(xiàn)為制度政策創(chuàng)新差異。因此，要發(fā)揮制度政策創(chuàng)新的作用，在落實好上級和全市出臺的政策同時，加快推進區(qū)域、產(chǎn)業(yè)、企業(yè)等中微觀層面制度創(chuàng)新，深入探索新型城鎮(zhèn)化推進過程中的制度改革，落實好主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)培植、新的增長點培育等方面的政策，打造具有臨沂特色的制度政策生產(chǎn)力。繼續(xù)深化服務(wù)企業(yè)“四比四看”活動，促進全民創(chuàng)業(yè)興業(yè)，努力在“冷環(huán)境”中營造“暖氣候”。小微企業(yè)在全市規(guī)模以上工業(yè)中的占比近九成，主營業(yè)務(wù)收入、利潤、利稅增幅高于全市10個百分點以上，在安置就業(yè)、增加收入等方面發(fā)揮了重要作用，而小微企業(yè)創(chuàng)業(yè)、融資和經(jīng)營成本高，人才、信息和創(chuàng)新能力缺乏，要進一步完善小微企業(yè)扶持政策，增強發(fā)展活力。加強經(jīng)濟形勢分析和監(jiān)測預(yù)警，及時化解經(jīng)濟運行中的負面影響，努力保持今年以來增長慣性軌跡不變形，確保今年完成目標(biāo)任務(wù)，明年首季開門好。

2.2以產(chǎn)業(yè)鏈、價值鏈、財稅鏈為核心提升產(chǎn)業(yè)層次提高發(fā)展質(zhì)量和效益

“產(chǎn)業(yè)鏈”方面。要加快主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的培植發(fā)展，保持較高增幅，提高貢獻率，盡快過千億，爭取產(chǎn)值過百億元企業(yè)突破12家。“價值鏈”方面，利用2-3年的時間，力爭戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比分別達到20%和30%左右。“財稅鏈”方面，全市每百元生產(chǎn)總值創(chuàng)造地方財政收入為6.6元，雖比去年（5.1元）有所提高，但仍低于全國（14.5元）、全省（8.6元）平均水平，差距也是潛力，有空間，要著力培植潛力財源促增收，力爭納稅過億元企業(yè)達到40家左右。四是狠抓節(jié)能減排不放松。越是加快發(fā)展，越要高度重視節(jié)能減排工作，要將工業(yè)經(jīng)濟增長與“十二五”能耗總量控制有機結(jié)合起來，建立健全退出機制，堅決杜絕高污染、高耗能和落后產(chǎn)能擴張，構(gòu)筑低能耗產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。

2.3以“大項目、好項目建設(shè)年”活動為契機促進投資適度增長

我們提出一個目標(biāo)，力爭2013年全市億元項目突破1000個（今年為921個），每個縣區(qū)都有10億元以上新開工項目。要進一步優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)（產(chǎn)業(yè)、區(qū)域），向服務(wù)業(yè)、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)傾斜，向園區(qū)集聚。要保持好民間投資活力，全面落實民間投資的“新36條”及42項細則，引導(dǎo)民間資本向?qū)嶓w經(jīng)濟聚集，有序進入市政、能源、電信、衛(wèi)生、教育等領(lǐng)域。

2.4以商城國際化為抓手努力穩(wěn)定內(nèi)需擴大外需

篇12

我國是一個擁有13億多人口的大國，由于人口基數(shù)大，每年新增加的勞動力就有1000萬左右，加上每年轉(zhuǎn)移的剩余農(nóng)村勞動力、企業(yè)破產(chǎn)產(chǎn)生的失業(yè)人員以及由于建立現(xiàn)代企業(yè)制度而排出的大量富余人員，我國每年城鎮(zhèn)新增勞動力供給約為2000萬個。改革開放以來，我國一直保持了較高的經(jīng)濟增長速度，依靠經(jīng)濟擴張拉動就業(yè)增長。20世紀(jì)80年代，我國GDP平均增長率為9.75%，平均就業(yè)增長率為3.03%；進入二十一世紀(jì)，我國經(jīng)濟增速基本保持穩(wěn)定，為9.26%（2000—2008年），但是就業(yè)增長率卻下降為0.89%，比80年代減少了2.14個百分點。雖然我國保持了較高的經(jīng)濟增速，但每年創(chuàng)造的就業(yè)也只有900萬個左右。上世紀(jì)八十年代，GDP每增加一個百分點，我國就業(yè)崗位就能增加200萬個，而到了本世紀(jì)，僅能增加60萬個崗位左右。經(jīng)濟增長對就業(yè)增長的促進已經(jīng)越來越乏力了。

二、我國經(jīng)濟增長與就業(yè)增長的非一致性原因

馬克思在《資本論》中曾指出，在資本積累中，如果資本有機構(gòu)成不變，可變資本就會隨著總資本的增長而增加，對勞動力的需求也會相應(yīng)擴大。上世紀(jì)80年代，由于改革開放，我國經(jīng)濟處于快速的量的擴張階段，資本總量的迅速擴大導(dǎo)致可變資本的絕對量的增加，從而吸收了大量勞動力。

整個80年代我國將輕工業(yè)確定為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，由于輕工業(yè)屬于勞動密集型產(chǎn)業(yè)，資本有機構(gòu)成低，所以隨著資本量的擴大就業(yè)人數(shù)也大大增加。而90年代后，由于世界技術(shù)革命對我國的滲透和擴張，以及我國國內(nèi)技術(shù)改造和進步的作用，我國經(jīng)濟逐步從量的快速擴張向質(zhì)量提高與規(guī)模積極方向發(fā)展，我國第二產(chǎn)業(yè)從以勞動密集型產(chǎn)業(yè)為主向以資本密集型產(chǎn)業(yè)為主過渡，主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)為基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)和基礎(chǔ)設(shè)施，這使我國資本的有機構(gòu)成大大提高，從而大大減少了對勞動力的需求，導(dǎo)致我國就業(yè)增長率的下降。

三、馬克思的資本積累理論對促進我國就業(yè)增長的啟示

社會主義的生產(chǎn)是不斷發(fā)展的，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，提高生產(chǎn)效率是社會主義生產(chǎn)發(fā)展的內(nèi)在要求，而這無疑是失業(yè)產(chǎn)生的基礎(chǔ)，但是，我們不能只看到技術(shù)進步對就業(yè)產(chǎn)生擠出效應(yīng)的片面觀，正如馬克思所分析的，“積累的增進雖然使資本可變部分的相對量減少，但是決不因此排斥它的絕對量的增加。”從單個生產(chǎn)部門看，只要該部門資本總量的增長快于資本構(gòu)成的提高，就業(yè)人數(shù)也是會絕對增加的。此外，在資本積累中，勞動生產(chǎn)率的提高往往是由于新機器的使用，“雖然機器在應(yīng)用它的勞動部門必然排擠工人，但是它能引起其他勞動部門就業(yè)的增加。”因為，大工業(yè)下機器的使用會創(chuàng)造新的物質(zhì)文化需求和新的產(chǎn)業(yè)部門，還會創(chuàng)造配套的產(chǎn)業(yè)服務(wù)，使產(chǎn)品生產(chǎn)呈現(xiàn)多元化，擴大社會的就業(yè)需求，從而對就業(yè)產(chǎn)生創(chuàng)造效應(yīng)。對此，我們可以從以下幾個方面促進我國就業(yè)增長。

（一）保持經(jīng)濟的持續(xù)增長。要保證我國就業(yè)的穩(wěn)定增長，首先必須保持我國經(jīng)濟的持續(xù)增長。因為，只有資本總量擴大了，可變資本才會增加，進而才有勞動力需求增加的可能性。因此，保持經(jīng)濟的穩(wěn)定增長，從而保證資本總量的絕對增加，是就業(yè)增長的前提。

（二）大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。根據(jù)馬克思的理論，資本積累中生產(chǎn)效率的提高會使被用于非生產(chǎn)勞動和仆役階級的人數(shù)增加。而隨著人們生活水平的提高，人們也會從簡單的物質(zhì)需求向更高層次的物質(zhì)文化需要和精神需要發(fā)展。所以，勞動力從農(nóng)業(yè)、制造業(yè)向服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)移，是經(jīng)濟發(fā)展的必然趨勢。而第三產(chǎn)業(yè)主要是資本有機構(gòu)成低的勞動密集型產(chǎn)業(yè)，把它作為我國今后主要的就業(yè)增長點對擴大我國就業(yè)容量具有重要意義。

（三）大力發(fā)展知識信息產(chǎn)業(yè)等新興產(chǎn)業(yè)，加大人力資本投入。按照馬克思的觀點，資本積累中，技術(shù)進步會促進社會分工的發(fā)展和新產(chǎn)業(yè)的誕生，從而創(chuàng)造出巨大的就業(yè)需求。進入21世紀(jì)，知識經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)蓬勃興起，正在替代工業(yè)經(jīng)濟主導(dǎo)著經(jīng)濟發(fā)展。根據(jù)我國勞動力市場的信息顯示，在總體勞動力供給大于需求的情形下，各技術(shù)等級崗位的求人倍率均大于1，其中較大的是高級技師、高級工程師等。因此，大力發(fā)展知識密集型產(chǎn)業(yè)，同時加大對人力資本教育和培訓(xùn)的投資，提高勞動者素質(zhì)，減少結(jié)構(gòu)性失業(yè)，對促進我國就業(yè)增長和和經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變都具有積極意義。

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篇13

旅游在帶動經(jīng)濟的增長過程當(dāng)中，其對住、行、吃、玩等的需求普遍存在著流動性并且不分區(qū)域，并且無論是生產(chǎn)還是消費等行為都有著空間相關(guān)性。

2、理論考察

不同區(qū)域之間的旅游經(jīng)濟投入以及勞動等因素的流動，促使其投入產(chǎn)出活動也有著空間相關(guān)性。因此，不管是實踐還是理論，都需要以旅游經(jīng)濟資本和勞動的投入為基石，從而對在區(qū)域當(dāng)中的旅游經(jīng)濟增長中的溢出效應(yīng)問題進行研究分析。而且從政策和決策的角度上出發(fā)，基礎(chǔ)應(yīng)建立在空間面板計量經(jīng)濟學(xué)理論以及模型之上，對其溢出效應(yīng)進行研究會得出，對政府對企業(yè)的發(fā)展戰(zhàn)略和方向以及消費者的出行規(guī)劃都有著極其重大的意義。

3、問題

首先，對省及與地級的旅游行為有較大的空間相關(guān)性，但對旅游行為當(dāng)中的協(xié)同作用沒有綜合性的思考。其次，在對我國省市的旅游經(jīng)濟增長思考過程并沒有把空間效益這一要素考慮進去，促使結(jié)果相差較多。最后，對區(qū)域旅游經(jīng)濟中的空間效應(yīng)考慮不夠充分，從而對模型的準(zhǔn)確參數(shù)估算不清楚。對其旅游經(jīng)濟空間依懶性的刻畫較為困難與科學(xué)。

二、空間面板計量經(jīng)濟學(xué)的模型設(shè)定以及分析結(jié)果

1、空間相關(guān)性的檢驗

運用閾值距離的空間權(quán)值矩對：中國省市的旅游產(chǎn)出的空間自相關(guān)數(shù)據(jù)進行計算。結(jié)果：中國省市之間的旅游經(jīng)濟增長有較為明顯的空間自相關(guān)性。同時除了Morans傳統(tǒng)的檢測方法外，也可以利用拉格朗日乘子的方法進行檢測。

2、空間面板計量經(jīng)濟模型的估計

如下利用的空間面板計量經(jīng)濟數(shù)據(jù)模型進行分析估計，因此，為了有所區(qū)分對6采用標(biāo)準(zhǔn)的面板數(shù)據(jù)進行估計，采取較為普通并且混合的面板數(shù)據(jù)等多種模型進行估計。方法：6采用混合普通較小二乘估計的方法、最小二乘估計的方法，空間面板采用，軟件上6采用，所有的借助進行檢測估計。從結(jié)果可以看出面板模型通過了水平檢測標(biāo)準(zhǔn)，這說明對旅游經(jīng)濟空間面板計量經(jīng)濟增長的模型來說，采取空間面板模型更加有效合理。同時，也更加說明，在對區(qū)域旅游經(jīng)濟的增長進行分析時，對空間效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)的模型估計不做考慮的方法是不合格的方法。更加強調(diào)了相鄰的省份之間的資本投入，對旅游經(jīng)濟的增長均有顯著的空間溢出效應(yīng)。

三、結(jié)論及相關(guān)的政策啟示

國內(nèi)旅游發(fā)展空間的依賴性尤為明顯，具有鮮明的區(qū)域性結(jié)構(gòu)差異。因此當(dāng)?shù)卣畬Υ龠M旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展的扶持政策還有待加強（例：財力、人力、物力等資源的支持），從而帶動經(jīng)濟的增長。對經(jīng)濟的增長有明顯的空間溢出效應(yīng)，因此區(qū)域之間須相互加強合作、相互協(xié)調(diào)從而一起發(fā)展。當(dāng)然進行戰(zhàn)略性聯(lián)盟的方針，首先須建立與生產(chǎn)要素相關(guān)的市場機制，沖開障礙性因素從而合理的配置資源。提升旅游業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響地位。其次區(qū)域之間加強市場合作，能夠有效擴展開旅游產(chǎn)品的生產(chǎn)鏈。從而實現(xiàn)差異互補化，構(gòu)建和諧的區(qū)域一體化的旅游產(chǎn)業(yè)發(fā)展，進而提高對經(jīng)濟發(fā)展的空間溢出效應(yīng)。因空間距離的增長，其對經(jīng)濟增長的空間溢出效應(yīng)也隨之降低，因此需要加強政策的實施，拉近旅游發(fā)展及經(jīng)濟增長的空間聯(lián)系。例如：以發(fā)達省市帶動發(fā)展慢城市的合作機制，或者旅游支援的工作機制等。目前為止，人力資本因受教育程度的影響，所以對經(jīng)濟增長的作用較小，但因人力比物質(zhì)資本的回報率更高，因此，必須加強對人力資本內(nèi)的投資，改善其配置，并進行結(jié)構(gòu)優(yōu)化，從而達到對經(jīng)濟增長的持續(xù)推動。