經(jīng)濟增長的特征精選(九篇)

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第1篇：經(jīng)濟增長的特征范文

關(guān)鍵詞 教育發(fā)展；經(jīng)濟增長；空間計量經(jīng)濟學(xué)

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

區(qū)域經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展，和當(dāng)?shù)氐娜肆Y本積累狀況息息相關(guān)，而教育是增強人力資積累本的重要途徑之一。隨著中國經(jīng)濟發(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、社會發(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)濟的可持續(xù)發(fā)展，強調(diào)經(jīng)濟增長的同時兼顧長期發(fā)展?jié)摿?。自?nèi)生增長理論崛起后，人力資本成為解釋經(jīng)濟增長的重要因素之一，再加上21世紀所強調(diào)創(chuàng)新活動的知識經(jīng)濟體系，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，通過加強教育投入成為各國可持續(xù)發(fā)展的重要舉措之一，中國也不例外。根據(jù)表1，中 國在過去10年中，平均教育年數(shù)不斷上升。這從一個層面體現(xiàn)了中國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、社會長期可持續(xù)發(fā)展積累了所需的人力資本，推動了經(jīng)濟增長并確保未來發(fā)展?jié)摿ΑＥc之對應(yīng)的是，經(jīng)濟增長又為教育發(fā)展提供了資源上的支持和人才上的需求。但是，人力資本存量對經(jīng)濟可持續(xù)增長的影響會不會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，人力資本始終是個不可忽視的要素。麥科魏等人在1992年提出擴展的索羅模型，將人力資本視為生產(chǎn)函數(shù)的投入之一，認為經(jīng)濟增長是由人力資本累積所推動，各國經(jīng)濟增長差異，主要是源自于人力資本累積的差異。［1］羅默將經(jīng)濟增長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)進步，造成經(jīng)濟持續(xù)增長。［2］但是，實證研究存在較大分歧。例如：普里切斯特指出人力資本對經(jīng)濟增長有負向但不顯著影響。［3］ 克拉達茲等人研究發(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

人力資本對經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的影響，還會因為性別或教育程度的不同而有所差異。諾斯等人認為女性人力資本累積會提升勞動生產(chǎn)力而促進經(jīng)濟增長，而男性人力資本累積對經(jīng)濟增長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經(jīng)濟增長有正向且顯著影響，而女性中等以上教育程度人力資本存量對經(jīng)濟增長有負向但不顯著影響。［7］ 克拉達茲等人研究發(fā)現(xiàn)男性中等以上教育程度的人力資本累積對經(jīng)濟增長有負向但不顯著影響，而女性中等以上教育程度的人力資本累積對經(jīng)濟增長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會，會對該地區(qū)經(jīng)濟、社會可 持續(xù)發(fā)展產(chǎn)生長期深遠影響。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會的不公平性，會對地區(qū)之間的長期可持續(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)

為了進一步探討教育發(fā)展和經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展之間的關(guān)系，本文根據(jù)經(jīng)濟增長理論和人力資本理論，得到如下三個假設(shè)：

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

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

假設(shè)三：勞動力人口越多，經(jīng)濟發(fā)展越快。

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

因此。本文進一步假設(shè)：

假設(shè)四：教育發(fā)展和經(jīng)濟增長都會呈現(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）和空間計量模型方法，通過比較來選出更適宜的模型和估計，減少估計誤差。

2.1 基本模型

為計算不同性別教育發(fā)展對經(jīng)濟發(fā)展影響，對相關(guān)變量都采用對數(shù)值，具體模型如下：

lnyi=α+βlnXi+εi（1）

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

2.2 空間計量模型介紹

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

2.2.1 空間滯后回歸模型

lnyi=α+ρWlnyi+lnβxi+εi（2）

其中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里，多加上一個殘差項自己本身乘上空間上的鄰近矩陣。若其中空間誤差系數(shù)λ顯著異于零，即表示確實具有空間相關(guān)的關(guān)系。μi服從均值為0、方差為σ2的獨立正態(tài)分布。

3 空間計量模型的實證分析

3.1 數(shù)據(jù)來源

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

3.2 地理空間相關(guān)性檢驗

3.2.1 整體空間自我相關(guān)性檢驗

在空間計量經(jīng)濟學(xué)領(lǐng)域中，用Moran's I來檢測研究范圍內(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 中國各縣Moran's I檢驗

Tab.2 County Moran's test in China變 量Moran's IP值顯著程度GDP的對數(shù)值0.728 1（0.001）***男性平均受教育年限的對數(shù)值0.755 0（0.001）***女性平均受教育年限的對數(shù)值0.757 6（0.001）***15歲及以上人口總數(shù)的對數(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個縣，L-H地區(qū)有2個縣，H-L有13個縣，其它1 382個縣沒有空間自相關(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個縣，L-H地區(qū)有2個縣，H-L有15個縣，其它1 302個縣沒有空間自相關(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 回歸估計及其比較分析

為了比較OLS和空間計量分析之間的差異，把縣GDP對數(shù)值和與相關(guān)變量的對數(shù)值分別進行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)，三個自變量都會顯著正向影響GDP，即男性人力資本存量越多、女性人力資本存量越多，經(jīng)濟發(fā)展越快；人口越多，經(jīng)濟發(fā)展越快。不過，Moran's I值是0.527 3，表明經(jīng)濟發(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，各種檢驗都通過。根據(jù)表4三個模型相比，都表明空間誤差模型最適合，因為空間誤差模型的決定系數(shù)最大，赤池信息準則都最小。因此，在本文的分析中，就采用空間誤差模型。

4 結(jié) 論

隨著科技不斷的進步與創(chuàng)新，人力資本的投入對經(jīng)濟可持續(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（東亞高增長地區(qū)）最主要的增長動力，……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)濟增長的重要因素。中國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展過程，會因人力資本存量、人口增長以及由于人力資本積累所帶來的知識技術(shù)創(chuàng)新與增長的交互作用，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)濟學(xué)家并未觀察到，其中最主要的原因就是當(dāng)時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)在中國經(jīng)濟增長過程中所扮演的重要角色。

通過空間計量經(jīng)濟學(xué)分析，得到如下三個結(jié)論：

（1）教育發(fā)展對經(jīng)濟可持續(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，對經(jīng)濟增長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，即中國通過教育來積累人力資本進而推動經(jīng)濟增長的策略，是行之有效的。此外，勞動力人數(shù)對經(jīng)濟增長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對勞動力人數(shù)的彈性是0.879，而GDP對男性平均接受教育年限的彈性是0.662，GDP對女性平均接受教育年限的彈性是0.354。因此，不難看出，在三個彈性中，GDP對勞動力人數(shù)的彈性最大，因此在中國勞動力密集型特征還是很明顯，勞動力人數(shù)的增長能夠為經(jīng)濟提供所需要的相對廉價勞動力，進而吸引各國前來直接投資，推動經(jīng)濟發(fā)展和增長。不過，人力資本存量的作用也不容忽視。

（2）教育發(fā)展對經(jīng)濟增長影響會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)濟增長，但是影響的力度不同。相對而言，男性人力資本存量對經(jīng)濟增長的作用要強于女性人力資本存量的作用。造成這種情況有幾方面原因：

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

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期內(nèi)退出勞動力市場，產(chǎn)生工作生涯的中斷，而工作生涯的中斷，特別是較長時間的中斷，會降低雇員的實際掙得能力。當(dāng)女性雇員重新進入勞動力市場時，需要一段時期的恢復(fù)和調(diào)整，這些都會削弱女性對經(jīng)濟增長的貢獻。

（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)檢驗和局部空間自相關(guān)檢驗都表明教育發(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，表明中國教育發(fā)展存在不同的聚集族群特征，這種聚集會進一步影響經(jīng)濟的不均衡。

造成這種空間聚集效應(yīng)的一個重要原因是存在溢出效應(yīng)。筆者的研究表明，中國公共教育財政存在顯著的溢出效應(yīng)。［15］當(dāng)教育財政資源存在顯著溢出效應(yīng)時，勢必出現(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，往往會加劇各地經(jīng)濟發(fā)展上的不均衡性，出現(xiàn)發(fā)達地區(qū)越發(fā)達，落后地區(qū)越落后的局面。從整體經(jīng)濟發(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］因為，非均衡資源配置方式，也是一種約束條件下最優(yōu)的配置方式。但是，在經(jīng)濟長期可持續(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)進行配置，實現(xiàn)長期均衡可持續(xù)發(fā)展的目標。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)計示范效應(yīng)等長效機制，合理利用溢出效應(yīng)的積極結(jié)果，實現(xiàn)通過聚集進而擴散周邊而帶動周邊地區(qū)發(fā)展的良性循環(huán)長期可持續(xù)發(fā)展模式。同時，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，有必要先檢驗數(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，空間計量經(jīng)濟模型要優(yōu)于OLS模型。

在研究具有空間聚集效應(yīng)的問題時，若采用不恰當(dāng)?shù)哪Ｐ蜁?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)展程度對經(jīng)濟增長的影響是正向但不是很顯著的（僅在10％下顯著而在5％下不顯著）；若采用空間滯后模型，發(fā)現(xiàn)女性教育發(fā)展程度對經(jīng)濟增長的影響是正向且顯著（在5％下顯著）。另外，若采用OLS模型，那么GDP對勞動力人數(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，不同的估計方法會得到不同的結(jié)論，在進行具有空間聚集效應(yīng)的實證問題研究上，要檢驗其空間相依性，以免得到的結(jié)論存在較大誤差。

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Spatial Analysis of Education Development and Economy Development

GU Jiafeng

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

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

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

第2篇：經(jīng)濟增長的特征范文

關(guān)鍵詞：投資；消費；經(jīng)濟增長

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

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

一、 文獻綜述

國內(nèi)有眾多學(xué)者研究投資消費失衡問題，主要的觀點有：一是我國國民經(jīng)濟增長結(jié)構(gòu)失衡的直接原因是國民儲蓄率過高（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)，決定了中國經(jīng)濟增長模式“出口導(dǎo)向”和“高投資、低消費”的特點（姚洋，2009）；三是“投資驅(qū)動和出口拉動”的粗放型經(jīng)濟增長方式是導(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)投資和凈出口拉動的經(jīng)濟增長模式，其根源是現(xiàn)行收入分配機制中存在扭曲（汪同三，2007）。

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

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

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

4. 收入分配機制存在扭曲。汪同三（2007）認為我國現(xiàn)階段分配機制不完善造成企業(yè)高利潤，高利潤高回報是企業(yè)擴大再生產(chǎn)的原始驅(qū)動，實現(xiàn)的高利潤又為下一輪投資提供了資金來源，從而形成了“高利潤――高投資――高利潤”的循環(huán)。并認為分配機制不完善主要表現(xiàn)在以下幾個方面：一是工人成本被人為壓低；二是行政行業(yè)壟斷導(dǎo)致利潤的相對集中；三是地方政府招商引資對“三資企業(yè)”提供優(yōu)惠條件。筆者認同汪同三關(guān)于“高利潤-高投資-高利潤”的經(jīng)濟運行機制，但不認同其關(guān)于要素價格扭曲的論證：一是從2004年開始在“珠三角”出現(xiàn)的“民工荒”表明我國勞動力價格形成機制是市場供求決定的，勞動力要素報酬低是人口結(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)獲取了高利潤相反，經(jīng)過筆者分析發(fā)現(xiàn)水、電、天然氣、石油化工四個部門利潤占工業(yè)部門利潤比重，1990年~1999年的平均值為17.52%，2000年~2008年平均值為8.07%，甚至在2008年四部門共虧損342.01億元，由于政府在水、電、石油、天然氣、土地價格等領(lǐng)域進行價格干預(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、消費失衡的影響因素和作用機制

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

1. 七個影響因素。

（1）我國人口結(jié)構(gòu)特征。我國人口結(jié)構(gòu)有兩個顯著特征：一是我國農(nóng)村人口巨大，農(nóng)村勞動力持續(xù)向大中城市轉(zhuǎn)移，1978年~2009年我國農(nóng)村人口占比從89.36%下降到了53.41%。勞動力市場長期處于無限供給階段（邵曉，2009），這導(dǎo)致勞動要素在市場經(jīng)濟環(huán)境下難以取得較高的報酬分額。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%。人口負擔(dān)比較輕，有較多的經(jīng)濟剩余可以轉(zhuǎn)化為儲蓄。

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

（3）金融市場的資金要素價格扭曲。我國金融市場發(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蓄，同時由于我國信貸利率沒有市場化，資金要素價格扭曲嚴重，資金要素的收益分配上利于企業(yè)部門。通過對1992年~2007年現(xiàn)金流量表（實物）計算可以發(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。由于我國環(huán)境保護的相關(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)粗放式擴張給環(huán)境造成了相當(dāng)嚴重的破壞，但沒有全部承擔(dān)相應(yīng)的成本。2010年環(huán)境狀況公報指出：全國開展酸雨監(jiān)測的494個城市(縣)中，出現(xiàn)酸雨的城市占50.4%，酸雨程度嚴重或較重的城市占21.6%；近岸海域水質(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）社會保障制度不完善。我國正逐步建立覆蓋城鄉(xiāng)的居民的社會保障體系，到2010年末，全國基本養(yǎng)老保險、基本醫(yī)療保險、失業(yè)保險、工傷保險和生育保險參保人數(shù)分別達到25 707萬人、43 263萬人、13 376萬人、16 161萬人和12 336萬人，但從目前的覆蓋范圍來說還遠遠不夠。由于原有的社會保障體制已經(jīng)打破，個人的社會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、生育等方面的負擔(dān)加重，這大大降低了社會居民的消費意愿，加強了儲蓄傾向。

（6）外貿(mào)環(huán)境更加開放。2001年我國加入了世界貿(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，我國企業(yè)更加深入的參與到國際分工，而我國企業(yè)的比較優(yōu)勢主要體現(xiàn)在勞動力、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)向我國大量轉(zhuǎn)移。

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

2. 三個作用機制。

（1）國民經(jīng)濟初次分配機制。我國人口結(jié)構(gòu)特征（農(nóng)村人口占比高）、資源能源價格機制不合理、金融市場發(fā)育不足、環(huán)境污染外部成本沒有內(nèi)部化四個因素，形成了國民經(jīng)濟初次分配向企業(yè)傾斜的內(nèi)在機制。這一內(nèi)在分配機制導(dǎo)致以下結(jié)果：一是企業(yè)部門“高利潤、高投資”，一方面較大的盈利空間激勵企業(yè)進行投資，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――高投資”的循環(huán)；二是企業(yè)部門高利潤帶動政府收入較快增長，由于政府部門的平均消費傾向要低于居民部門，2001年~2008年政府部門平均消費傾性為0.63，而居民部門平均消費傾向為0.67，這進一步加劇了我國經(jīng)濟增長“高投資、高儲蓄”的特征。

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

（3）外貿(mào)發(fā)展的阻斷機制。消費是投資及生產(chǎn)的目的，投資形成的產(chǎn)出能否在市場實現(xiàn)或出清，受制于由消費決定的市場需求的大小。在相對封閉的經(jīng)濟運行環(huán)境中，當(dāng)投資增長過度超越消費增長導(dǎo)致投資與消費失衡時，就會引發(fā)產(chǎn)品積壓和價格調(diào)整，導(dǎo)致投資增長率下降，從而恢復(fù)消費、投資的平衡關(guān)系。而在開放的經(jīng)濟環(huán)境中，投資不再僅僅受制于國內(nèi)的消費需求，而是很大程度上取決于世界市場的需求。劉瑞翔等（2011）研究表明，1987年~2007年我國經(jīng)濟增長對最終需求的依存結(jié)構(gòu)發(fā)生了本質(zhì)變化， 對國內(nèi)消費的依存度從1987年57%下降到2007年的35.5%，對出口的依存度從1987年的11%上升到2007年的32%。加入了世界貿(mào)易組織（WTO）以及近年來人民幣相對于非美元貨幣貶值導(dǎo)致我國外貿(mào)快速發(fā)展，這阻斷了封閉環(huán)境下消費投資平衡恢復(fù)機制，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，我國經(jīng)濟發(fā)展“高投資、低消費”的特征，是人口結(jié)構(gòu)、資源能源價格機制、金融市場、環(huán)境污染外部成本沒有內(nèi)部化、社會保障制度、外貿(mào)環(huán)境、匯率制度七個因素，通過國民經(jīng)濟初次分配、居民部門消費―儲蓄選擇、外貿(mào)發(fā)展阻斷機制三個路徑共同發(fā)揮作用造成的。

三、 轉(zhuǎn)變“高投資、低消費經(jīng)濟發(fā)展模式”的政策建議

1. 深化四個方面的經(jīng)濟體制改革。一是深化資源能源價格改革。推進水、電、成品油、天然氣、土地等資源能源產(chǎn)品的價格體制改革，使資源能源品價格能體現(xiàn)其稀缺價值。二是建立環(huán)境污染外部性內(nèi)部化機制。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，通過市場競價提高企業(yè)污染環(huán)境的代價。三是深化金融市場改革。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。推進利率市場化改革，促進金融市場競爭，發(fā)揮利率的資金價格信號作用。四是改革匯率制度。逐步實現(xiàn)人民幣資本項目可兌換，擴大人民幣跨境結(jié)算，完善有管理的浮動匯率制度，逐步實現(xiàn)人民幣匯率的市場定價。

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

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

4. 爭取寬松的外貿(mào)環(huán)境。2008年金融危機爆發(fā)后，我國外貿(mào)環(huán)境發(fā)生了顯著的變化，外貿(mào)需求大幅波動，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)營環(huán)境。我國應(yīng)該積極爭取寬松的外貿(mào)環(huán)境，擴大和深化開放，促進對外投資，發(fā)展區(qū)域貿(mào)易自由區(qū)，為經(jīng)濟體制改革在時間和空間上爭取有利的條件，促進我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和產(chǎn)業(yè)升級在平穩(wěn)的環(huán)境中進行。

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

參考文獻：

1. 吳忠群.中國經(jīng)濟增長中消費和投資的確定.中國社會科學(xué),2002,（3）.

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

3．姚洋.中國發(fā)展模式與當(dāng)前經(jīng)濟危機.重慶工商大學(xué)學(xué)報（西部論壇）,2009，（7）.

4．龔敏,李文溥.論擴大內(nèi)需政策與轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式.東南學(xué)術(shù),2009，（1）.

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

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

第3篇：經(jīng)濟增長的特征范文

論文關(guān)鍵詞：經(jīng)濟增長,經(jīng)濟結(jié)構(gòu),產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

經(jīng)濟增長是衡量社會財富不斷增加的指標，是社會再生產(chǎn)動態(tài)過程的具體體現(xiàn)，經(jīng)濟增長的關(guān)鍵在于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整。黑龍江省作為我國重要的老工業(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)移的時期，經(jīng)濟增長中存在的體制性和結(jié)構(gòu)性的矛盾已嚴重影響經(jīng)濟增長的速度和質(zhì)量。通過經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的調(diào)整優(yōu)化來提高經(jīng)濟發(fā)展水平已成為最為迫切的問題。

一、黑龍江省經(jīng)濟增長的總體態(tài)勢與特征分析

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

表12000-2009年中國和黑龍江省GDP

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

中 國

99215

109655

120333

135823

159878

183085

209407

246619

300670

335353

黑龍江

3253

3561

3902

4433

5303

5510

6217

7077

第4篇：經(jīng)濟增長的特征范文

關(guān)鍵詞：國內(nèi)居民；旅游消費；經(jīng)濟增長

一、引言

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

二、旅游消費影響經(jīng)濟增長的理論分析

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

旅游消費總量主要從三方面影響經(jīng)濟增長：一是旅游消費作為最終消費的一部分，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生直接的拉動作用；二是旅游消費需求總量的增加導(dǎo)致旅游消費品生產(chǎn)的增長，誘發(fā)旅游業(yè)和相關(guān)行業(yè)增加投資，從而拉動經(jīng)濟增長；三是旅游消費需求總量的增加，帶動旅游業(yè)及相關(guān)行業(yè)就業(yè)，促進經(jīng)濟增長。

旅游消費結(jié)構(gòu)變動也主要從三個方面影響經(jīng)濟增長：一是旅游消費結(jié)構(gòu)變動影響消費總量，進而對經(jīng)濟增長產(chǎn)生拉動作用；二是旅游消費結(jié)構(gòu)引發(fā)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動，促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨于合理，提高資源配置效率，從而對經(jīng)濟增長產(chǎn)生積極影響；三是旅游消費結(jié)構(gòu)的變動引發(fā)就業(yè)結(jié)構(gòu)的變動，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)，提高整體勞動生產(chǎn)率，從而促進經(jīng)濟增長。

三、國內(nèi)居民旅游消費現(xiàn)狀分析

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

（一）2004-2013年國內(nèi)旅游人數(shù)及旅游消費支出情況

從表1中可以看出，除特殊年份以外，城鄉(xiāng)居民國內(nèi)旅游出游人次、旅游消費支出均表現(xiàn)出強勁的增長態(tài)勢。從國內(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5.86%。從旅游總花費來看，由2004年的4710.7億元增加到2013年的26276.1億元，平均每年增長2156.54億。其中城鎮(zhèn)居民旅游總花費從2004年的3359.0億元增加到2013年的20692.6億元，平均每年增長1733.36億；農(nóng)村居民旅游總花費由2004年的1351.7億元增加到2013年的5583.5億元，平均每年增長423.18億。

（二）2004-2013國內(nèi)游客增長率及旅游消費增長率情況

國內(nèi)游客增長率和旅游消費增長率可以根據(jù)表1中的數(shù)據(jù)計算得出，其計算公式如下：

某年國內(nèi)游客增長率=本年出游人次-上年出游人次上年出游人次×100%（1）

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

計算結(jié)果見圖1、圖2所示。

圖1 2004-2013年城鄉(xiāng)居民國內(nèi)游客增長率

圖2 2004-2013年城鄉(xiāng)居民國內(nèi)旅游消費增長率

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

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

四、國內(nèi)居民旅游消費對經(jīng)濟增長的影響

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

（一）國內(nèi)居民旅游消費總量對經(jīng)濟增長的影響

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

1.旅游消費率分析

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

國內(nèi)旅游消費率=國內(nèi)旅游消費總支出GDP×100%（3）

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

2.旅游消費貢獻率分析

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

國內(nèi)旅游消費貢獻率=旅游消費支出增加量GDP增加量×100%（4）

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

（二）國內(nèi)居民旅游消費結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟增長的影響

旅游消費結(jié)構(gòu)是指旅游者在旅游消費過程中消費的相關(guān)消費資料的比例關(guān)系。按照旅游消費資料用途的不同，可以將旅游消費結(jié)構(gòu)劃分為吃、住、行、游、購、娛等六個方面的消費需求，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和非基本旅游消費，并將餐飲、住宿、交通、景區(qū)游覽歸入基本旅游消費，將購物、娛樂及其他服務(wù)歸入非基本旅游消費。一般而言，非基本旅游消費被看作是衡量一地旅游消費水平的重要標志，其在旅游消費中的比重越大，比重提高速度越快，消費總量的增加就越快，旅游消費對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響就會越大。

1.城鎮(zhèn)居民國內(nèi)旅游消費結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟增長的影響

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

2.農(nóng)村居民國內(nèi)旅游消費結(jié)構(gòu)變動對經(jīng)濟增長的影響

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

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

五、結(jié)論

旅游消費的經(jīng)濟影響研究是旅游學(xué)界的焦點問題，同時也是一個難點問題。本文采用比較分析、統(tǒng)計分析等定量分析方法，從理論和實證兩方面對我國城鄉(xiāng)居民國內(nèi)旅游消費對經(jīng)濟增長的影響進行了簡單的定量研究。理論方面，以一般消費影響經(jīng)濟增長的機理為基礎(chǔ)，結(jié)合旅游消費的特點，構(gòu)建了國內(nèi)旅游消費影響經(jīng)濟增長的理論分析框架。實證方面，在全面分析我國城鄉(xiāng)居民國內(nèi)旅游消費現(xiàn)狀的基礎(chǔ)上，依據(jù)理論分析框架，從旅游消費總量和旅游消費結(jié)構(gòu)兩方面，對我國城鄉(xiāng)居民國內(nèi)旅游消費對經(jīng)濟增長的影響進行了較為全面的研究。（作者單位：1.湘潭大學(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分公司）

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第5篇：經(jīng)濟增長的特征范文

經(jīng)濟波動是商業(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國民經(jīng)濟研究局創(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)組織活動的國家的總體經(jīng)濟活動中看到的一種波動:一個由許多經(jīng)濟活動幾乎同時擴張,隨之而來類似的普遍衰退、收縮以及與下一個周期的擴張階段相連的復(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)生的時間?！边@種表述意味著商業(yè)周期波動中存在著經(jīng)濟變量時間序列中數(shù)據(jù)的協(xié)動性(comovement),即各種經(jīng)濟活動一起上升和下降,表現(xiàn)在宏觀經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)中的各種產(chǎn)出等經(jīng)濟變量的同步變動。像Mitchell所描述的那樣,Keynes(1936)則對商業(yè)周期中的另一種現(xiàn)象進行了研究,即商業(yè)周期波動的差異性(非對稱性)。更近的研究用一些數(shù)學(xué)工具和時間序列數(shù)據(jù)對協(xié)動性和差異性進行了較為精細的分析。Stock和Watson(1989,1991,1993,1999)的一系列論文中估計了一個線性動態(tài)因素模型,發(fā)現(xiàn)了不同宏觀經(jīng)濟之間的協(xié)動關(guān)系。他們使用幾個宏觀經(jīng)濟變量時間序列數(shù)據(jù),抽象出一個簡單的不能觀察到的變量,并把這一變量同美國商業(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)周期的時間軌跡上。JamesHamilton(1989)使用單變量的非線性模型來解釋差異性(非對稱性),發(fā)現(xiàn)美國GNP增長率趨勢函數(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)周期的動態(tài),一種狀態(tài)是正向的經(jīng)濟增長,另一種狀態(tài)是負向的經(jīng)濟衰退。Diebold和Rudebusch(1994)研究突出了協(xié)動性和差異性(非對稱性)是商業(yè)周期的重要特征。盡管隨后的學(xué)者進行了相關(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)在國民經(jīng)濟中的比重大于第一產(chǎn)業(yè),第一產(chǎn)業(yè)即農(nóng)業(yè)對整個國民經(jīng)濟波動的影響力相對較小。對于現(xiàn)代工業(yè)國家或發(fā)展中國家的工業(yè)等省份盡管如此,但是對于農(nóng)業(yè)大國,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)濟周期波動的協(xié)動性和差異性特征考察農(nóng)業(yè)大省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟波動與國民經(jīng)濟波動之間的關(guān)系,研究農(nóng)業(yè)大省國民經(jīng)濟運行中農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長的波動特征及其一般規(guī)律,以便為農(nóng)業(yè)大省國民經(jīng)濟的增長更好地發(fā)揮農(nóng)業(yè)經(jīng)濟的基礎(chǔ)性作用,以及實施農(nóng)業(yè)大省轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟強省戰(zhàn)略提供參考。

二測定方法及指標

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

三湖南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟波動測定分析

(一)湖南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟長期波動測定分析

所謂長期本文指的是改革開放前后兩個時期,即1955年至1976年為第一個長期,從1977年至2003年為第二個長期。根據(jù)薩繆爾森的經(jīng)濟波動理論,引進薩繆爾森乘數(shù)———加速數(shù)動態(tài)模型。1)為產(chǎn)品市場的均衡公式,即收入恒等式,為了方便,也不失一般性,假定政府購買為外生變量。(2)為簡單的消費函數(shù),它表明,本期消費是上一期收入的線性函數(shù),其中b表示邊際消費傾向。對于第一個長期,根據(jù)湖南統(tǒng)計年鑒,1955年全省農(nóng)村總消費為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,說明湖南在第一長期內(nèi)的農(nóng)村消費比重偏小,亦即國民收入中消費小于積累。而對湖南第二個長期,根據(jù)湖南統(tǒng)計年鑒1977年全省農(nóng)村總消費為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,說明湖南在第二個長期的農(nóng)村消費比重偏大,亦即國民收入中消費大于積累。(3)按加速原理依賴于本期和前期消費的改變量,其中V為加速數(shù)。在第一個長期,根據(jù)湖南統(tǒng)計年鑒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。而第二個長期,根據(jù)湖南統(tǒng)計年鑒,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)濟增長中的加速數(shù)要大于改革開放前農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長中的加速數(shù),但是,這兩個系數(shù)均小于1,說明湖南農(nóng)業(yè)收入的增長用于農(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)在第一個長期與第二個長期經(jīng)濟增長的總體特征。說明湖南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟在改革開放前后兩個時期內(nèi)呈現(xiàn)出單調(diào)遞增并趨向于每一個時期的均衡值,表明湖南農(nóng)業(yè)在改革開放前后兩個時期主要由于其農(nóng)業(yè)生產(chǎn)制度的重大變革使得其經(jīng)濟的“增長力”迅速增強,初始呈現(xiàn)出爆發(fā)性增長狀態(tài),但隨后隨著該制度的逐步完善,其經(jīng)濟的增長率又逐步趨弱,因而其“穩(wěn)定性”逐步增強。說明制度創(chuàng)新在經(jīng)濟增長中發(fā)揮著重要的作用。

(二)湖南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟短期波動測定分析

首先根據(jù)經(jīng)濟增長速度的高低,持續(xù)時間的長短,擴張和收縮的轉(zhuǎn)變點等特征,我們對湖南自1955年至2003年①農(nóng)業(yè)即農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值增長率進行描述,從而得到湖南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長變化的路徑,即農(nóng)業(yè)經(jīng)濟波動的基本軌跡。我們按照一個標準的經(jīng)濟周期包括兩個時期(收縮與擴張時期),四個階段(衰退、蕭條、復(fù)蘇和繁榮四個階段)和兩個轉(zhuǎn)折點(經(jīng)濟由繁榮階段轉(zhuǎn)入衰退階段的關(guān)鍵點和經(jīng)濟走出蕭條階段開始復(fù)蘇的關(guān)鍵點)的基本原則,將湖南農(nóng)業(yè)1955年至2003年的49年間經(jīng)濟波動大致劃分成9輪周期,如表1。以下根據(jù)表1采用階梯周期分析方法,引進相關(guān)參數(shù)定量分析湖南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟增長過程中9輪周期的增長率波動狀態(tài)。湖南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟周期性波動存在以下特征:第一,湖南農(nóng)業(yè)9輪周期平均波動幅度為21.91個百分點,波動系數(shù)為1.05,總體呈現(xiàn)為強幅型,它表明每個周期內(nèi)經(jīng)濟增長高低起伏劇烈,其經(jīng)濟增長處于極不穩(wěn)定狀態(tài),說明農(nóng)業(yè)大省農(nóng)業(yè)經(jīng)濟運行隨機因素的影響很大。第二,湖南農(nóng)業(yè)9輪周期波動高度平均值為22.09,總體呈現(xiàn)為高峰型,說明每個周期經(jīng)濟擴張能力強盛,尤其是改革開放以來的前4輪周期更為顯著。第三,從波動深度來看,湖南農(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)濟活動的絕對水平有規(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)向增長型周期,表明其經(jīng)濟活動的相對水平有規(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,波動的平均位勢由中位型轉(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)增長率年遞增平均值為11.24%,比改革前上升了4.96個百分點。這表明,湖南農(nóng)業(yè)在克服“大起大落”中總體增長水平有了顯著提高。第五,波動的擴張長度平均值為2.22年,而收縮年度的平均值為3.33年,擴張長度與收縮長度之比為0.67總體呈現(xiàn)短擴張型,表明農(nóng)業(yè)經(jīng)濟擴張的持續(xù)性較弱,穩(wěn)定性較差。

四湖南國民經(jīng)濟波動測定分析

(一)湖南國民經(jīng)濟長期波動測定分析

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

(二)湖南國民經(jīng)濟短期波動測定分析

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年國民經(jīng)濟增長變化的路徑即國民經(jīng)濟波動的基本軌跡,如圖2,和湖南國民經(jīng)濟從1955年至2003年波動的9輪周期,如表3。以下根據(jù)階梯周期分析方法進行分析,其結(jié)果由表4給出。對表4作進一步分析,湖南國民經(jīng)濟周期性波動平均波動幅度為20.02個百分點,波動系數(shù)平均為0.84個百分點,總體呈現(xiàn)為強幅型;波動高度平均值為22.65個百分點,總體呈現(xiàn)為高峰型;從波動深度來看,其9輪周期中改革開放前基本屬于古典型,改革開放后的5輪周期均屬于增長型;波動的平均位勢均處于高位型;波動的擴張長度與收縮長度之比為0.89,總體呈現(xiàn)短擴張型。

五湖南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟波動與國民經(jīng)濟波動的關(guān)系

(一)湖南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟波動與國民經(jīng)濟波動的協(xié)動性

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

(二)湖南農(nóng)業(yè)經(jīng)濟波動與國民經(jīng)濟波動的差異性

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

六結(jié)論

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

1.建立系統(tǒng)的國民經(jīng)濟運行監(jiān)測預(yù)警體系,加強對國民經(jīng)濟波動狀態(tài)的預(yù)測,及時了解和準確掌握影響國民經(jīng)濟波動的各種內(nèi)外因素,特別是各時期經(jīng)濟運行中的消費、投資、價格、貨幣及其外貿(mào)等影響經(jīng)濟波動的內(nèi)生因素的變化規(guī)律及其內(nèi)在聯(lián)系。加強農(nóng)業(yè)大省經(jīng)濟增長中的長期波動趨勢與短期波動趨勢的分析和研究,利用經(jīng)濟波動不同階段的特點,順應(yīng)經(jīng)濟波動規(guī)律制定相應(yīng)的對策,積極有效地實施對經(jīng)濟波動趨勢的調(diào)控,防止由于各種因素的隨機變化而產(chǎn)生的對農(nóng)業(yè)大省整個國民經(jīng)濟的沖擊。

2.繼續(xù)重視和加強農(nóng)業(yè)的基礎(chǔ)地位。農(nóng)業(yè)穩(wěn)定是農(nóng)業(yè)大省整個國民經(jīng)濟穩(wěn)定的基礎(chǔ),農(nóng)業(yè)的增長制約著第二、第三產(chǎn)業(yè)的增長。隨著經(jīng)濟的發(fā)展和城市化進程的加快,第一產(chǎn)業(yè)比重的下降是必然的,但這種趨勢是相對的,有條件的,必須以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率的提高為前提。因此,加強農(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)濟的持續(xù)穩(wěn)定增長。

第6篇：經(jīng)濟增長的特征范文

關(guān)鍵詞：R&D投入；經(jīng)濟增長；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，為增加知識總量以及運用這些知識去創(chuàng)造新的應(yīng)用而進行的系統(tǒng)的、創(chuàng)造性的活動，包括基礎(chǔ)研究、應(yīng)用研究、試驗發(fā)展三類活動。R&D投入對一個國家、一個地區(qū)甚至一個企業(yè)發(fā)展都具有非常重要的意義。早在20 世紀40 年代，Solow就指出實物資本積累的變動不能很好地解釋經(jīng)濟增長，只有技術(shù)進步才能促進人均產(chǎn)出的持久性增長。國際上通常采用R&D活動的規(guī)模和強度指標反映一國的科技實力和核心競爭力。

國內(nèi)外很多學(xué)者對R&D投入與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系進行了分析與實證研究。Griliches通過構(gòu)建R&D 對生產(chǎn)力增長的模型，從公司、產(chǎn)業(yè)等不同層次測度了R&D對經(jīng)濟增長的影響，發(fā)現(xiàn)R&D投入對生產(chǎn)率的提高有顯著的促進作用。Aghion et al.提出了基于R&D 的內(nèi)生增長模型，發(fā)現(xiàn)R&D投入水平的提高將加快經(jīng)濟增長。Romer 從知識積累性角度將技術(shù)創(chuàng)新活動內(nèi)生化，但忽略了人力資本積累對經(jīng)濟增長的貢獻。Lucas強調(diào)人力資本對技術(shù)內(nèi)生化及經(jīng)濟增長的作用，但又忽視了R&D 資本對技術(shù)創(chuàng)新的作用。趙喜倉、陳海波運用因子分析法對我國R&D的區(qū)域發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響進行了評價，得出我國R&D在投入產(chǎn)出水平和配置效率上，均和區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的基礎(chǔ)設(shè)施水平和經(jīng)濟發(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)新是推動經(jīng)濟增長至關(guān)重要的因素，可中國的R&D 投入確實太低，技術(shù)創(chuàng)新的貢獻尚顯不足，GDP 對R&D 所起的激勵作用也非常有限，必須充分利用發(fā)達國家R&D 投入的溢出效應(yīng)。吳林海、杜文獻通過對R&D 投入與經(jīng)濟增長的時間序列變量進行協(xié)整分析和因果關(guān)系檢驗，進一步通過誤差修正模型，揭示了我國R&D投入與經(jīng)濟發(fā)展的動態(tài)均衡關(guān)系。

雖然學(xué)者們對這個問題進行了大量的研究，但是現(xiàn)有的研究大都集中在時間序列的分析上，并且沒有考慮區(qū)域差異的特征。個別學(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30個省、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，在進行面板單位根檢驗和面板協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)上，分別建立GDP與R&D經(jīng)費投入、GDP與R&D人員投入的長期均衡模型和誤差修正模型， 分析R&D投入對我國經(jīng)濟增長的長期影響。

二、模型的設(shè)定與檢驗

1. 模型選擇及數(shù)據(jù)來源

我國幅員遼闊，各地經(jīng)濟、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投入對經(jīng)濟增長的影響表現(xiàn)出顯著的差異性。為了分析R&D投入對經(jīng)濟增長的影響，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)費支出RDH（億元）、R&D人員全時當(dāng)量RDE（萬人年）作為衡量R&D投入水平（R）的指標，衡量經(jīng)濟增長的指標為國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP（億元）。本文的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》和國家統(tǒng)計局網(wǎng)站上的專題統(tǒng)計數(shù)據(jù)中的《大中型工業(yè)企業(yè)自主創(chuàng)新統(tǒng)計資料》。為了消除異方差的影響，對變量分別取對數(shù)，面板據(jù)模型的解析表達式為：

的隨機擾動項。

2. 面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗與協(xié)整檢驗

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

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

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

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

在對面板數(shù)據(jù)進行參數(shù)估計之前分別檢驗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)整檢驗方法。Pedroni在回歸殘差的基礎(chǔ)上構(gòu)造了7個檢驗面板協(xié)整的統(tǒng)計量，其中4個是用聯(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)整檢驗中，7個檢驗面板協(xié)整的統(tǒng)計量中只有2個統(tǒng)計量Panel v-Statistic和Group rho-Statistic沒有通過檢驗，在序列LNGDP與LNRDH的協(xié)整檢驗中，7個檢驗面板協(xié)整的統(tǒng)計量中只有1個統(tǒng)計量Group ADF-Statistic沒有通過檢驗，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認為，當(dāng)樣本期相對較長時（如T>100），7個統(tǒng)計量的偏誤都較小而且效能也很高；當(dāng)樣本期較短時（如T≤20），Panel v-Statistic和GroupPP-Statistic統(tǒng)計量的效能較差，只有Panel ADF-statistic統(tǒng)計量和Group DF-statistic統(tǒng)計量有最好的效能，由于本文實證研究時間跨度為2000—2011年（T=10），故本文主要依據(jù)Panel ADF-Statistic統(tǒng)計量和Group ADF-Statistic統(tǒng)計量檢驗結(jié)果，其余5個統(tǒng)計量僅作為參考。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)費投入和R&D人員投入分別與經(jīng)濟增長之間存在長期的均衡關(guān)系，即模型（1）的設(shè)定是正確的。

三、R&D投入與經(jīng)濟增長的因果檢驗

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

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

對lnGDP與lnRDE這兩個面板數(shù)據(jù)模型的參數(shù)進行估計。計量模型為：

對lnGDP與lnRDH這個面板數(shù)據(jù)模型的參數(shù)進行估計。

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，表明R&D經(jīng)費投入對經(jīng)濟增長的影響顯著。模型（2）和（3）中截距項是效率參數(shù)，其值越大，表明投入要素對經(jīng)濟增長的促進作用越大，它代表的實際上是經(jīng)濟增長中不能被R&D經(jīng)費投入所解釋的部分。進行綜合分析可知，從R&D投入對經(jīng)濟增長影響的整體水平看，全國R&D人員投入的彈性系數(shù)平均水平為0.049，R&D經(jīng)費投入的彈性系數(shù)的平均水平為0.056，由此可見R&D投入對經(jīng)濟的發(fā)展的確存在著重要作用。R&D經(jīng)費投入對經(jīng)濟增長的影響大于R&D人員投入的影響。

對R&D經(jīng)費投入和R&D人員投入對經(jīng)濟增長的影響進行綜合考慮后發(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)費投入和R&D人員投入的彈性系數(shù)此高彼低的特點。R&D 投入對經(jīng)濟增長影響雙低的省份屬于西部經(jīng)濟落后地區(qū)。

四、結(jié)論

1. 我國各省、市、自治區(qū)R&D經(jīng)費投入和R&D人員投入與經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，R&D經(jīng)費投入和R&D人員投入的增加能夠推動我國經(jīng)濟持續(xù)的增長。所以，制定有關(guān)經(jīng)濟與科技發(fā)展政策時，必須充分考慮R&D投入與經(jīng)濟增長的互動關(guān)系。在增加R&D經(jīng)費投入和R&D人員投入的同時，保持合理的R&D 投入結(jié)構(gòu)，實現(xiàn)R&D資源的優(yōu)化配置，提高對科技基礎(chǔ)資源和科技人力資源的有效利用。要進一步推動科研成果的轉(zhuǎn)化，組建產(chǎn)學(xué)研聯(lián)盟，避免科研目標不明、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GDP 的增長。

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

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第7篇：經(jīng)濟增長的特征范文

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

一、引言

金融發(fā)展理論表明，金融發(fā)展與經(jīng)濟增長密切相關(guān)，而金融發(fā)展實際上就是金融結(jié)構(gòu)的變化。一個發(fā)達的金融系統(tǒng)可以減少信息和交易成本，分擔(dān)和管理風(fēng)險，這對于儲蓄、投資決策和經(jīng)濟增長是至關(guān)重要的。而不同的金融體系結(jié)構(gòu)、金融工具結(jié)構(gòu)、金融市場結(jié)構(gòu)和金融機構(gòu)結(jié)構(gòu)等，對于信息、交易成本和風(fēng)險的影響是不同的。因此，研究金融對經(jīng)濟增長的貢獻，必須從金融結(jié)構(gòu)入手。對金融結(jié)構(gòu)的研究始于20世紀50年代，其內(nèi)涵至今國內(nèi)外學(xué)者也沒有達成共識。理論界有較大影響的觀點主要有二:一是以雷蒙德·W·戈德史密斯（Raymond.W.Goldsmith）在1969年提出了金融結(jié)構(gòu)的概念，他認為金融結(jié)構(gòu)是一國現(xiàn)存的金融工具和金融機構(gòu)之和，金融發(fā)展的實質(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。在他那本《金融結(jié)構(gòu)與金融發(fā)展》一書中，他認為金融系統(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)濟部門的金融資產(chǎn)與負責(zé)總量及其在不同種類的金融工具上的分布；金融機構(gòu)和非金融經(jīng)濟部門所持有的的金融資產(chǎn)和負責(zé)之間的關(guān)系；各種不同金融機構(gòu)的金融資產(chǎn)和負責(zé)的比例關(guān)系，以及這些資產(chǎn)和負責(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”，即著眼于一國企業(yè)的外源融資——通過金融市場或金融中介融資角度劃分的不同國家的金融結(jié)構(gòu)，即銀行主導(dǎo)型金融結(jié)構(gòu)（以德國、法國、日本為代表）和市場主導(dǎo)型金融結(jié)構(gòu)（以美國、英國為代表）。逐漸引入和傳播，中國經(jīng)濟學(xué)者也開始研究金融與經(jīng)濟之間的關(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的金融機制與結(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的金融結(jié)構(gòu)特征。中國學(xué)者對金融結(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)，得出衡量一國金融結(jié)構(gòu)的六大指標。李量（2001）把反映一定時期各種金融工具、金融市場和金融機構(gòu)的形式、內(nèi)容、相對規(guī)模和比例理解為一國的金融結(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，也反映了一個經(jīng)濟的金融體系的特征。王廣謙（2002）則以金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)為切入點，采用分層次的結(jié)構(gòu)比率分析法來考察中國金融結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀與變化。李?。?003）從多角度對金融結(jié)構(gòu)進行了研究，認為金融結(jié)構(gòu)是指構(gòu)成金融總體的各個組成部分的分布、存在、相對規(guī)模、相互關(guān)系與配合的狀態(tài)，并認為金融結(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，從金融活動是否需要通過金融中介，可以考察金融市場與金融中介的比例構(gòu)成；從金融交易的期限長短，可以將金融體系分為貨幣市場與資本市場；從金融活動是否受到政府金融監(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)競爭程度和不同規(guī)模的銀行分布。白欽先（2003）認為金融結(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。考察金融結(jié)構(gòu)的表現(xiàn)形態(tài)可以從多方面進行如產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、金融市場結(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)濟增長和金融結(jié)構(gòu)關(guān)系方面：易憲容，黃少軍（2004）從銀行觀，市場觀，法制觀，功能觀闡述了不同金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長的影響；喻平（2005）從金融創(chuàng)新與經(jīng)濟增長關(guān)系出發(fā)，探討金融總量對經(jīng)濟增長的動態(tài)演進過程。

二、金融結(jié)構(gòu)特征

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

1.從金融機構(gòu)的資產(chǎn)和負責(zé)結(jié)構(gòu)來看：銀行主導(dǎo)型相對于市場主導(dǎo)型的第一個基本特是：在全部金融機構(gòu)中，銀行的資產(chǎn)負責(zé)所占的比重非常大；而在市場導(dǎo)向結(jié)構(gòu)中，非銀行金融機構(gòu)的份額要大得多。第二個特征是：對于前者，貸款是金融機構(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)型和市場主導(dǎo)型的差別在于：對于前者，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遠多于公開發(fā)行的債券。

三、我國金融結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟增長的實證分析

（一）變量選取與數(shù)據(jù)來源

1.解釋變量和被解釋變量。為了解釋中國經(jīng)濟增長、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四個指標，通過運用格蘭杰因果關(guān)系的檢驗，得出影響經(jīng)濟增長的主要變量，剔除不顯著變量后運用回歸分析方法及VAR模型以反映其對GDP作用的大小程度。四個指標的取值時間跨度為13年（1995-2007）。

2.衡量指標定義。金融相關(guān)比率=金融資產(chǎn)總值/GDP，金融結(jié)構(gòu)指標=(金融資產(chǎn)總值-各項存款-各項貸款)/金融總資產(chǎn)，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)指標=(第二產(chǎn)業(yè)增加值+第三產(chǎn)業(yè)增加值)/GDP。GDP為相關(guān)各年度實際值。所有的數(shù)據(jù)來源于1996-2008年中國統(tǒng)計年鑒。

（二）各個變量的平穩(wěn)性檢驗

在Eviews5.0中提供數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗的方法有很多種如：圖示法，主要是趨勢圖和散點圖；單位根檢驗主要是DF檢驗和ADF檢驗等。本文運用ADF單位根檢驗法檢驗各個數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，各個變量選擇都選擇具有常數(shù)項，滯后期為一期，序列為原來序列水平，檢驗結(jié)果如下表-1所示。在表-1中各個變量的ADF統(tǒng)計值的絕對值小于在1%顯著水平下的臨界值，說明各個變量不是平穩(wěn)序列，需要對原序列進行差分運算，使得各個變量為平穩(wěn)序列。對各個變量差分后檢驗其平穩(wěn)性，各個變量都是平穩(wěn)的。 　從表-1中看到，經(jīng)濟增長與金融結(jié)構(gòu)是正相關(guān)，與金融相關(guān)率和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的呈現(xiàn)負相關(guān)的關(guān)系。說明影響經(jīng)濟增長的四個因素中，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的原因即認為DJRXG是影響GDP的原因，DJRJG是影響DGDP的原因，DGDP是影響DJRJG的原因。

（四）實證分析

根據(jù)上表的因果關(guān)系建立DGDP和DJRXG，DJRJG的回歸模型，闡釋這兩個變量對經(jīng)濟增長的影響程度。其中建立一個DGDP和DJRJG的VAR模型，考察兩者的短期影響關(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)對經(jīng)濟增長的影響程度，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)濟增長的相關(guān)性，與前面所做結(jié)論一致。由系數(shù)的大小知道，經(jīng)濟增長主要是金融結(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)濟呈正增長的態(tài)勢。

模型二顯示了經(jīng)濟增長和金融結(jié)構(gòu)與自身滯后期的關(guān)系，①中顯示了經(jīng)濟增長與自身滯后一期和金融結(jié)構(gòu)滯后一期正相關(guān)，滯后二期負相關(guān)。說明經(jīng)濟增長受自身和金融結(jié)構(gòu)前期的影響，模型擬合度很高，說明效果很好符合標準。②中顯示了金融結(jié)構(gòu)與自身滯后期和經(jīng)濟增長的滯后期關(guān)系，由系數(shù)知經(jīng)濟增長和金融結(jié)構(gòu)滯后期對金融結(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)濟增長的影響很小。

四、結(jié)論及建議

本文基于金融結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟增長的實證研究，運用線性回歸計量方法和VAR模型，考察二者的關(guān)系程度，得出金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟增長具有很大的影響，而且經(jīng)濟增長不僅受金融結(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)還是市場主導(dǎo)，都有利于經(jīng)濟的增長；其次應(yīng)考慮經(jīng)濟增長的短期動態(tài)關(guān)系，有利于實現(xiàn)長期的經(jīng)濟穩(wěn)定增長。第三，加強資本市場建設(shè)，發(fā)展我國的資本市場。第四，銀行治理結(jié)構(gòu)改革穩(wěn)步推進，逐步提高銀行在金融體系的作用。

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第8篇：經(jīng)濟增長的特征范文

一、綜合要素生產(chǎn)率數(shù)學(xué)模型

采用實際中用得最廣泛、分析中最具有代表意義的C―D生產(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是資本投入和勞動投入，t是時間。在式(1)兩端求全微分，并簡化整理得：

上式中分別為資本產(chǎn)出彈性和勞動產(chǎn)出彈性；設(shè)則GY、GK、GL分別為產(chǎn)出增長率、資本增長率和勞動投入增長率，而GA為綜合要素生產(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)出增長是由生產(chǎn)要素（其中包括資金與勞動）投入量的增加以及綜合要素生產(chǎn)率的提高所帶來的。

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

二、基礎(chǔ)數(shù)據(jù)的估計與修正

1.產(chǎn)出增長指標的選用。本文選用了國內(nèi)生產(chǎn)總值作為衡量產(chǎn)出增長的基本指標，這些數(shù)據(jù)可以直接從相關(guān)統(tǒng)計資料中獲得。但為了消除價格因素，增強分析結(jié)果的可靠性，根據(jù)國內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)，對以現(xiàn)價統(tǒng)計的國內(nèi)生產(chǎn)總值按1990年不變價格進行了換算。

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

3.勞動投入增長指標的選用。選用全市1985年～2003年的從業(yè)人數(shù)作為勞動投入量的基礎(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）為估計方程：

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

如果假設(shè)規(guī)模報酬不變，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1985年～2003年數(shù)據(jù)取對數(shù)，得表1數(shù)據(jù)。

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

由此可知，

(2)無規(guī)模約束的生產(chǎn)函數(shù)估計式為：

表1 阜新1985年～2003年要素投入與產(chǎn)出對數(shù)表

從上述計量分析的結(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)估計式估計的擬合度優(yōu)，總體顯著、單個參數(shù)的T值檢驗都令入滿意，估計結(jié)果是可靠的，從經(jīng)濟意義上看也是合理的。于是，在大樣本統(tǒng)計檢驗可靠的基礎(chǔ)上，采用C―D生產(chǎn)函數(shù)估計的結(jié)果，確定資本產(chǎn)出彈性＝0.7，勞動產(chǎn)出彈性＝0.3，以此來進行阜新經(jīng)濟增長因素分析和綜合要素生產(chǎn)率的測算。

三、經(jīng)濟增長因素及其特征

通過前面的論述和基礎(chǔ)數(shù)據(jù)的準備，現(xiàn)在就利用經(jīng)濟因素的總量分析模型進行測算，得到各生產(chǎn)要素投入的增長對產(chǎn)出增長的貢獻，并算出綜合要素生產(chǎn)率提高對產(chǎn)出增長的貢獻，改革開放以來分年的時間序列分析結(jié)果見表2。

表2 阜新TFP及增長因素的計量結(jié)果表

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

圖 TFP與阜新經(jīng)濟增長因素的時序趨勢

從綜合要素生產(chǎn)率的時間序列數(shù)據(jù)(上圖)可以看出，該因素波動很大，并且具有明顯的階段和時點特征。從1986年～1990年綜合要素生產(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)濟發(fā)展最快速的時期，經(jīng)濟增長速度超過了兩位數(shù)。

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

2001年阜新被確定為資源枯竭城市經(jīng)濟轉(zhuǎn)型試點城市以后，年平均速度為15.1%，其中資本投入的貢獻為64%，而綜合要素生產(chǎn)率則為5.44%，對經(jīng)濟增長的貢獻為36%，阜新大力推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，機制創(chuàng)新，經(jīng)濟增長趨于合理。

四、結(jié)論

第9篇：經(jīng)濟增長的特征范文

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

從生產(chǎn)的角度看，2014年GDP增長率下降，主要是因為工業(yè)增長放緩。全年規(guī)模以上工業(yè)增加值同比增長8.3%，較2013年下降1.6個百分點，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)增速從8.3%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)濟高增長的動力。實際上，中國的工業(yè)和服務(wù)業(yè)增長具有很強的相關(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（分別為14.9%和16.0%）下了一個臺階。那種當(dāng)前服務(wù)業(yè)的發(fā)展好于工業(yè)，中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)在優(yōu)化的論斷，很大程度上是一種錯覺，基本上是不能成立的。

從三大需求來看，投資和消費的增長都放緩了，凈出口的增長則有所加快。

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

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

長期以來，人們認為GDP增速是越高越好。每

年《政府工作報告》中提出的經(jīng)濟增長預(yù)期目

標，一般都被理解為“底線”，而不會被認為是

“上限”，就是越快越好觀念的反映。

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

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)投資的增長率仍然會比較低。而且，2015年基礎(chǔ)設(shè)施投資增長放緩的可能性也比較大;凈出口則可能從2014年的高位下降，對GDP增長的貢獻由正轉(zhuǎn)負。此外，由于2014年收入增長率較2013年進一步下降，2015年居民消費能力將有所下降，消費對GDP增長的拉動作用仍將小幅減弱。由于存在這些不利因素，2015年GDP增速有可能較2014年進一步下滑。 站在“新常態(tài)”的歷史門檻上

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

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

有人認為，當(dāng)前經(jīng)濟減速主要是由于產(chǎn)能過剩和庫存過多，導(dǎo)致制造業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)投資增長放緩，消化產(chǎn)能和庫存之后，經(jīng)濟就能重獲動力;此外，新技術(shù)、新產(chǎn)品、新業(yè)態(tài)將帶來新的投資機會，這也將是強大的增長動力。

這些分析當(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)都已過了快速增長期，消化產(chǎn)能和庫存之后，這些領(lǐng)域的投資也只會是平穩(wěn)增長。新技術(shù)、新產(chǎn)品、新業(yè)態(tài)能帶來新的投資機會，例如與互聯(lián)網(wǎng)、移動互聯(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，也不太可能帶動固定資產(chǎn)投資高增長。

投資最終要兌現(xiàn)為消費，消費是投資的根本動力。之所以今后難以出現(xiàn)大規(guī)模、高增長的新投資領(lǐng)域，是因為各種基本消費形態(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、推動新形態(tài)消費的可能性不大，因而投資也會失去相當(dāng)一部分動力。過去十幾年，房地產(chǎn)開發(fā)推動了住的發(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)施的投資又促進了行的發(fā)展。與居住和汽車相關(guān)的投資和消費是前幾年的主要經(jīng)濟增長點。汽車、石油及制品、建筑及裝潢材料、家具的零售額增長率都曾超過30%，但2014年已大幅下滑。這反映了一個趨勢：與住房、汽車相關(guān)的一次性支出較大的消費已過了快速增長期，10%左右的增長將是常態(tài)。而這又會將房地產(chǎn)開發(fā)和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)拖入平穩(wěn)增長的節(jié)奏。

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

可以說，我們正在從“從無到有”的階段進入“從有到優(yōu)”的階段。在“從無到有”的階段，各種消費形態(tài)逐漸發(fā)展，消費增長快;同時，投資先于消費發(fā)展起來，增長得更快。這使GDP增長的空間很大。而在“從有到優(yōu)”的階段，會有很多創(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)濟增長潛力會大大低于“從無到有”階段。

“從有到優(yōu)”就是一種新常態(tài)?！靶鲁B(tài)”是多次提及的一個概念，2014年12月召開的中央經(jīng)濟工作會議對這個概念做了全面而系統(tǒng)的闡述。通過這個闡述，我們可以概括出，“從有到優(yōu)”是“新常態(tài)”的一個重要特征。我們在上文中展開論述對經(jīng)濟增長影響最大的兩個方面―消費和投資―“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)濟增長動力和經(jīng)濟增長形態(tài)的變化。中國經(jīng)濟將從年均9.8%的超高速增長減慢到年均8%左右甚至7%左右的中高速增長，未來很難再現(xiàn)10%以上的增長率。透過2014年GDP增長率繼續(xù)下滑這個現(xiàn)象，我們可以看到，中國經(jīng)濟已經(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)濟狀況，其突出特征是GDP高速增長。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的現(xiàn)實條件，在需求端是消費和投資經(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)實條件是“舊常態(tài)”的特征之一。

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

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

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

要促進投資，必須有足夠的資金，需要得到資本的大力支持。因此，刺激投資的政策取向又導(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“超國民待遇”的問題;后來是通過寬松信貸，最典型的是“4萬億”刺激計劃。近年則是提高金融自由化程度、促進多種融資方式發(fā)展。只有提高價格，才能吸引社會資本進入某些領(lǐng)域、擴大投資。但這些措施可能的后果是積累金融風(fēng)險、推高物價漲幅。

向資本傾斜的行為還包括社會保障不足。一方面，許多企業(yè)為員工―特別是農(nóng)民工―少繳養(yǎng)老保險費;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，而不利于勞動者與消費。“人口紅利”本應(yīng)屬于“人口”，實際上卻被資本取得了更大的一部分。這是造成收入與財富分配不均的重要原因。從2002年到2011年，勞動者報酬占GDP的比例基本上一直在下降，已不到50%。還有一個后果是區(qū)域發(fā)展不平衡，以及資源與環(huán)境負擔(dān)過重?，F(xiàn)在大城市房價上漲快、交通擁堵嚴重、空氣質(zhì)量差，都是這種后果的表現(xiàn)。這些不良后果長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)實的經(jīng)濟條件、普遍的觀念和行動―創(chuàng)造了中國經(jīng)濟奇跡。但是，我們在看到成績的同時，也要看到問題，認識到“舊常態(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，不但是對現(xiàn)實條件變化的適應(yīng)，也是對更公平、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)實條件來說，“新常態(tài)”的一個特征是“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，會使勞動力供給增長減慢，今后勞動力的成本會不斷增長?！靶鲁B(tài)”的另一個特征已在上文中闡述：在“從有到優(yōu)”的階段，消費和投資的增長將大大放緩。而且，消費和投資的增長還將受限于環(huán)境的承受力。例如，在21世紀吃的大發(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增長;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)實條件的支持，追求經(jīng)濟超高速增長的觀念和行動就難以取得成效，就算刺激力度像以往那樣大，換來的經(jīng)濟增速也不會高，而換來的風(fēng)險則會比較大。在這樣的情況下，決策者應(yīng)該主動下調(diào)經(jīng)濟增長預(yù)期目標，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、刺激投資高增長的政策、向資本傾斜的行為;在此基礎(chǔ)上，促進發(fā)展觀念轉(zhuǎn)變，實施有利公平、改善民生的政策，形成有利于勞動者的分配格局。