经济增长的动力范文

前言：我们精心挑选了数篇优质经济增长的动力文章，供您阅读参考。期待这些文章能为您带来启发，助您在写作的道路上更上一层楼。

第1篇

西方经济学虽然认识到消费是经济生活的基本领域之一，但不认为消费会对生产构成障碍。传统的计划经济时代经济学界始终强调生产占先，个人消费居后，以致造成产品过剩、经济危机爆发的严重后果。“消费为本”或者说“回到消费本身”，重建与时展相适应的理论和实践体系，这是一项大胆的具有创新意义的构想，是炎黄子孙对传统经济学的重大突破，具有促进世界经济和谐发展的重大意义。

消费，是经济学中永恒的核心话题，历来为经济学界和经济理论家所关注，更为国家实际部门和决策者所重视。消费的机理表明，消费运行的良莠，对国民经济的整体运行和功效，有着决定性的意义。

首先，消费是经济整体增长的最终动力。众所周知，投资、消费、外贸都是拉动增长的动力源，俗称是经济增长的“三驾马车”。我国外贸已进入高成本时期，出口率已拉升至35％的上限，不断的外贸摩擦日益凸显，且引发了人民币汇率不够稳定的国际压力，因此，扩展外贸出口的拉动作用已难有作为，拉动效应唯有依靠扩大内需。毫无疑问，投资是扩大内需的有效手段，但从长久来看，投资如果得不到消费导向和支持，投资结构和投资规模就难以优化，经济效益就得不到保障和提高，资源配置就谈不上有效率。从中长期来看，只有把投资建立在消费市场的有效需求之上，才能有效拉动内需的扩大。消费的需求效应，是拉动经济增长的最终和最关键的动力源。我国的建设与发展的实践，也充分证明，消费历来就是GDP增长的主导因素，（通常占60％左右，国外这一比率更高达70％以上），消费每增长1个百分点，可以拉动GDP0.6％的增长点。我国第十一个五年规划别指出：“要进一步扩大国内需求，调整投资和消费的关系，增强消费对经济增长的拉动作用。”

其次，消费具有独特的检测机制和反馈功能，它是度量经济运行效率和效益的“测量器”，又是引导经济运行不断改善的“指示器”。从一次循环看，生产是“起点”，分配与流通是“中介”，消费是经济运行“终点”。前三个环节的功效评价，显示在终点环节之上。消费显示和检验看经济运行的总效果，但从动态的循环看，消费又是下一循环的“起点”和“先导”，它引导着下一循环的投资方向，发展的结构和规模，通过“看不见的手”（市场），传达消费者的需求信息，并通过“看得见的手”（宏观调控），调整和改善运行功效，为下一次运行的优化提供依据。

再次，消费也决定着财政金融政策的实践效果和转移支付的实现力度。在构建和谐社会的实践中，必须通过财政金融手段，缩小地区发展上的差距和贫富收入上的差距，借助税收和信贷，强化落后和贫困地区的基础设施投资和转移支付的力度，增大这一地区居民的收入水平和边际消费倾向，从“不愿消费（高收入者群体）”、“不敢消费（中收入者群体）”、“不能消费（低收入者群体）”变为“乐于消费”、“敢于消费”、“能够消费”，从而收到投资与消费“双拉动”的政策效应，实现经济运行高速、健康和可持续的发展。

第2篇

经济增长的过程表现为各种生产要素、各种资源的组合和配置。要素的组合方式不同，不同生产要素在经济增长中的作用不同，使经济增长呈现出不同的特征，从而就有了不同的经济增长方式。伊达尔戈认为，复杂产品（从企业到机器人，从应用程序到汽车）是经济知识的物理生活，是一个对其教育、基础设施和能力的可衡量体现。美欧上演的一波波金融危机故事告诉人们，发达国家超脱于实体经济发展之外的繁荣终归是一场幻梦；国家的良性发展需要实体经济的良性发展来保证。

经济秩序本质上是一种行为模式，各种经济主体的行为都需要这种行为模式，也只有在这种模式里才能够正常进行。尽管我们不能指望经济学能解决所有的问题，不能对新的思路期望过高，但是它会给予我们启示，改变我们的观念，拓宽我们研究经济的思路。一如美国经济学家、诺贝尔经济学奖得主库兹涅茨所言，“一个国家的经济增长，可以定义为给居民提供种类日益繁多的经济商品的能力的长期上升，这个增长的能力，基于改进技术，以及它要求的制度和意识形态的调整”，“我们把各国的经济增长看作是通常由人口的增加和广泛的结构变化所伴随的每个人或每个劳动力产值的持续增加。”

科学技术是社会经济发展的基本动力；反过来，社会经济又决定着科学技术的产生和发展，即科学一技术一社会经济的相互依赖、相互促进的辩证发展过程。伊达尔戈认为，“我们首先（要）理解与人类紧密相连的信息物质――这些信息体现了人类的知识技术”，即“对知识技术的实际运用”。根据伊达尔戈的解释，一种新的技术或工艺发明只有当它被应用于经济活动并带来利润和潜在的赢利前景，才称之为“创新力”。从历史上看，世界科技中心在哪一个国家，哪一个国家就是强国。当然，世界科技中心可能不是只有一个，而是会有几个中心。

创新性思维的产物，不同于其他东西，具有自己的特性。尽管土地、机器、资本、资源等都是稀缺的，但是思维与创新及其相应的知识则是丰富的。“因此，我们真正在试图解决的经济问题，其实是关于在人类关系网中知识、技术实体化的问题。”正如伊达尔戈在《增长的本质》中所言的，知识存量，包括技术知识和社会知识的存量，知识存量在不断增加，利用知识存量就成为经济增长的源泉。所以，增长的根本问题是转变发展方式，“……在经济体系中，信息的发展――也是经济发展最核心的一点……”

第3篇

0引言

改革开放30多年来，我国经济实现了举世瞩目的高速增长，为全面建成小康社会和实现现代化奠定了坚实的基础。研究表明，在引致经济增长的各种生产要素中，一方面，资本投入的增加是拉动我国经济增长的最主要因素。从总体上看，对于一个国家或地区的经济增长而言，资本形成是引擎，资本的效率则是关键。改革开放初期，和绝大多数发展中国家一样，资本稀缺是中国经济增长与发展的最主要障碍，改革开放政策不仅动员了国内储蓄，激活了储蓄转化为投资的资本形成机制，提高了微观层面的资本效率；而且通过廉价的土地供给和优惠的税收政策，吸引外国资本与国内廉价的劳动力资源相结合，促进了外向型经济发展，提高了经济增长的速度。可以说，国内资本的加速形成和国外资本的大规模流入，加上资本效率一定程度的提高，是30多年来我国经济增长的最大动力。随着改革开放的进一步深入，我国经济增长与资本形成表现出非均衡性；另一方面，在短期内，就业增长与中国经济之间表现出非一致性，而这似乎背离了传统经济理论带给人们的一贯认识：“就业增长意味着经济增长。”那么究竟就业与经济增长是何种关系？本文通过计量实证分析发现就业增长与经济增长在短期内并不存在必然的一致性，主要表现在劳动要素对经济增长的贡献率低，相反在长期均衡时间内却保持了一致性，经常保持在1：2的要素贡献率，继而提出政府不能把劳动力要素的投入当作是使经济增长的充分条件，最后提出目前我国政府在宏观经济政策上应该实现从就业带动增长到就业与经济增长协调发展的转变，来促进经济增长的对策建议。因此，分析资本形成、就业人员人数与我国经济增长的关系，解释经济增长的资本因素和劳动力因素，无论在理论上还是在实践上都具有重要意义。

1文献回顾

自20世纪90年代以来，已经有一些研究对于生产两要素与经济增长的关系进行了考察。林毅夫（2001）以1981―2010年GDP增长率、资本效率等统计数据，通过国民收入恒等式考察了资本形成和就业人口对经济增长的贡献程度。他通过深入探讨资本形成和就业人数两个变量的性质，使用多种联立方程估计方法，包括普通最小二乘法（OLS）、两阶段最小二乘法（2SLS）、三阶段最小二乘法（3SLS）、似不相关估计（SUR）、有限信息普通最小二乘法（LIML）和完全信息普通最小二乘法（FIML），以根据不同估计方法估计结果所提供的信息来判断最佳的估计方法。根据林毅夫的估计结果，在上世纪90年代国内生产总值对两要素的弹性数值大致在0.5左右。该弹性数值在上世纪80年代则相对较低，可能主要是因为两要素占国内生产总值的比例随着时间的变化有增长的趋势。两要素占国内生产总值比例的增加必然增加两要素变动对经济增长影响的程度。陈东平（2001）通过使用中国1980―1998年的国民收入、资本存量、劳动力总数、进出口总额等数据，用实证分析的方法探讨了进口、出口以及劳动和资本对我国经济增长的作用，得出了进口、出口以及劳动和资本的边际产出，通过实证分析得出资本形成对经济增长的作用远远大于就业人数。

本文根据1981―2013年中国的经济数据，通过使用协整模型对两生产要素与经济增长关系进行Granger因果关系检验，分析中国进出口与经济增长之间是否存在协整关系，在存在协整关系的情况下，使用误差修正模型来分析资本投入与劳动投入对产出的长、短期弹性，从而判别哪种生产要素对经济增长的解释能力更强。

2实证分析

本文分析所使用的样本取自1981―2013年的年度数据，数据来源于《国家统计局》。用从业人员（L/万人）、资本形成（K总额/亿元）来反映生产要素的投入；使用宏观经济总量指标国内生产总值（GDP/亿元）反映经济增长。我国GDP、从业人员、出口总额（EX）与资本形成如表1所示。

对因变量和自变量取对数，考察lnGDP，lnK，lnL即经济增长率、资本形成总额的增长率，从业人员增长率之间的协整关系，首先利用EViews软件输入样本数据GDP、L和K，生成新序列lnGDP、lnK和lnL，然后依次对时间序列数据进行单位根检验：

表11981―2013年我国GDP、资本形成总额K

t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-1.423358 0.5576Test critical values：1% level-3.6701705% level-2.96397210% level-2.621007GDPt-1系数的τ值为-1.4234，这个值在绝对值上甚至远低于显著性水平为10%的临界值τ-26210，从而表明，即便考虑了误差项中可能出现的自相关，lnGDP序列仍是非平稳的。

其次，对lnGDP的二阶段差分做单位根检验，检验结果见表3。

表3单位根检验结果

t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.269919 0.0002Test critical values：1% level-3.6793225% level-2.96776710% level-2.622989检验结果如表3所示，可见d（lnGDP）是平稳的，因此lnGDP是二阶段单整的。

（2）对lnK进行单位根检验，首先我们用lnK的两个滞后差分对lnK序列估计，使用上述数据估计结果如下：

ΔlnKt=0.1376-0.0043lnKt-1+0.4633ΔlnKt-1

Eviews运行结果如表4所示。

表4Eviews运行结果

t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-0.442211 0.8895Test critical values：1% level-3.6616615% level-2.96041110% level-2.619160lnKt-1系数的τ值为-0.4422，这个值在绝对值上甚至远低于显著性水平为10%的临界值τ-26192，从而表明，即便考虑了误差项中可能出现的自相关，lnK序列仍是非平稳的。

其次，对lnK的二阶段差分做单位根检验，检验结果见表5。

表5单位根检验结果

t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.979837 0.0000Test critical values：1% level-3.6701705% level-2.96397210% level-2.621007检验结果如表5所示，可见d（lnK）是平稳的，因此lnK是二阶段单整的。

（3）对lnL进行单位根检验，首先我们用lnL的两个滞后差分对lnL序列估计，使用上述数据估计结果如下：

ΔlnLt=0.8054-0.0710lnLt-1

Eviews运行结果见表6。

表6Eviews运行结果

t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-3.053459 0.0406Test critical values：1% level-3.6537305% level-2.95711010% level-2.617434lnLt-1系数的值为-3.0535，这个值在绝对值上甚至远低于显著性水平为1%的临界值τ-3.6537，从而表明，即便考虑了误差项中可能出现的自相关，lnL序列仍是非平稳的。

其次，对lnL的二阶段差分做单位根检验，检验结果见表7。

表7单位根检验结果

t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-6.409917 0.0000Test critical values：1% level-3.6793225% level-2.96776710% level-2.622989检验结果如表7所示，可见d（lnL）是平稳的，因此lnL是二阶段单整的。

（4）综上可见，lnGDP与lnK、lnL都是二阶单整的，可能存在协整关系，做lnGDP关于lnK、lnL的OLS回归，消除自相关性后得回归结果如表8所示。

表8消除自相关性后得回归结果

CoefficientStd.Errort-StatisticProb. LNK0.5977950.0758227.8841530.0000LNL0.5430350.1334764.0683970.0004AR（1）1.1272080.1938525.8147800.0000AR（2）-0.1566530.192565-0.8135060.4230根据输出结果，可得lnGDP与lnK、lnL的长期平均均衡表达式：

lnGDPt=0.5978lnKt+0.5430lnLt

（7.8842）（4.0684）

从表8回归结果看，回归系数全部通过t检验，不存在自相关。

（5）根据表8的回归结果计算残差序列e，对其进行ADF检验，得表9残差序列检验结果。

表9残差序列检验结果

t-Statistic Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.451514 0.0001Test critical values：1% level-3.6701705% level-2.96397210% level-2.621007从回归结果可知残差项是平稳的。因此，可得出lnGDP与lnK、lnL存在协整关系。基于上述协整分析我们可以认为中国的经济增长与对两生产要素之间存在着长期的因果关系，根据格兰杰表述定理：若两种变量（Xt和Yt）是协整的并且每个都是非平稳的时间序列，那么，要么Xt一定是Yt格兰杰原因，要么Yt一定是Xt的格兰杰原因。在本文中，至少能说明两种生产要素的投入是我国国民经济发展的内在动力所在。表2-表8回归结果也表明，本期从业人员每增长1%时，我国国内生产总值将平均增长0.543%；资本形成总额每增长1%时，国内生产总值将平均增长0.598%。

（6）接下来分析短期两要素对经济增长的影响，利用EViews软件建立lnGDP关于lnK、lnL的误差修正模型ECM。以滞后一期残差项作为误差修正项，可建立如表10所示的误差修正模型。

表10误差修正模型

R2=0.6920d=1.7727F=17.2895

模拟拟合优度较高，方程通过F检验、DW检验，各回归系数符合经济意义，其中，d（lnK）、d（lnGDP（-1））在1%水平上显著，d（lnL）、RESID（-1）不显著，其中变量的符号与长期均衡关系的符号一致。结果表明，本期lnK、lnL和上一期lnGDP在短期内每增长1%，GDP将依次增长0.0493%、0.3716%和04986%。误差修正项系数为负，符合反向修正机制，它表明lnGDP与长期均衡值得偏差中的27.21%被修正。此ECM模型反映了lnGDP受lnK、lnL影响的短期波动规律。根据估计结果可知，资本投入与劳动投入对产出的长期弹性分别为0.598和0.543，短期弹性分别为0.372和0.050。

3结论