国民经济增长范文
前言：我们精心挑选了数篇优质国民经济增长文章，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
一．引言
西方主流经济学中的宏观经济调控措施，往往在原理上说不通。例如，把政府开支当作经济系统外部的所谓外生变量，这怎么行呢。政府开支受制于税收，而税收多了，利润、工资就会减少，否则钱从那里来？又说中央银行的货币发行量是个外生变量，对国民经济能够起到调控作用。我不否认中央银行的货币发行量对国民经济能够起到调控作用，但这是一种什么样的调控作用呢？或者说货币发行的依据究竟是什么呢？举个简单的例子，货币发行量增加一倍，国民经济将会怎么样？我认为数据一定令人兴奋：收入翻一番，GDP翻一番，当然，物价也都翻一番。有人根据1998年由国家统计局编写的《中国统计年鉴》计算过，从1952年－1997年，我国名义国民生产总值年均增长率为18.5%（张金水，1999，第92－95页）。2003年我国GDP增长率才9.1%，真是小数见大数。货币调控国民经济的“威力”可见一斑。本文不打算多谈旁人的调控方法，本文依据马克思的经济理论，简单介绍一种国民经济的调控方案。
二．国民经济调控原理
笔者曾经在网文［3］中，根据马克思的剩余价值原理，将一年的国民生产总值Y一步步分解为固定资产折旧，消费C，追加投资I和政府开支G（不考虑进出口）：
再假定固定资产折旧占国民生产总值的比率为f，消费占国民生产总值的比率为b，0＜f＜1，0＜b＜1，即有下列式子：
这样，由式（1）可以得到关于投资的方程式：
I=(1－f－b)Y－G(3)
国民生产总值Y中有一部分是税收和规费，占国民生产总值的比率为τ，税费额就是τY；国家对式（3）中的投资额可能也要征收投资调节税，设这项税率为q，0≤q＜1，税费额就是qI。这样，总的税收T由下式表示：
T=τY+qI(4)
假定政府开支G跟踪总税收T，按照总税收T与政府开支G的差额进行调控，调节关系式为：
假定政府开支G跟踪总税收T，按照总税收T与政府开支G的差额进行调控，调节关系式为：
式中β>0，税收多于政府开支时可以增加政府开支。另外，投资额I扣掉调节税以后的实际追加投资额为(1－q)I。所以，设资本存量为K，则实际资本存量的增长率由下式表示：表示：
设资本量为K时，产出的国民生产总值为Y，资本产出率为u，则有下式：
Y=uK(7)
资本产出率u的意义是：投资1亿元，每年的产出为u亿元。现在归纳一下经济系统的运动方程：
给定初始条件，就可以求解上列方程。经济系统的结构图，见图1所示。
由图1可以看出，经济系统在不考虑进出口的情况下，是个封闭系统，不存在什么外生变量。这是一个自我成长系统。我们地球就是个封闭的经济系统，它并没有得到外星人的资助，经济成果不是也发展到今天的水平吗！
三．经济系统的求解
对上述经济系统的运动方程进行整理可得：
初始条件是：t=0，资本存量为K(0)，政府开支为G(0)。对上式稍加运算，改写成矩阵形式如下：
下面为了有个具体的结果，代入数值：f=0.25，b=0.25，τ＝0.25，u=0.25，q=0.1，β＝0.1。系数矩阵A如下：
对上式采用拉普拉斯变换求解，s为变换变量，则有：
对上式求反变换可以得到K(t)、G(t)。如果再假定：
G(0)=0.25Y(0)=0.25uK(0)=0.25×0.25K(0)=0.0625K(0)
则可以得到（下面直接给出结果）：
K(t)=K(0)｛0.8666exp(0.07626t)+0.1334exp(－0.07376t)｝
Y(t)=Y(0)｛0.8666exp(0.07626t)+0.1334exp(－0.07376t)｝
由以上数据可知，年经济增长率为7.6%。
四．经济增长率的讨论
在通常情况下，由矩阵A的特征值，可以近似得到关于年经济增长率r的公式：
将前面的数据代入得：r≈0.075=7.5%，与上面的结果差不多。由式（16）可知，提高资本产出率、降低税率、减少浪费、提高调控效率都能够加速经济增长。
由图1可以看出，这里对投资采取了适当课税的调控策略，既可以抑止过度投资，又起到扶持投资不足的平衡效果。调控过程中，要始终保持政府开支对税收收入的跟踪状态。
五．结束语
有些学者，按照西方主流经济学的建模思想，所建立的宏观经济调控模型，与“真实经济过程”相比较，“方程中所有的常系数几乎是不存在的，甚至这些系数很难找出可观测量，因为有可能这些关系本身在统计上是不成立的。”（郑辉，2001，第89页）而本文所列经济模型中采用的经济量、经济参数，都是真实经济活动中的变量、参数，如垫付资本、周转率、折旧、工资、利润、投资、税收、GNP、税率，等等，由过去和现在的经济变量和参数的数值，调控将来的经济变量的数值，完全具有可操作性。如果建立某种目标函数，也可以探讨最佳路径。西方主流经济学中动不动就是“均衡值”，“均衡值”等于多少？说得再头头是道，就是缺乏可操作性。经济系统不是什么稳定平衡系统；如果经济系统是个稳定平衡系统的话，我们只能一直呆在原始社会。
有文献借托外宾的话说：托宾（JamesTobin）写道：“可以毫不夸张地说，任何论文如果没有运用‘微观基础’的方法，就根本不能在任何主要经济学杂志上发表；任何研究报告如果被怀疑违背了‘微观基础’的戒律，就逃脱不了同行的批评；一个新获得博士学位的学者，如果不能表明博士论文中假设的关系式是用‘微观基础’方法推导出来的，他就很难在学术圈子里找到理想的工作。”（郑辉，2001，第70页）我的这篇文章，既没有运用西方主流经济学中的‘微观基础’，又不讲“均衡”，也不是“非均衡”，完全依据西方民间经济学家马克思的剩余价值理论，却也讨论了经济增长和宏观调控，这当然难逃“根本不能在任何主要经济学杂志上发表”的可悲下场。
参考文献
［1］郑辉，2001，《资本控制与短期宏观经济动态稳定》，复旦大学出版社。
第2篇
关键词：民航运输服务；国民经济增长；关系
自改革开放后，我国民航运输已经得到了非常迅猛的发展，是名副其实的民航运输大国。民航作为大众化的交通出行方式，具有服务大众、促进和谐、传播文明的社会功能。中国民航机场人经过不懈的努力与长期探索，逐步确立了以人为本、以情为源、以诚为信的服务理念。在服务经济快速发展的今天，真情服务是民航作为服务行业的本质要求，是全心全意为人民服务的具体体现。然而，我国民航未来发展过程中，面临一些深层次的矛盾和结构性问题[1]。而要解决以上矛盾和问题，应从理论上弄清楚民航运输服务与经济增长的深层关系，为决策提供实证性理论支撑。
一、理论模型分析
1.理论方法
从专业化角度出发，要从根本上验证国民经济增长以及民航运输服务间的相互关系，可以借助回归方程进一步论证，然而在论证之前必须要有一个前提条件，那就是必须保持时间序列数据平稳化发展，若不平稳就会出现不同程度上的“伪回归”现象。在实际验证期间，为了有效避免这种现象的时常出现，相关工作人员可以采用科学化的协整方法实施最终的验证，究其原因在于该方法的使用往往不会忽略掉水平序列范围，可以产生大量有用信息[2]。从协整理论提出上来看，其提出人是格兰杰，刚开始的时候主要是用在时间序列基础的数量关系分析，实质上属于计量经济学的重要方法之一。借助非平稳经济变量为切人点，然后就经济变量间有可能会出现的均衡关系实施有效探讨，若说两者间的长期关系是非常稳定的，则变量之间属于共同增长的关系，反之就是不协整的关系[3]。
2.数据来源
当我们对民航运输服务和国民经济增长之间关系实施详细研究的时候，相关工作人员需要将目前所拥有的文献作为研究的着眼点，科学选择经济变量。与此同时，在实际工作期间，还必须要就对象的属性以及数据可得性实施兼顾，充分体现出经济增长变量为所选择的国内生产总值GDP，而度量民航运输经济性质指标为所选择的总周转量。从数据资料来源角度出发，主要是从《从统计看民航》与《中国统计年鉴》中获得的。
二、民航运输服务与国民经济增长的关系分析
1.国内民航运输与经济增长的关系
在样本期内两者都是一阶单整，在经过长时间协整检验证明之后发现，两者之间是不存在相应协整关系的，两者的关系应属于长期均衡关系。从得出结论原因角度出发，一般情况下分为两种原因，第一种是民航发展比较滞后，而且在交通运输中的份额相对微弱；第二种是民航是高度管制当中的行业，在长时间管理体制革新滞后会慢慢走向市场，但实质上因时间相对较短，两者还不能够形成长期稳定的均衡关系以及良性互动[4]。此外，借助格兰杰因果验证方法可以得出，二者对于我国民航发展所产生的影响相对来说是非常不明显的。
2.国内民航运输与国民经济增长的关系
国内民航运输实质上与国民经济增长属于平稳化时间序列以及协整关系。根据相关检验结果显示，两者并不存在相应的长期均衡发展关系。运用格兰杰因果检验对两者关系进行分析，可以得出二者在名航运输发展方面的作用相对来说不显著，但是两者间具有一定促进作用。
3.国际民航与国民经济增长的关系
国际民航以及国民经济增长现实生活中不属于平衡时间序列关系，而且也没有协整检验条件。经过格兰杰关系检验，最终可以得出，经济增长与民航运输的促进作用相对来说并不明显。
三、民航运输服务的政策建议
1.营造良好的经济发展环境
现阶段，民航运输业健康发展过程中，经济条件是其坚实基础，可以为民航运输创造有效的经济环境[5]。从专业化角度出发，良好经济环境可以在民航运输中发挥积极作用，所以我们可以认为只有经济增长，才可以确保民航运输得到快速发展。
2.发挥资源优势
国内民航运输初期发展过程中，民航运输在经济增长方面发挥的作用是较为显著的。具体来说，民航运输业能够为人们提品服务大部分都是长距离位移，该位移必须是安全的。此外，我国地域非常辽阔，且各地资源较为丰富，只有在资源优势得到充分发挥的基础上，自身优势才可以获得进一步发挥。在实际工作中，我国必须要紧紧跟上时展脚步，有效发挥民航运输优势，实现民航运输迅猛发展。
3.关注长远利益
从专业化角度出发，民航发展以及经济增长具有一定的时间效应。根据相关研究结果显示，民航运输与经济增长间具备一定的互动关系，我们不能够将目光停留在短期利益上，必须要着眼长远利益，真正立足民航运输持续发展，创建公平的竞争环境。
四、结语
总而言之，在经济全球化背景下，民航运输的位移速度快、通达性强、服务水准高、运输距离长、安全系数高的优势使得其日益成为一种重要的交通运输方式。现阶段，对民航运输服务与国民经济增长关系进行详细研究意义重大。
参考文献：
[1]龙继林,师萍.我国民航运输服务与国民经济增长关系研究[J].生产力研究,2013(9).
[2]刘萍.民航运输服务与国民经济增长关系分析[J].现代经济信息,2014(11):393.
[3]甄小燕.我国民航运输服务存在的问题和对策[J].综合运输,2012(6):63-66.
[4]王娜娜.民航运输地面服务企业建立质量管理体系的思考[J].现代商业,2012(20).
第3篇
关键词：宽带 国民经济 经济增长
近年来，中国经济快速增长，呈现出明显的信息化特征，而宽带作为信息化经济的关键设施，在社会生活各个领域都有渗透应用，对国民经济发展具有主导作用，引起众多学者的研究兴趣。国外关于宽带和国民经济增长关系的研究层出不穷，其理论依据和研究方法值得我国研究人员借鉴和模仿。
一、我国宽带对国民经济增长影响的研究现状
（一）宽带在国民经济增长过程中的独特性
一方面，宽带网络的规模与其产生的经济效益是呈正相关性的，网络规模越大，单个的网络用户从中得到的价值就越高，体现出宽带明显的网络经济效应。另一方面宽带网络没有强烈的排斥性，所有使用宽带网络的用户彼此之间不会产生太严重的干扰影响，基本上是相互独立的。
（二）宽带如何影响国民经济增长
宽带投资能够增加国家对电缆、交换器等信息产品的需求量，同时宽带投资中对基础设施建设的回报十分丰厚，远远大于本身的投资成本，并且宽带建设能够加强信息之间的沟通质量，增加信息交换速度，降低经济交易成本，实现更高科技高效益的社会生产，这些都是宽带网络拉动国民经济增长的方式。
（三）我国现有的宽带对国民经济增长影响的研究成果
Ding and Haynes在2006年以中国1986之后的16年内27省市的相关数据作为基础材料，通过动态面板固定效应研究理论，对中国电信基础设施在地域经济增长中的作用展开了研究，并得出电信设施是影响我国经济发展不可或缺的因素的结论。
以罗雨泽为首的学者在2008年的研究显示了电信投资对我国国民经济增长的贡献变化，为政府未来优化配置资源，合理进行经济投资提供了建议。而陈亮等人在三年后的研究采取了联立方程法，得到信息基础设施建设与国民经济增长为正相关的研究结果。
谢虹等人又在2012年通过因子分析法对宽带与我国经济增长进行了深入的定量的分析，认为宽带水平每上升一个百分点，国民经济增长将提高0.41%。另外，何仲等人同样使用了陈亮等人在2011年的研究方法，利用联立方程，以我国2001至2010年的有关数据作为研究材料，认为宽带渗透率每增加10%，中国国民经济将同时提高0.424%。
这些研究工作都是对我国宽带与国民经济增长影响方面的有意义的尝试，它们填补了我国相关领域研究的空白，丰富了研究成果，为我国合理制定电信投资方案，建设电信基础设施，完善宽带建设提供了借鉴意义，但是这些研究中也存在着一定的问题，比如研究层面浅难以深入到省级，研究数据偏少片面影响结论的准确性等。
二、宽带对我国国民经济增长影响的研究方法
（一）理论研究模型方法
我们从三个方面的宏观函数作为基础来进行分析，分别是劳动力资本、物质资本、人力资本，表达式为：logyit = logAit + β1logsit + β2loghit + β3log（ nit + g+ δ），在实际的处理中，往往要将其进行合理的简化，之后为区别引入宽带后对经济的影响而引入新的变量，上式变成了：logyit = αi + αt + α1Dit + β1logsit + β2loghit + β3nit+ εit，其中yit 为第 i 个省在第 t 年的 GDP，Dit 为虚拟变量，sit 是物质资本形成倾向， hit 是劳动力人力资本积累，nit 为劳动力增长率， εit 是误差项。
为了控制经济增长外生变化趋势，我们把从宽带出现时的时间T作为控制变量，加入经济增长收敛控制变量，最终得到回归分析方程：GRTHit = μi + ν1logBit + β1Δlogsit + β2Δloghit+ β3Δnit + β4T + β5logyio + εit。
之后我们通过查阅资料可以获得我国近年来宽带渗透的省际面板数据，通过计算可以得到宽带与经济增长之间的定量关系。使用混合最小二乘方法进行回归分析，最终我们可以感受到宽带对经济增长的促进力量。一般来说，宽带渗透和经济增长是相互影响的，这称为双向因果关系，会导致宽带渗透变量的内生性问题，需要进行更深入的分析。
（二）理论成果分析
首先宽带渗透率提高是能够促进中国国民经济的增长的，所以我国对宽带战略应该给与充分的重视，完善宽带基础设施建设，加大对宽带建设的投资力度与政策扶持。
其次我国宽带渗透具有地域差异，这说明我国国民经济的发展也是不平衡的，我们应该因地制宜，根据我国不同地区的实际情况运用多种方式提高宽带渗透率，带动地区经济发展。
最后地区间相似的宽带渗透率却对经济增长有着不同的提高作用，因此政府应该在继续普及宽带设施建设的同时，积极开展生产信息化在各行各业中的应用推广，促进经济信息化的发展。
三、结束语
我国对宽带对国民经济增长的影响研究虽有成果，但也有不足；我国宽带对国民经济水平的提升有促进作用，但也有着地域的局限；我国宽带建设水平达到一定程度，但与先进国家比起来还是有差距。所以对宽带与经济增长的研究还有很长的路要走，需要研究人员、学者们不断探索和创新。
参考文献：
[1]舒文琼.0.3%宽带提速有效推动GDP增长[J].通信世界，2011，（46）：17
[2]冯永晟，马源.宽带普及与经济增长――“宽带中国”战略的经济依据[J].制度经济学研究，2014，（3）：73-96
[3]宋杰.有效推动经济增长宽带“引擎”作用明显[J].通信世界，2011，（45）：16
第4篇
关键词：房地产；经济；国民；发展
房产的市场化使得我国生产力得到有效的释放。近年来，国家对房价的控制时刻都没有放松，然而由于城镇化的发展，很多地方的房价都相对活跃。房地产经济成为带动当地经济发展的重要牵引力。国民经济的增长与房地产经济有着密不可分的联系。房地产市场是一个产业链，不仅仅是刺激消费，还有引导其上下游产业发展，实现就业的作用。这都间接地作用在国民经济的增长上。
1.房地产对国民经济增长的作用分析
1.1直接推动增长
房地产作为我国的一项重要产业集群，在国内，不断发展，成为我国国民经济增长的重要极点。房地产业主要涉及房产开发、物业管理、房屋中介等经济活动。这些都在各自的领域中，不断产生社会价值和经济价值。这些产业已经成为国内第三大重要产业的组成部分。房地产经济增长率已经是一个地区经济发展的情侣表，可以有效衡量当地居民的生活质量。例如：某地的居民自住住房与出租住房之间的关系直接反映当地居民的生活幸福指数。房地产的税收、土地出让金等成为一些地区的重要经济来源，在国民经济增长的重要性不言而喻，直接推动了国民经济的增长。
1.2拉动上下游产业的发展
房地产是一个产业链，不仅是新建房屋的交易经济，这一产业需要有更多的产业环节参与其中。房地产的上下游产业有很多，例如：建筑业、建材行业、金融借贷、物业管理等。上述产业都是房地产有关的行业。而这种产业联系也在不断加长。例如：随着国家对环境保护的重视，房地产前置产业中的建材行业也需要进一步拓展对环保建材的生产，因为一些建筑内墙的涂料等都需要降低污染指标。再如：房地产中的建筑业也需要拓展楼宇的智能设备，建设智能楼宇，这是以人为本的建筑房产理念，这将进一步拉动当前自动化的装备产业，实现产业链的进一步延伸。
1.3城镇化进程的提升
城镇化建设最为显著的标志就是高楼大厦，这些都是房地产经济拉动起来的，因此城镇化建设，城市结构的调整，都是需要有房地产经济的支持。房地产行业带来人口的聚集，人口的聚集需要城市公共服务配套设施的不断完善，城市的建设规模不断拓展。配套的交通，医疗、教育等都需要及时提升，从而适应当前城镇化人口的集聚。因此城镇化进程都是由房地产经济发展不断拉动。
1.4激发居民消费
住房成为当前城市居民所需消费的重要内容。一对年轻人结婚需要购买住房，孩子上学需要调整学区房，有了闲余资金需要投资住房。这些都是现代城市居民的消费新方向。因此，房地产逐渐改变居民的消费结构和理念。商品房出现之前，居民的主要主要是依靠单位分配。那时候，人们基本上没有住房的消费。房地产市场的放开，居民可以选择自己所需要的住房，实现了更大的自由度，同时这种房地产经济对居民消费的刺激是显著的。
1.5帮助吸收就业人口
由于房地产经济的发展，不断带动上下游产业，实现以房地产经济为核心的产业集聚带逐渐形成。这样可以更大程度的吸收就业人口，房地产产业属于第三产业，需要更多的销售、服务人员，这一产业就业人口的吸取较为密集，有效缓解社会就业压力，成果政府解决居民就业的重要产业。
2.促进房地产经济良性发展的必要手段
2.1实现房价的合理性
房地产最为关键的就是房价高低，因为虚高的房价将使得整个房地产市场面临崩盘的危险。政府需要严格观察当地房价走势，对今后一段时期的房屋价位有着准确地预期。面对可能出现的一些房地产危机，政府需要及时出台政策进行调动，使得房价在合理区间浮动。
2.2设计调控预案
在房地产市场的发展过程中，政府需要寻找其发展规律，不断构建他们对房地产市场的预期，针对不同的问题，政府需要设计出一系列的应对方案，这些方案将可以有效解决问题。政府需要建立一套应激的预案。即在出现问题之后，可以及时出台相对应的措施，调控房地产市场[4]。
2.3优化金融政策
金融政策直接决定房地产经济发展，实现房地产的良性发展，就需要培育积极的金融政策。针对当前的房地产发展现状，科学合理的设计信贷政策，通过改变融资方式进一步提升金融政策的合理性，同时运用公积金的优惠政策进一步调整信贷方式，优化金融政策。
2.4综合发展
优化房地产经纪在地区经济中的地位，不仅需要合理发展房地产，同时也需要进一步拓展其他产业的发展，实现综合的发展模式，这样就可以进一步提升地区经济的发展合理性。政府需要优化科学设计相关的政策引导，实现综合性的发展。
结语
第5篇
关键词：房地产投资；国民经济增长；乌鲁木齐市
中图分类号：F293.3 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2012）12-0146-03
近年来，中国房地产业迅速发展壮大，已成为大部分城市的支柱产业，一些城市也在房地产投资的刺激下经济呈现一片繁荣的局面，居民的居住水平在此过程中得到了很大提高，城市建设迅速发展，城市面貌日新月异。与此同时，由于城市房地产投资刺激的局部繁荣而引发的问题也日益突出，房地产投资增速居高不下，与同期社会经济增长水平、居民收入水平极不匹配，部分城市房地产投资过度等情况相当严重，房地产投资与经济增长不协调发展已成为事实，并且愈演愈烈。房地产投资增长速度高于国民经济增长速度，房地产价格增长速度也大大高于国民收入增长速度，房地产开发投资和房价同时脱离正常增长，长期的不协调势必影响经济的快速稳定发展。从长期来看，任由这种不协调发展的状况蔓延开来，对房地产业的健康发展、经济增长与稳定、社会安定团结都形成潜在的威胁。因此，分析乌鲁木齐市房地产投资与经济增长的互动关系，对于了解房地产投资对国民经济增长的影响作用以及使之达到最佳平衡状态，制定房地产业相关政策有着很强烈的理论和现实意义。
一、项目区概况
乌鲁木齐市位于天山中段北麓，准噶尔盆地南缘，北、西部与昌吉回族自治州相邻，东南部与吐鲁番地区接壤，南、西南部与巴州毗邻，是世界上距离海洋最远的内陆城市，也是第二座亚欧大陆桥中国西部桥头堡和中国向西开放的重要门户。乌鲁木齐三面环山，地势东南高、西北低，南北最宽约为153 km，其中山区面积占总面积的58.19％，平原面积占总面积的22.92％，风沙地面占总面积的9.59％，丘陵面积占总面积的 9.3％。
乌鲁木齐资源较为丰富，东有吐哈油田，南有塔里木油田，北有淮东油田，西有克拉玛依油田。地下煤碳储量在百亿吨以上，可采煤层总厚度80 米，素有“煤海上的油城”之称。热力、风力资源丰富，有亚洲最大风力发电厂。旅游资源优势显著，地处新疆“千里黄金旅游线”周边有天池、南山、台等驰名中外的旅游景点，市区内有红山、鉴湖、阅微草堂等“景观”，民族风情多姿多采，年接待国内外游客400多万人，旅游业发展日益蓬勃并以跻身中国旅游城市。
乌鲁木齐市为新疆维吾尔自治区的首府，是新疆政治、经济和文化的中心，同时也是新疆的主要工业基地。从行政区划上分七个区一个县，即天山区、沙依巴克区、新市区、水磨沟区、头屯河区、米东区、达坂城区和乌鲁木齐县；两个国家级开发区和一个出口加工区、三个自治区开发区。2008 年，全市总人口236.05 万，其中少数民族人口63.71 万。
2008年，全年实现地区生产总值（GDP）1 020 亿元，按可比价格计算，比上年增长15%，已连续六年保持两位数增长。其中，第一产业实现增加值18亿元，增长8%；第二产业实现增加值425亿元，增长17.3%；第三产业实现增加值577 亿元，增长13.8%。三次产业结构比例为1.75∶41.7∶56.55。城镇居民人均可支配收入12 328 元，增长8.4%；农牧民人均纯收入突破6 000 元，达到6 116元，增长8%。
二、乌鲁木齐房地产发展现状
乌鲁木齐市房地产业起步较晚，市场化运作滞后于全国其他省市，“十五”时期，房地产投资建设规模和增速相对其他省市都比较低。“十一五”以来，从房地产业总体来看，房产市场繁荣活跃，开发力度不断增强，投资规模逐步扩大，运行态势平稳健康，产业发展拉动了经济增长，促进了居民消费。房地产业对乌鲁木齐市经济发展的贡献率日益提高，在第三产业中的地位不断增强。乌鲁木齐市房地产市场渐趋成熟，企业开发投资以市场需求为导向，逐渐形成了以住宅为主、商务为辅的合理格局。同时，房地产开发商队伍迅速扩大，水平良莠不齐。
2008年，乌鲁木齐市房地产开发投资98.34 亿元，比上年增长21.34%；商品房施工面积1 024.36万平方米，增长13.24%；竣工面积301.65万平方米，增长4.91%；销售面积271.96 万平方米，下降44.08%。其中，商品住宅销售面积243.04万平方米，下降46.62%。全年商品房销售额88.53亿元，比上年下降31.81%。其中，商品住宅销售额74.72 亿元，下降35%。房地产销售面积和销售额两项指标的下降，充分说明乌鲁木齐市房地产市场状态将趋于疲软，将由旺销逐渐转为观望期。
三、房地产投资与经济增长的关系分析
（一）相关分析
乌鲁木齐市房地产投资与国民经济经济增长存在着密切的相关关系，主要表现在：
1.从乌鲁木齐市房地产投资额和乌鲁木齐市GDP变化情况来看，乌鲁木齐市GDP由2000年的300.52 亿元增加到2008年的1 020.35 亿元，且呈现出逐年增加的趋势。与此同时，乌鲁木齐市房地产开发投资由2000年的13.84 亿元增加到2008年的39.48 亿元，在八年中一直处于逐年上升的趋势，而2008年的房地产投资额是2000年的近3倍（见图1）。
2.从乌鲁木齐市房地产投资与GDP增长幅度来看，2000—2008年八年间乌鲁木齐市房地产投资的增长幅度变化呈现先增后减再增的趋势。2000年乌鲁木齐市房地产投资增长幅度为14%，低于全国平均水平21.5%，2001年增长幅度达到了72%，超过了当年的全国平均水平。随后，从2002年开始，乌鲁木齐市房地产投资增长幅度开始下降，2004年达到了房地产投资增幅的最低谷，为10.2%。随后乌鲁木齐市房地产投资增幅开始上升，2007年达到39.2%，2008年虽有所回落，但增幅依然在35%以上（见表1）。
自2000—2008年，乌鲁木齐市GDP增长幅度稳步上升，由2000年的8.2%增长到2007年的12.2%，受国际经济环境的影响，2008年GDP增长速度有所放缓，但也保持在11%（见表1）。
由表1可以看出，房地产开发投资增长速度过快，对于国内生产总值增长会起到阻碍的作用，如2001年、2007年房地产速度增长过快，GDP 增长速度就会放缓；而房地产投资增长速度与经济增长速度相协调时，其对经济有较大的促进作用。房地产投资与经济增长两者有较高的相关度。作为全社会固定资产投资的一部分，房地产开发投资对国民经济增长的作用明显。
3.从房地产投资对GDP的贡献作用来看，房地产投资对国民经济增长的作用越来越大，当房地产投资符合国民经济发展要求的时候，房地产投资对经济增长有很大的促进作用。由表2可以看出，随着社会固定资产在房地产上的投资的逐年增加，其对国民经济支持和贡献作用不断增加，二者的关系密切相关。
从以上分析可以看出，房地产业对乌鲁木齐市的经济发展起着较大的促进作用，其波动对乌鲁木齐市的整个宏观经济有着较大的影响。但是这些却不能完全说明是房地产开发投资带动了乌鲁木齐市GDP的发展，因此需要进一步探讨房地产开发投资与GDP增长的相互关系。
（二）房地产投资对经济增长贡献的回归分析
本文拟采用线性回归分析法来研究乌鲁木齐房地产投资对国民经济的影响作用的关系。通过翻阅大量新疆房地产资料、房地产开发与投资及2001—2009年八年的《新疆统计年鉴》后，获得乌鲁木齐房地产投资与国民经济增长的具体数据（见上页表2）。
根据一元线性回归计量模型分析，房地产投资与国民经济之间符合一元线性回归模型，其方程式为：
Y=28.506X-103.02
置信度：R2=0.9941，通过检验，说明一元线性回归模型对乌鲁木齐房地产投资与国民经济增长之间关系模拟较好。
模型的结果表明，房地产投资与GDP 两者之间有较高的相关关系。参数表明，房地产投资每增加1 亿元，将相应带动GDP增加28.51 亿元。由于房地产业与国民经济中其他行业的高度相关性，从而其较小的投入将会导致整个国民经济较大的产出，因此将其作为整个国民经济的重要部分是恰当的。
四、研究结论
通过房地产投资与经济增长的趋势分析及回归分析可以看出，作为当前固定资产投资中占很大份额的房地产投资对乌鲁木齐市国民经济增长有很大的促进作用，同时与国民经济增长有着长期均衡关系。
具体可以归纳为：（1）房地产开发投资与国民经济增长之间存在着长期均衡关系，对经济增长有着长期的促进作用，分析可知，房地产开发投资每增加1亿元，GDP就会增加28.51 亿元，可见房地产开发投资对GDP的贡献是非常显著的。同时，房地产业在快速发展的同时还带动相关产业的发展，例如制造业、建筑业等。（2）房地产开发投资对经济增长的促进作用是有限制条件的，从前面所做分析可以知道，当房地产投资增长速度与经济增长速度相协调，并且国家宏观经济政策得当的时候，房地产开发投资对经济增长有很大的促进作用，反之则相反，有阻碍作用。过快的房地产开发投资不利于国民经济的健康发展。（3）房地产开发投资规模必须保持一定的增长速度，必须与经济增长速度保持协调一致。房地产投资与经济增长之间的关系是相互影响、相互促进的关系，过小或过大的房地产投资规模均不利于国民经济的健康发展，因此，必须保持一定的房地产投资规模与发展速度，必须控制房地产投资规模与发展速度，使之与国民经济增长速度保持一致。
参考文献：
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第6篇
【关键词】房地产；投资；国民经济；增长；影响；研究
中图分类号：F293.33 文献标识码：A 文章编号：
一、前言
近年来我国的经济发展迅速，这是我国各行业共同发展的结果，其中房地产行业是经济的增长的重要内容之一，对经济的发展有重要影响。那么房地产投资对经济增长有哪些影响，这需要我们通过不断的研究得到相应的结论，为经济的进一步增长做贡献。
二、房地产投资介绍
“投资”一词在我国的经济建设和经济生活中被广泛地使用着，它具有双重含义，既指特种资金，又指特定的活动。中国人民大学和加拿大吉尔大学合作出版的投资学中，将投资定义为/是将一定数量的资财投放于某种对象或事业，己取得一定收益或社会效益的活动；也指为获得一定收益或社会效益而投入某种活动中的资财。房地产投资是指一种特定的活动，即将货币投入房地产开发、经营、中介服务、物业管理服务和房地产金融资产的经济活动，它是整个国民经济投资的重要组成部分。房地产开发投资指各种登记注册类型的房地产开发公司、商品房建设公司及其他房地产开发法人单位和附属于其他法人单位实际从事房地产开发或经营活动的单位统一开发的包括代建、拆迁还建的住宅、厂房、仓库、饭店、宾馆、度假村、写字楼、办公楼等房屋建筑物和配套的服务设施，土地开发工程(如道路、给水、排水、供电、供热、通讯、平整场地等基础设施工程)的投资；不包括单纯的土地交易活动。
三、我国房地产投资现状
房地产投资是房地产再生产的首要环节，是房地产业的中心内容，正确把握房地产业投资的规模和投资增长速度及投资风险的问题，对于保持房地产投资与国民经济的协调发展十分必要。总体上讲，房地产投资包括生产性房地产投资和非生产性房地产投资两类。生产性房地产投资有工业性的房地产投资!商业性的房地产投资和服务性的房地产投资等；非生产性房地产投资有居民住宅投资!事业性房地产投资和行政性房地产投资等。房地产开发投资从2003年以来以年均28.34%的速度增长，远大于国民经济9%左右的增长率。为了对房地产投资有一个更详尽的了解，本章将从房地产的投资主体、投资资金来源、投资规模、投资投向结构等方面对房地产的投资的现状进行研究。
四、房地产投资对经济增长的影响
经过改革开放30多年的发展，中国房地产业经历了很大的变化，从2011 年的统计年鉴的数据得出，房地产业的增加值在中国第三产业增加值构成中的比 重分别为：1978年的9.15%、1998年的11.23%、2010 年的 12.89%。可见，其增加值在中国第三产业增加值构成中的比重不断上升，而第三产业在国民经济的占比也在不断上升。因此，房地产业增加值占国内生产总值的比重也是在不断上升，房
地产业的重要性可见一斑。房地产投资结构也生了很大的变化，房地产投资与经济增长之间的互动关系也在不断变化之中。房地产业还是国民经济的先导产业。先导产业是指在一国经济的某个阶段，能对产业结构和经济发展起着导向和带动性作用，并具有广阔的市场前景和技术创新能力的产业。房地产的产业链比较长，房地产业的发展需求对其他行业的发展具有“引致需求”的促进作用。比如钢铁、家居装饰及建材等行业，通过产业关联效应对 GDP 增长具有间接的贡献作用。另外，还可以通过拉动消费，对 GDP 增长具有“引致消费”的贡献作用。
五、我国房地产投资与经济增长的关系与建议
1、主要结论
(1)我国房地产投资与国民经济增长之间存在长期稳定的均衡关系
由协整分析得出的长期均衡方程可知,房地产投资对国民经济增长影响的长期弹性为0.364,即房地产投资每增加1%,GDP增加0.364%。可见,从长期来看,我国房地产投资对国民经济增长的贡献是十分显著的。当房地产投资增长速度与经济增长速度相协调,国家宏观经济政策得当的时候,房地产投资对国民经济增长有很大的促进作用,反之则有阻碍作用。
(2)我国房地产投资与国民经济增长之间存在双向因果关系
从Granger因果检验结果来看,在92.05%的概率水平下,房地产开发投资是GDP的Granger原因；在94.88%的概率水平下,GDP是房地产开发投资的Granger原因。两者是一种相互影响、相互促进的关系。一方面,房地产投资对国民经济增长有着显著的促进作用;另一方面,随着经济的增长,其对房地产投资也有很大的引致作用。
(3)通过分析误差修正模型,房地产投资对国民经济增长影响的短期弹性是0.184,即短期内房地产开发投资每增加1%,GDP增加0.184%。由此我们可知,房地产开发投资对国民经济增长的长期影响比短期影响更为显著。长期均衡的调整力度(-0.229)不是很显著,这主要是因为我国的房地产业起步较晚,目前很多机制还不够健全,有待进一步发展和完善。
2、政策建议
通过以上分析,我们知道房地产投资对我国国民经济增长有显著的促进作用,但与国民经济发展不协调的房地产投资也会对国民经济增长产生严重阻碍作用。目前,房地产业的稳定发展对宏观经济的意义尤为重大。为此,本文提出以下建议:
(1)制定区域性长、短期政策,合理引导房地产投资
房地产市场是一个区域性十分鲜明的市场,而且通过前面所作分析,我们又得出房地产投资对国民经济增长的长期影响和短期影响也有所不同,到其区域性和阶段差异性,结合国家宏观经济大的环境,制定出较为科学合理的长短期区域性调控政策,以正确引导房地产投资的方向和目标,充分发挥房地产投资对国民经济的拉动作用。
(2)开拓多元化的融资渠道,优化房地产投资结构
长期以来,我国房地产直接融资渠道较为狭窄,虽然经过多年的改革和发展,但房地产融资渠道单一的问题仍未得到很好的解决。目前,我国房地产融资仍然主要依赖于银行,在房地产投资资金中,银行贷款大约占60%左右。作为资金密集型产业,资金问题是制约房地产业发展的瓶颈,解决好房地产融资问题不容忽视。第一,可以通过增加和扩大上市、发债、私募、信托等多种融资渠道,努力提高房地产企业自有资金的生成能力；第二,可以鼓励房地产企业积极与信用公司、投行、房地产经营公司等建立合作关系,提升房地产项目的开发管理能力。
(3)建立健全房地产预警体系,防止投资过热或不足
房地产业是一个关联程度很高的产业,作为国民经济的支柱性产业,肩负着拉动消费、增加投资、启动内需、稳定金融等重要功能[7]。新形势下,房地产业更肩负着在宏观经济中促进“保增长”的重任。因此,必须建立和健全科学合理的房地产监测预警体系,及时收集、整理和分析全国房地产市场信息,就市场运行情况作出科学的分析与预测,正确引导市场,防止出现投资过热或不足,并为政府制定相应宏观决策提供依据。
六、结束语
房地产业的发展是极其迅速的，同时房地产的发展也影响着我国经济的快速发展，进一步的促进我国的现代化建设。因此，我们应该更好的研究房地产投资对于我国经济增长的情况，使房地产投资为经济增长起更好的作用。
参考文献
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第7篇
关键词 流通发展 消费增长 实证
中图分类号：F061.5 文献标识码：A
现代宏观经济学认为，消费、投资和出口是拉动国民经济增长的“三驾马车”。改革开放以来，中国的消费保持了较快增长，但是消费的增长速度长期低于同期外贸增长速度和经济增长速度，居民消费占GDP的比重从1978年的48.8%下降到35.3%，下降多达13.5个百分点，消费需求的不足始终是困扰我国经济增长的主要障碍，也直接影响到人民生活水平的提高。
影响消费需求增长的的原因很多，商品流通的发展无疑是一个重要因素。流通业是国民经济各部门之间的桥梁和纽带，以往我国重视外贸，轻视内贸的问题非常突出，但随着改革发展的深入，流通业已经成为引导生产、消费和经济运行的先导性力量。在转变经济增长方式的大背景下，如何充分发挥流通业对消费的促进作用具有重大的现实意义，值得我们去深究。
一、流通发展促进消费增长的理论分析
首先，流通影响消费的最终实现及实现程度。在商品经济条件下，商品的实现必须通过流通，没有流通作为中介和纽带，产品就无法进入市场，因此也无法满足消费者需要。另一方面，流通组织得好，消费者才能方便快捷地购买到所需要的消费品，使消费者获得最大程度的满足。
其次，流通的数量、规模和结构影响消费水平、规模及结构。一般而言，消费者的消费需求能否得到满足和能在多大程度上得到满足，都取决于流通的数量、速度和结构。在一定条件下，商品充足和流通畅通可以促进消费水平的提高和消费规模的扩大。
最后，流通引导和调解消费。流通对消费的引导主要表现在消费结构和消费方式等方面。如流通部门可将生产方开发新产品的数量、种类等信息及时传递给消费者，可促使消费者更新消费观念，改变消费购买方向，调节消费者需求，从而促进消费结构和消费方式的调整。
二、流通发展促进消费增长的实证分析
（一）变量选取与模型建立。
收入被认为是是消费的决定因素，而通过前文理论分析可知，流通业的发展对消费增长也起着不可忽视的作用，有必要在消费函数中加入反映商品流通发展状况的变量。建立消费模型：
C= 0+ 1I+ 2Y
其中C代表消费水平，I代表收入水平，Y代表流通水平。
决定商品流通状况的要素是资本和劳动，其投入密集程度能够反映出该行业的发展水平。这里应用Cobb-Douglas生产函数：
Y=A・K ・L
其中Y代表流通水平，K代表投入流通业的资本要素，L代表劳动力要素。
进一步地，为了把非线性的流通模型线性化并消除消费模型中可能存在的异方差现象，将等式两端同时取对数，再将流通模型并入消费模型，于是得到基本模型：
lnC=（ 0+lnA）+ 1lnI+ lnK+ lnL
（二）指标选取与数据采集。
综合考虑指标的相关性和可得性，在1999～2008年《中国统计年鉴》选取了具有代表性的四组指标：以居民消费支出代表消费水平C，以城镇居民家庭人均可支配收入代表收入水平I――为使所有数据都折算为不变价格，本文以1978为基期对这两项数据进行了处理；以流通业固定资产总额代表资本要素K，以流通业从业人员总数代表劳动力要素L――这里的流通业仅包括零售、批发和餐饮。
（三）回归结果与分析解释。
对以上变量进行多元线性回归，得到结果发现方程总体的拟合效果优良，但是流通业从业人数labor的参数无法通过t显著性检验。剔除该变量后，得到估计结果：
lncons=3.71+0.78lninc+0.10lnass
在同方差，无自相关的经典假定得以满足的条件下，消费模型各解释变量均达到显著性要求，拟合效果优良。调整后的可决系数达到99%，说明方程的解释力很强。
由此可知：可支配收入水平、流通业固定资产总额与居民消费支出水平呈正相关关系，当期的流通业固定资产每增加1%的投资，会引起军民消费支出增加0.10%，实证的结果印证了理论分析的结果，即流通的发展会引起消费的增长。
同时，也必须看到，流通业的劳动力要素投入对流通和消费的促进作用并不显著，这是因为尽管商贸流通从业人数在不断增多，但是从业人员的素质较低，带来的商业效益不明显。在生产要素的边际报酬递减规律下，如果不能有效改善人力资本状况和劳动力素质，仅靠资本投入很难使流通业获得进一步发展。
三、结论
本文初步分析了我国流通业发展对消费增长的影响，利用的统计数据建模得到了支持理论的实证结果：流通业发展虽然不是消费增长快慢的决定性因素，但仍是具有明显促进作用的重要因素，流通业能否发展壮大直接关系到国民经济的进一步增长和增长方式的转变。同时，实证研究还发现：流通业发展受到劳动力要素的制约越发明显，主要是从业人员的素质限制了流通对消费的促进作用。
（作者：南京财经大学国际经贸学院硕士研究生）
参考文献：
[1]王新利，吕火花.农村流通体系对农村消费的影响.农业经济问题，2006，（3）.
第8篇
在不同部门当中，对于劳动力的配置，可以进行如下假设:在一个国家当中，包括城市地区和农村地区。城市地区是现代经济部门，主要进行非农业经济活动。农村地区是传统经济部门，主要进行农业经济活动。在城市地区和农村地区之间，如果政府完全限制了劳动力的流动，那么城市地区和农村地区中的劳动力市场就会处于相互独立的状态，同时都能够保持均衡的劳动力市场。如果在这两个地区之间，对于劳动力的流动没有限制，在自由流动的作用下，二者的劳动力市场就会相互融合，从而形成统一的全国劳动力市场。在新古典经济理论当中，产业或地区之间的薪资待遇差异，是不同产业和地区之间劳动流动的根本性原因。而这种差距反过来可以通过劳动力的自由流动得以消除。此时，在不同产业和地区之间，劳动力就能够得到相对均衡的配置状态。在二元经济结构当中，为了研究城市与农村劳动力市场从封闭转变为开放，假设农村劳动力向城市流动不会产生费用。在劳动力自由流动之前，由于城市地区缺乏劳动力，因此薪资待遇相对较高。而农村地区由于劳动力充足，因此薪资待遇相对较低。在劳动力市场开放之后，由于城市和农村之间，存在着薪资待遇的差异，因此，农村劳动力会向城市流动。此时，农村地区由于劳动力减少，因此薪资待遇会逐渐上升。而城市地区由于劳动力增加，因此薪资待遇会逐渐下降。理论上说，当城市地区和农村地区的薪资待遇达到相同的时候，劳动力的流动就会停止。在福利方面，由于劳动力的自由流动，无论是城市地区还是农村地区，都会发生变化。由于劳动力的流入，城市地区的工资率下降，因而企业的福利将会增加。而在农村地区，由于劳动力流出，使得工资率上升，也会带动福利的增加。因此，在劳动力自由流动的作用下，社会总福利的水平将会显著提高。
二、不同部门劳动力配置边际生产率的测定
在不同部门劳动力配置的边际生产率估计当中，通过相应函数的建立，能够分析农村劳动力转移对国民经济增长的贡献。农村劳动力的转移，会给城市地区和农村地区产生不同的影响。所以，在GDP的研究当中，应当将其分解为农业和非农业的GDP，并且分别进行生产函数的建立。在农业GDP当中，主要是农业物质、土地、农业劳动力的投入函数。而在非农业GDP当中，主要是资本、非农业劳动力的投入函数。在非农业的劳动力投入当中，农村转移的劳动力是一个重要的组成部分。由于农业与非农业GDP的综合，等于全国GDP，所以，可以综合这些因素，进行方程组模型的联立，从而对农村劳动力转移对国民经济增长的贡献进行测定。在这种函数模型当中，对于农村劳动力转移国民经济增长的贡献评估，需要对农业劳动力的投入进行准确的计算。而农村转移劳动力的处理情况，能够直接影响到农业劳动力投入的计算。对此，可以假设农村劳动力具有同质性。这样，农村专业劳动力与未转移的劳动力的生产率相同，就能够进行准确的计算。此外，可以对农村劳动力的同质性进行验证。根据相应的统计检验，如果证明该条件为真，则说明农村专业劳动力与未转移劳动力的生产率相同，因而农村劳动力总量与农村转移劳动力数量之差，就是农业劳动力的投入。而如果统计检验的结果为假，则说明农村转移劳动力与未转移劳动力之间的生产率不同。那么就需要对农村转移劳动力的数量利用生产率差异系数进行调整，然后在按照上述方法计算。
三、函数模型的结果评估
从农业GDP的生产函数估计结果当中，能够看出，所有的结论与之前分析的结构基本一致。从中可以看出，对于农业GDP的发展来说，农业物质投入所产生的影响，要大于土地面积和劳动力投入等因素，这种情况与中国的实际国情十分吻合。正是由于中国农村劳动力剩余量十分巨大，使得农业劳动力生产率始终得不到有效的提升。在非农业GDP的生产函数估计结果中，也与之前的分析结果一致。对于非农业产出来说，资本的投入具有更大的影响力。就劳动力投入来说，其对非农业GDP的影响要高于农业GDP。通过函数分析结果可以看出，农村劳动力的转移，对于非农业国民经济增长来说，具有积极的作用，而对于农业国民经济增长来说，具有一定的消极作用。对此，要想真正评价农村劳动力转移对国名经济增长的贡献，还需要对二者之间的净效应进行计算。同时，这也是农村转移劳动力与未转移劳动力之间边际生产率的比较。通过对比计算发现，无论是在中西部地区还是东部地区，农村劳动力的转移，都会对劳动力生产率带来十分积极的影响。所以，由此证明了，农村劳动力转移对国民经济增长具有十分良好的贡献，并且能够同时促进农业和非农业劳动力生产率的提升。
四、结论
第9篇
关键词：经济增长；金融贡献；贡献率
一、引言
金融业对经济增长的贡献表现为动员储蓄、促进资本形成、增加就业以及提高生产技术和效率等方面。该贡献可以从两个角度进行衡量，即贡献度和贡献率。贡献度是指某一指标某一组成要素增加值在该指标基期总值中所占比重。贡献率是指某组成要素的贡献度在该指标总增长中所占比重。金融业的直接贡献，是将金融服务业作为一个独立的产业，核算其创造的增加值在国民生产总值中所占的比重和份额。金融业的间接贡献，是从金融服务功能的角度考察金融业与经济增长的关系及对经济增长的作用。
二、青岛市金融业对国民经济增长的直接贡献
从生产角度分析，GDP等于各产业部门增加值之和。产业部门贡献是指产业部门增加值的增长所引起的经济增长率的增加额；产业部门贡献度即在经济增长率中各产业部门的贡献所占的份额。用公式表示为：
金融业对经济增长的贡献率=金融业可比价新增加值/国内生产总值可比价新增加额*100%
金融业对经济增长的贡献度（拉动百分点）=金融业贡献率*国内生产总值可比价增长百分点
金融业的贡献率和贡献度两个指标从不同角度反映了金融业增加值对GDP产生的直接影响及贡献能力。本文以上一年为基年计算各年的金融可比价格产值和GDP可比价格产值，进而计算出青岛市金融业对经济增长的贡献率和贡献度。青岛市金融业对经济增长的贡献率和贡献度在2000-2003年期间，不存在十分明显的变动趋势，波动性较高，甚至大部分年份的贡献为负值。但自2003年以来，二者呈现逐年上升之势，2004年二者均转化为正值，2006年发生了飞跃，金融业对GDP的贡献率开始突破5.0%，至2008年已经达到了7.93%。通过青岛市金融业对GDP贡献率和贡献度的走势分析我们可以看出，金融业在国民经济发展中的地位和作用正在逐年增强（见表1）。
表1青岛市金融业对GDP的贡献
三、青岛市金融业对经济增长的间接贡献
资本形成、劳动投入、技术实现是经济增长的三个重要因素。各个要素对经济增长的贡献会随着经济发展阶段的不同而有相应的变化，金融业通过上述三个要素的传递对推动经济的快速发展起到了非常大的间接推动作用。
为了研究青岛市金融体系对经济增长的贡献，引入两个参数ρ1，ρ2，其中ρ1的经济含义为资本形成投资资金来源中金融性资金供应总量与资本形成投资价值总额之比，ρ2的经济含义为技术实现投资资金来源中金融性资金供应总量与技术实现投资价值总额之比，由于数据来源的限制，本文无法对其进行具体的衡量，而是根据相关的资料取其近似值来表示。
（一）青岛市金融发展对经济增长间接贡献的度量
1、青岛市金融-资本相对形成量。为计量在一个相当长的时间内金融业发展对资本形成的作用，引入金融-资本形成相对增量（d），同时引入储蓄率相对增量（s）、储蓄—投资转化率（β）、金融中介费用率（Φ）、投资-资本形成率（χ）和资本产出系数（К），资本形成投资资金来源中金融性资金供应总量与资本形成投资价值总额之比（ρ）。金融业与资本形成之间的公式可以表示为：d=ρ*
其中d表示金融-资本相对增量；储蓄率相对增量（s）=储蓄增加额/国内生产总值；储蓄-投资转化率（β）=投资增长额/储蓄增长额；投资-资本形成率（χ）=生产能力增长额/投资增长额；金融中介费用率用金融机构的法定存贷款利率差额如表2所示。
近10年来青岛市金融—资本形成相对量大体可以分为三个阶段，2000-2002年其值基本在1%左右，2003-2005年其值基本在3.5%左右，2005年达到最高值3.828%，但是2006年又下降到1.291%，随后连续两年上升，至2008年其值已经达到2.634%，资本对于促进经济增长有着举足轻重的作用，金融-资本形成相对量的变化体现了金融业通过资本形成途径而间接促进经济增长的作用，资本形成对于青岛市经济增长的作用逐步递增。
2、青岛市金融-就业相对增量。劳动力追随货币与实质资本，引入金融-就业相对增量（m）来表示在一个相当长的时间内金融业发展对劳动力就业的促进作用，将其定义为金融体系就业相对增量（e）与产业部门就业相对增量（n）之和。其中金融体系就业相对增量（e）等于金融体系就业相对增量除以总就业量（L），产业部门就业相对增量（n）等于产业基本就业相对增量（h）与由资本形成增长而引起的就业相对增量（j*g）之和。经验表明，金融体系就业相对增量与金融发展规模呈正向相关关系，产业部门就业相对增量在超过基本就业率以后与产业部门资本形成规模呈正向相关关系。在经济增长时期，产业部门资本形成与金融业发展呈正相关关系。从长期来看，金融-就业相对增量反映了金融与就业的基本联系。其公式表达式为：m=e+j*g
青岛市金融-就业相对增量，如表3所示。
青岛市金融-就业相对增量的波动性较强，2000-2008年的9年间大致可以分为三个阶段，第一阶段为2000-2001年，这两年青岛市金融-就业相对增量都是负值，表明在这两年中金融业对就业的影响并不明显；第二阶段为2002-2004年，青岛市金融—就业相对增量自2002年开始呈现正值，并且连续三年上升，2004年达到最大值8.657%；第三阶段为2005年以后，青岛市金融—就业相对增量开始逐年下降，到2008年仅为0.244%，这一过程体现了就业对经济增长的影响力正随着经济的增长逐步趋于稳定。
3、青岛市金融-技术实现相对量。由于数据来源的限制，本文无法对其进行比较准确的衡量，根据相关数据假设其历年值为0.12%。
（二）青岛市金融业发展对经济增长间接贡献的衡量
1、经济增长要素与经济增长之间关系的度量。金融业发展通过资本形成、就业与技术实现来实现对经济增长的间接贡献，主要是通过加速资本形成，并利用先进技术，吸收就业，将观念上的生产力变成现实的生产力来实现的。因此，要研究金融业发展对经济增长的间接贡献，首先需要衡量经济增长要素与经济增长之间的依存关系。根据青岛市科技信息研究所的研究可知，青岛市科技进步贡献率、资本贡献率和劳动贡献率分别为46.7%、42.4%和10.9%。
2、青岛市金融业发展对经济增长间接贡献。采集青岛市经济自2000到2008年的有关统计数据结合青岛市经济增长要素与经济增长之间的依存关系对其金融发展对经济增长的间接贡献进行计算，具体计算结果如表4所示。
四、青岛市金融业对经济增长贡献的综合评价
金融业对经济增长的贡献分为直接贡献和间接贡献两部分，将二者进行加总便可得到青岛市金融业对经济增长的贡献率。2000-2008年青岛市金融业对经济增长的贡献率，如表5所示。
青岛市金融业对经济发展的贡献率波动性比较大，在2003年以前，金融业贡献率较低，2000年和2002年甚至出现了负值，2004年以后青岛市金融贡献率比较理想，基本都在7%左右，只有2005年降到了3.35%，但2006年马上又开始上升，2006年和2008年青岛市金融业的贡献率都达到8%以上。青岛市金融业对经济增长的贡献率虽然波动性比较大，但在整体上青岛市的金融贡献率是在提高的。
参考文献
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第10篇
关键词：影子银行 国民经济 实证研究 对策建议
影子银行的界定
影子银行系统的概念由美国太平洋投资管理公司执行董事麦卡利首次提出并被广泛采用，所谓“影子银行”，是指那些游离于监管体系之外的、与传统、正规、接受中央银行监管的商业银行系统相对应的金融机构，又称为平行银行系统，它包括投资银行、对冲基金、货币市场基金、债券保险公司、结构性投资工具（SIV）等非银行金融机构（王晓雅，2010）。这些机构通常从事放款，也接受抵押，是通过杠杆操作持有大量证券、债券和复杂金融工具的金融机构。在带来金融市场繁荣的同时，影子银行的快速发展和高杠杆操作给整个金融体系带来了巨大的脆弱性，并成为此次全球金融危机的主要推手。目前较为权威的说法是美国金融稳定委员会（FSB）在《影子银行：划定范围》一文中提到的“任何在正规银行体系之外的信用中介机构和信用中介活动”都能够归属到“影子银行”的范围中。
我国影子银行的分类以及规模估算
在我国，由于资产证券化及利率市场化的进程还处于逐步开放的过程中，因此，我国的影子银行体系相对于欧美市场的划分还是有较大的区别。对我国的影子银行体系的划分，可以从狭义和广义两种范围进行划分：从狭义影子银行的角度来看，只有游离于监管范围之外的融资活动才能属于影子银行体系；从广义影子银行的角度看，凡是通过非银行信贷渠道提供信用活动，都可以纳入银子银行的范畴，这部分信用规模的估算有助于加深对整个货币市场信用供给的了解。我国影子银行采用的是与传统银行类似的组织形式、资金来源和运作模式实现其融资功能。其对应的主要是商业银行的融资和股权资本融资的职能，主要服务于实体经济，解决的是实体经济金融供给效率。因此，我国把影子银行称为“直接融资型”影子银行。主流观点认为我国影子银行主要为三种形式：第一类是银行表外业务（银行渠道），如理财产品；第二类是非银行金融机构，如信托、小贷公司、租赁等；第三类则是非金融机构的民间金融（屈庆、余文龙，2013）。
由于计算口径不同，当前影子银行的规模，并没有一个准确的数值，近期多家机构估算的我国影子银行规模，从5.8万亿至30万亿元不等。我国人民银行统计司从2011年开始统计和社会融资规模数据，内容涵盖了人民币贷款、外币贷款、委托贷款、信托贷款、未贴现的银行承兑汇票、企业债券、非金融企业境内股票融资等7项指标，这是目前我国市场上的比较权威的与影子银行相关的数据（见表1）。 据央行透露，未来该数据还将增加私募股权基金、对冲基金等新型融资渠道数据。
按照本文采用的广义影子银行的定义范围， 可以将提供影子银行信用的路径划分为三个渠道：银行渠道、非银行金融机构渠道和非金融机构渠道，也就是与主流观点对影子银行形式的划分相一致。如表1所示，其中不同计算口径存在的重复计算部分需要从总规模中间扣除。
由以上数据可知，我国影子银行规模主要是由银行渠道的委托贷款，非银行金融机构渠道的信托产品以及非金融机构渠道的民间借贷三部分组成，在进行实证检验之前，必须对我国影子银行规模进行说明，以便为实证检验提供比较权威可靠数据。
我国影子银行发展与国民经济关系的实证检验
（一）数据的选取及处理
本文研究选取了2006年1月至2013年6月我国国民经济和影子银行规模数据作为样本数据，数据均来自于国家统计局、中国人民银行、发改委、证监会、保监会、中央国债登记结算有限责任公司和银行间市场交易商协会等。其中， 国民经济由国内生产总值（GDP）来表示；由于民间贷款规模很难有准确的数据，因此影子银行规模数据以委托贷款、信托贷款的总规模（TS）来表示，两组数据均为季度数据，所有的数据都采用Eviews6.0 软件进行处理（李子奈，2010）。
（二）实证分析
1.ADF检验。首先对上面两个变量进行ADF检验来判断是否满足同阶单整序列，是否满足同阶单整可以进行协整检验的条件。
由表2可以看出，国内生产总值、影子银行规模水平数据序列都是不平稳的（概率值大于0.05），而经过一阶差分后， 这两个序列又是平稳的（概率值小于0.05），因此可以进行协整检验。
2.协整检验。协整关系表示一种长期的均衡关系，本文采用Engle和G range r提出的两步检验法，即E-G检验。国内生产总值与影子银行规模的协整检验：首先，对两个序列进行OLS回归，得出模型如下：
GDP=63995.84+8.783247*TS+et
T=（9.457538） （5.371076）
调整后的R2=0.489872，DW=1.989846，et为残差。
再对et进行单位根检验，结果如表3所示。
表3的检验结果表明，两个变量之间存在协整关系，说明国民经济与影子银行存在着长期的均衡关系。存在长期均衡关系，不一定存在因果关系，因此需要进行格兰杰因果检验。
3.误差修正模型ECM的建立。即使国民经济与影子银行之间存在长期的均衡关系，但在短期内也会出现失衡（例如突发事件的影响），也就是说短期内的变量可能存在偏离长期均衡的情况，因此，需要对数据的短期动态非均衡关系进行调整和修正。为达到这个目的，采用误差修正模型（Error Correction-Model）对两个变量之间的短期关系与长期关系进行分析。
影子银行与国民经济的误差修正模型如下：
TS=0.022463*GDP-0.747242*
ECMt-1-2096.479
T=（0.018302） （0.225534）（1349.519）
调整后的R2=0.240035
DW=2.099874
该模型结果表明，GDP的短期变动对影子银行规模存在正向影响， 误差修正项的系数为负， 符合反向修正原则。
4.格兰杰因果检验。本文选取滞后期为2期的数据来考察国民经济与影子银行之间的因果关系，检验结果如表4所示。根据表4的检验结果，表示接受TS不是GDP的granger原因，但拒绝GDP不是TS的granger原因，即GDP是TS的granger原因，国民经济与影子银行之间存在单项因果关系，由协整方程相关系数得知，两者存在正相依存关系。
5.VAR模型。为了检验模型的稳定性，需要进行AR根检验，只有稳定的VAR模型才可以进行脉冲响应，如图1所示。所有AR根都位于单位圆内，由此可以判断VAR系统是稳定的，可以对结果进行脉冲响应分析和方程分解。为了进一步验证理论模型，分析影子银行规模受到意外冲击时的反应和方向，本文构建主要的脉冲响应图，这里的期限设为10个季度，给定GDP一个正向冲击，得到相应的脉冲响应图，如图2所示。
实证结果分析
（一）国内生产总值与影子银行规模两个序列的单整检验（ADF）结果
两个序列的单整检验结果表明，我国国民经济一直在稳步提高，影子银行规模一直在逐渐扩大，两个序列均为非平稳变量， 而一阶单整检验结果说明了它们具有一阶差分稳定， 反映出国内生产总值与影子银行规模的稳定性， 国民经济处于稳定改善之中， 影子规模并没有出现过量增长，整个经济发展处于稳态。
（二）国内生产总值与影子银行规模两个序列的协整检验结果
实证检验结果表明，残差项时间序列的ADF检验是平稳的，即国民经济与影子银行发展存在长期稳定的均衡关系。说明国民经济增长与影子银行发展之间存在相互依存、相互依赖的关系。
（三）GDP受到正向冲击时影子银行的反应和方向
给定GDP一个正向冲击，即国民经济增长时，影子银行规模增大，并且正向影响在第3期的时候达到最大，而后逐渐减弱，当前经济增长，对于影子银行的发展存在有利条件。
（四）国民经济增长是促进影子银行发展的因素之一
根据格兰杰因果检验得知，应接受国民经济增长是影子银行发展的原因，经济发展促进金融发展，越来越多的金融创新工具随着经济发展的要求不断出现，形成了多元化金融服务，影子银行就是金融技术、制度创新的产物，甚至它自身就是金融创新（李扬，2010）。然而影子银行的发展并不是经济增长的决定因素，影子银行虽然某种程度上弥补了传统银行业务的不足，促进了中小企业融资，在一定程度上对经济分发展是有利的，并且随着影子银行这样的金融创新的发展，使得金融市场变的多层次，从而提高了金融市场的效率（王国刚，2010）。但是随着影子银行的发展，它并不是促进经济增长的决定因素，美国次贷危机就是典型的案例，说明影子银行存在一些潜在的风险因子，并不利于经济的增长（易宪容，2009）。具体分析如下：
高杠杆率风险。由于影子银行不受金融监管机构的监管，不需要留存准备金，资本运作的杠杆率很高，直接提高整个金融体系的杠杆率，放大了系统性风险。
流动性风险。影子银行从短期资本市场获得融资，投资于长期资产，存在难以克服的期限错配，当市场出现不稳定因素，很可能出现类似与商业银行的挤兑现象，影子银行将无法将其长期资产立即变现，将直接导致流动性不足。
风险跨境传递。许多影子银行通过跨境投资在全球范围内配置资产。它们受到外部冲击后，通过资产负债渠道、信心渠道等将风险传递给了全球主要金融市场和金融机构。
监督风险。影子银行和传统银行并举的金融体系中，各监管当局在各自分业监管的模式下，无法充分有效地实行监管，尤其是影子银行体系日趋繁荣的时候，美国金融监管不到位反而日益显现。
结论及对策建议
（一）结论
本文通过对我国影子银行发展规模与国民经济增长关系的实证研究，证实随着金融业的发展，经济的快速运行，影子银行在规模壮大的过程里，由于影子银行自身的高杠杆性，流动性风险、跨境风险的传递以及监管的疏漏，却给经济的增长带来一些不利的因素。随着经济的发展，越来越多的金融创新也会不断涌现，对于影子银行的存在，不能给予全盘否定的态度。这是经济发展历程中的必然产物，影子银行的出现对于中小金融机构贷款，对于利率市场化、商业银行经营业务转型、金融业监管当局来说，都会产生一定的影响和改变，然而这是一个金融业的新的挑战，也是必须面对的问题，所以金融行业及政府部门应积极引导我国影子银行向好的方向发展，监控风险，提高市场透明度，加快金融改革中的利率市场化，进一步推进以减政放权为主导的市场化改革进程，创造更好的经济环境。引导投资于影子银行产品的投资者增强自我风险意识，使得我国影子银行的发展能够更好地服务于金融平稳发展和实体经济增长。
（二）对策建议
随着经济发展，影子银行规模的扩大，并非对国民经济产生刺激作用，由于影子银行具备以下特点：其一，交易模式采用批发形式，有别于商业银行的零售模式。其二，进行不透明的场外交易。影子银行的产品结构设计非常复杂，而且鲜有公开的、可披露的信息。这些金融衍生品交易大都在柜台交易市场进行，信息披露制度很不完善。其三，杠杆率非常高。由于没有商业银行那样丰厚的资本金，影子银行大量利用财务杠杆举债经营。所以，影子银行规模发展越大，其潜在风险就越大，并对经济增长以及金融系统构成威胁，所以提出相应的应对政策，有利于对影子银行的规范以及对风险的规避。
第一，逐步完善的监管制度。鉴于影子银行目前已有 21.75万亿的规模，与常规银行体系及实体经济关系紧密却不透明，目前的影子银行已经具有明显的跨行业特征，国内金融机构对于类混业经营也有着很大的冲动，实行集中统一的监管模式将是行业监管的未来趋势。监管措施应该重点关注影子银行体系产生的风险和外部性（周莉萍，2012）。在监管体系逐步完善过程中，影子银行业务也应得到进一步的清理和规范，其总体风险也会逐步置于监管体系控制下。使得那些运作不规范的影子银行业务将逐渐透明化，运作透明和规范的理财产品和影子银行体系则会得以保存并继续发展。加大信息共享力度，尽快实现各监管机构、交易所和各行业协会统计标准的统一，定期汇总、分析并市场数据。设计信息披露内容，包括影子银行机构、产品和交易方式。明确监管主体，负责监督影子银行履行信息披露义务，建立信息披露的激励和惩罚机制。
第二，对于不同渠道产生的影子银行监管方式有所区别。对于银行渠道产生的影子银行业务，由于我国商业银行在整个金融体系内的主导地位，导致信托、券商资管等影子银行业务的背后有相当部分是从银行渠道产生，其中形成的重复规模给统计和监管都造成了一定的难度。因此在当前分业监管模式下，对于涉及多个行业的金融产品，各个监管部门需要加大协调力度，形成良好的长效协同机制。
对于非银行金融机构渠道产生的影子银行业务，主要为信托、券商和基金公司资产管理业务等，相对来说该部分的监管部门比较明确，需要加强的是监管制度体系的完善。从风险控制层面看，该部分业务的风险是基本可控的。
对于非金融机构渠道产生的影子银行业务，目前这部分业务受到的监管相对较少或者直接完全不受监管，总体而言该部分的业务风险较高。自 2012 年初开始的温州金融改革，是国家对于将狭义民间借贷行为纳入监管体系的一次尝试。监管层对于民间借贷行为的规范和梳导，将是一个长期进行的过程。未来我国金融领域有序向民营资本开放，将会引导民间资本进入阳光化的市场交易环境中，从而降低民间借贷业务的总体风险，狭义民间借贷的问题将得到有效解决。
第三，推动信贷市场建设，化解影子银行风险。信贷资产交易打通了信贷与资本市场的连接通道，更多企业可以先向银行贷款，再由银行进行转让或证券化，从而实现“间接的直接融资”。银行可以从资本市场获得资金，保险、证券、基金等投资者可以分享贷款收益，资金配置效率和市场深度广度将大大提高。同时，信贷资产交易也将成为化解“影子银行”风险隐患、“开正道、堵邪路”的重要途径。
第四，完善相关法律，引导影子银行健康发展。我国经济正处于转型升级的阶段，而银行正在逐步由传统的吃利差盈利模式向节约资本、发展中间业务、增值业务的增长方式转变，由于影子银行业务使信贷更易被普通大众获得，对市场有激励作用，所以从各国法案来看，对影子银行只是加强监管，而未阻止其存在于发展。对于我国来讲，在完善法律和监管框架下，更合理的利用影子银行业务的市场效率，促进经济发展及影子银行自身的发展，是一种可取的双赢策略，建议完善或建立信托法、民间借贷等相关法律。
参考文献：
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5.李扬.影子银行体系发展与金融创新[J].中国金融，2010（12）
6.王国刚.中国金融发展60年的启示[J].中国金融，2010（19-20）
第11篇
关键词：消费水平；经济结构；经济增长；国民消费
一、我国的经济增长和国民消费演变以及演变过程中的矛盾
（一）粗放的增长方式导致国民消费的层次无法提高。90年代以后，我国的经济增长方式实际上并没有太大的改善，依旧处于粗放式发展，因此，产业结构和产品结构的发展不能够满足人们的逐渐扩大的消费需求和提高消费层次的需求。在这个过程中，大量的产品被积压。从上面的发展可以看出，我国的经济增长中由于粗放的格局导致经济实际上处于一种无效的状态，这个过程中，矛盾十分尖锐，阻碍着国民消费的质量和层次的进一步发展。
（二）消费品市场的二元性严重限制了国民消费的选择。消费品市场的二元性严重限制国民消费的选择空间，实际上是处于粗放型经济格局下的更深层次的一种矛盾。我国的收入分配制度在转换为以按劳分配为主体，多种分配方式并存的分配方式的过程中显得有点滞后，在计划经济时期所使用的长期实施的各种福利补贴依旧在经济体制中运行，以及对于定额分配也依旧存在，人民不得不面对两种性质不同的市场，也就是所说的商品性消费市场和非商品性消费市场。而在计划经济时期，对于福利补贴和配给实际上就是对低收入者的某种补偿，但是市场经济的建立，将这样的非货币化福利补贴形式分配消费品的方法就会将国民消费的市场空间大大缩小，从而导致溢出，最终就会导致国民消费购买力的实现程度和需求结构的调整都会受到不同程度的抑制。
（三）通货膨胀导致国民入不敷出。根据对1994年的城镇居民的收入进行调查的结果显示：1994年前三个季度，城镇居民人均月家庭约占调查总人口的25%，收入比去年减少的家庭大约有20%，因此至少有45%的城镇居民实际收入水平严重下降。在这个过程中，农村居民的收入增长也基本处于下降状态。这一现象的产生，实际上就是通货膨胀导致的。在1994年，很多地区为了保护低收入者正常生活，不得不再次选择票证供给制度。但是，这样的矛盾假如一直延续，国民消费质量、消费层次就不能随着国民收入增长而提高，这样就会严重挫伤生产积极性，社会生产力水平自然就不能得到有效提高。
二、如何提高我国的经济增长效益和国民消费的质量
（一）加强体制变革、优化产业结构，促进经济增长方式的转变。（1）用现代资源的配置效率，促进市场机制与价值规律对企业的主导作用。加快对我国大型企业的产权改造，将企业经营体制改造为现代企业制度，同时对企业的所有制形式进行不同方位的鼓励和优化。市场经济应该给不同所有制和不同所有权的企业一个良好的环境去竞争，从而让企业在发展的过程中根据市场规律来进行有效配置，完善和健全市场经济，促进经济增长方式的转型和消费质量的提高。（2）优化产业结构，提高经济增长质量。加强对第一产业的投入和政策保护，支持第三产业的有效发展，通过对产业整体结构的优化，健全市场体系和市场机制，加强市场的引导作用，让企业在发展的过程中根据市场的需求来发展，促进经济增长方式的优化和提高。
（二）完善消费政策和法制的消费的健全，提高国民消费的质量。（1）改革收入分配政策。在对国民收入来源的拓宽和收入水平提高的过程中，应该将国家的福利补贴应该改转变为明补，加快住房制度等保障制度的基础上，推进不完全消费品市场向完全消费品的转化，来不断拓展对于国民消费的选择空间，使得消费更加合理。（2）鼓励信用消费。在消费的过程中，一般都是对适度消费进行倡导，但是，也应该采用适当的分期付款等信用消费，这样的消费可以缩短消费品的市场周转和市场的供给等，有利于引导企业生产。（3）强化法律意识。利用法律来对消费进行一定的规范，利用不同的法律使得消费质量和消费层次的提高进行保障，为经济增长的转变和社会的进步创造一个条件。
（三）提高国民消费素质。在经济社会发展的过程中必须要加强对国民素质培养，提升国民的文化水平和认识水平，培养正确的消费观。通过对不同层次、不同方向进行消费水平的提高，促进国民整体素质的提高和生产力的进步，进而不断为经济增长注入动力，促进我国的粗放型的经济增长模式向集约式发展。
结束语：国民经济的发展和消费是一个相互辅助的统一的整体，两者之间的互动效应对于经济的发展和质量的提高有重要的作用。国家在发展的过程中应该遵循一定的发展规律，在经济发展和国民消费之间寻求平衡，最大程度上降低经济增长和消费之间的对立，强化消费对于经济增长的引导和促进作用，进而促进社会的发展。
第12篇
一、GDP持续快速增长有物资支撑，也是重化工发展阶段所必须的
今年以来，国民经济继续保持平稳快速发展。初步核算，一季度，国内生产总值同比增长11.1%，增速比上年同期加快0.7个百分点，比去年全年加快0.4个百分点。单从增长速度看，11.1%的增速有些出乎意料，有些偏快。但是如果从我国经济物资支撑能力和发展阶段看，这样的增速可以得到解释。
首先，目前我国能源、原材料供应充裕可以支撑较快的经济增长。上世纪80―90年代我国经济也曾几次出现过较快增长，但是由于煤电油运等能源、原材料供不应求的瓶颈制约，经济快速增长无法延续，产业增长链条中断，导致经济大起大落。截至2006年我国发电量、能源和交通运输等行业得到大力发展，短缺局面大大缓解，当前煤电油运形势平稳，可以较好地支持经济的快速增长。此外，随着对外贸易的增加，我国相当部分短缺资源通过进口得到补充，充分利用国际市场调剂余缺使我国经济增长如虎添翼。
其次，本轮经济景气周期具有典型的重化工特征，该阶段经济保持较长时间的高速增长是正常的。2003年以后我国经济进入新一轮扩张性增长周期，至今已有近5年的时间。本轮经济增长最显著的特征就是钢铁、房地产、汽车等重化工行业快速增长，不同于以前的轻纺加工工业快速发展，这样的经济增长具有技术密集、资金密集、产业链条多、生产周期长、持续时间多等特点，在日本、韩国等国家也曾经历了这样一个高速发展阶段（大约10―20年），也正是经过重工业这样一个大发展之后，才为第三产业和服务业发展奠定了基础，最后迎来第三产业占比提高、速度较快、消费对经济贡献较大的高水平发展阶段。我国现在正处于这个发展阶段，经济高速增长持续较长时间不足为奇。
再次，我国人均GDP水平处于经济的上升阶段。当前我国人均GDP大约在1000―3000美元之间，这个阶段是国民经济正处于经济起飞和爬坡的阶段，在这个阶段供给相对较为充裕，需求相对又比较旺盛，两种力量的结合或者碰撞往往使经济快速发展。工业化迅速推进（目前处于工业化中期阶段）、城镇化快速提高（每年上升1个百点）以及消费结构升级（城镇居民第三次、农民第二次）共同促成了具有中国特色的经济高增长。
二、固定资产投资增速回落，消费需求对经济增长的作用明显加大
今年一季度，经济增长出现多年所没有的快速增长局面，是因为在投资增速出现回落的同时，消费却出现了较快增长，一定程度上弥补了投资增速减缓对经济增速向下拉的力量。 一季度固定资产投资表现为增速回落，结构趋于优化的特征。
一季度，全社会固定资产投资同比增长23.7%，增速比上年同期回落4个百分点。其中，城镇固定资产投资增长25.3%，3月份增长26.8%，回落4.5个百分点。分产业看，城镇投资中第一产业投资增长20.3%，第二产业投资增长27.0%，第三产业投资增长24.0%，一、三次产业投资得到加强，二产投资增长趋于平稳。分地区看，东部投资增速减慢，中西部增速加快，一季度，东、中、西部地区城镇固定资产投资同比分别增长21.4%、35.8%和26.8%，中、西部占全国投资的比重分别比上年同期提高1.6 和0.2个百分点，东部有所降低。数据说明目前的投资调控并非一刀切，而是较好体现了大力发展内陆省份经济的政策导向。
与投资增速回落截然不同的是，消费需求持续旺盛，居民消费快速增长，消费需求对经济增长的作用明显加大。今年一季度，实现社会消费品零售总额21188亿元，同比增长14.9%，增速高于去年同期2.1个百分点，其中3月份增长15.3%，为近年来的较快增长。
宏观经济持续向好、消费者信心不断增强和城乡居民收入大幅增长是消费需求持续旺盛的主要原因。今年一季度，城镇居民人均可支配收入3935元，同比增长19.5%，扣除价格因素，实际增长16.6%，增幅高于上年同期5.8个百分点。农民人均现金收入1260元，同比增加166元，增长15.2%，扣除价格因素，实际增长12.1 %，增速高于上年同期0.6个百分点，是1997年以来同期增幅最高的。公务员工资调整落实到位和农民务农务工收入双重增长推动了收入的增长。此外，今年以来，居民投资股票和基金的资金不断增多，据调查，在居民拥有最主要金融资产中，“基金”占比由去年四季度的10%跃升至今年一季度的16.7%，刷新历史记录，“股票”占比提高2个百分点。而资本市场行情高涨，个人投资者收益颇丰，居民收入实际收入和预期收入均高速增长，推动了消费的增长。居民消费结构升级步伐加快是消费加快的重要动力，一季度汽车销售增长38.5%，比上年同期加快9.1个百分点，家用电器、建筑装璜材料也都保持了一个较高的增长。
不过，3月份居民消费物价涨幅较高，达到3.3%，也对3月份消费品零售额名义增速大幅提高产生了影响。
三、CPI涨幅超过警戒线，进一步加息的预期强烈
一季度，全国居民消费价格总水平同比上涨2.7%，涨幅比上年同期上升1.5个百分点，3月份上涨3.3%，超过央行3%的警戒线。分城乡看，城市上涨2.5%，农村上涨3.1%，农村涨幅高于城市。分类别看，食品价格同比上涨6.2%，居住价格上涨3.8%，而娱乐教育文化用品及服务价格下降1.4%，说明粮食价格上涨以及与房地产相关的价格涨幅较大是推动物价上涨的主要因素。此外，今年3月份物价上涨的翘尾因素较大，达到1.9%，也是当月涨幅较大的原因之一。
CPI涨幅超过警戒线，各界对进一步加息的预期十分强烈。今年3月19日，面对2月份CPI上涨2.7%，央行及时将一年期储蓄存款利率提高0.27个百分点，年利率由2.52%提高为2.79%，税后利率由2.016%上调为2.232%，但是扣除2.7%的物价水平，居民的负利率仍为―0.468%。也就是说，上次加息之后，居民储蓄存款仍然是负利率，只是程度有所减弱。而3月份随着物价涨幅进一步提高，负利率进一步扩大为1.068%，这就意味居民存入银行10000元钱，一年以后只剩下9893元。储蓄存款负收益程度不断扩大，导致市民对储蓄存款的预期收入减弱，不愿储蓄，而把大量储蓄存款搬家到资本市场，既使居民资产呈现不合理、高风险分布，也使资本市场短期内吸引了更多的泡沫资金，不利于行情健康稳步发展。
因此，我们期待，央行加息幅度和频率能够进一步扩大，尽快回归正利率的时代，必要时还可以取消利息税，从多方面保证居民收入持续稳定增长，达到鼓励和扩大消费的目的。
四、房地产投资和价格均处于较高水平，需要进一步调控或转变思路
在国家政策调控下，今年一季度投资总体增速有所回落，但是，房地产开发投资继续呈现高速增长的不协调局面。一季度，房地产开发投资3544亿元，同比增长26.9%，比上年同期加快6.7个百分点。比城镇固定资产投资增速高1.6个百分点。其中，住宅完成投资2462亿元，增长30.4%，加快7.3个百分点。
与房地产开发投资快速增长相呼应的是商品房价格涨幅不断扩大。今年3月份全国70个大中城市房屋销售价格同比上涨5.9%，涨幅比1、2月份分别加快0.4和0.6个百分点，环比上涨0.6%。其中，新建商品住房销售价格同比上涨6.0%，涨幅比上月高0.1个百分点；环比上涨0.5%，普通商品住房销售价格上涨0.8%，涨幅比上月高0.1个百分点。分地区看，与去年同月比，涨幅较大的主要城市包括：北海13.7%，深圳10.7%，长沙10.1%，北京9.9%和广州8.6%等。与上月比，涨幅超过1%的城市有22个。
二手住房销售价格也呈现较快上涨，3月同比上涨5.9%，涨幅比上月高1.5个百分点；环比上涨0.4%。与去年同月比，涨幅较高的主要城市包括:深圳12.7%，大理10.6 %，郑州9.9%，北京9.6%，哈尔滨8.8%和大连8.4%等。
控制房地产投资过快增长和商品房价格过快上涨是去年以来宏观调控的主要目标之一，但是从实际执行情况看，效果并不理想，今年一季度房地产业投资和价格更是双双反弹，房地产调控的任务依然严峻。要有效调控房地产业的发展，需要转变思路。一是从控制需求转向增加供给，缓解供不应求局面带来的房价上涨。二是房地产业应形成自由竞争的局面，开发商不应是唯一的建房者，个人和用途界限明确的单位集资建房应得到鼓励和发展。三是不能期望房价降到每个人都买得起房。政府在进行房地产市场的宏观调控时，千万不能以“通过宏观调控，把房价降下来，让普通百姓都买得起商品房”作为制订政策的出发点和依据。而是要从现在开始，把更多的注意力和精力放在房地产的公共政策的研究、制订上，如增加租赁和特困住房补贴等方面，让房地产业呈现多元化的发展趋势。
五、处理好经济增长和节能减排的关系是新时期面临的新任务
今年一季度，六大高耗能行业平均增速为20.6%，比规模以上工业平均增速高2.3个百分点。这六大高耗能行业，主要是石油加工、炼焦及核燃料加工业增长10.6%，化学燃料及化学制品制造业增长22%，非金属矿物制造业增长23.5%，黑色金属冶炼及压延加工业增长27.5%，有色金属冶炼及压延加工业增长23.4%，电力、热力的生产供应和供应业增长40.5%。一季度主要能源也保持快速增长，其中原煤产量同比增长14.8%，原油产量增长1.5%，天然气产量增长14.7%，总的能源生产总量增长12.08%。由此可见，耗能大户维持较高的增速水平，主要能源产量高速增长，是拉动工业经济快速增长的主要力量。
目前带动经济快速增长的行业恰恰是一些高耗能行业，而国家要求2010年要实现节能降耗20%的目标，因此，我们面临着既要保持经济增长快速增长，又要处理好节能降耗减排的新挑战。不断调整产业结构、推广新技术新工艺新材料是实现二者统一的基本思路，要实现这一任务任重道远，从现在开始就要有前瞻性思考和具体的技术改革投资计划。
第13篇
关键词：政府消费；居民消费；经济发展；格兰杰因果检验；脉冲响应
中图分类号：F014.5
文献标识码：A
文章编号：1002-2484-2008（05）-0049-07
一、引 言
投资、消费、出口是拉动一国经济发展的“三驾马车”，三者均衡增长，国民经济才能健康、平稳地发展。但是，投资需求只是中间需求，只有消费需求才是真正的最终需求，消费需求规模的扩大和结构升级才是经济增长的源动力。马克思的消费理论和西方经济学理论都肯定了消费在经济增长中的重要作用。马克思的消费理论指出，消费是生产的最终目的，因而最终消费是引导经济发展的源动力。西方经济学理论认为消费需求是真正的最终需求，对于投资需求进而对整个经济增长起着直接的和最终的制约作用，是经济增长的根本动力。因此，如何增强消费对经济的拉动作用，进而确立消费主导拉动的经济增长模式，始终是经济学界和国家实际部门研究的热点问题。
改革开放以来，在“三驾马车”的拉动下，我国经济经历了近30年的高增长。但是，近年来，我国消费率不断下降，投资率持续上升，经济增长主要依靠投资需求拉动。在投资与出口双双大幅增长的同时，我国消费率明显下降，1978年到2006年间，我国的消费率总体呈现下降趋势，已经从1981年最高的67.1%，下降到2006年最低的49.9%。尤其是2000年以后，下降幅度明显加大［1］。消费率过低、消费需求持续低迷所引发的一系列问题，已经成为中国经济持续发展的最突出挑战之一。消费需求的持续低迷，使得我国经济持续发展的后劲不足，经济增长不得不更多地依靠投资和出口需求拉动，进而恶化“产能过剩”问题和加剧国际贸易摩擦，“产能过剩”问题恶化和国际贸易摩擦加剧反过来又使得投资和出口拉动型经济发展模式越来越难以为继。经济增长中的结构性矛盾日渐突出，并将影响我国经济的持续稳定健康发展。从各国经济发展的实践看，消费占GDP的比重越高，其对国民经济的拉动作用就越强［2］。因此，消费对经济发展动力问题直接影响到国民经济协调健康发展，我国消费率明显下降，在一定程度上影响了我国经济的持续发展，深入研究消费对经济发展的拉动问题具有重要意义。
研究居民消费、政府消费和经济增长之间是否存在某种长期均衡关系，居民消费增长与经济增长之间、政府消费与经济增长之间以及居民消费增长与政府消费增长之间是否存在因果关系，对政府调节经济，制定经济政策将是一种重要依据。本文利用协整理论、格兰杰因果检验和向量自回归模型，对我国居民消费、政府消费和经济增长之间关系进行因果关系分析，对制订国民经济发展战略，调整居民消费与政府消费关系，增强消费总需求对经济增长的拉动作用具有重要的意义。
但从现有文献来看，至少在以下两个方面还存在一些问题：
首先是研究的范围。现有研究文献大多限于总消费［3］、居民消费［4-7］或政府消费［8-10］同经济增长之间的关系，这样来研究消费需求对经济增长的影响，必然会产生一定偏误。在分析消费总需求不足等问题时，仅仅关注居民消费或政府消费对经济的调节功能都存在着重大缺陷。
其次是研究的方法论。传统的计量经济方法研究消费时存在着动态稳定性假设，而实际上经济不断增长的趋势使大多数经济变量序列是非平稳的，这样直接运用传统的计量经济方法来研究非平稳的经济变量之间的关系从方法论方面考虑就缺乏一定的可靠性。
基于以上问题，我们在研究中国消费与经济发展问题时，选取1978～2006年的年度时间序列数据（资料来源于2007年《中国统计年鉴》）。用GDP、PCE、GCE分别代表国民生产总值、居民消费和政府消费，为了更容易得到平稳序列，分别对各个变量取自然对数，这种变换不改变变量之间的协整关系和短期调整模式，同时可方便的考察居民消费和政府消费对GDP的敏感性。在研究方法方面运用协整理论和向量自回归模型（VAR）来弥补传统计量经济方面的不足，将它们纳入一个向量自回归(VAR)模型中，采用JJ极大似然估计方法，检验GDP、PCE、GCE之间是否存在长期稳定的协整关系，如果存在这种关系，则在此基础上，根据格兰杰因果检验方法，检验GDP、PCE、GCE之间的因果关系，最后，在向量自回归(VAR)模型的基础上运用脉冲响应函数和方差分解技术来分析我国政府消费和居民消费对经济增长的影响程度。
二、政府消费、居民消费与
经济增长的关系检验
本文通过对GDP、居民消费、政府消费三者之间进行协整和因果关系检验，来进一步确定三者之间的内在关系。实证检验分四个步骤完成：第一，利用单位根检验确定时间序列的平稳性；第二，确定变量之间是否具有协整关系；第三，采用格兰杰因果性检验考察变量之间的因果关系；第四，通过VAR模型进一步验证三者的内在关系。本文所有检验结果均使用Eviews5.1计量经济分析软件进行了多次回归分析而得。
（一）变量平稳性检验
本文利用ADF（Augmented Dickey Fuller Test）单位根检验来确定三个变量的平稳性，最优滞后期用AIC最小准则确定，以保证残差非自相关。结果见表1。
表1 单位根的ADF检验表 变量[]检验类型（C，T，K）[]ADF检验值[]各显著性水平
K)分别表示单位根检验方程中包含常数项、趋势项和滞后阶数。
由ADF检验可知，三个序列都是一阶单整的。
（二）协整关系的检验结果及分析
协整检验的基本思想是：尽管两个或两个以上的变量序列为非平稳序列，但它们的某种线性组合却呈现稳定性，则这些变量之间便存在长期稳定关系即协整关系，这种关系可以看作是对经济学中所说的规律性的定量描述。目前关于协整关系的检验和估计有许多具体的模型和技术，常用的有E-G(Engle-Granger)两步法和J-J(Johansen-Jusdius)迹统计量法(或称最大特征值法)，尤其是后者有许多优点，并得到广泛应用。
本文利用J-J迹统计量法进行协整关系检验结果如下：
lnGDP=0.312477lnPCE+0.506360lnGCE+0.033824@TREND(79)（1）
(0.06683)
(0.07517)
(0.00760)
LR（r=0）=53.68025（42.91525）
LR（r=1）=19.64535（25.87211）
模型中括号内为估计标准差，协整矩阵的秩r=0的似然比统计量的值为53.68025，相应的5%的临界值为42.91525，其余式做类似理解。
协整关系说明lnGDP与lnPCE、lnGCE之间存在协整关系，揭示了lnPCE、lnGCE对lnGDP的影响度，而且表明lnGDP与lnPCE、lnGCE之间存在长期均衡关系。可以看出，在长期内，lnGDP与lnPCE、lnGCE之间具有很密切的相关性，lnPCE、lnGCE的扩大对经济增长具有促进作用；从回归方程可以看出，lnPCE、lnGCE相关比率每增加1％，lnGDP分别增长0.3％和0.5％。可见lnGCE更有效的促进了经济的增长。
（三）格兰杰（Granger）因果性检验
上述协整检验结果告诉我们变量之间存在长期的均衡关系，但这种关系是否构成因果关系，还需要进一步验证。C.W.J.Granger在1969年提出的因果关系检验的基本思想是“过去可以预测现在”，即如果X是Y变化的原因，则X的变化应该发生在Y变化之前。如果X是引起Y的原因，则在Y关于Y滞后变量的回归中，添加X的滞后变量作为独立的解释变量，应该显著增加回归的解释能力，此时，称X为Y的格兰杰原因，如果添加X的滞后变量后，没有显著增加回归模型的解释能力，则称X不是Y的格兰杰原因。
由于因果关系检验对滞后的阶数非常敏感，本文采取依次多滞后几阶，看结果是否具有同一性。对消费与经济增长之间的Granger因果关系检验结果见表2。
表2 格兰杰检验结果表 零假设[]滞后期[]F统计量[]概率[]结论lnPCE对lnGDP不存在Granger因果关系[]lnGDP对lnPCE不存在Granger因果关系[]1[] 8.243[] 0.008[]拒绝9.178[]0.006[]拒绝lnPCE对lnGDP不存在Granger因果关系[]lnGDP对lnPCE不存在Granger因果关系[]2[] 3.316[] 0.056[]拒绝 5.789[] 0.001[]拒绝lnPCE对lnGDP不存在Granger因果关系[]lnGDP对lnPCE不存在Granger因果关系[]3[]1.678[]0.207[]不拒绝3.786[]0.029[]拒绝lnGCE对lnGDP不存在Granger因果关系lnGDP对lnGCE不存在Granger因果关系[]1[] 1.207[] 0.283[]拒绝 3.316[] 0.081[]不拒绝lnGCE对lnGDP不存在Granger因果关系[]lnGDP对lnGCE不存在Granger因果关系[]2[] 1.172[] 0.329[]拒绝[] 1.871[] 0.179[]拒绝lnGCE对lnGDP不存在Granger因果关系[]lnGDP对lnGCE不存在Granger因果关系[]3[]1.296[]0.306[]拒绝 2.328[] 0.109[]拒绝lnGCE对lnPCE不存在Granger因果关系lnPCE对lnGCE不存在Granger因果关系[]1[]4.832[]0.038[]不拒绝0.992[]0.329[]拒绝lnGCE对lnPCE不存在Granger因果关系[]lnPCE对lnGCE不存在Granger因果关系[]2[]3.761[]0.040[]不拒绝1.613[]0.223[]拒绝[]lnGCE对lnPCE不存在Granger因果关系[]lnPCE对lnGCE不存在Granger因果关系[]3[]2.587[]0.085[]不拒绝[]1.712[]0.200[]拒绝
由表2可以看出：
在滞后1-2期情况下，存在lnPCE和lnGDP之间的双向Granger意义上的因果关系。在滞后3期情况下，仅存在lnGDP到lnPCE的单向Granger意义上的因果关系。
在滞后1期情况下，仅存在lnGDP到lnGCE的单向Granger意义上的因果关系。
在滞后1-3期情况下，仅存在lnGCE到lnPCE的单向Granger意义上的因果关系。
（四）VAR模型的估计
1980年C．A．Sims将向量自回归(Vector Auto Regressive，VAR)模型引入到经济学中，推动了经济系统动态性分析的广泛应用。这种模型采用多方程联立形成，它是用模型中所有内生当期变量对它们的若干滞后值进行回归，从而估计全部内生变量的动态关系。其明显的优点在于对外生变量和内生变量不必加以区别而同等对待，因而VAR模型估计的结果具有更高的可靠性，并且可以被看作是更精确的因果关系检验。
1．本文构造的VAR模型可以表示为：
Yt=α+∑p[]i=1βiYt-i+Ut（2）
其中：Yt=lnGDPi
lnPCEi
lnGCEi，α=α1
α2
α3，
βi=β11,i[]β12,i[]β13,i
β21,i[]β22,i[]β23,i
β31,i[]β32,i[]β33,i,U=U1t
U2t
U3t,UitN(0,σ2)在实际应用中面临如何选择滞后阶数的问题，滞后阶数越大，越能完整反映模型的动态特征，但是滞后期越长，模型待估参数越多，自由度越少，因此应在滞后期与自由度间寻求平衡。表3综述了根据各种准则选定的VAR滞后阶数。
表3 选择VAR滞后阶数的各种准则 内生变量：lnGDP,lnPCE, lnGCE；外生变量：C；样本区间：1985～2006年 Lag[]LogL[]LR[]FPE[]AIC[]SC[]HQ[]0[]141.697[]NA [] 3.05e-09[]-11.096[]-10.950[]-11.0551[]159.857[]30.509*[]1.48e-09*[] -11.829*[] -11.244*[] -11.666*2[]165.773[]8.518[]1.96e-09[]-11.582[]-10.558[]-11.2983[]176.460[]12.825[]1.89e-09[]-11.717[]-10.254[]-11.311
注：*表示根据该准则选定的阶数。LR：连续修正LR检验统计量(在5%水平显著)；FPE：最终预测误差；AIC(Akaike)：信息准则；SC ( Schwarz )：信息准则；HQ ( Harman-Quinn)信息准则。
因此我们选则VAR的滞后阶数为1。构建的VAR模型为：
ΔlnGDPi=1.38525ΔlnGDPt-1-0.876792ΔlnPCEt-1+0.174980ΔlnGCEt-1+0.039279
t=［3.964］［-2.771］［0.993］［1.78212］
R2=0.628R2=0.580F=12.954
ΔlnPCEi=0.860081ΔlnGDPt-1-0.292779ΔlnPCEt-1+0.234451ΔlnGECt-1+0.016839
(3)
t=［2.286］［-0.860］［1.236］［0.710］
R2=0.585R2=0.531F=10.809
ΔlnGCEi=0.826969ΔlnGDPt-1-0.444377ΔlnPCEt-1+0.080339ΔlnGCEt-1+0.072780
t=［1.865］［-1.107］［0.359］［2.602］
R2=0.302R2=0.211F=3.318
由以上的模型中可以看出，经济增长主要受自身lnGDP(-1)和lnPCE(-1)的影响；居民消费主要受lnGDP(-1)的影响。这也对照了前面格兰杰因果关系检验的论断。经过检验，模型是显著的，且所有特征根根模的倒数都小于1，说明该VAR模型的结构是稳定的(见图1)。所以，满足脉冲响应函数和方差分解分析的前提条件。下面，运用脉冲响应函数和方差分解做出合理的解释。
图1 VAR稳定性检验图2．脉冲响应函数
VAR模型的脉冲反应函数（IRF）可以反映来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前值和未来值的影响，刻画内生变量对随机扰动的动态反应，显示任意变量的随机扰动（新息Innovation）如何通过模型影响其他变量，并反馈到自身的动态过程。如果随机扰动存在相关性，他们将包含不与特定变量相联系的共同部分，通常将共同部分的效应归属于VAR系统中第一个出现的变量（依照方程顺序）。图2为基于上述VAR模拟的脉冲响应函数曲线，横轴代表响应函数的追踪期数，纵轴代表因变量对解释变量的响应程度。在模型中，将响应函数的追踪基数设定为十年。图中实线部分为响应函数的计算值，虚线为响应函数值加或减两倍标准差的置信带。
从图2可以看出：
lnGDP对自身的一个标准差新息冲击立即有较强的反应，在第1期达最大后开始慢慢回落，到第5期为负值，负值的最大值出现在第7期后开始逐渐回升；lnGDP对来自lnPCE的一个标准差新息冲击的反应一开始较弱，但这种负面冲击效应逐步增强并在第3期下降到低谷，然后又逐渐回升；lnGDP对来自lnGCE的一个标准差新息冲击的反应立即有较强的反应，在第2期达最大后开始慢慢回落，到第4期为负值，负值的最大值出现在第6期后开始逐渐回升，多数观察为负值。
lnPCE对自身的一个标准差新息冲击反应相对不是很大，在第1期达最大后开始慢慢回落，在第3期达到谷底随后又开始回升；lnPCE对lnGDP的冲击反应强烈，在第1期达到最高点后从第6期开始趋于平缓；lnPCE对来自lnGCE的一个标准差新息冲击的反应立即有较强的反应，在第2期达最大后开始慢慢回落，从第4期开始趋于平缓。
lnGCE对其自身的冲击反应一开始就很强，在第1期达到最大，随后一直趋于回落；lnGCE对lnGDP的冲击反应强烈，在第1期达到最高点后从第6期开始趋于平缓；lnGCE对来自lnPCE的一个标准差新息冲击的反应立即有较强的反应，从第1期开始就慢慢上升，从第8期开始趋于平缓。
图2 脉冲响应函数曲线图
可见，经济增长对居民消费的提高在短期内会带来一定的正面冲击效应，但随着滞后期增加，正面冲击效应会随着时间慢慢减弱，即在长期来看经济增长会带来居民消费的增长；同时，居民消费的提高对经济增长在短期内会带来一定的负面冲击效应，但经过一定时间，这种效应会改变为正面冲击效应；经济增长对政府消费的提高在短期内会带来一定的正面冲击效应，但随着滞后期增加，正面冲击效应会随着时间慢慢减弱；同时，政府消费对经济增长有一定的促进作用，效应不是很强但一直比较稳定。
3．预测方差分解
VAR模型的方差分解是将系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程新息相关联的组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性。方差分解表示的是当系统的某个变量受到了一个单位的冲击以后，以变量的预测误差方差百分比的形式反映变量之间的交互作用程度，它的基本思想是把系统中每一个内生变量的变动按其成因分解为与各方程随机扰动项(新息)相关联的各组成部分，以了解各新息对模型内生变量的相对重要性。本文利用方差分解技术分析了各个变量对经济增长的贡献率。方差分解的结果见表4。
表4 lnGDP方差分解表 lnPCE方差分解表 lnGCE方差分解表 Period[]SE[]lnGDP[]lnPCE[]lnGCE[]Period[]SE[]lnGDP[]lnPCE[]lnGCE[]Period[]SE[]lnGDP[]lnPCE[]lnGCE1[]0.042[]100.000[]0.000[]0.000[]1[]0.045[]77.304[]22.696[]0.000[]1[] 0.053[]从表4可以发现：
从lnGDP方差分解影响结果可以看出lnGDP的预测误差主要是由自身引起的，在第1期受自身波动的影响，随着滞后时期的增多，lnPCE对lnGDP的影响越来越大，但是最终也未超过35%。lnGCE对lnGDP的影响一直很弱。可见居民消费的冲击对GDP的影响是逐渐递增的，但是经济增长的大部分波动还是由自身引起的，由自身引起的波动的影响始终在64%以上，而政府消费对经济增长的影响很小，可忽略不计。
从lnPCE的方差分解的结果可以看出lnPCE的波动大部分可由自身的波动和lnGDP的影响引起的，lnGCE的影响太微不足道，可忽略不记。其中lnPCE自身的波动是趋于递增的，而来自lnGDP的影响是趋于递减的，随着滞后时期的推进，lnPCE大部分预测误差可由lnGDP的影响来解释。可见从短期还是长期来看lnGDP对lnPCE的影响都是很显著的。
从lnGCE的方差分解的结果可以看出lnGCE一开始的预测误差是由自身和lnGDP来解释的，但随时间的推进，lnGCE的波动大部分可由lnPCE和lnGDP共同来解释。也可以说，从第5期开始lnGCE的波动受自身和lnPCE、lnGDP的影响趋于稳定，但lnGDP对lnGCE的影响还是占主导地位的。
从方差分解表的信息来看，我国的lnGDP、lnGCE和lnPCE的惯性比较大，一开始大部分都是由自身和lnGDP的影响造成的，除lnPCE外，lnGDP、lnGCE随着时间的推移，由自身的扰动带来的影响趋于减弱。还有长期来看lnPCE对lnGDP影响是逐渐增大的，因此应注重发展居民消费。
四、结论与启示
以上根据1978～2006年的数据对消费与经济增长的关系进行了分析，得出如下结论：
1. lnGDP与lnPCE、lnGCE之间存在着稳定的长期均衡关系，具有长期稳定和短期波动的特性并且lnGCE更有效地促进了经济的增长。
2. 在滞后1-2期情况下，存在lnPCE和lnGDP之间的双向Granger意义上的因果关系。在滞后3期情况下，仅存在lnGDP到lnPCE的单向Granger意义上的因果关系。在滞后1期情况下，仅存在lnGDP到lnGCE的单向Granger意义上的因果关系。在滞后1-3期情况下，仅存在lnGCE到lnPCE的单向Granger意义上的因果关系。
3.从脉冲函数上分析，政府消费对GDP影响很小，而我国政府消费占GDP的比重在10%～14%之间波动，已经快要超过15%的上限。政府消费随着经济发展和工业化进程城市化进程的加快，规模会扩大，但是在今后的发展中应尽力控制好规模，以达到最优，也可以避免政府消费对居民消费的挤出效应。从方差分解来看，居民消费对GDP的影响要超过政府消费。因此，扩大内需的重要是扩大居民消费，而不是扩大政府消费。但是消费对经济的冲击并没有预想的那么大，从实证分析来看却没有发挥其真正作用。在稳健的财政政策的背景下我们应该实行扩大居民消费，适当缩减政府消费，我们应当从观念机制和制度上大力发展消费信贷减轻居民的流动性约束，而且要增加居民尤其是农村居民的收入。
不论是理论分析还是各国经验均表明，消费对经济增长具有非常重要的拉动作用。消费率高，经济增长就快。消费率低，经济增长就慢。深入分析发现，上述的结论与我国实际情况相吻合。改革开放以来，我国的经济得到了迅速的发展，它带来了消费的增长，而消费的增长，又反过来推动着经济的迅速发展。我国虽然在消费率很低的情况下依然保持经济的高速增长，但主要依赖于投资和出口贸易推动。因此，这种投资推动的经济增长是很难持续的，没有最终消费的支持，经济增长的质量也就上不去。针对我国居民消费率严重偏低的情况，政府不应该是束手无策，而应该积极通过调整政府消费将最终消费率保持在一个适度的水平上。最理想的状态当然是政府消费能够有效促进居民消费，因为居民消费才是最终消费的主体。但即使政府消费不能拉动居民消费，也至少应当根据居民消费的消费进行调整，以补充居民消费之不足，从而使最终消费率保持在适度水平上。可喜的是，我们的实证检验的结果均肯定了上述两种假设关系的存在，这说明政府的消费政策是有效的。
但是，总的来说我国目前消费率偏低，这在一定程度上严重制约着国民经济的健康快速发展。因此我们要了解妨碍消费需求增长的因素并采取相应的策略以求我国经济能够得到更快的发展。
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第14篇
关键词：政府消费；居民消费；经济发展；格兰杰因果检验；脉冲响应
一、引 言
投资、消费、出口是拉动一国经济发展的“三驾马车”，三者均衡增长，国民经济才能健康、平稳地发展。但是，投资需求只是中间需求，只有消费需求才是真正的最终需求，消费需求规模的扩大和结构升级才是经济增长的源动力。马克思的消费理论和西方经济学理论都肯定了消费在经济增长中的重要作用。马克思的消费理论指出，消费是生产的最终目的，因而最终消费是引导经济发展的源动力。西方经济学理论认为消费需求是真正的最终需求，对于投资需求进而对整个经济增长起着直接的和最终的制约作用，是经济增长的根本动力。因此，如何增强消费对经济的拉动作用，进而确立消费主导拉动的经济增长模式，始终是经济学界和国家实际部门研究的热点问题。
改革开放以来，在“三驾马车”的拉动下，我国经济经历了近30年的高增长。但是，近年来，我国消费率不断下降，投资率持续上升，经济增长主要依靠投资需求拉动。在投资与出口双双大幅增长的同时，我国消费率明显下降，1978年到2006年间，我国的消费率总体呈现下降趋势，已经从1981年最高的67.1%，下降到2006年最低的49.9%。尤其是2000年以后，下降幅度明显加大［1］。消费率过低、消费需求持续低迷所引发的一系列问题，已经成为
协整关系说明lngdp与lnpce、lngce之间存在协整关系，揭示了lnpce、lngce对lngdp的影响度，而且表明lngdp与lnpce、lngce之间存在长期均衡关系。可以看出，在长期内，lngdp与lnpce、lngce之间具有很密切的相关性，lnpce、lngce的扩大对经济增长具有促进作用；从回归方程可以看出，lnpce、lngce相关比率每增加1％，lngdp分别增长0.3％和0.5％。可见lngce更有效的促进了经济的增长。
（三）格兰杰（granger）因果性检验
上述协整检验结果告诉我们变量之间存在长期的均衡关系，但这种关系是否构成因果关系，还需要进一步验证。c.w.j.granger在1969年提出的因果关系检验的基本思想是“过去可以预测现在”，即如果x是y变化的原因，则x的变化应该发生在y变化之前。如果x是引起y的原因，则在y关于y滞后变量的回归中，添加x的滞后变量作为独立的解释变量，应该显著增加回归的解释能力，此时，称x为y的格兰杰原因，如果添加x的滞后变量后，没有显著增加回归模型的解释能力，则称x不是y的格兰杰原因。
由于因果关系检验对滞后的阶数非常敏感，本文采取依次多滞后几阶，看结果是否具有同一性。对消费与经济增长之间的granger因果关系检验结果见表2。
表2 格兰杰检验结果表 零假设[]滞后期[]f统计量[]概率[]结论lnpce对lngdp不存在granger因果关系[]lngdp对lnpce不存在granger因果关系[]1[] 8.243[] 0.008[]拒绝9.178[]0.006[]拒绝lnpce对lngdp不存在granger因果关系[]lngdp对lnpce不存在granger因果关系[]2[] 3.316[] 0.056[]拒绝 5.789[] 0.001[]拒绝lnpce对lngdp不存在granger因果关系[]lngdp对lnpce不存在granger因果关系[]3[]1.678[]0.207[]不拒绝3.786[]0.029[]拒绝lngce对lngdp不存在granger因果关系lngdp对lngce不存在granger因果关系[]1[] 1.207[] 0.283[]拒绝 3.316[] 0.081[]不拒绝lngce对lngdp不存在granger因果关系[]lngdp对lngce不存在granger因果关系[]2[] 1.172[] 0.329[]拒绝[] 1.871[] 0.179[]拒绝lngce对lngdp不存在granger因果关系[]lngdp对lngce不存在granger因果关系[]3[]1.296[]0.306[]拒绝 2.328[] 0.109[]拒绝lngce对lnpce不存在granger因果关系lnpce对lngce不存在granger因果关系[]1[]4.832[]0.038[]不拒绝0.992[]0.329[]拒绝lngce对lnpce不存在granger因果关系[]lnpce对lngce不存在granger因果关系[]2[]3.761[]0.040[]不拒绝1.613[]0.223[]拒绝[]lngce对lnpce不存在granger因果关系[]lnpce对lngce不存在granger因果关系[]3[]2.587[]0.085[]不拒绝[]1.712[]0.200[]拒绝
由表2可以看出：
在滞后1-2期情况下，存在lnpce和lngdp之间的双向granger意义上的因果关系。在滞后3期情况下，仅存在lngdp到lnpce的单向granger意义上的因果关系。
在滞后1期情况下，仅存在lngdp到lngce的单向granger意义上的因果关系。
在滞后1-3期情况下，仅存在lngce到lnpce的单向granger意义上的因果关系。
（四）var模型的估计
1980年c．a．sims将向量自回归(vector auto regressive，var)模型引入到经济学中，推动了经济系统动态性分析的广泛应用。这种模型采用多方程联立形成，它是用模型中所有内生当期变量对它们的若干滞后值进行回归，从而估计全部内生变量的动态关系。其明显的优点在于对外生变量和内生变量不必加以区别而同等对待，因而var模型估计的结果具有更高的可靠性，并且可以被看作是更精确的因果关系检验。
1．本文构造的var模型可以表示为：
yt=α+∑p[]i=1βiyt-i+ut（2）
其中：yt=lngdpi
lnpcei
lngcei，α=α1
α2
α3，
βi=β11,i[]β12,i[]β13,i
β21,i[]β22,i[]β23,i
β31,i[]β32,i[]β33,i,u=u1t
u2t
u3t,uitn(0,σ2)在实际应用中面临如何选择滞后阶数的问题，滞后阶数越大，越能完整反映模型的动态特征，但是滞后期越长，模型待估参数越多，自由度越少，因此应在滞后期与自由度间寻求平衡。表3综述了根据各种准则选定的var滞后阶数。
表3 选择var滞后阶数的各种准则 内生变量：lngdp,lnpce, lngce；外生变量：c；样本区间：1985～2006年 lag[]logl[]lr[]fpe[]aic[]sc[]hq[]0[]141.697[]na [] 3.05e-09[]-11.096[]-10.950[]-11.0551[]159.857[]30.509*[]1.48e-09*[] -11.829*[] -11.244*[] -11.666*2[]165.773[]8.518[]1.96e-09[]-11.582[]-10.558[]-11.2983[]176.460[]12.825[]1.89e-09[]-11.717[]-10.254[]-11.311
注：*表示根据该准则选定的阶数。lr：连续修正lr检验统计量(在5%水平显著)；fpe：最终预测误差；aic(akaike)：信息准则；sc ( schwarz )：信息准则；hq ( harman-quinn)信息准则。
因此我们选则var的滞后阶数为1。构建的var模型为：
δlngdpi=1.38525δlngdpt-1-0.876792δlnpcet-1+0.174980δlngcet-1+0.039279
t=［3.964］［-2.771］［0.993］［1.78212］
r2=0.628r2=0.580f=12.954
δlnpcei=0.860081δlngdpt-1-0.292779δlnpcet-1+0.234451δlngect-1+0.016839
(3)
t=［2.286］［-0.860］［1.236］［0.710］
r2=0.585r2=0.531f=10.809
δlngcei=0.826969δlngdpt-1-0.444377δlnpcet-1+0.080339δlngcet-1+0.072780
t=［1.865］［-1.107］［0.359］［2.602］
r2=0.302r2=0.211f=3.318
由以上的模型中可以看出，经济增长主要受自身lngdp(-1)和lnpce(-1)的影响；居民消费主要受lngdp(-1)的影响。这也对照了前面格兰杰因果关系检验的论断。经过检验，模型是显著的，且所有特征根根模的倒数都小于1，说明该var模型的结构是稳定的(见图1)。所以，满足脉冲响应函数和方差分解分析的前提条件。下面，运用脉冲响应函数和方差分解做出合理的解释。
图1 var稳定性检验图2．脉冲响应函数
var模型的脉冲反应函数（irf）可以反映来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前值和未来值的影响，刻画内生变量对随机扰动的动态反应，显示任意变量的随机扰动（新息innovation）如何通过模型影响其他变量，并反馈到自身的动态过程。如果随机扰动存在相关性，他们将包含不与特定变量相联系的共同部分，通常将共同部分的效应归属于var系统中第一个出现的变量（依照方程顺序）。图2为基于上述var模拟的脉冲响应函数曲线，横轴代表响应函数的追踪期数，纵轴代表因变量对解释变量的响应程度。在模型中，将响应函数的追踪基数设定为十年。图中实线部分为响应函数的计算值，虚线为响应函数值加或减两倍标准差的置信带。
从图2可以看出：
lngdp对自身的一个标准差新息冲击立即有较强的反应，在第1期达最大后开始慢慢回落，到第5期为负值，负值的最大值出现在第7期后开始逐渐回升；lngdp对来自lnpce的一个标准差新息冲击的反应一开始较弱，但这种负面冲击效应逐步增强并在第3期下降到低谷，然后又逐渐回升；lngdp对来自lngce的一个标准差新息冲击的反应立即有较强的反应，在第2期达最大后开始慢慢回落，到第4期为负值，负值的最大值出现在第6期后开始逐渐回升，多数观察为负值。
lnpce对自身的一个标准差新息冲击反应相对不是很大，在第1期达最大后开始慢慢回落，在第3期达到谷底随后又开始回升；lnpce对lngdp的冲击反应强烈，在第1期达到最高点后从第6期开始趋于平缓；lnpce对来自lngce的一个标准差新息冲击的反应立即有较强的反应，在第2期达最大后开始慢慢回落，从第4期开始趋于平缓。
lngce对其自身的冲击反应一开始就很强，在第1期达到最大，随后一直趋于回落；lngce对lngdp的冲击反应强烈，在第1期达到最高点后从第6期开始趋于平缓；lngce对来自lnpce的一个标准差新息冲击的反应立即有较强的反应，从第1期开始就慢慢上升，从第8期开始趋于平缓。
图2 脉冲响应函数曲线图
可见，经济增长对居民消费的提高在短期内会带来一定的正面冲击效应，但随着滞后期增加，正面冲击效应会随着时间慢慢减弱，即在长期来看经济增长会带来居民消费的增长；同时，居民消费的提高对经济增长在短期内会带来一定的负面冲击效应，但经过一定时间，这种效应会改变为正面冲击效应；经济增长对政府消费的提高在短期内会带来一定的正面冲击效应，但随着滞后期增加，正面冲击效应会随着时间慢慢减弱；同时，政府消费对经济增长有一定的促进作用，效应不是很强但一直比较稳定。
3．预测方差分解
var模型的方差分解是将系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程新息相关联的组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性。方差分解表示的是当系统的某个变量受到了一个单位的冲击以后，以变量的预测误差方差百分比的形式反映变量之间的交互作用程度，它的基本思想是把系统中每一个内生变量的变动按其成因分解为与各方程随机扰动项(新息)相关联的各组成部分，以了解各新息对模型内生变量的相对重要性。本文利用方差分解技术分析了各个变量对经济增长的贡献率。方差分解的结果见表4。
表4 lngdp方差分解表 lnpce方差分解表 lngce方差分解表 period[]se[]lngdp[]lnpce[]lngce[]period[]se[]lngdp[]lnpce[]lngce[]period[]se[]lngdp[]lnpce[]lngce1[]0.042[]100.000[]0.000[]0.000[]1[]0.045[]77.304[]22.696[]0.000[]1[] 0.053[]从表4可以发现：
从lngdp方差分解影响结果可以看出lngdp的预测误差主要是由自身引起的，在第1期受自身波动的影响，随着滞后时期的增多，lnpce对lngdp的影响越来越大，但是最终也未超过35%。lngce对lngdp的影响一直很弱。可见居民消费的冲击对gdp的影响是逐渐递增的，但是经济增长的大部分波动还是由自身引起的，由自身引起的波动的影响始终在64%以上，而政府消费对经济增长的影响很小，可忽略不计。
从lnpce的方差分解的结果可以看出lnpce的波动大部分可由自身的波动和lngdp的影响引起的，lngce的影响太微不足道，可忽略不记。其中lnpce自身的波动是趋于递增的，而来自lngdp的影响是趋于递减的，随着滞后时期的推进，lnpce大部分预测误差可由lngdp的影响来解释。可见从短期还是长期来看lngdp对lnpce的影响都是很显著的。
从lngce的方差分解的结果可以看出lngce一开始的预测误差是由自身和lngdp来解释的，但随时间的推进，lngce的波动大部分可由lnpce和lngdp共同来解释。也可以说，从第5期开始lngce的波动受自身和lnpce、lngdp的影响趋于稳定，但lngdp对lngce的影响还是占主导地位的。
从方差分解表的信息来看，我国的lngdp、lngce和lnpce的惯性比较大，一开始大部分都是由自身和lngdp的影响造成的，除lnpce外，lngdp、lngce随着时间的推移，由自身的扰动带来的影响趋于减弱。还有长期来看lnpce对lngdp影响是逐渐增大的，因此应注重发展居民消费。
四、结论与启示
以上根据1978～2006年的数据对消费与经济增长的关系进行了分析，得出如下结论：
1. lngdp与lnpce、lngce之间存在着稳定的长期均衡关系，具有长期稳定和短期波动的特性并且lngce更有效地促进了经济的增长。
2. 在滞后1-2期情况下，存在lnpce和lngdp之间的双向granger意义上的因果关系。在滞后3期情况下，仅存在lngdp到lnpce的单向granger意义上的因果关系。在滞后1期情况下，仅存在lngdp到lngce的单向granger意义上的因果关系。在滞后1-3期情况下，仅存在lngce到lnpce的单向granger意义上的因果关系。
3.从脉冲函数上分析，政府消费对gdp影响很小，而我国政府消费占gdp的比重在10%～14%之间波动，已经快要超过15%的上限。政府消费随着经济发展和工业化进程城市化进程的加快，规模会扩大，但是在今后的发展中应尽力控制好规模，以达到最优，也可以避免政府消费对居民消费的挤出效应。从方差分解来看，居民消费对gdp的影响要超过政府消费。因此，扩大内需的重要是扩大居民消费，而不是扩大政府消费。但是消费对经济的冲击并没有预想的那么大，从实证分析来看却没有发挥其真正作用。在稳健的财政政策的背景下我们应该实行扩大居民消费，适当缩减政府消费，我们应当从观念机制和制度上大力发展消费信贷减轻居民的流动性约束，而且要增加居民尤其是农村居民的收入。
不论是理论分析还是各国经验均表明，消费对经济增长具有非常重要的拉动作用。消费率高，经济增长就快。消费率低，经济增长就慢。深入分析发现，上述的结论与我国实际情况相吻合。改革开放以来，我国的经济得到了迅速的发展，它带来了消费的增长，而消费的增长，又反过来推动着经济的迅速发展。我国虽然在消费率很低的情况下依然保持经济的高速增长，但主要依赖于投资和出口贸易推动。因此，这种投资推动的经济增长是很难持续的，没有最终消费的支持，经济增长的质量也就上不去。针对我国居民消费率严重偏低的情况，政府不应该是束手无策，而应该积极通过调整政府消费将最终消费率保持在一个适度的水平上。最理想的状态当然是政府消费能够有效促进居民消费，因为居民消费才是最终消费的主体。但即使政府消费不能拉动居民消费，也至少应当根据居民消费的消费进行调整，以补充居民消费之不足，从而使最终消费率保持在适度水平上。可喜的是，我们的实证检验的结果均肯定了上述两种假设关系的存在，这说明政府的消费政策是有效的。
但是，总的来说我国目前消费率偏低，这在一定程度上严重制约着国民经济的健康快速发展。因此我们要了解妨碍消费需求增长的因素并采取相应的策略以求我国经济能够得到更快的发展。
第15篇
【关键词】亚洲国家； 福利制度； 发展趋势
众所周知。要将亚洲视为一个整体来加以考察是十分困难的事，因为亚洲不仅地域辽阔、人口众多，而且各国之间发展极不平衡．影响社会福利制度的政治因素、经济因素、社会因素等均有很大差异。如日本早已是公认的发达国家．其不仅稳居世界第二经济大国的地位近半个世纪，而且福利制度伴随经济发展而日臻完善；韩国等亦在上世纪80年代即进入新兴工业化国家行列，国民福利亦得到了较快发展；其他多数国家还属于较为落后的发展中国家。然而，亚洲多数国家毕竟有着相似的文化传统与价值取向．并且大多处于快速工业化进程之中，我们依然可以从宏观上加以考察，并获得一些基本的结论。
通过对亚洲一些国家福利制度历史的考察，可以发现一些现象：
1．普遍奉行经济增长优先与低福利政策的取向。与欧洲发达国家社会福利水平通常伴随着经济发展而同步提高的规律相比较，亚洲除日本外，大多数国家并未遵循这一规律。例如。战后韩国、新加坡、中国香港和台湾地区作为率先工业化的亚洲“四小龙”，就一直追求高经济增长而忽略社会福利的改善，长期将发展经济视为重中之重，注重储蓄与发展，以小规模的社会福利公共开支作为其发展经济的优势。后来进入快速发展轨道的中国大陆地区、印度、印度尼西亚、马来西亚、泰国、菲律宾等国家，亦不约而同地选择了经济增长优先的低福利政策取向。在增长优先战略的指导下，人们将社会福利看成经济增长的负担，认为健全的社会保障制度会降低劳动生产率、削弱国际竞争力，甚至将福利与养懒汉等同起来，并将相对忽略正式的社会保障制度的保持低福利政策视为经济成功的重要原因。因此，我们看到的现象，便是在最近几十年间，亚洲大多数国家的经济都在持续快速增长，而社会福利制度却进展缓慢，国民福利依然处于低水平状态。据亚洲开发银行在2008年5月14日的一份对亚洲各国政府社会福利开支的比较研究报告《社会保护指数》显示，亚洲各国用于社会福利的平均开支低于GDP的5％，给予失业人口、老人、穷人和残疾人的财政资助平均水平仅达到联合国规定的35％。可见，增长优先与低福利政策取向的直接后果，即是社会福利支出严重偏低，对国民福利保障严重不足。
2．社会保障覆盖率低。普惠性弱，不公平性突出。除日本、韩国等极少数国家外，亚洲多数国家的社会保障覆盖率都很低。以中国为例，参加养老保险的人数只占应参加养老保险人数的20％，领取养老金的人数亦在同龄人口中只占20％左右；即使是最低生活保障制度，亦仅有5％左右的人口直接受益；医疗保障体系建设步伐虽然在加快，但还有3亿左右的城乡人口缺乏医疗保障，而在农村参加了合作医疗的乡村居民实际得到的医疗保障待遇不足其医疗支出的1／3。在印度、印度尼西亚、马来西亚、泰国、菲律宾、巴基斯坦、蒙古等国家，均可以发现类似的情形。与覆盖率低并存的另一现象，是亚洲国家的社会保障制度的不公平性非常突出。各国的公务员普遍享有较高水平的福利保障，但普通劳动者享受的福利保障却非常有限，高水平福利保障、低水平福利保障与缺乏福利保障的群体现象．在同一个亚洲国家往往并存，其体现的往往是强者优先、弱者居后的顺序。折射出来的同样是增长优先战略。
3．与就业、收入密切关联而与公民权的关系并不紧密。尽管欧洲国家早期的社会保障是与就业、收入密切关联的制度安排，但战后却日益与就业、收入有了距离，而与公民权直接相关。基于公民权的福利制度安排，必然是普惠的、公平的制度安排。然而，亚洲国家的社会保障普遍以社会保险为中心。以劳动者甚至只以公职人员为核心，国民获得社会保障的最佳途径是通过就业或者其收入不足以维持基本生存条件，而且往往是正规就业才较易获得相应的社会保障，这样的制度安排其实同样是基于增长优先、效率优先的发展取向，从而很自然地难以实现社会公平。
4．福利制度的多样性特征非常明显。与欧洲国家相比，亚洲各国的福利制度其实有很大的差异。日本是一种亚洲型的福利国家，新加坡选择了独特的公积金模式．中国正在形成自己的混合型福利制度，其他国家在福利制度安排方面亦有很大差异。这一方面表明了亚洲国家在建设自己的福利制度时没有盲从发达国家，另一方面也表明不同的国情对福利制度的客观制约作用很大。
5．家庭保障和家庭成员之间的互助传统影响深远。尽管在快速工业化进程中，全球化思潮对亚洲人的影响非常大，但家庭保障作为亚洲共同的文化传统，依然深刻地影响着社会成员的行为，进而影响着福利制度安排及其政策取向。在中国，占总人口60％以上的乡村人口就主要依靠家庭成员之间的相互保障，无论自愿与否和是否具备保障能力，家庭都必须承担起保障家庭成员的责任，在其他多数亚洲国家也是如此。这种传统文化的积极影响是可以进一步发挥家庭内部的保障功能并在一定程度上增进亲情关系，但它也直接制约着福利制度的社会化与普惠化。并通常构成亚洲一些国家延缓建立正式社会保障制度的最好理由。而在缺乏正式社会保障制度或者正式社会保障制度覆盖率低、保障极为有限的条件下，人们不得不将家庭作为最主要的保障资源，并且完全可能因为维护一个家庭成员的生存与发展而损害另一个家庭成员的正常权益．从而从另一个侧面造成对社会公正的损害。
6．人口老龄化与城乡差距、贫富差距的扩大化．构成了亚洲国家福利制度的新挑战。尽管亚洲总体上属于年轻型，但越来越多的亚洲国家正在步日本后尘而进入老年型社会，中国于2000年进入老年社会，少子高龄化现象正在由日本等少数国家向更多的亚洲国家蔓延，同时乡村的老龄化明显快于城市老龄化，这是亚洲国家工业化进程加快的必然结果。以中国为例，以亿计的乡村年轻人离开农村而迁入城镇，老年人口在农村居民中的比重急剧上升；类似的现象在泰国、蒙古、印度尼西亚等国家同样在大规模出现，并必然向更多的亚洲国家蔓延。然而，这些亚洲国家还未能够为老年社会的到来做好相应的财政与服务体系的准备。而伴随着工业化、城镇化进程的加快和经济的增长，亚洲多数国家的城乡差距与贫富差距在持续扩大。中国的情形就十分明显，正在快速发展中的其他亚洲国家也是如此。这些都是亚洲国家必须应对的挑战。
那么，当人类进入21世纪以后，亚洲国家的福利制度何去何从?是仿效欧洲国家，还是向美国靠拢，抑或是走出自己的新路来?合理的答案，只能是在遵循福利制度客观规律的基础上，寻求适合本国国情的社会福利发展之路。
人类已经进入了21世纪，21世纪被称为亚洲的世纪。在亚洲各国经济都在向前发展的大背景下，亚洲国家福利制度的未来发展亦必然表现出一些共同的趋势。笔者认为，有五个趋势将不可逆转：
1．调整发展理念，将经济发展成果转化为国民福利，并将人民带入福利社会的趋势不可逆转。日本早已是一个具有较高水平的福利社会。韩国、新加坡等新兴工业化国家也正在将国民福利与国民经济同步增长列为国家发展的追求目标。中国则明确提出科学发展观、执政为民、以人为本的施政理念。近几年中国执政党与中央政府对社会保障制度建设高度重视，整个社会保障制度建设进入了快车道。多个东盟国家亦在扩大自己的福利支出。所有这些，都表明亚洲国家正在向欧洲健全的能够体现民主和公民权益的福利制度靠拢。新自由主义取向的发展理念正在亚洲许多国家遭到挫折。这一方面是因为人民的要求总是持续向上、向好的，民生问题升级的主要标志就是对社会安全网的要求不断攀升；另一方面也是亚洲国家长期奉行的增长优先与低福利政策取向虽然在经济发展初期具有必要性，但在经济发展到一定阶段后会引发出日益严重的社会问题．包括收入分配不公、贫富差距扩大、不同社会阶层与不同群体之间的利益冲突加剧等，这些问题必然直接影响着国民经济的持续发展以及经济社会的协调和谐发展。
2．健全社会保障制度．大幅度扩大社会福利开支．努力提高全民生活质量的趋势不可逆转。基于多数亚洲国家过去长期采取低福利政策并导致保障不足的现实格局，人民对生活质量持续提升的强烈要求与愿望，以及人口老龄化加速行进与家庭保障功能的持续弱化，再加上各国对公民权的日益认同、民主化进程加快和国家财力的增强，可以肯定亚洲国家未来必定大幅度扩大社会福利开支，并通过建设健全的福利制度来达到提高人民生活质量的发展目标。保障水平低下、覆盖率低、不公平性等局面将会逐渐得到改变。
3．遵循公平、正义、共享的新价值观，将大量被排斥在外的非正式部门就业人口和乡村人口纳入社会保障体系不可逆转。从亚洲大多数国家的实践可以看到，在非正式部门就业的人口和乡村人口往往被排斥在正式的社会保障制度之外，这种排斥不仅进一步放大了贫富差距与城乡差距．而且严重违背了社会公平，并最终会损害效率，因此．公平、正义、共享将成为新世纪亚洲国家共同追求的核心价值．而统筹正式部门就业人口与非正式部门就业人口的福利制度，统筹城乡的福利制度，即是消除社会不公和实现公平、正义、共享核心价值的必由之路。因此，尽管将非正式部门就业人口和乡村人口纳入正式社会保障体系面临着诸多困难甚至障碍，但其趋势已经不可逆转。
4．理性选择福利制度．努力实现可持续福利社会的趋势不可逆转。从亚洲各国对待福利制度异常小心谨慎来看．并不完全是排斥福利的结果，而是包含了理性选择福利制度的成分在内．因为福利的刚性增长规律和欧洲部分国家因福利水平过高而造成的一些并不完全正面的影响，客观上告诫亚洲国家在设计自己的福利制度时需要理性。中国走渐进改革的道路，强调尊重国情，其实也有着理性的考虑因素。因此，简单模仿的时代已经成为历史，理性寻求可持续的福利社会发展道路的时代已经到来。
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