经济增长趋势范文

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第1篇

世界各国现代化进程，大体体现为四种类型：一是现代化的先行者；二是现代化的后来者；三是现代化的赶超者；四是始终未能进入现代化、处于停滞甚至落后状态的国家。我们发现有几个大国是属于现代化赶超类型的国家：首先是美国，在上个世纪下半叶开始加速工业化，在上世纪与本世纪之交，迅速追赶上并超过了英国；其次是日本，从明治维新以后开始发动工业化，特别是二次大战以后，日本实现经济起飞，迅速追赶美国；再次是亚洲的“四小龙”，在60年代开始经济起飞，迅速缩小与发达国家的差距，成为新兴的工业化国家；第四是中国，从1980年前后进入经济起飞阶段，显现出现代化追赶效应或追赶模式的明显特征。经济合作与发展组织（OECD）经济学史专家安格·麦迪逊（AngusMadison,1998）最近发表的《中国长期经济运行》一书，按照实际购买力（PPP）方法计算了中国1820-1995年期间GDP和人均GDP指标，中国GDP占世界GDP总量的比重，中国人均GDP相当于世界平均水平的百分比。根据他的计算结果我们对中国经济长期发展历史过程总结为如下特点：

第一，中国经济发展的历史轨迹经历了“先下降后上升”的过程，中国国力经历了从强到弱又由弱到强的历史过程。1820年中国的GDP总量占世界GDP总量为32.4%，居世界首位；到1890年降为13.2%，1919年又降为9.1%，1952年降为5.2%。这是因为1820-1952年期间中国GDP年平均增长率（为0.22%）明显低于同期世界GDP年平均增长率（为1.62%），因而中国GDP比重占世界GDP比重明显下降；到1978年达到5.0%，这是因为1952-1978年期间，中国GDP年平均增长率（为4.40%）大大高于1820-1952期间的增长率，但是却低于世界GDP年平均增长率（为4.52%），因而中国GDP占世界GDP比重略有下降；1978年中国的比重不断上升，到1995年超过11%，这是因为1978-1995年期间中国GDP增长率上升为7.49%，而世界GDP增长率下降为2.7%，所以中国GDP占世界GDP的比重明显上升。;

第二，中国人均GDP水平与世界人均水平的相对差距是先拉大而后迅速缩小。1820年中国人均GDP相当于世界平均水平的89%，1890年降为50%，1919年降为36.7%，1952年仅相当于世界人均水平不足1/4（23.7%），1820-1952年期间中国人均GDP增长率呈负增长（为-0.08%），而世界人均GDP增长率为正增长（为0.92%），因而中国人均GDP与世界人均GDP水平的相对差距明显扩大；1978年为22.3%，略低于1952年的水平，1952-1978年期间中国人均GDP增长率（为2.34%），略低于世界人均GDP增长率（为2.56%），这一时期中国人均GDP不仅与发达国家人均GDP水平拉大，也与世界人均GDP水平拉大；而后迅速上升，直到1995年达到世界的平均水平的1/2（为51.1%），比1978年提高了28.8个百分点，也相当于美国人均水平的11%，日本人均水平的13%，台湾的20%，南朝鲜的22%。这一时期中国人均GDP增长率（为6.04%），明显高于世界人均GDP增长率（1.01%），中国人均GDP水平不仅与世界人均GDP水平差距明显缩小，而且与发达国家的人均水平的相对差距也大大缩小。

第三，在世界性现代化进程中，中国长期闭关锁国，直到1978年以后才日益开放，加快了与国际经济一体化的过程。衡量一个国家在世界市场的作用可以用该国出口额占世界出口总额的比重来描述，中国1890年这一比重为1.7%，1913年降为1.6%，1978年降为0.8%。一个国家贸易发展水平可以用该国人均出口额相对于世界人均水平的百分比来衡量，中国1890年为6.5%，1952年为4.6%，1978年为3.6%。这表明中国虽然是一个人口大国，但又是一个“贸易小国”；虽然中国从50年代就开始发动工业化，但是属于典型“闭关锁国”和“自给自足”国家。1978年以来中国的对外贸易有四个特点：一是对外贸易呈现前所未有的高速增长，1978-1997年期间中国外贸总额年平均增长率为15.6%，其中进口额年平均增长率为14.5%，出口额年平均增长率为16.7%；二是贸易增长速度超过了经济增长速度，外贸依存度和出口依存度（指占GDP比重）不断上升，70年代末中国贸易依存度占GDP比重为13%，是世界上最低比率的国家之一，到1995年这一比例猛增，占GDP的30%以上；三是中国出口额占世界出口总额比重明显提高，到1995年提高到2.9%，成为世界第十大出口国，但这一比重仍太小，仅“四小龙”出口额就超过世界出口额比重10%；四是中国人均出口额提高了数十倍，1952年中国人均出口额只有1.4美元，1978年为10.1美元，1997年为122.8美元，但是中国人均出口额相对于世界人均水平仍然低下，1995年仅为13.6%。这表明对外开放的政策使中国迅速参与国际市场、国际竞争，对世界的贸易增长贡献越来越大。无论是中国出口额占世界出口总额的比重，还是中国人均出口额相对于世界人均水平与中国人口占世界总人口的比例相比都是太低，因此加速中国贸易自由化和投资自由化，尽早加入世界贸易组织（WTO），既是中国全面对外开放的基本方向，也符合中国的国家根本利益，它给中国经济所带来的长期好处将会远远超过短期的开放调整代价。如果中国人均出口额接近或达到世界人均水平1/2，则中国出口额占世界出口总额的比重至少达到1/10以上。

第四，中国迅速缩小与发达国家人文指标的相对差距。发展的根本目的是提高人类的生活质量，经济的迅速增长，人均收入水平的幅度提高，促进了中国人口生活质量的明显变化，人们寿命延长了，识字率上升，吃得更好，居住条件改善，尽管这些变化在城乡之间、地区之间表现出不平衡特征。从人口出生率来看，1952年中国人口出生率高达37.0‰，1978年降为18.25‰，1995年降为17.12‰；从人口预期寿命来看，1952年中国人口预期寿命为38岁，1978年达到64岁，1995年接近70岁；从15岁以上人口受教育年限看，1952年中国15岁以上人口受教育年限1.70年，1978年上升为5.33年，1995年为8.93年（麦迪逊的计算结果高于

的计算结果），高于同期印度5.55年，但比法国50年代初期低，法国50年代是9.6年，德国是10.4年，美国是11.3年，英国是10.8年。经济增长与人类生活质量改善是一个相互促进和过程，人口健康素质越好，受教育水平越高，对经济增长的贡献也就越大。

第五，改革以来，中国各类生产要素增长及其配置市场化程度增强有助于加速中国的快速增长。从影响经济增长的各类要素指标看，按两个不同时期：1952-1978年期间与1978-1995年期间相比，中国总人口增长率明显下降，由2.20%下降为1.37%；劳动投入增长率略有提高，由2.57%提高到2.62%；资本投入增长率略有上升，非居民投资（non-residentialcapital）增长率由7.57%提高到8.80%；农地（farmland）无增长，由0.47%下降到0%；全要素生产率（totalfactorproductivity）增长率由负变正，由-0.78%提高到2.23%。这表明，改革以来生产要素的重新配置，市场机制的作用在不断增强，改善了全要素生产率；劳动生产率也有了明显的提高，1952-1978年期间劳动生产率增长率为1.78%，1978-1995年期间上升为4.74%；资本生产率增长率一直呈负增长，1952-1978年期间平均增长率为-2.95%，1978-1995年期间为-1.21%。

通过国际比较表明，1978-1995年期间中国实现经济起飞的过程更类似于日本和韩国在1952-1978年期间经历的经济起飞情形。人口增长率明显下降，中国为1.3%，日本为1.1%，韩国为2.26%；相对高的劳动投入增长，中国为8.86%，日本为9.57%，韩国为8.49%；农地（farmland）无增长或负增长，中国为0.00%，日本为-0.12%，韩国为0.46%；全要素生产率增长率明显提高，中国为2.23%，日本为3.74%，韩国为1.84%；出口额增长率大幅度增长，中国为13.5%，日本为13.17%，韩国为26.09%；劳动生产率增长率呈高增长，但资本生产率呈负增长，人均资本存量大幅度增长。如果说50年代、60年代、70年代日本和韩国成功地追赶了美国，则在80年代和90年代中国成功地在追赶美国、日本和韩国。

上述数据表明，中国在历史上既是一个强大的国家，又是一个人均收入相对较高的国家，但它在全球性工业化历史进程中大大落伍了，到本世纪中叶已沦为世界上最贫穷的人口大国。从50年代初到70年代末，尽管中国已经开始发动工业化，经济增长速度比较高，但这一时期世界经济增长率高于中国经济增长率，因而中国占世界GDP总量比重不仅没有上升反略有下降，中国人均GDP相对于世界人均水平也是没有上升略有下降。1978年以后，改革与开放使中国经济增长率明显提高，而同期世界经济增长率又明显下降，出现了中国迅速追赶世界平均水平与发达国家水平的新现象。这是一个全面追赶的过程，既包括经济总量，也包括经济个量；既包括经济发展水平，也包括社会发展水平。上世纪美国追赶英国、本世纪二次大战之后日本追赶美国、“四小龙”追赶发达国家都相继成功了。同样，占世界人口1/5的中国，正在成功地追赶上来。迄今为止，尽管她尚未完成这一追赶过程，但是她对人类发展的推动、对国际贸易增长的贡献将越来越大。

二中国经济增长的长期趋势

中国走向21世纪的过程，就是从世界经济大国走向世界经济强国的过程。今后中国还会加快缩小与发达国家的发展差距，迅速赶上，并在下世纪初期成为世界经济强国。以下介绍对中国经济长期发展趋势的几种预测和估计。

1995年中科院国情分析研究小组预测，1995-2000年期间中国GDP年平均增长率为9.3-10.2%。2000-2010年期间为8.0-8.7%；2010-2020年期间为7.0-7.8%。

按底线方案预测，1994年中国人均GDP为2100美元；1994-2015年平均年增长率为7.6%，预计到2015年左右，中国GDP总量将超过美国，但是人均GDP仅相当于美国人均水平的1/4。按上限方案预测，1994年中国人均GDP为2510美元；1994-2015年期间平均增长率为8.1%，中国将于2010年左右GDP总量超过美国，中国人均GDP水平相当于美国的1/4。

1996年美国兰德公司对中国1994-2015年的长期趋势作了预测。他们对中国人均GDP美元值（按PPP方法计算）的初始值估计过高，既1994年为4200美元，相当于同年美国人均GDP水平的16.3%；他们对未来时期中国GDP平均增长率估计又过低，在最好情况下仅为4.9%。按上述假设条件，他们预测到2006年中国的GDP总量将超过美国，到2010年相当于美国GDP总量的110%，到2015年相当于美国GDP总量的127%，到2000年中国人均GDP相当于美国人均水平的12.1%，到2010年上升为25.6%，到2015年上升为28.9%。

1997年世界银行发表了《2020年的中国》的报告，假设今后十年中国国内储蓄率从40%左右逐渐减少到35%，同时全要素生产率增长率略微下降到每年1.5%。在这些假设条件下，1995-2000年期间，中国GDP年平均增长率为8.4%，而后GDP增长速度随时间推移将减缓，从目前的9-10%，幅度减到2020年的5%。世界银行专家认为有三种力量会造成今后中国GDP增长率有所下降：一是人口因素，即总人口增长率减慢，劳动年龄人口到2020年不再增长；二是随着资本积累，报酬收益递减的经济法则起作用；三是随着经济成熟化，资源配置效率提高，结构变革为增长所提供的动力日益减小，包括农业剩余劳动力的转移配置收益越来越小。该报告预测中国与其他国家缩小了技术差距，其技术进步的势头将趋于减慢。中国的GDP在2020年大大超过美国。根据世界银行对中国1995年人均GDP的估计为290美元，到2020年中国的人均GDP将接近现葡萄牙的人均水平，相当于美国现在人均水平的一半。此外该报告还预测到2020年中国可能是世界上第二大进口国和出口国；其居民购买力可能会超过整个欧洲；在世界金融市场上，作为资本的提供者和使用者，中国可以和大多数工业国家竞争。

1997年亚洲开发银行发表的《崛起的亚洲》报告对中国经济发展趋势作了三种可能的估计：一是乐观方案，中国将继续进行经济改革，生产力和资本形成保持相对较高的增长速度，1995-2025年期间，中国人均GDP增长率为6.6%；二是悲观方案，中国未进行必要的改革，行业瓶颈将制约整个经济增长，1995-2025年期间中国人均GDP增长率为4.4%；三是基本方案，假设中国仍保持1995年自然和政治条件不变，1995-2025年期间中国人均GDP增长率6.05%，大大高于东亚地区人均GDP增长率（2.8%），略高于东南亚地区人均GDP增长率（为4.5%）。在这一持续性高速增长过程中，中国人均GDP相对于美国人均GDP水平迅速缩小，由1965年的3.2%，提高到1995年的10.8%，到2025年又上升为38.2%。

1998年麦迪逊对中国的未来作出了自认为相当保守的估计。他基本假设条件如下：第一，劳动投入增长相对缓慢，劳动年龄人口的比例有所下降，妇女的劳动参与率也有所下降；第二，教育水平增长速度有所放慢；第三，人均资本存量增长速度不会超过5%；第四，全要素生产率增长速度也会有所放慢。在上述假设情况下，他预测1995-2010年期间中国的GDP年平均增长率由1978-1995年期间的7.5%下降为5.5%，人均GDP增长率大约由6.04%下降为4.5%。既使在这种假设条件下预测，按PPP法计算，到2015年中国的GDP总量将会超过美国，约占世界GDP总量的17%，比1995年提高了近6个百分点；由于中国总人口规模大，那时人均GDP的水平接近世界平均水平，但是中国的人均GDP仅相当于美国人均水平的1/5，属于中等收入国家，由于中国经济总量大，将在世界扮演最重要的角色。

无论那一种长期预测都表明，如果中国不出现社会动乱、国家分裂和重大经济决策失误，在下世纪初期的10-20年间中国GDP总量将超过美国应当是可预期的发展结果。这表明，中国作为一个后起的工业化国家仅经历了20年的改革开放，就大大缩小了与美国经济总量和人均GDP水平的相对差距。如果我们再能够保持这样的增长趋势的话，20年后中国GDP总量将达到美国经济总量的水平，中国的贸易总量将略低于美国贸易总量，中国的迅速崛起和空前发展将成为跨世纪的世界性重大事件，并将对世界的发展与和平做出积极的贡献。

三中国经济增长的短期前景

1亚洲金融危机和全球经济对中国发展的影响由于经济全球化的迅速发展，各国在贸易、直接投资、金融等方面的经济相互依赖关系深化，以及信息通讯技术的进步，导致一个国家产生的危机会改变本地区其他国家的宏观经济条件，特别是通过货币危机传导；一个国家的经济萧条会减少其他国家的出口需求；一个国家的币值贬值会增加其他国家在世界市场上的竞争力。亚洲金融危机从经济增长、国际贸易、金融交易、债权债务关系和国际市场价格波动对整个世界经济产生影响，同时也对中国产生愈来愈大的负面影响。

第一东亚和世界经济增长率大幅度下降，直到2000年以后才能有所复苏。据世界银行1998年10月报告，1991-1997年期间，世界经济增长率为2.3%，1997年为3.2%，1998年下降为1.8%，比上年下降了2.4个百分点，预计1999年为1.9%，2000年为2.7%；东亚和太平洋地区1991-1997年期间经济增长率为9.9%，1997年为7.1%，1998年降为-1.8%，而后将逐渐恢复。其中1998年该地区13个国家和地区中，有7个国家和地区出现负增长，从-0.4%至-15.0%，而中国经济增长最高，为7.8%，但是明显低于前几年的记录。引起1998年世界经济增长率明显下降的主要原因是：一是日本和东亚危机国为负贡献，分别为-0.4%和-0.3%，合计使世界经济增长率下降0.7个百分点；二是美国、中国和拉丁美洲对世界经济增长率的呈现正贡献，但均下降了0.1%，合计使世界经济增长率比上年下降0.3个百分点。预计1999年美国对世界经济增长率贡献比上年又下降0.4个百分点，拉丁美洲也下降0.1个百分点，日本和东亚危机国开始复苏，其贡献率为零，即中性作用，而中国的贡献可提0.1个百分点，为0.3%。

第二通过恶性竞争和大幅度贬值产出影响。东亚地区各国的出口依赖程度明显高于与世界出口市场的程度，这表明，在本地区各国之间的竞争性要高于各国与其他地区之间的竞争性。从1997年6月至1998年8月28日，印度尼西亚币值贬值了76%，南韩贬值了34%，马来西亚贬值40%，菲律宾贬值了40%，泰国贬值43%，俄罗斯贬值了52%。这些周边国家币值大幅度贬值，而中国人民币不仅没有贬值却有所升值，这势必影响今后中国出口竞争力；同时其它周边国家由于币值贬值，按美元计算的资产价格下降，在吸收外国直接投资方面比中国具有较强竞争优势。例如，到1998年8月美国在亚洲的外国直接投资达到80亿美元，相当于上年同期的2倍之多。

第三通过贸易产生影响。亚洲金融危机直接影响全球进出口贸易增长，对危机爆发国家影响最大，也对与这些国家贸易的国家产生间接影响。据世界贸易组织（WTO）估计，1998年世界贸易增长率仅为4-5%，大大低于1997年的9.5%。据世界银行估计，世界出口额8.8%下降为5.8%。这次金融危机使东亚地区内需停滞，进口大幅度减少，东亚地区危机国家进口额增长率由1997年的3.0%，下降为1998年的-17.0%，日本由1.7%下降为-7.5%。为了应付危机，东亚地区政府都采取了控制需求的措施，企业因巨额债务负担而缩小开支，银行因危机中发生混乱难以开设进口信用，不良债权庞大也阻碍了内需扩大，美国、欧洲、日本及中国对东亚地区的出口增长均在不同程度的下降，美国出口额增长率由1997年的15.4%下降为1998年的2.3%，欧盟15国由9.6%下降为6.3%，日本由11.8%下降为-1.5%。1997年中国出口额增长率为20.5%，净出口对GDP增长率的贡献率约在1/5。1998年年初政府提出实现10%的出口增长目标，对亚洲金融危机的冲击影响估计不足。当年1-11月份出口增长率下降至0.2%，近几个月来出口额连续出现负增长，其中10月份为-17.2%，主要是因为东亚地区的出口大幅度下降所致，1-11月份的亚洲地区出口额增长率为-9.6%。据世界银行预计，1999年世界出口增长率为5.3%，2000年为6.3%，世界进口增长率分别为5.8%和6.4%。在这一国际贸易环境下，1999年中国出口额增长可能会出现负增长。从国内需求增长率看，实际上从1998年下半年已呈扩张趋势，1999年会比上年有所提高，担受出口需求下降的负面影响，使实际GDP增长率下降约1个百分点左右；与此同时也直接影响出口企业经济效益，间接影响就业增长。

第四通过外国直接投资产生影响。据联合国贸易与发展会议报告，1997年受亚洲金融危机的影响，国际直接投资从流入亚洲地区转向欧洲和美国，全年流入发展中国家的资金总额约1400亿美元，其中私人资本的流量下降了7.1%，仅对亚洲新兴市场的流入就下降了14%左右。预计今后还会有所下降。此外占中国外资比重较高的来自东南亚、东亚和香港等地的外商直接投资额大幅度下降。1998年合同投资额（contractualinvestment）比上年下降了13.4%，实际利用投资额（actuallyutilizedinvestment）比上年下降了9.27%，预计今年还会继续下降。

第五通过全球性通货紧缩产生影响。亚洲金融危机深化不仅使世界经济增长率减速，而且使国际市场各类非能源产品、能源产品价格大幅度下跌。据世界银行统计，非能源产品价格指数增长率由1997年2.2%变为1998年的-15.7%，其中农产品由2.6%变为-16.5%，金属和矿产品由-10.5%进一步下降为-24.1%，化肥由1.2%变为-15.4%；能源产品由-6.9%，进一步下降为-28.5%。国际市场原油价格1997年为每桶20美元左右，现已降至12年来最低点，跌破每桶10美元大关。东亚地区是原油和农矿原料最大进口区，其经济严重衰退，需求疲软是使农矿产品价格暴跌的主要原因。自1997年亚洲金融危机以来英国《经济学家》商品价格指数下降了30%。从深层次看，全球许多工业面临生产能力过剩，同存有严重问题的银行一样，大概是亚洲危机的根源。全球性通货紧缩从外部环境使1997年开始出现的持续的国内通货紧缩“雪上加霜”，已经严重地影响了国内煤炭工业、石油工业、钢铁工业、有色工业以及农业部门，影响了中国初级产品出口的增长。

从今后来看，亚洲金融危机以及其他地区的经济危机作为外部冲击对中国经济的影响将越来越深刻，我们在制定宏观经济政策时，必须考虑到这些不容忽视的潜在或显性因素，做出现最坏情形的打算为好.

2国内形势面临的挑战

从1993年以来中国政府实行适度从紧的宏观经济政策，有效的控制高通胀率，由1994年21.4%的高通胀率下降为1997年的0.8%，接近零通胀率，首次成功实现了宏观经济“软着陆”，但由于受到亚洲金融危机影响以及各种长期积累矛盾的作用，从1997年以来，国内经济形势面临严峻的挑战。

第一经济增长率不断下滑，已低于潜在产出水平。从经济学看，产出缺口指实际产出增长率与自然增长率之间的差距。自然经济增长率又称潜在经济增长率，是指在通货膨胀度等于常数——既不趋于加速、也不趋于减速的情况下的真实经济增长率。从历史数据看，80年代中国经济增长趋势为9.5%，90年代上半期上升为10.9%，但是90年代下半期这一增长趋势有所下降，在8-9%之间。从1997年一季度GDP增长率为9.6%到1998年一季度下降为7.2%，第二季度又进一步降为6.8%，直到第三季度才提高为7.6%，第四季度又上升为9.0%，其意味着改革以来第四次经济周期（长达八年）的结束，开始进入了第五次经济周期的扩张期。从年度数据看，1997年GDP增长率为8.8%，1998年为7.8%，“产出缺口”由正变负，略低于这一时期GDP的增长趋势。

从1978年以来，中国经历了长达近20年的前所未有的高增长过程，现已开始进入一个新的增长阶段和调整期。它包括两个方面的含义：一是增长率相对下降，呈现结构调整特征，即从总量扩张导向增长转向结构调整导向增长，从供给要素推动增长转向需求要素拉动增长，从以工业主导带动增长转向由工业和服务业共同带动增长，从投资主导刺激增长转向投资和消费共同刺激增长。相对于世界和其他国家同期增长纪录，其增长率仍居世界前列，仍呈现高速增长特征，中国仍保持较高的国内储蓄率，FDI投资增长趋缓，但仍是世界第二大吸引FDI国，固定资产投资仍然是增长的动力，具有大国优势，有助于扩大国内需求。因此，1999年和2000年中国GDP增长率虽难以获得1991-1995年期间的两位数增长率，但也不会出现周边国家那样的负增长或低增长，预计有望达到7-8%的增长率。如果出口额呈正增长，则GDP增长率可能为8%或以上；如果出口额呈负增长，GDP增长率可能为7%或以下；如果出口额增长率为百分之零左右，可能在7.5%左右。中国政府1999年经济增长率目标在7%左右，但这已不是指令性计划指标，而是一个指导性指标。1998年投资对GDP增长率的贡献率大于消费的贡献率。1997年8.8%GDP增长率中，投资增长为2.2%，消费增长为4.9%，净出口增长为1.7%，它们对GDP增长贡献率投资占25.2%，消费占55.5%，净出口占19.1%。1998年7.8%GDP增长率中，投资增长率为4.7%，消费增长率为3.1%，它们对GDP增长率的贡献率分别为60%和40%，净出口几乎无贡献。投资仍然是经济增长的动力，对经济增长的拉动明显增强。全社会固定资产投资增长率为15%，其中国有单位投资增长率为20%，今明年两年还会有所上升。当前国内需求不足主要是消费不足。从1994年以来，各类消费增长率都在大幅度下降，按现价计算，到1997年农村消费额增长率由33%下降到6.5%，城镇消费额增长率由37.4%下降到11.2%，政府消费额增长率由33.0%下降至10.2%。消费增长率下降已成为制约GDP增长的主要因素。扩大和满足消费需求既是经济增长的目的、也是经济增长的主要动力。从今后看，中国应从投资拉动为主转向扩大投资、刺激消费共同拉动经济增长。由于消费额占GDP比重近60%，因此只有有效地扩大城乡居民消费需求、特别是扩大和刺激9亿多农民消费需求，应为中国经济增长的长久之计。

第二中国制造业生产能力过剩、商品市场供过于求的趋势越来越明显。改革以来中国工业生产能力空前提高。按不变价格计算，1978-1997年期间工业附加值增长了7.6倍；1978年时中国工业部门净资产为2000多亿元，到1997年上升为4万亿元。《国际先驱论坛报》认为在发展中国家，中国在生产能力过剩的排行榜上居首位，几乎主要的商品供应都大大超过了需求。而生产能力过剩同样对中国经济和贸易构成新的威胁。根据中国国内贸易局商业统计信息管理办公室对全国600多种主要商品的市场供求分析，1998年初调查约有25%的商口供过于求，5月份调查约有27.4%的商品供过于求，1999年初约有2/3的商品供过于求，例如，纺织品、日用百货商品供过于求的比例为100%，电器、交电商品、化工商品供过于求超过90%，此外农副特产品和农业生产资料供过于求的比重也明显上升,其余1/3的商品是供求平衡,只有一种粮油商品供不应求。制造业生产能力过剩，是多年来这些行业过度投资、重复建设、恶性竞争的后果。它反映出中国经济已由卖方市场变为买方市场，结构性竞争日益突出，而现存的经济结构既不适应国内市场需求，也不适应国际市场竞争挑战。

因需要特别指出的是，除零售业、餐饮业之外的大部分服务行业仍然保留排队现象，国有经济部门高度垄断的格局没有打破，特别是银行业、电信服务业、高等教育、医疗保健、电视与电影、科研和技术服务业等。这既人为地压抑了居民消费，又减小了这些部门吸纳就业的能力。

第三通货紧缩越来越明显，严重打击了生产者的积极性。从经济学看，产出缺口的变化直接影响通货膨胀率的变化方向。当实际产出高于潜在产出（产出缺口为正）时，通货膨胀一般呈加速上升；当产出缺口为负时，即实际产出低于潜在产出，则通货膨胀呈加速下降。从1997年10月以后，社会商品零售物价指数上涨率一直持续负增长，到1998年为-2.6%，居民消费价格指数上涨率为-0.8%，其中食品消费价格指数上涨率为-3.2%，交通、通讯工具消费价格指数上涨率为-4.2%。改革以来，中国始终面临着高通胀威胁，而今却第一次面临通货紧缩的威胁。如果说通货膨胀直接损害广大消费者利益的话，那么通货紧缩则直接打击生产者。从大多数消费者角度看，物价下跌是一个好现象，但商品和服务价格持续性下跌迫使企业被迫削减开支，减少供给，过度竞争，降价倾消，调低工资，增加失业，而且形成恶性循环，生产能力愈是过剩，商品价格下跌幅度就越大，工资收入提高越慢，下岗人员明显增多，这反过来又抑制了居民消费需求的增长。在供过于求和价格下跌的情况下，抑制通货紧缩的主要办法是关闭效率低下、质量低下、商品过时、污染严重、持续亏损的企业。例如，1998年国有重点煤炭企业累计亏损37亿元，亏损面达81%，予计1999年下岗职工240万人，关闭各类小煤矿2.58万处，压产2.5亿吨，煤炭生产比1996年将减少近3亿吨。1998年纺织业淘汰512万棉纺绽，分流安置66万名下岗职工，1999年准备计划压绽438万，减员110万人。此外，冶金、森工、军工、石油等生产能力过剩的行业，亦将大量裁减工人，进一步压缩生产产量。

第四城镇失业人口急剧增加，创建国以来最高记录。首先是城镇登记失业人员迅速上升，由1993年的420万人升至1998年的620万，增长47.6%；其次是下岗职工大幅度增加由，1993年的300万人，升至1997年的1435万人，其中国有企业下岗职工为929万人，

估计1998年将在1700-1800万人之间，其中国有企业下岗职工1200万人；下岗失业人员由1993年的120-180万人，上升至1998年860-960万人，其中国有企业下岗失业人员约610万人；1998年农民工进入城镇的失业人口约80万人，估计其失业率为1.5%；1993年中国城镇实际失业人口为540-600万人，1997年上升为1300-1500万人，真实失业率为6.8-7.8%；

估计1998年全国城镇失业人口约为1540-1640万人，真实失业率约7.9-8.5%，成为建国以来规模最大的突发性失业高峰。90年代以来，农业部门就业增长下降了10%，第二产业增加了20%，服务业增加了55%，成为中国就业增长的主要渠道；城镇就业增长了21.6%，其中城镇集体经济下降近20%，国有经济是先上升、而后有所下降，而其它经济（私营企业、个体经济和三资企业等）则增长了130%，成为中国城镇就业增长的渠道。

高失业不仅已经成为全国经济社会生活中最突出的问题，也成为各地区最突出的经济发展问题和社会稳定问题。全国城镇实际失业人口规模最多的地区是辽宁，为96.0万人，其次是黑龙江为81.0万人，河南为72.8万人，湖南为76.9万人，湖北为67.1万人，山东为66.8万人，四川为64.6万人；重庆在四个直辖市中实际失业人数最多，为26.6万人，而北京只有6.5万人，天津为9.2万人，这是因为这两个市上报的下岗未就业人员数太低所致。

中西部地区城镇真实失业率普遍高于沿海地区的水平。青海城镇失业率居全国首位，为11.5%，其次是陕西为11.4%，贵州为10.5%，吉林为9.3%，湖南为9.0%。福建为4.0%，广东为4.8%，上海为4.9%，北京为1.4%，天津为2.8%，最高地区与最低地区相差近10个百分点。这表明，中国经济发展的不平衡不仅表现为人均GDP水平与增长率差异甚大，而且各地真实失业率水平差异甚大。中国进入高失业阶段的地理特征，主要表现为中西部地区处于高失业率水平。

第五国有企业改革越来越困难，亏损额愈来愈大，利润额愈来愈高少，并出现了巨额净亏损。国有企业乃至整个国有经济既不适应国内市场竞争，也不适应国际竞争，这是多年积累的深层资机制性矛盾，并已成为中国经济改革的中心问题。1994年国有独立核算工业企业亏损额达483亿元，利润额为829亿元，净利润额365亿元。1997年亏损总额上升了一倍，为831亿元，而利润额却下降了一半，为428亿元，净亏损额为403亿元。根据国家统计局对5.8万家国有企业亏损额合计为近千亿元，比上年同期增长2.7%,其中大中型企业增长30.4%。若考虑到利润额逐年下降，估计1998年净亏损额约700亿元。

国有企业投资利润率大幅度下降。1990年国有企业资金利润率为3.2%，到1997年下降为0.9%；1990年国有企业资金利率为投资利润率下降的主要原因。从各种经济类型劳动生产率增长指数看，按1990年不变价格计算，1991-1997年期间，国有工业企业增长了59%，以外资企业为主的其他经济增长了114%；从各种经济类型比较劳动生产率看，1985年其他经济与国有企业之比为1.5:1，1991年为2.1:1，1997年为2.8:1。这说明从总体上看，国有企业已无法与外资企业为主的其他经济企业竞争，出现了此消彼长的过程。因此，能否在三年内实现国企改革的目标（中国中央政府的政治承诺）是令人怀疑的。

(单位：中国科学院生态环境中心国情分析室)

参考文献：中国科学院国情分析研究小组：《机遇与挑战：中国走向21世纪的经济发展战略目标和基本发展战略研究》，北京科学出版社1995年版。

WorldBank,1997,China2020:DevelopmentChallengesintheNewCentury,TheWorldBank.AsiaDevelopmentBank,1997,EmergingAsia:ChangeandChallenge,TheAsiaDevelopment.AngusMaddson,1998.WorldBank,1998.GlobalEconomicProspectsandtheDevelopingCountries,TheWorldBank.

新华社，北京，1998年12月10日、1999年1月22日电。

《国际先驱论坛报》，1999年1月30日。

《中国经济时报》，1999年2月4日。

第2篇

【关键词】适度经济增长；Hodrick-Prescot滤波法；河南

我国改革开放以来的经济运行表明，一旦实际经济增长率过高，就容易受到资源、环境等条件的制约，引起物价水平全面上涨；反之，则会造成生产能力过剩和资源闲置，给城乡就业带来巨大压力。现实经济社会的高度复杂性，导致适度经济增长率不可能是固定的常数，而只能是一个“带状区间”，其上、下限则构成了宏观调控的警戒线。事实证明，实际经济增长率只有处于适度经济增长区间内平稳运行，才能充分保证各种资源正常限度地得以充分利用。

一、估算方法

适度经济增长区间估算的传统方法，主要分两步：首先，估算区域国民经济在的长期增长趋势，以此作为适度经济增长区间的中位值；其次，利用最近经济周期内的增速波峰值和波谷值，并结合经济运行的实际特征，求出适度经济增长区间的上、下限值。目前，单变量法的应用最为普遍，尤其是Hodrick-Prescott（HP）滤波法，因其对非平稳时序具备较强的适应性，本研究就采用HP滤波法，以河南为例，估算适度经济增长区间。

二、数据来源

按照以往研究惯例，采用区域生产总值（GDP）作为河南经济发展水平的变量。由历年《河南统计年鉴》，可得到以当年价格表示的名义GDP时间序列（单位：亿元）。为方便不同年份的数值直接进行对比分析，使用定基生产总值指数进行折减换算，得到以2005为基期的历年实际GDP时序。由于改革开放前后存在着巨大的制度和体制差异，因此样本时期范围限定为1978至2009年。总体上看，改革开放以来，河南GDP时序呈现出明显的非线性长期增长趋势，但在不同的历史时期具有明显不同的阶段性变化特征。上世纪80年代初期之前，增长相对较快，随后数年近乎陷入停滞；而后直至80年代中后期重新实现快速增长，增速不断加快并于90年代中期达到阶段性顶峰；但此后受亚洲金融危机影响在长达6年的时间内徘徊不前，甚至一度出现了轻微绝对下降的现象；自2003年之后增速又一次显著加快，不过在2009年受到全球性金融危机的负面冲击，出现小幅回落。

三、HP滤波法趋势分解

HP滤波把波动周期看成是指标变量对某一缓慢路径的偏离，该路径在整个样本期间非线性单调增长，所以称为长期趋势。趋势成分可以通过最小化时序和样本点的趋势值估计出来，即：■■（Y■-X■）■+λX■-X■-X■-X■■，（1）。其中，Y是时间序列x中的趋势成分，λ是对趋势成分波动的惩罚因子。λ滤波参数决定了趋势成分的光滑程度以及其对实际序列的跟踪程度，目前学术界对滤波参数λ的取值存在一定的分歧。本研究选定中国社科院经济所宏观经济调控课题组的建议取值6.25。

河南改革开放以来GDP时间序列经HP滤波后得到的趋势成分，序列的平滑程度明显增强，不过其在不同历史阶段的增速变化依然大。上世纪80年代末期之前增长较为缓慢，在90年代中期显著加快，随后陷入停滞，直至近年增速再次显著加快，且快于30年来历史平均水平。在经济波动周期理论中，将GDP的长期趋势成分称为潜在产出，而将实际GDP与潜在产出之间的差值，称为产出缺口。产出缺口的正负及其数值大小，即是判断经济波动周期位势的依据。为便于观察经济周期的具体态势，需要消除量纲的影响，将产出缺口的绝对数值统一转化为相对长期趋势值的偏离百分比。最终分解得到的周期成分如图1所示。

图1显示的短期波动成分，呈现出不规则变动特征。可以看到，改革开放以来以来，河南经济增长的总体波峰和波谷分别出现在1996和1992年。此外，在1980、1988、2005和2008年均出现了局部波峰，而在1984等5个年份年则分别出现了局部波谷。还可以看出，2009年河南经济出现明显下滑。

四、适度经济增长区间估计

为求出适度经济区间的中位值，可采用对数线性模型估计潜在产出增长率。为此可先对河南历年潜在产出时序取对数，然后建立如式（2）所示线性模型。LXt=8.015+0.089t，（2）；s.e.=。（0.029）。（0.003）；t=[167.23] [20.15]；F=523.81，R2=0.979，DW=1.60 AIC=-1.12。式中解释变量t为时间趋势项，其取值依次为t=1，2，…，32，分别对应年份1978，1979，…，2009。根据半对数模型的经济意义与估计结果，可计算得到河南GDP在1978至2009年间的年度复合增长率为9.01％。此即为河南省改革开放30余年来的潜在产出增长率，可作为适度经济增长区间中位值的估计结果。界定适度经济增长区间的上下界限，可初步在观察HP滤波所得到的波动成分时间序列的基础上得到。由图1不难发现，绝大多数年份的经济增长波动都围绕在潜在产出增长率的[-3％，+4％]之间，即为河南省的适度经济增长区间。为了更加准确地界定适度经济增长区间，就需要在HP滤波所得到的波动成分时间序列基础上，采用二次滤波法进行进一步平滑处理。二次HP滤波后得到的趋势成分如图2所示。

至此，可以清晰地发现河南省适度经济增长区间的上下界限，分别为围绕潜在产出增长率的±2％波动范围，此范围涵盖了超过90％的年份。

综合以上结论，很容易得出河南省稳健的适度经济增长区间为：[潜在产出增长率-2％，潜在产出增长率+2％]，也即实际GDP年度增长率位于[+7％，+11％]区间，此时上下限波动范围为4％；同时，还可确定河南省可行的适度经济增长区间为：[潜在产出增长率-3％，潜在产出增长率+4％]，也即实际GDP年度增长率位于[+6％，+13％]区间，此时，年度经济增长率上下限波动范围加大为7％，历年波动差异性增大，经济增长稳定性稍微变差，但其优点是政府可调控区间增大，留有充分的政策回旋余地，只要控制得当，并事先设置好有效的预警措施，同样可以到达保证经济持续快速增长的目的。

参 考 文 献

[1]中国社会科学院经济研究所宏观经济调控课题组．宏观调控目标的“十一五”分析与“十二五”展望[J]．经济研究．2010（2）：4～17

[2]刘荣利．河南经济增长周期分析[J]．安徽农业科学．2011（10）

第3篇

关键词：灰色系统模型 经济增长 驱动因子 预测

准确判断各驱动因子与经济增长的关系，对经济增长趋势进行准确的预测，不仅有助于提高经济增长的质量，同时对控制各驱动因子从而使其满足经济稳定增长的条件具有重要意义。近几十年来，尽管受到国内外诸多不利因素的冲击和挑战，湖南省的发展仍经受住了重大考验、取得了重大成就。湖南省全省地区生产总值（GDP）在1978年只有146.99亿元，而2012年达到了22154.2亿元，是1978年的150倍。但是目前，和沿海发达省份相比，湖南省仍处于较落后的地位，即使是在省内各市、州，发展水平也存在很大的差异。为保持健康、稳定、快速的经济增长，必须对影响湖南省经济增长的驱动因子进行研究，同时对湖南省在未来几年的经济增长趋势进行预测。

文献综述

（一）国外相关研究综述

究竟是哪些因素推动着经济增长？经济学界从未停止对这个问题的探索。在国外的研究中，古典经济增长理论、新古典经济增长理论、内生经济增长理论、结构主义发展理论、制度变迁理论都对这个问题进行了探索。亚当・斯密、李嘉图等古典经济学家最早对经济增长问题进行论述，斯密认为增加劳动者数目、加强分工、提高劳动生产率对经济增长具有积极的作用。对经济增长理论进行较为系统的研究是从哈罗德和多马开始的，哈罗德和多马考察了动态均衡的增长问题，强调了储蓄率即资本积累率对经济增长有决定性作用，同时他们也认为如果初始的均衡状态发生背离，经济中没有内在力量能使经济恢复到均衡状态。

新古典经济增长理论对“资本积累对经济增长有决定性作用”这个观点进行了突破，第一次强调了技术进步因素对经济增长具有重大的作用。其代表人物Solow（1957）将技术进步因素加入到总量生产函数中，运用全要素生产率分析法对美国1909-1949年间的情况进行检验，结果发现每小时劳动的产出增长中只有12.5%能由劳动和资本投入解释，87.5%要归因于技术进步，这就强调了技术进步的重要性，但不足的是他同时假定技术进步是外生的。

Romer（1986）、Lucas（1988）充分吸纳已有经济增长研究成果，对新古典经济增长理论的局限性和20世纪80年代以来的经济现实进行研究，抛弃了外生技术变化的假设并内生化了技术进步，认为内生技术进步、知识、人力资本积累对经济增长具有重要推动作用。结构主义发展理论发展了结构分析法并利用其对经济增长进行分析，该理论的代表人物钱纳里（H.Chenery）、帕西内蒂（L.L.Pasinetti）等经济学家认为产业结构和经济增长互相影响。在产业结构变化适应需求结构变化的基础上，促进资本和劳动向生产率高的部门转移，产业结构的变化对经济增长将起积极的推动作用。诺斯（North）等制度经济学家则认为以往的研究都忽视了制度这个因素的存在，并且认为有效率的产权结构以及制度的安排、变迁、创新对经济增长起着重要的作用。

（二）国内相关研究综述

国内学者对经济增长影响因素的研究也没有比较一致的结论，比如等（2006）通过建立中国经济增长的综合因素模型，分析认为中国经济增长最主要的因素是资本投入的增加，技术进步的贡献也较大，贡献相对较弱的是劳动力投入的增加。胡雪萍、李丹青（2011）运用索罗模型实证分析了1978-2009年间中部地区产出和劳动、资本、全要素生产率之间的关系，结果发现资本对中部六省经济增长的贡献最大，而技术进步和劳动的贡献相对较小。陈友余（2013）基于2000-2010年的数据，运用灰色关联度组合分析法对中国经济增长的影响因素进行研究，结果显示消费习惯、产业结构和国内贸易发展水平对中国经济增长的贡献较大，卫生水平、劳动力数量和城乡结构对经济增长的贡献较小。许和连、赖明勇（2003）基于1980-2000年的数据，通过偏最小二乘（PLS）回归法分析了12个影响湖南省经济增长的因素，发现除了人口增长对湖南省经济增长起阻碍作用外，其他因素都起着不同程度的积极作用，而居民消费支出的积极作用最显著。

从国内外的研究成果来看，关于经济增长驱动因子的分析并没有一个一致性的结论，对经济增长驱动因子的研究仍有待深入，同时专门对湖南省经济增长的驱动因子进行分析并对湖南省经济增长的趋势进行预测的文献还比较少。本文利用2002-2012年的相关数据，尝试回答以下几个问题：影响湖南省经济增长的驱动因子有哪些？它们对湖南省经济增长起什么作用？湖南省2013-2015年的经济增长情况如何？能实现湖南省“十二五”规划中的相关目标吗？本文结构安排如下：第二部分介绍所使用的研究方法；第三部分是实证部分，并对实证结果进行了分析；第四部分对本文进行总结并提出建议。

灰色系统模型方法

灰色系统理论是近几十年来发展起来的一种研究少数据、贫信息不确定性问题的新方法，该模型利用序列算子的作用研究事物运动的规律，同时对数据不进行特殊的限制和要求，可广泛应用于各个学科。本文采用了灰色系统理论中的灰色关联度分析、GM（1，1）模型和新陈代谢GM（1，1）模型。

（一）灰色关联度分析

在进行系统分析时一般采用回归分析和方差分析等方法，但是这些方法都存在一些不足，如对数据的数量要求大、要求所选的样本数据服从某个典型的概率分布等。灰色关联分析则能弥补上述方法存在的不足，该方法通过比较参考序列和若干个比较序列的几何形状的相似程度来确定其联系的紧密与否，联系越紧密，则关联度越大。本文采用邓氏关联度和广义灰色关联度对影响湖南省经济增长的因素进行分析。

设反映系统行为特征的序列为：

X0=（x0（1），x0（2），…，x0（n）），

设比较序列为：

Xi=（xi（1），xi（2），…，xi（n））（i=1，2，…，m）

邓氏灰色关联度是在对系统行为序列和各比较序列进行无量纲化（进行无量纲化可采用初值法，即X`j=X`j/xj（1）=（x`j（1），x`j（2），…，x`j（n））（j=0，1，2，…，m）后，再求各关联系数的平均值从而得到的，即关联系数为：

其中ρ∈（0，1）为分辨系数，通常取为0.5。则序列X0和Xi的邓氏灰色关联度为：

广义灰色关联度有灰色绝对关联度、灰色相对关联度、灰色综合关联度。

灰色绝对关联度是在对系统行为序列X0和各比较序列Xi进行始点零像化X``j=（x``j（1），x``j（2），…，x``j（n））（j=0，1，2，…，m），其中x``j（k）=xj（k）-xj（1），k=1，2，…，n的基础上进行的，序列X0和Xi（i=1，2，…，m）的灰色绝对关联度为：

计算灰色相对关联度η0i（i=1，2，…，m），先对各原始序列进行无量纲化处理，得到各序列的初值像X`j=X`j/xj（1）=（Xj`（1），x`j（2），…，x`j（n））（j=0，1，2，…，m）后，再求出各初值像序列的灰色绝对关联度，各初值像序列的灰色绝对关联度即为序列Xo和Xi的灰色相对关联度，这里不再赘述。

灰色综合关联度是利用灰色绝对关联度ε0i和灰色相对关联度η0i计算出来的，即灰色综合关联度：

ρ0i=ε0i+（1-w）η0i

其中∈（0，1），其通常取值为0.5，在这里，我们也取其值为0.5。

（二）GM（1，1）模型、新陈代谢GM（1，1）模型

GM（1，1）模型是在对要进行预测的某项指标的原始序列进行一次累加生成的基础上，通过建立微分方程得到一次累加生成序列的预测值，再将此一次累加生成序列的预测值进行逆生成还原，从而得到原始序列的预测值。

设原始序列X0=（x0（1），x0（2），…，x0（n）），GM（1，1）模型通过以下步骤建立：

一是对要进行预测的某项指标的原始序列作1-AGO（一次累加生成处理），得：

发给

二是确定GM（1，1）模型的白化微分方程dx（1）/dt+ax（1）=b ，此微分方程能够近似地描述序列X（1）的变化趋势。其中，-a为发展系数、b为灰色作用量，a、b可以通过最小二乘法拟合求得：

三是确定模型的时间响应式。X（1）（t+1）=（x0（1）-b/a）e-at+b/a，（t=0，1，…，n-1） ，据此得到序列X（1） 的模拟序列X（1）=（x（1）（1），x（1）（2），…，x（1）（n）） ，再由X（1） 还原出X0 的模拟序列X0=（x0（1），x0（2），…，x0（n）） ，x0（t+1）=x（1）（t+1）-x（1）（t）（t=1，2，…n） 。

新陈代谢模型是指利用原始序列X0 建立GM（1，1） 模型，得到预测值x0（n+1） ，将此最新信息x0（n+1） 置入到原始序列X0 ，同时将X0 的最老信息x0（1） 去掉，从而得到一个新的序列X`0 =（x0（2），x0（3），…，x0（n+1）），利用序列X`0 建立的模型就称为新陈代谢GM（1，1）模型。

四是进行模型的精度检验。为提高分析和预测结果的准确度，本文采用绝对关联度检验和后验差检验，当两种检验都通过时，才认为该模型是合理的，才用于预测。否则就采用残差GM（1，1）模型对原来的GM（1，1）模型进行修正，直到其通过检验为止。绝对关联度检验是指求出原始序列X0 和其模拟序列X0的灰色绝对关联度ε1，对于给定的ε0，当ε1>ε0时，则该模型为关联度合格模型。后验差检验通过对均方差比值C=S1/S2和小误差概率p=P（|ε（K）- ε|

实证分析

（一）数据来源和变量选取

对于湖南省经济增长驱动因子的选取，本文根据相关经济增长理论和已有的相关文献，同时注意到各驱动因子数据的客观性、全面性、可得性，选取了10个影响湖南省经济增长的驱动因子，即：消费水平、物质资本投入、对外贸易、劳动力投入、人力资本投入、技术进步、人口增长、城乡结构、第二和第三产业发展情况。为便于分析，本文以湖南省地区生产总值（Q1，GDP，亿元）作为衡量湖南省经济增长的指标；以湖南省社会消费品零售总额（Q2，亿元）衡量消费水平；以湖南省全社会固定资产投资（Q3，亿元）衡量物质资本投入；以湖南省的净出口（Q4，亿元）衡量对外贸易；以湖南省历年年末从业人员人数（Q5，万人）衡量劳动力投入；以湖南省普通中、高等学校在校学生人数（Q6，万人）衡量人力资本投入；以湖南省人口自然增长率（Q7）衡量人口增长；以湖南省高新技术产业增加值（Q8，项）衡量技术进步；以湖南省城镇人口占总人口的比例（Q9）衡量城乡结构；以湖南省第二产业产值（Q10，亿元）、第三产业产值（Q11，亿元）衡量第二、三产业发展情况。

关于本文数据的来源，2002-2011年的数据来自于历年的《湖南统计年鉴》，2012年的数据来自于《湖南省2012年国民经济和社会发展统计公报》。本文所有的变量均采用2002-2012年的年度数据或根据这些年度数据整理而得，如湖南省的净出口（Q4，亿元）是通过各年的人民币平均汇率换算得来的。

（二）湖南省经济增长驱动因子分析

本部分运用灰色关联度分析法分析湖南省经济增长的驱动因子，计算出湖南省GDP对各驱动因子的四种灰色关联度，从而测算出这些驱动因子和湖南省经济增长的相关性（见表2）。

进行灰色关联分析，重点不在于各序列之间关联度的绝对大小，而在于各序列之间关联度的大小次序。对湖南省GDP和各驱动因子之间的关联度进行排序，找出影响湖南省经济增长的主导驱动因子，从而为湖南省制定经济政策提供可靠的依据。对表2中的关联度进行排序时，四种灰色关联度排序的结果不一致，不利于分析。为将这四种关联度都考虑进去，提高排序结果的正确性和可信性，本文对一般的灰色关联度分析法进行改进，采用求平均值的方法，求出四种灰色关联度的平均值，从而按平均值从大到小进行排序，平均值越大，关联度越大，如表3所示。

萨缪尔森认为经济增长有四个轮子：人力资源、自然资源、资本和技术。在这里，本文取其中的三个轮子（人力资源、资本和技术）进行分析，同时知道，从长期来看，技术进步和人力资本是影响经济增长的主要因素。由表3可知，进入新世纪以来在影响湖南省经济增长的因素中，技术进步和人力资本分别排在第7位和第5位，物质资本投资和劳动力投入分别排在第4位和第10位。可见技术进步和劳动力投入对湖南省经济增长的影响偏小，其中劳动力投入对湖南省经济增长的影响最小。这说明湖南省的经济增长已经不再过多的依赖劳动力的投入，经济增长的质量已经得到提高，但同时技术进步的贡献小，从长期看，这将阻碍湖南省向集约型增长转变的步伐，不利于湖南省经济增长方式的转变。

物质资本存在边际报酬递减，人力资本有较强的边际报酬递增，从长期看，人力资本对经济增长的促进作用要大于物质资本。就湖南省目前来说，物质资本投资尤其是固定资产投资对湖南省经济增长的贡献要大于人力资本投资，因此，从长期考虑，在不断优化物质资本的投资结构，提高物质资本利用效率的基础上，要下大决心提高劳动者的教育水平，加快人力资本的积累，提高湖南省经济增长的可持续性。

从城乡结构和第二、三产业的发展看，第二、三产业的发展排在第2位和第1位，城乡结构排在第8位，可见第二、三产业的发展对湖南省经济增长的推动作用较大，而城乡结构对湖南省经济增长的影响偏小。第三产业的发展对湖南省经济增长的解释作用最强，但是自2007年以来，湖南省第二产业产值在GDP中的比重一直高于第三产业，这说明湖南省需要在第二产业的基础上努力发展第三产业，促进第二、三产业的协调发展。城乡分割的二元结构制约了湖南省经济增长，虽然近年来湖南省加快了城镇化建设，城乡结构有所改善，但是与全国相比，湖南省的城镇化水平仍偏低，2012年湖南省的城镇化率为46.65%，而全国为52.6%，湖南省仍然需要加快城镇化建设，提高城镇化建设的质量。

在表3中，消费水平排在第3位，说明消费对湖南省的经济增长具有很大的促进作用，湖南省应该继续提高居民的消费水平，坚持扩大内需的方针，刺激经济增长；对外贸易排在第6位，表明对外贸易对湖南省经济增长的影响相对偏小，对外贸易对宏观经济平稳运行和保持经济较快增长具有重要的作用，湖南省要提高经济的外向型水平，积极融入全球化的潮流中；人口增长排在第9位，人口增长对湖南省经济增长的解释作用很小，近些年，湖南省的人口自然增长率一直在上升，从2002年的4.86%增加到2012年的6.57%，人口增长过快将导致失业率上升、教育投资效率低下等问题，这也表明湖南省应该继续坚持计划生育的政策，继续降低人口增长率，提高人口的素质。

（三）湖南省经济增长预测

对湖南省的经济增长进行预测是一项具有重要意义却又复杂的工作，本部分利用相关变量2002-2012年的年度数据，建立GM（1，1） 模型和新陈代谢GM（1，1）模型对湖南省2013-2015年的经济增长情况进行预测。由于篇幅所限，在对湖南省2013-2015年的经济增长情况进行预测时，只对GDP的预测情况进行详细介绍，人均GDP和三大产业的预测则不再详细介绍。首先对湖南省2013-2015年的经济增长情况进行预测，所建立的GM（1，1）模型为：x（t+1）=24638.791591e0.174311t-20487.251591，结果如表4所示。

运用绝对关联度检验法和后验差检验法对上述模型进行检验，发现绝对关联度大于90%，C小于35%，p为1，模型精度为1级，两种检验均通过。因此可以运用上文的GM（1，1）预测模型对湖南省2013年的GDP增长情况进行预测。对2014、2015年的GDP增长情况进行预测时可以使用GM（1，1）模型，也可以使用新陈代谢GM（1，1）模型。从预测的角度来说，老信息的意义随着系统的发展而逐步降低，通过不断补充新信息和及时去掉老信息建立的序列更能够反映目前的系统特征。考虑到经济增长是一个不断变化的过程，因此在进行预测时，应尽量使用新信息，以提高预测的精确度。

从表5可以看出，在对2014、2015年的GDP增长进行预测时，通过不断补充新信息和及时去掉老信息建立的新陈代谢GM（1，1）模型具有更高的精度，故运用GM（1，1）模型对湖南省2013年的GDP增长情况进行预测，运用新陈代谢GM（1，1）模型对2014、2015年的GDP增长情况进行预测。

同样利用GM（1，1）模型，如表6所示，对湖南省2013年的人均GDP和三大产业产值进行预测，并在GM（1，1）模型基础上构建相应的新陈代谢GM（1，1）模型对2014、2015年的人均GDP和三大产业产值进行预测。所建立的模型均通过了绝对关联度检验和后验差检验，模型精度为一级，因此可以用来对湖南省的经济增长情况进行预测，预测结果如表7所示。从表7的预测结果来看，可以预计到湖南省“十二五”末期的2015年全省GDP总量将达到37766.36亿元，为“十一五”末期2010年的2.4倍。人均GDP从2013年的40240.84元增加到2015年的55775.33元，增幅达到38.6%。从三大产业来看，2013-2015年间，湖南省三大产业的产值都呈上升趋势，其中第二产业和三产业增长较快，而第一产业增长较慢，从三大产业占GDP的比重来看，第一、三产业占GDP的比重呈下降趋势，第二产业占GDP的比重在上升。2015年，湖南省三次产业结构为12.15：51.09：36.76，与湖南省“十二五”规划中的目标9.5∶48.5∶42有差距。

结论与建议

对上述分析进行总结，可得出以下结论：

在所选取的10个影响湖南省经济增长的因子中，第二、三产业发展情况和消费水平对湖南省经济增长的贡献最为显著，技术进步、城乡结构、对外贸易的贡献相对偏弱，人口增长和劳动力投入的贡献最弱。在人力资本投入和物质资本投入中，物质资本投入的贡献要大于人力资本投入。

根据模型的预测结果，到“十二五”末期的2015年，湖南省的GDP和人均GDP将分别达到37766.36亿元和55775.33元，较“十一五”末期的2010年增幅分别达到135.48%和125、64%。第一、二、三产业的产值将分别达到4632.04亿元、19479.85亿元、14018.15亿元，较“十一五”末期的2010年增幅分别达到99.18%、165.28%和120.09%，可见在2013-2015年间，经过努力，湖南省的经济可望继续保持较快的增长。

钱纳里、库兹涅茨等人在对100多个不同收入水平国家进行分析后认为产业结构的转变过程是经济增长过程的核心。但根据预测结果湖南省2015年的三次产业结构比为12.15：51.09：36.76 ，这与湖南省“十二五”规划中的目标要求9.5：48.5：42存在一些差距，这预示着湖南省在未来几年必须重视产业结构优化问题。

前面提到，2013-2015年间，湖南省的经济是可望继续保持较快增长的，为使这个愿望变成现实，基于以上的研究，本文提出以下几点政策建议：积极调整、优化产业结构，提高第二产业的发展质量的同时培育新兴产业，提高第三产业的比重；坚持扩大内需的方针，想方设法增加城乡居民的实际收入，推动消费结构的升级；加大对教育、科技的投入，增加人力资本存量，以科技进步和创新为支撑，降低对物质资本投入尤其是固定资产投资的依赖度，提高经济增长的质量和效益；积极开展对外贸易，融入经济全球化的浪潮中；走新型城镇化道路，缩小城乡发展差距，打破城乡二元结构。

参考文献：

1.，郑京平，万东华等.中国经济增长动力及前景分析[J].经济研究，2006（5）

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5.胡雪萍，李丹青.中部地区经济增长因素的实证分析―基于1978-2009年的时间序列数据[J].山西财经大学学报，2011（2）

6.陈友余.中国经济增长影响因素分析及其预测[J].统计与决策，2013（3）

7.许和连，赖明勇.湖南省经济增长影响因素的实证分析：1980-2000[J].湖南大学学报（自然科学版），2003（4）

8.刘思峰，党耀国，方志耕等.灰色系统理论及其应用[M].科学出版社，2004

作者简介：

第4篇

关键词：基础设施投资；经济增长；固定资产

一、选题背景与意义

基础设施建设是国民经济发展的基础，研究基础设施投资对区域经济增长的影响对区域经济发展战略选择具有重要意义。基础设施投资不足或投资过多都不利于区域经济发展，投资不足会形成区域经济发展的瓶颈，阻碍其他产业协调发展，造成投入到其他产业的资源浪费；投资过多会造成基础设施本身的利用不足。因此，本文以新疆为研究对象，对基础设施投资对其经济增长的影响进行研究，从而为新疆地区基础设施产业发展提供一定的理论参考，具有一定的实践意义。

（一）基础设施投资总量变化趋势分析

由于基础设施投资总量变化趋势与其发展快慢密切相关，国家与地方的投资政策直接或间接地影响区域经济的增长，基础设施投资规模的大小是影响经济增长的重要因素之一。本节将重点分析新疆1998-2009年基础设施投资总量变化趋势。

（二）投资总量呈增长态势

从表1可以看出，1998-2009年新疆基础设施投资规模总体上呈现出增长趋势。1998年全社会固定资产投资总额519.77亿元，全疆GDP为1106.95，基础设施投资总额178.83亿元，占全社会固定资产投资总额与全疆GDP的比重分别为34.41%和16.16%。2009年全社会固定资产投资总额2827.24亿元，全疆GDP为4277.05亿元，基础设施投资总额1056.31亿元，分别是1998年的5倍、4倍和6倍。

二、基础设施投资总量存在的问题

（一）基础设施投资总量不足，规模小

如前所述，在1998-2009年的12年间，尽管新疆的基础设施投资呈增长态势，但总量仍然不足。以2009年为例，新疆的人均基础设施投资中除了人均电力、燃气、水的生产供应业投资与教育投资外，其他均低于全国人均水平，其规模满足不了新疆经济增长的需要。其中，交通运输、仓储和邮政、水利、环境和公共设施管理业与科学研究、技术服务和地质勘查业投资等与新疆经济增长有密切关系的行业投资严重不足，不利于新疆的经济发展。

（二）投资增长速度不稳定，波动大

在考察期间，虽然全社会固定资产投资与基础设施投资增长率的平均值相差不大，但从每个时点的变化情况来看，固定资产总投资增长曲线相对比较平滑，其波动范围在2.86%-25.2%之间。而基础设施投资曲线离均值的波动幅度很大，其波动范围在6.53%-47.36%之间，相当于固定资产总投资的两倍。由此可见，基础设施投资供需平衡不牢固。

三、建议

（一）加大基础设施投资力度，使其满足新疆经济快速发展的需求

经济的持续快速发展必须要有完备的现代化基础设施作支持，在基础设施成为潜在生产力的情况下，必须加大目前新疆经济增长所必须的基础设施投资项目，同时提高投资效率，避免重复建设。在加大生产性基础设施的同时，注意社会性基础设施的重要作用，保持平衡，从而满足新疆经济快速发展的需求。

（二）优化基础设施投资结构，把握基础设施投资重点

理论上，基础设施对经济具有双重作用，过多过少都不利于经济的增长，因此必须保持平衡。当前，确定基础设施投资方向的原则应是扩大国内需求，创造就业机会，带动经济增长；产业关联度高，促进结构转换、转移和升级；充分利用现有工业生产能力等存量资源。

（三）完善基础设施投融资机制，拓宽融资渠道

经营性项目本身可直接产生经济效益，这类项目包括石油天然气开发、电力、收费公路、电信和部分城市供水、供气、污染治理项目等，尽管其投资回收期较长但收益相对稳定，对社会投资者具有一定的吸引力，应普遍采取市场化的投融资体制和机制，而政府资金只在必要时以资本金投入和贴息的方式适度予以支持。

参考文献：

1.彭艳辉.电信基础设施对我国经济增长的作用研究[D].湖南大学,2008.

2.谢识予.计量经济学[M].高等教育出版社,2010.

第5篇

关键词：经济转型，经济增长，并存，中期经济，发展趋势

作者：吕钟

引言

三年通常为“中期”的界定时间，2014年正处于“十二五”规划的第4年，“中期经济”的发展趋势将起到承上启下的关键作用。自进入21世纪以来，不完全的倒W型成为我国总体经济增长变化的趋势，其中主要历经了两次提升与降低。早在国际金融危机之前，我国经济增长便出现了第一次下降，第一次降低是在六个季度中下跌了8.2个百分点，是从2007年二季度的14.8%，骤然下降到2009年一季度的6.6%，之后，国家出台了一系列促进我国经济平稳回升的举措。然而相对于第一次下降来说，第二次经济增长下降较为温和，从2010年一季度的12.1%，下降到2012年三季度的7.4%，十个季度下降4.7个百分点，在2012年5月又陆续出台了保稳增长的相关政策，但经济增长的内生动力依然不足。从内生动因的层面来看，以往的经济波动主要是由变化的短期需求，以及周期性调整所导致，而第二次经济增长下降，已经暗含了潜在的增长率变化以及结构因素的作用。虽然，我国的经济增长放缓是受到世界金融危机造成的外需收缩而导致的，但是，逐渐降低的投资、出口动力更是对我国中期经济发展造成影响的主因。

中期经济发展的总体趋势

（一）从总需求角度分析中期经济发展趋势

首先，制造业和基础设施的投资需求减弱，投资增速放缓。从2008年金融危机开始，以及“十一五”时期大规模的铁路、公路、机场、港口等建设，使得沿海地区基础设施逐步趋于饱和，且西部地区也在逐渐缓解基础设施短缺的现状。另外，外需市场的逐步缩小以及国内经济增长速度逐渐的缓慢，导致在不同程度上出现了制造业产能过剩的问题，一旦继续扩大投资，不仅导致增加产能过剩问题，更会使企业债务负荷加剧，逐步削弱企业投资意愿，且过度加大投资规模，还会导致通货膨胀与资源要素供需出现矛盾。

其次，随着我国居民收入的提高，消费需求增长将趋于平稳。扩大居民收入政策的不断完善，以及各类社会保障覆盖率与保障水平的提高，促进了我国城镇化建设的推进，使得居民收入能够稳定增长，消费需求潜力获得进一步释放。但是，由于我国总体经济增长局势的不确定性，在今后的三年间，消费需求将出现增长平稳的总趋势。

最后，出口增幅逐渐放缓，外部需求减弱对经济增长的推动作用。全球因金融危机带来的增长方式，市场结构以及供需关系的调整，已由最初的快速增长阶段进入到深度调整转型阶段，中期内依然无法恢复到危机前的经济增长趋势，进入了相对低速的增长阶段。随着逐渐削弱的出口需求，市场放缓扩张速度，贸易保护主义重新抬头，都将减弱推动我国经济增长的作用。

（二）从总供给角度分析中期经济发展趋势

首先，劳动人口比重下降且绝对减少。我国低成本劳动力是传统经济增长的主要动力。随着独生子女一代步入劳动年龄，其父母进入退休阶段，我国出现人口拐点，这便意味着我国人口红利效应逐渐消失，劳动供给增速持续下降，促进经济增长就必须依靠提高生产率与创新技术。

其次，向下调整储蓄率与投资率。人口抚养比提高及政策调整是储蓄率变化的决定因素。随着我国老龄化进程加快，人口抚养比逐渐上升，社会及家庭将持续增加用于医疗、养老的支出比例，促使高储蓄率逐渐向下调整，并且导致投资率的下降。

再次，技术引进削弱及劳动力再配置。2012年以前，我国主要是以低生产效率的第一产业，向高生产效率的第二、三产业转移劳动力，成为劳动生产率提高的主要因素，但是随着劳动力转移逐渐结束，转移速度以及规模大幅度下降，并且发达国家与我国之间逐渐缩短技术差距，技术引进推动效果逐渐削弱。

最后，资源环境对经济增长的约束持续加强。我国经济的大幅度增长与大规模高强度的投入，都与资源环境储备密不可分，然而随着环境污染加剧，能源消耗殆尽，将对能源环境进行约束，因此，对我国经济增长形成了强力的外部约束。

中期经济保稳增长面临的挑战

第一，国际市场需求减弱。随着世界经济的整体低迷，海外市场扩展速度放缓，发达国家进口需要逐渐变弱，世界贸易保护主义重新抬头，导致国际市场竞争更为激烈。欧美等发达国家为振兴本国经济促进再工业化，印度、越南诸国利用低价成本要素，对国际产业快速转移，利用低价产品占领我国的国际市场空间，使我国面临着双重挤压的市场竞争格局。

第二，财政金融风险增大。经济增长速度已经放缓，公民收入、财政收入以及企业利润均将回落。我国在扩展债务以及信用规模促进经济增长的同时，也无意识地加大了财政金融潜在风险，随着逐渐增长的地方债务，中央财政收入以及放缓的土地收益，金融债务风险平台逐渐显现。

第三，逐渐突出产能过剩矛盾。近年来，迅速扩张的制造业不仅满足了我国经济增长，城镇化以及工业化的发展需求，更是依赖于增加的出口，以带来发展的平衡。随着国际市场扩展放缓，国内经济增长逐渐下降，产能过剩矛盾将进一步突出。

第四，生产要素成本增加。经济增长出现阶段性变化，随之而来的是我国传统推动经济增长的生产要素发生供求关系变化，使生产要素价格持续上升，原本的低成本优势逐渐衰减，现阶段，我国的经济增长已经越来越难被持续增加的大规模投资所支撑。

第五，企业创新能力不足。世界产业核心逐渐转变为数字化、智能化的制造业，我国企业创新能力不足的问题逐渐显现。很多工业企业的研发规模与研发水平较低，由于企业对低端加工组装过于依赖，缺乏品牌与技术的创新，逐渐与市场竞争环境脱轨，若不加速推动产业技术提高以及研发能力，现有的许多生产能力以及技术将面临着淘汰的局面。经济转型与经济增长并存的中期经济发展策略

阶段性经济增长变化趋势下，我国经济增长迫切需要新动力，探索新对策，将调整结构、稳定增长、促进改革相结合，才能推动我国经济转型，解决我国中期经济保稳增长所面临的挑战。

（一）扩城镇增内需，应对国际需求减弱

目前我国进入新经济增长阶段，需要扩大消费以及内需。我国政府应积极推进人口市民化的转移，改变消费结构与消费倾向，大幅度提高对工业品的需求以及购买能力，形成扩大国内消费需求的有效作用。因此，要将农村转移人口有秩序地市民化，促进土地管理制度的深入改革，建立完善的农村产权登记，对户籍制度进行变革，循序渐进构建社会保障体系以及公共服务制度，力求覆盖到所有符合条件的常住人口。还应提高城镇可持续发展能力，对城镇的人口规模进行合理规划，严禁乱占耕地，对土地、能源、水资源等建立起节约利用机制，建立起环境友好，资源节约的新型城镇。以促进小城镇与小城市的加速发展，对中小城市加大融资、财政等政策的支持，加强中小城市的公共服务、产业发展，增加就业，人口聚集等功能，推动农业转移人口能够就近变为城镇人口。

进一步发展城乡一体化，打破传统思维的束缚，将城市与农村经济问题综合成整体进行规划，促进城乡一体化进程加快。并形成大都市圈与城市群，形成开放性国际化都市体系，使基础条件好、发展潜力大的城市群快速发展，进一步提高其吸纳转移农村人口的能力，以挖掘城市潜在的消费需求，应对我国中期经济增长面临的双重挤压市场格局。

（二）释放改革红利，减弱财政金融风险

促进行政体制改革加快，将核心落在简政放权工作上，减少审批事项，将社会与市场能够承担的职责交还，使政府管理重心逐步由审批环节变为服务监管环节。积极推动改革大型国有企业的步伐，使其发挥出提升综合国力、产业升级、国际竞争的价值。加强产权保护，确保各种所有制均能享受平等竞争与法律保障。政府需要深化财税体制的变革，使财政预算体系规范、公开、完整，建立覆盖所有国有企业的收益分享与资本经营预算制度，使改革金融体系的步伐更快，推动健全的利率市场，完善人民币汇率体系，促进市场供求在汇率中发挥基础性作用，放宽金融准入门槛，建立现代化金融体系，以加快释放改革红利，减弱金融财政的投资风险。

（三）结合供需管理，抑制生产能力过剩

政府应推行积极的财政政策，以改善民生、扩大内需，提高调整结构与促进经济增长的支持力，合理控制地方政府债务水平，使债务规模能够受到中期收支平衡的约束。进而推动产业重组兼并，产能过剩是企业进行结构调整与重组兼并的有利时期，需要在市场化为导向的基础上，将低附加值，高排放、高耗能的产能进行淘汰，进行产业重组以促进技术进步。并加大企业走出国门的支持力度，支持建材、钢铁等原材料生产企业走出国门，建立生产基地，将直接进口资源变为就地使用，促进制造业向服务质量好，精深加工化转型，以解决我国供需失衡的问题，抑制进一步凸显的产能过剩矛盾。

（四）提高质量效益，适应生产要素上涨

从宏观经济层面来看，提高质量从根本上说，就是促进国民经济投入产出率的提高，增强全要素生产率，更好地配置资源，加强经济的可持续增长，而提高效益主要体现在公民收入和劳动报酬的增加，以及提高企业的财政收入与利润。企业想要做到提质增效，就需要提高要素生产率，加强科技对经济增长的贡献率。随着劳动力转移的趋近饱和，必须以加大科技与人力资本的投入进行应对，才能提高质量效益，适应生产要素的上涨。并要加强资源的利用率，提高资源环境与经济增长的协调性，“十二五”以来，我国虽然在建设生态环境，以及节能减排中取得了良好成果，但能源消耗以及单位产出资源仍旧偏高，还普遍存在较为严重的环境污染问题。因此，必须提高资源利用率，以资源环境的压力作为产业进步、技术升级以及转变发展方式的动力，化解我国经济增长与大规模投资之间的窘境。

（五）加强科技创新，变革企业研发态势

第6篇

内容摘要：本文基于河南省的数据，在对货运周转量和旅客周转量进行一定的转换后，综合为物流当量，并以此来代表该区域的物流能力。在此基础上，建立Logistics模型来分析物流当量与区域GDP的相关性，揭示物流业与区域经济之间的内在经济联系，再通过边际分析来计算出物流能力增长所带来的区域GDP的增长量。

关键词：物流能力 物流当量 区域经济 贡献率

目前学术界对物流和区域经济发展的实证研究主要分为国家层面和单一省份或区域层面。笔者将对统计年鉴上反映物流能力的货物周转量和旅客周转量进行一定折算后，采取一个新的量纲来反映物流能力，并在此基础上做进一步的研究。

一国或地区物流能力的衡量

在一个国家或地区，旅客流和货物流两者统一于一个系统内，存在高度的相关性。因此这里沿用货物周转当量这一概念，使货物周转量和旅客周转量统一到一个指标中，综合反映一国或一个地区的物流发展能力。货物周转当量即是指旅客周转量相当于货物周转量的量。

为确定一个国家或地区的货物周转当量，需首先确定货物周转量与旅客周转量的相关关系，并通过回归得出两者关系的回归方程，根据回归方程将旅客周转量转化为货物周转当量。对河南省1978-2009年货物周转量W1和旅客周转量W2的统计数据（见表1）做散点图（见图1），拟合效果显示两者呈现二次函数的形式，用普通最小二乘法对二者进行回归分析后，得出回归方程：

W1=0.0020W22-0.3185W2+721.5391 （1）

（0.0002） （0.4366）

回归方程（1）的可决系数R2=0.9550，各参数的t检验也均通过，F-statistic=

307.8538，相伴概率为0.0000，因此，可知该回归方程拟合效果显著。将历年的旅客周转当量通过回归方程转化为货运周转当量，然后将货运周转当量和当年的货运周转量相加即可得到当年的综合货运周转量，也可称为物流当量，方法如表1所示，本文以物流当量来代表一个国家或地区的物流能力。

河南省物流当量与GDP的相关性模型

（一）数据选取与处理

第一个指标为物流的发展规模，这里采用前面已经折算得到的物流当量代表。第二个指标是衡量一个国家或地区经济发展水平的宏观经济指标，按照一般的计量经济分析方法，这里用区域国内生产总值GDP表示。为消除价格因素对GDP的影响，本文对当年价格计算的GDP时间序列以按1978年不变价格进行修正，下文提到GDP均指经过价格修正后的实际GDP。

本文原始数据均取自1978-2009年的年度数据，共32个样本值，数据来源于《2010河南统计年鉴》。对数据以及模型的处理和形成均采用EVIEWS6.0。

（二）物流当量的时间序列分析

用散点图对河南省1978-2009年全社会的物流当量进行统计描述。由表1可以看出，物流当量随时间的增加呈现明显的上升趋势。假设物流当量序列符合对数―水平值模型log(y)=a+bt，用最小二乘法求得：a=6.9157，b=0.0581。故有：

log（w）=6.9157+0.0581t （2）（104.7299）（16.6418）

模型的可决系数R2=0.9022，R2=0.8990。F统计量=276.9510，相伴概率为0.0000。一系列的检验结果表明所建立一元回归模型是显著的，回归方程的关系成立。从回归系数的t值及其相伴概率也可以看出回归方程的系数是显著的，模型具有较好的拟合效果。回归方程的斜率是0.0581，所代表的含义是随着时间的发展，物流当量每年的增长率为5.81%。

（三）物流当量与GDP相关模型建立

首先对区域物流当量和GDP数据进行描述统计，以物流当量和GDP数据进行统计表述，以GDP为纵坐标，以物流当量为横坐标做散点图，如图2所示。因Logistic曲线所描述的曲线特点是：初期增长速度缓慢，以后逐渐加快，当达到一定程度之后增长速度又降低，最终接近为一条水平线。由散点图2可初步估计两者基本符合描述经济增长趋势的逻辑（Logistic）模型，即两者之间的关系函数为：

（3）

式（3）中y为GDP，x为物流当量，K、a、b为未知常数，K>0，a>0，0

为方便对式（3）使用线性模型的参数估计方法，需对它先做如下变换：

=K+abx

-K=abx

ln(-K)=lna+xlnb

令y`=ln(-K)，a`=lna，b`=lnb

则式（3）转换为：

y`=a`+b`x （4）

这样就可以使用最小二乘法估计出相应的参数a`，b`。对于K的赋值，根据Logistic的理论方程，若0

首先确定河南省GDP的增长趋势，图3是河南省1978-2009年GDP的散点图。根据图3显示，GDP随时间的变化趋势基本呈现对数―平均值模型，所以假定log（GDP）=a+bt，a>0，b>0。利用普通最小二乘法，估计两个参数的值，得出：a=-201.4383，b=0.1021。所以有：

log(GDP)=-201.4383+0.1021t （5）

（0.0327） （0.0017）

从以上的回归结果可以看出，方程的可决系数R2=0.9914，拟合程度非常高。从方差分析看，F值为3467.89，相伴概率为0.0000，说明建立的一元线性回归模型是显著的，回归方程的关系是成立的。从回归方程系数的t值和相应的伴随概率也可看出，方程的自变量系数也是显著的。

一元线性回归模型的斜率为0.1021，其意义表明河南省国内生产总值平均每年比上年增长10.21%，根据这个回归模型，河南省2015年GDP的预测值为7302.51亿元，取更大一点的数字7500亿元作为GDP的“饱和值”。由于K1/y，因此在这段时间内，K=1/7500。通过对模型中参数的回归估计后，得到模型：

（6）

（-6.3742）（-7.8708）

从式（6）的回归结果来看，拟合的可决系数R2=0.6737，拟合程度比较好，从方差分析来看，F检验的值也远大于临界值，且其P值为0.0000。说明建立的Logistic模型是显著的，回归方程的关系是成立的。从回归系数的t值和相应的P值看，P值均小于0.05，通过t检验，说明回归系数是显著的，由此可得出：

a=ea`=0.9000

b=eb`=0.9996

所以，假定的Logistic模型表达式为：

（7）

从经济学意义来检验模型的参数，其中K=1/7500>0，a=0.9000>0，0

0.9996≠1，符合GDP随物流当量增长而增加的经济学规律。

（四）物流当量的边际作用分析

根据式（6）的Logistic模型，可以得出河南省物流业对GDP的边际作用为：

（8）

因0

也就是说物流当量每增长1万吨，GDP将增加0.04925亿元。因为式>0，继续让该式对物流当量求导并令其等于零，可得：

=0（9）

对式（9）求解得W=22038.84。当W0，当W>22038.84时，

结论

河南省物流业的发展规模及速度较慢，从式（2）和式（5）可以看出河南省物流业的发展速度和GDP的增长速度分别为5.81%和10.21%，物流业的发展速度及规模和地区经济发展并不完全匹配，这就需要政府首先继续加大对物流业的重视力度，增加对物流业的投入，包括对基础设施的建设，物流企业的引进扩容及规范化，从而降低物流成本，为物流当量的增加减轻成本负担。其次，政府需要大力促进企业发展，促进区域内部及区域间物流当量包括旅客及货物周转量的增加，只有这样才能既解决了物流当量自身增长的问题又解决了企业发展环境的问题。

河南省物流业对地区经济发展起到较强的带动作用，物流当量每增加1万吨可以使地区GDP增加0.04925亿元。另外，根据GDP对物流当量的二次求导结果可以得出，河南省物流业的发展还远未达到瓶颈点，现在物流业的发展对经济的促进作用还处在递增的第一阶段，物流业对经济增长的贡献明显。据研究表明，河南省物流业发展的主要促进因素是经济增长，因此，河南省政府应充分利用好物流业发展与经济发展的相互促进的关系，使这两者能够形成良性循环效应。

由式（2）可知河南省物流当量现阶段的增长率为年均5.81%，2009年物流当量绝对量为11851.17万吨，由式（9）可知河南省物流当量与GDP关系的拐点为物流当量增加到22038.84万吨，如河南省以后并无促进物流业发展的政策，物流当量仍然按照年均5.81%的速度增长，按照70法则，在12-13年后河南省物流当量与GDP的关系将会到达拐点，但如果河南省开始以更大的重视力度来发展物流业，假如使物流当量的增长速度能够和GDP的增速一致，那么可能在6-7年后河南省物流业就会面临新的抉择，也就说明靠单纯的依赖粗放型模式发展物流业已不能发挥其对经济增长的作用，需要转为加强物流管理、集约型的发展模式。

参考文献：

1.徐寿波.大物流论[J].北京交通大学学报（社会科学版），2006（5）

第7篇

【关键词】 区域经济增长 趋同假说 区域经济增长趋同

从传统意义上来讲，区域经济增长趋同假说研究是指不考虑空间相互作用或空间依赖的经济增长规律研究。到目前为止，这在趋同问题的研究历史中持续了二十年左右的时间，期间历经从理论基础到概念定义再到研究方法的多次重要变迁，这对提高经济增长理论的解释力及强化经济增长规律的把握有不可磨灭的贡献。Sala-I-Matin（1996）和De la Fuente（1997）从研究方法的变化角度总结了用面板数据分析方法、时间序列数据分析方法和分布方法进行的趋同研究进展。Durlauf & Quah（1999）和Temple（1999）尝试从驳斥趋同研究和增长理论无用论的角度，综述经济增长研究进展，并深入考察不同增长模型的理论联系，进而把经验性研究的许多细节绘制到一个表格中。但是，这些研究都是综合性的，而趋同问题仅是不同增长主题中的一个，因此这些论文不能详尽的关注趋同讨论。基于此，本文给出专门针对于趋同假说概念的较全面的讨论，及其在此领域的最新研究动态。

一、增长理论与趋同假说的提出

世界上贫穷国家的收入水平和富裕国家的收入水平是否趋同是关乎人类福利的一个极为重要的问题。然而，这个问题似乎又与不同增长理论（新古典增长理论和新增长理论）的有效性相联系，这就使它备受关注。因为，一般 “趋同”是新古典增长理论的一个推论，而新增长理论没有这种隐含意义。其中新古典增长理论的假设之一——边际报酬递减，是导致趋同产生的直接原因。然而，在20世纪80年代中期，普遍经验性研究结论表明趋同假说在大样本国家间不成立，而只有在涉及发达国家的小样本中才成立。Romer（1994）就把这种可识别的不调和性作为新增长理论的两个起源之一，而他认为的另一个起源是新古典增长理论在模型内部不能产生长期增长。因此，新增长理论模型试图通过各种避免报酬递减的方法来解决这两个问题。这就使得所产生的这一类模型没有趋同的隐含意义，但都具有内生的长期增长，这样，就产生了在趋同问题和增长理论有效性问题之间的联系。

在应用新古典增长理论研究跨国增长规律时，研究者或明或暗地都在基础假设（边际报酬递减）中增加了其他假设，正是这种原因导致多种不同类型的趋同概念的出现。表1给出了在研究趋同问题时经常用到的概念和研究方法。但是，并不是从一开始就同时出现了这些趋同概念，关于趋同的研究发展也是经历了几个阶段的，并且这些不同的概念是随时间而发展流行起来的。同时，趋同假说的研究也见证了不同研究方法的变迁。虽然在趋同概念和方法应用间有一定的对应性，然而这种对应性并不是唯一的。例如，非正式的和正式的截面数据分析方法、面板数据分析方法及（部分的）时间序列数据分析方法都被用于（绝对或条件）β趋同研究，一般处理依据人均收入水平的跨经济体趋同问题。此外，正式截面数据分析方法和面板数据分析方法被用于研究俱乐部趋同和全要素趋同；截面数据分析方法甚至也被用于研究σ趋同；时间序列分析方法主要用于研究经济体内部和经济体之间趋同；而分布方法用于研究σ趋同及研究整体分布形状和分布的内部动态。因此，在下文中将对这些趋同概念进行辨析。

二、趋同假说的相关概念

1、经济体内部趋同和经济体之间趋同

Robert Solow（1970）在评价Kaldor（1971）1958年所提出的关于增长的六个典型事实中的第五个和第六个事实时，指出“剩下的典型事实都出自不同类型，并且和我无关，因为他们更多的侧重于比较不同的经济体而不是关注于任何一个经济体内部事件的过程”。

从中可以看出，Solow模型所研究的内容是经济体内部的增长过程，并且所暗示的“趋同”也是指经济体内部的“趋同”，即不管经济体开始的人均资本存量是高于或低于均衡状态时的资本水平，要素间替代的可能性和报酬递减的力量都会使经济体收敛于本身的均衡状态。而之后产生于新古典增长理论并与之发生联系的趋同概念却是指经济体之间的趋同，这从广泛的跨国数据比较的经验性研究中可以看出。两者之间的矛盾一方面为新古典增长理论不能解释增长率和收入水平在国家间的巨大差异给出理由，另一方面也在学术界引起广泛的争论。

2、依据增长率的趋同和依据收入水平的趋同

相应的，经济体之间趋同能够从两个不同的角度进行理解：依据增长率的趋同和依据收入水平的趋同。这都要求把新古典增长理论中关于技术的概念扩展到世界范围。在新古典增长理论中技术过程的设定是基于以下假设的：一是不需要任何资源来产生技术创新；二是每一个人平等的从中受益；三是没有人为了从中受益而支付任何报酬。把它扩展到世界范围之后，这些假设就意味着所有国家平等的分享技术进步，并且由此他们都能在稳态时以一个相同的增长率增长，这就是所谓的依据增长率的趋同假说。为了得到这个设定，研究者通常附加假设：所有国家具有相同的总量生产函数。因此，这也就表明所有国家稳态时的收入水平也是相同的，即依据收入水平的趋同假说。

3、β趋同和σ趋同

依据增长率和收入水平的趋同都被称作所谓的β趋同。这主要是根据报酬递减的假设，暗示在资本贫乏的国家有较高的资本边际生产率，假如储蓄率相似的话，贫穷经济体便会增长较快。如果这种设想是正确的，那么在初始收入水平和增长率之间就会存在负相关。这就产生了趋同研究的一般方法，即进行增长率和初始水平回归，回归中初始收入水平变量的参数（即β）负值表明负相关的关系，也就是通过参数β的符号判断趋同假说，因此得名β趋同。

然而，有些研究者如Quah（1993），Friedman（1994）等强调趋同是关于截面收入和增长率分布离散程度的一个概念，并且来自增长率和初始水平回归中的负β，并不必然意味着这种离散程度的下降。这个观点认为不应该通过β的符号间接的判断假说，并且这种判断或许是错误的，而应该通过观察国家间收入水平和（或）增长率的分布动态来直接判断。这就提出了σ趋同的概念，σ是指收入水平或增长率截面分布的标准差。尽管有以上的限制，研究者仍然对β趋同感兴趣，部分是因为它是σ趋同的一个必要条件，尽管不是充分条件；另一个原因是和β趋同相关的研究方法也为增长模型的结构参数提供信息，而在用分布方法研究问题时通常不会提供这些信息。

4、非条件（绝对）趋同和条件趋同

从概念上来看，最重要的不同可能在于条件和非条件（绝对）趋同。从Solow模型开始假定如下C-D生产函数形式：

其中，Y，K，L和A0分别表示产出、资本、劳动和全要素生产率，那么人均收入的稳态水平y?鄢给定

y?鄢=A0egt[s/（n+g+δ）]α/（1-α）（2）

其中，s是投资率，g和n是At和Lt的指数化增长率，δ是折旧率，α是资本的产出份额。这清楚的表明一个国家的稳态收入水平依赖于以下六个元素：A0，s，g，n，δ和α，可以用向量θ来综合表示。非条件（绝对）趋同意味着向量θ中的六个元素对所考虑的经济体来说都是相同的。根据增长率和初始水平回归，这意味着回归方程右边不引入其他变量的情况下，β的符号也应该是负的。相比而言，条件趋同的概念强调稳态水平可能存在的差异性，并且因此要求合适的变量要引入到上述回归方程的右边来控制这些差异，向量θ中的六个元素应该允许变化，并且不再成为一个重要的问题。

5、条件（全局）趋同和俱乐部（地方）趋同

条件趋同的概念也和俱乐部趋同的概念相联系。后者可以追溯到Baumol（1986），但是更严格的形式由Durlauf & Johnson（1995）和Galor（1996）给出。标准新古典增长模型的一个特性是均衡的唯一性，并且通常的趋同概念承认这个唯一性。在非条件趋同中，所有经济体都会达到唯一的均衡水平。在条件趋同中，均衡会随着经济体不同而不同，并且每一个经济体都会走向它自己唯一的均衡。相比而言，俱乐部趋同的思想是产生于多重均衡的模型。一个经济体将达到这些不同均衡中的哪一个，依赖于其初始位置或其他一些结构特征。一组国家中，如果他们具有这个均衡所要求的初始位置或特征，就可能会收敛于一个特定的均衡，这就产生了俱乐部趋同。

6、收入趋同和全要素趋同

研究者在处理趋同问题时一般是依据人均收入，即收入趋同。然而，收入趋同是资本深化和技术赶超两个过程的综合结果。尽管大多数研究者关注资本深化过程参数，但有另一些研究者，如Dowrick & Nguyen（1989），Dougherty & Jorgenson（1996，1997），Wolff（1991）及Dollar & Wolff（1994）直接关注于技术赶超的过程。由于全要素生产率是测度技术进步的最近似指标，这些研究者就考察国家间是否在全要素生产率的水平上趋同，这就是所谓的全要素（TFP）趋同。

7、确定性趋同和随机性趋同

一些研究者，如Bernard & Durlauf（1996），Carlino & Mills（1993），Evans（1996），Evans & Karras（1996），Li & Papell（1999）等用时间序列计量经济方法来研究趋同。上文中所提到的“经济体内部趋同”实际上是一个时间序列的概念。然而，研究者也用时间序列方法来检验“经济体之间趋同”。从这个观点来看，两个经济体i和j，如果他们的人均产出yi，t和yj，t满足下面的条件，就认为是趋同的：

其中，It表示在时间t的信息集。这个趋同定义对只有两个国家的情况是比较明确的。但是当所考虑的样本数超过两个时，情况就不同了。趋同的时间序列定义也能够和条件趋同和非条件（绝对）趋同相联系：当a=1时，方程（3）就表示非条件（绝对）趋同；当a≠1时，那么方程（3）或许就代表了条件趋同。在这样一个框架下，也要进行确定性和随机性趋同的区分。这种区分是指在检验差分序列的单位根时能否满足确定性或随机性的趋势。

三、结语

在传统意义上，关于趋同的研究有多种不同的定义和方法在许多方向上发展起来。然而，通过综述发现所揭示的这些结果有相当大的一致性。尽管方法不同，条件β趋同的发现还是相对稳健的。对发达国家来说，研究者实际上经常报告非条件趋同。相似的，由于σ趋同研究一般关注非条件趋同，因此，σ趋同的结果很大程度上与β趋同结果一致。σ趋同的事实在那些发达国家的小样本中精确发现，其中也有非条件β趋同的证据。另一方面，在全球大样本中，非条件β趋同和σ趋同都不成立。最后，对经济体内部和经济体之间趋同的时间序列分析得到能够支持条件趋同的证据。在趋同速度上，甚至有更一般性的结论：经济体稳态中的差异被控制的越多（或是通过样本选择或是通过回归中相关变量的确定），结果中趋同速度就会越高，尤其是考虑了经济体之间的技术差异后就会更高。

一般来说，传统趋同假说研究取得的重要进展有：第一，条件趋同的经验性发现，导致许多产生趋同含义的新增长理论模型的出现，这就表明趋同的含义不再是只能和新古典增长理论相联系，于是便促成了两种类型的增长理论走向融合；第二，它提供了关于跨国增长规律的新的典型事实，如“持续”和“双峰”，增长理论面临着解释这些事实的任务，并且引起重新构建多重均衡模型的热潮；第三，趋同研究强调国家间存在巨大的生产率和技术上的差异，并且为这些差异的量化提供新的方法，同时巨大的技术和制度差异的发现也导致理论的发展。

【】

[1] Durlauf，Steven N.and Danny T.Quah：The New Empirics of Economic Growth，in John Taylor and Michael Woodford （eds.），Handbook of Macroeconomics[J].Vol. 1A， Amsterdam， North-Holland，1999.

Islam， Nazrul，What Have We Learnt from the Convergence Debate?[J]. Journal of Economic Surveys，2003，17（3）.

Sala-i-Martin，Xavier Regional Cohesion：Evidence and Theories of Regional Growth and Convergence[J]. European Economic Review，1996（40）.

第8篇

【关键词】对数平均D氏指数法；结构效应；效率效应

一、引言

能源危机和环境污染严重，已经成为全球发展所面临的共同难题。目前，人类生产和生活中大量使用的煤、石油、天然气等化工能源，正在以惊人的速度减少，并将最终枯竭。中国是一个人口众多、生态环境脆弱，资源相对不足的发展中国家。改革开放以来，中国经济的高速发展取得了令世界瞩目的成就，但同时也令人担忧――发展中消耗了太多的能源和原材料。目前我国的单位GDP能耗高出世界平均水平70%，而单位建筑面积采暖能耗比发达国家高出2至3倍。这种以高物耗、高能耗、高污染、粗放经营为特征的传统发展模式，使得经济发展与资源环境的矛盾日趋尖锐，已经严重制约了我国经济的可持续发展。面对越来越严峻的能源问题和环境污染，如何尽快的转变生产方式、生活和消费方式，如何让节能和环保意识深入人心,如何让节能减排成为全社会的自觉行动,日益成为中国实现可持续发展的现实课题。

近年来，随着曲靖市经济社会持续快速的发展，能源消费不断增加，节能降耗任务繁重。曲靖市人民政府节能减排目标规定：“十一五”期间单位GDP能耗要下降17%，年均下降5.6%，这是一项艰巨的任务。本文以2005年以来曲靖市宏观经济数据为例，采用LMDI方法，研究曲靖市经济增长中的能源消费变化，主要回答一下问题：（1）能源消费增量中有多少是由于经济总量的扩大导致的？（2）三次产业结构的调整和能源使用效率的变化对能源消费的影响如何？并据此提出降低能源消费的政策建议。

二、能源消费的分解的LMDI方法

降低单位GDP的能源消耗量主要从两方面进行，一为效率节能（或称为技术节能），即单位产品能耗下降；二为结构节能，即产业、行业、产品结构、地区结构、贸易结构、能源结构等变化引起的能耗的变化。度量能源使用效率的一个常用指标是能源消耗强度。能源消耗强度，也叫单位能耗，是指生产单位国内生产总值所消耗的能源量，即能源消耗强度=能源消费量/国内生产总值，单位是“吨标准煤/（万）元”。能源消耗强度变动的原因可以分解为：“结构效应”和“效率效应”。所谓结构效应是指由于能源消耗强度不同的产业之间结构的变动而对总能源消耗强度的影响；效率效应则是指在产业内部由于技术进步、组织改进或学习效应等原因所引起的产业内单位能耗变动进而对总体能源消耗强度所产生的影响。通过调整经济结构(产业结构、产品结构、降低高能耗行业比重、增加高附加值产品比重)实现节能是提高能源效率的有效措施之一。

经济增长中的总能源消费由多个产业的能源消费构成，可以设定：

如果考虑某地区在时间序列上从第0期到第T期能源消费的变动，可以采用“加和分解”和“乘积分解”两种方法分解，即：

ΔEtot = ET - E0 = ΔEout + ΔEstr + ΔEeff + ΔEres （3）

（4）

其中“加和分解”是将能源消费变动用相加方法分成4个部分：ΔEout为产出效应，表示在产业结构和产业内部能源消耗强度不变情况下仅由于产出变动而引起的能源消费量的变动；ΔEstr为结构效应，表示在产出水平和产业内部能源消耗强度不变情况下仅由于产业结构变动而引起的能源消费量的变动；ΔEeff为效率效应，表示在产出水平和产业结构不变情况下仅由于产出变动而引起的能源消费量的变动；ΔEres为分解的余项，表示能源消费变动中无法用以上三种效应分解的部分。

“乘积分解”是将能源消费变动用相乘方法分成4个部分：ΔDout、ΔDstr、ΔDeff和ΔDres，分别表示乘积分解下的产出效应、结构效应、效率效应和余项,它们的含义与加和分解ΔEout、ΔEstr 、ΔEeff和ΔEres相对应，只是表示形式变为相对于期初水平的商值。

分解分析的关键在于对式(3)和式(4)右侧每一项计算中乘子的选取，一方面要具有合理的经济学含义，另一方面要使余项尽可能减小。根据分解中乘子权重选取的差别，常用的能源消费分解方法可以分为L氏指数法和D氏指数法。在探讨合理的分解方法过程中，Ang指出对数平均D氏指数方法（logarithmic mean Divisia index，LMDI）是目前各种方法中相对更为合理的一种。在计算中，这种方法可以将余项完全分解,即使ΔEres=0和Dres=1。其中（3）式和（4）式右侧的计算如下：

这种分解方法可以适用于计算多个产业总能源消费分解中的结构效应和效率效应。

三、曲靖市经济增长中能源消费的实证分析

1.变量和数据

本文使用的数据来自于《曲靖市统计年鉴》（2005-2008）。使用的主要变量是曲靖市生产总值、三次产业增加值、规模以上工业企业增加值（按2005年可比价计算），以及相对应的能源消费总量。其中，能源消费总量是指用于生产过程的能源消费量，不包括生活用能源消费，具体见表1和表2。

2008年曲靖市生产总值增长了12.4%，每万元生产总值能耗从2005年的1.87吨标准煤下降到2008年的1.7吨标准煤，下降了0.17吨标准煤/万元，2006、2007和2008三年中，全市单位GDP能耗累计下降了9.09%，完成了下降17%目标的53.47%，今后两年节能目标任务仍然比较艰巨。2008年能源消耗总量为1102.04万吨标准煤，比2007年（1035.97万吨标准煤）增加了66.07万吨标准煤，比2006年（949.37万吨标准煤）增加了152.68万吨标准煤，比2005年（822.96万吨标准煤）增加了279.07万吨标准煤。

2.曲靖市能源消费的加和分解与乘积分解

曲靖市的能源消耗总量的增加，有多少是由于经济总量的增加导致的？有多少是由于产业结构的变化引起的？产业内能源使用效率的影响又如何？为了回答以上的问题，我们利用LMDI方法对曲靖市经济增长中的能源消费进行分解，分解结果见表3～4。

3.曲靖市能源消费分解结果分析

上述分解结果表明：

第一，2008年与2005年相比，单位能耗下降了9.09%，能源消耗总量增加了279.07万吨标准煤，增长了33.9%。曲靖市经济总量从2005年的440.97亿元增长到2008年的646.89亿元，如果单位能耗水平不变（2005年），2008年能源消费总量将增加366.23万吨标准煤，增长46.70%；实际上，2008年能源消费总量仅增加了279.07万吨标准煤，增长33.9%。究其原因：一方面是曲靖市产业结构变动使能源消耗增加了45.71万吨标准煤，增长4.90%，曲靖市三次产业结构调整体现了对能耗下降负的影响；另一方面是能源使用效率的提高使能源消耗减少了132.87万吨标准煤，减少12.98%，能源使用效率体现了对能耗下降正的影响。

第二，2008年与2006年相比，单位能耗下降了8.6%，能源消耗总量增加了152.68万吨标准煤，增长了16.1%。究其原因：由于曲靖市经济总量的扩大使能源消耗增加了244.8万吨标准煤，产业结构变动使能源消耗下降了2.92万吨标准煤，能源使用效率的提高使能源消耗减少了89.2万吨标准煤。结构调整和使用效率的提高使能源消耗减少了92.12万吨标准煤。三次产业结构调整和能源使用效率体现了对能耗下降正的影响，对应的乘积分解中的结构效应和效率效应分别为99.72%和91.66%，两者综合作用使单位能耗下降了8.6%。

第三，2008年与2007年相比，单位能耗下降了5.56%，能源消耗总量增加了66.07万吨标准煤，增长了6.38 %。究其原因：由于曲靖市经济总量的扩大使能源消耗增加了124.92万吨标准煤，产业结构变动使能源消耗下降了11.58万吨标准煤，能源使用效率的提高使能源消耗减少了47.27万吨标准煤，结构调整和使用效率的提高使能源消耗减少了58.85万吨标准煤。三次产业结构调整和能源使用效率体现了对能耗下降正的影响，对应的乘积分解中的结构效应和效率效应分别为98.92%和95.67%，两者综合作用使单位能耗下降了5.56%。

四、主要结论及政策建议

本文利用LMDI方法对曲靖市经济增长中的能源消费进行了分析，得出：曲靖市经济总量的扩大是能源消费增长的主要原因，三次产业能源使用效率的提高是能源节约的主要原因，但产业结构的调整导致了能源消费的增长；为此，提出以下建议：

第一，采用LMDI方法建立“能源消费分解指数体系”。全面监控曲靖市经济增长、产业结构转变和产业内能源效率变动对能源消费和单位能耗的影响。由于剔出了产出效应和结构效应的影响，效率效应在地区之间具有更强的可比性，可以作为能源效率监控的主要目标和制定政策的主要依据。

第二，针对各产业内企业单位设定能耗标准，加强各产业内部的节能效率监督和控制。对于那些既是工业经济的支柱又是能源消费大户的部门，如电力、热力的生产和供应业和有色金属冶炼及压延加工业等，要建立最高能耗限制和最低能耗下降速度的限制指标，定期检查和监督，避免这些产业为了追求经济增长速度而粗放式的扩张。既要保增长，又要促降耗。政府要从政策和资金上给予单位能耗低和单位能耗下降快的企业以支持，大力推进节能技术进步，鼓励节能降耗技术改造，建立和完善节能管理制度，提高产品技术含量，积极探索发展循环经济的模式和方法，通过资源利用的最优化，实现资源的高效利用和循环利用。

第三，在遵循经济规律的条件下，引导产业结构向低耗能方向调整，提高经济运行的整体质量。各级政府要按照国家产业发展的指导原则，结合本地实际制定产业发展规划、突出重点，按照又快又好发展的要求，推进产业结构的调整和经济结构的优化，坚决按照国家规定“关、停”一些落后产能企业，限制既缺乏市场竞争又高耗能企业的发展。同时，要推进技术创新，引进先进技术和设备，实现节能降耗目标，提高经济运行质量。

参考文献：

[1]王晓梅.能源消费构成与经济增长关系数量研究[J].中国国情电力,2007,(2).

[2]高振宇,.我国生产用能源消费变动的分解分析[J].统计研究,2007,(3).

[3]张丽峰.中国经济增长、产业结构对能源消费影响分析[J].经济问题探索,2008,(5).

[4]Albrecht,J.Francois,D.Schoors,K.,2002.A Shapley decomposition of carbon emissions without residuals[M].Energy Policy 30,727-736.

[5]Sun,J.W.1998.Changes in energy consumption and energy intensity:a complete decomposition model[M].Energy Economics 20,85-100.

[6]Ang,B.W.Choi,K.H.,1997.Decomposition of aggregate energy and gas emission intensities for industry:a refined Divisia index method[J].Energy Journal 18(3),59-73.

[7]Ang,B.W.2004.Decomposition analysis for policymaking in energy：which is the preferred method?[M].Energy Policy 32,1131-1139.

作者简介：

第9篇

关键词：基尼系数；β-收敛；条件β-收敛

作者简介：沈大庆，首都经济贸易大学教师，理学博士。

中图分类号：F061.5 文献标识码：A 文章编号：1672-3309（2008）08-0020-04

在对北京市区域经济增长的收敛性研究中，我们首先将北京市划分为功能核心区、功能拓展区、发展新区、生态涵养发展区4个经济区，应用基尼系数分解方法（这里所说的基尼系数是以各经济区或各区县为单位算出的，它可以表示各经济区或各区县之间的贫富差距水平），对1994-2004 年的数据进行分析，得出北京市区域经济增长不存在?滓－收敛。然后，利用面板数据（panel data）和空间面板数据（spatial panel data）模型分析得出北京区域经济增长不存在β-绝对收敛，但存在β-条件收敛，并且分析了形成这种β-条件收敛的原因。

一、经济收敛问题研究的简单追朔

新古典增长理论认为，若技术外生一致，资本边际报酬递减会使经济欠发达地区以更快的增长速度发展，进而赶上发达地区，实现经济增长的趋同，即经济收敛。新增长理论则认为与物质资本、技术及人力资本相关的规模报酬递增很可能使各地区经济增长朝着不同的方向发展，即经济增长发散。这两种理论对经济增长收敛性长期争论并引发了大量实证研究的出现。

在区域经济收敛性的实证研究中，一般将经济收敛区分为σ-收敛、β-收敛和俱乐部收敛。σ-收敛是指经济体人均GDP的标准差具有下降的趋势。β-收敛可分为β-绝对收敛和β-条件收敛， β-绝对收敛是指穷经济体比富经济体有更快的发展速度，并最终都达到相同的稳定状态。β-条件收敛是指经济体的增长由于其自身初始状态的不同而收敛到各自不同的稳定状态。俱乐部收敛是指在初期经济发展水平相近的经济集团内部，其增长速度和发展水平趋同，而集团间的差异仍会存在。

关于σ-收敛，目前看来利用基尼系数的分解来分析是一条较优的途径。在β-收敛的问题上，大多数人使用横截面数据或面板数据进行回归分析。回归模型一般采用基于Solow-Swan、Barro J R 和Sala-I-Martin X 的收敛分析模型得出模型:

以上对国家或地区经济增长收敛性的研究都将经济体视为互相独立的个体，然而，在实际经济活动中，地区间的资金、劳动力等要素流动、商品流通、信息交流等使得地区间尤其是相邻地区间的经济增长相互影响，在地理上存在空间相关性。Toblers (1979) 提出的地理第一定理认为，事物都是彼此联系的。而且，与较近事物的联系程度会比较远事物的联系程度更加紧密。此外，区域经济理论认为外部性、技术扩散、要素流动等机制在很大程度上都促进了地区经济增长的趋同，而这些收敛机制具有显著的地理特征，因此，空间因素在区域经济增长过程中的作用不可忽视。因此，近些年来许多学者在研究区域经济收敛问题，将空间因素也考虑进来。

考虑了空间因素的回归模型，有两种基本形式，分别是空间滞后模型(Spatial Autoregressive Model ，SAR) 和空间误差模型(Spatial Error Model ，SEM) ：

其中，y为因变量，X为自变量向量，β为变量系数，ρ和λ分别为空间自回归系数和空间自相关系数，ε和μ为随机误差项。W为n×n 的空间权重矩阵(n为地区数)，若地区i和j边界相邻，W中的元素Wi，j的值为1 ，否则即为0；β为地区经济增长率对地区最初经济水平的弹性，是对地区经济收敛的衡量，若β为显著负值，表明经济增长存在收敛性，若β为显著正值，则表明经济增长是发散的。

在我国经济收敛性分析上，学者们得出的结论大多是认为我国区域经济增长不存在σ-收敛，也不存在β-绝对收敛，但存在β-条件收敛。也有一些学者从不同的角度来研究我国区域经济增长的俱乐部收敛问题。

二、北京区域经济收敛的实证分析

本节数据来源于中国统计出版社出版的北京统计年鉴，使用的统计软件为Eviews5.0。下面，先将北京市18个区县按照政策规划目标划分为功能核心区、功能拓展区、发展新区、生态涵养发展区4个经济区。其中功能核心区包括东城、西城、崇文、宣武，功能拓展区包括朝阳、海淀、丰台、石景山，发展新区包括顺义、昌平、大兴、通县、房山，生态涵养发展区包括怀柔、密云、延庆、平谷、门头沟。

设k=1，2，3，4分别表示功能核心区、功能拓展区、发展新区、生态涵养发展区， 用ukt表示t年第k个经济区的人均GDP，ut为t年北京市人均GDP。各区县的人均GDP 用yit（i=1，2…，18）表示。

（1）σ-收敛分析

经计算，北京市t年的总体基尼系数分解情况如下表。

由上表可以看出，总的基尼系数有明显的上升趋势，各个经济区的基尼系数也有明显的上升趋势。这说明总体上并不存在?滓－收敛（各个经济区也不存在?滓－收敛）。另外，从对基尼系数的贡献率的角度来看，四大经济区组间的贡献率明显大于组内的贡献率，进一步说明北京市区域经济发展的差异主要来自于四大经济区的差异。

（2）β-收敛分析

下面，利用1994-2004年的面板数据和空间面板数据对北京市区域经济增长做β-收敛性分析。

首先，采用未加入区域虚拟变量的模型和加入区域虚拟变量的模型对1994-2004 年间北京市18 个区人均GDP增长率进行回归分析，其结果见下表。

加入的控制变量?追i，t是第i个区县t年的某些指标变量。主要有财政收入比重（财政收入与t年GDP的比）、财政支出比重（财政支出与t年GDP的比）、产业结构变量（各个产业产值的对数增长率与GDP的比的加权平均就是产业结构变量）、工业化水平（第二产业产值与GDP的比）、服务业水平（第三产业产值与GDP的比）、实际利用外资额比重（实际利用外资额与当年GDP的比）。计算结果表明，在加入财政收入比重、财政支出比重、产业结构变量、工业化水平、服务业水平、实际利用外资额比重后都会使北京市区域经济增长的β-条件收敛性得到了验证，收敛速度达到了3%左右，这说明这些控制变量也是影响β-条件收敛性的不可忽视的因素。

最后，引入空间因素，同时考虑区域虚拟变量，且增加控制变量社会消费品零售总额比重（第i个区县t年的社会消费零售与当年GDP的比，i＝1，…，18）进行回归分析。采用的模型应是空间滞后模型（3）或空间误差模型（4）。理论上在选择空间滞后模型还是空间误差模型时可以通过LM统计量检验来完成。从国外相关研究来看，对区域人均GDP的β-收敛模型通过统计检验或者试探性空间计量分析，大都支持空间滞后模型。有学者认为，如果能够用空间滞后模型拟合，即使统计量比空间误差模型差些，但只要统计量检查显著，选择空间滞后模型更好，更容易从经济意义上加以解释。本文采用空间滞后模型（5），经计算可知，在加入区位虚拟变量、财政收入比重、财政支出比重、工业化水平、服务业水平、社会消费品零售总额比重、实际利用外资比重、空间因素后也会使北京市区域经济增长出现β-条件收敛，收敛速度基本上在2%-3%左右。同时可知，通过空间因素的引入可以使调整的R2明显大于未引入空间因素的调整R2，可见，空间因素（地理位置）也是影响北京市区域经济增长收敛性的重要因素。

三、结论

上述实证结果表明：①1994－2004年，北京市区域经济增长不存在?滓－收敛，也不存在β-绝对收敛，但存在β-条件收敛。②北京市区域经济增长的差异主要来自于四大经济区的差异。③区位因素、初期人均GDP、财政收入比重、财政支出比重、工业化水平、服务业水平、社会消费品零售总额比重、实际利用外资比重、空间因素等都是影响北京市经济收敛的不可忽视的因素。为此，我们提出以下政策建议：

1．重视北京各区县经济差异问题

1994－2004年，北京市各区县经济增长存在差异，且有日益扩大的趋势。虽然各区县经济差距的存在有种种主客观原因，甚至由于经济发展的战略规划的需要在短期内是不可避免的，但是过大的经济差距会损害资源的配置效率，对北京市整个经济的发展极为不利。此外，只讲效率不讲公平，还会产生影响社会稳定的政治问题。为此，必须重视北京各区县经济差异问题。

2．加强经济区之间的合作，缩小经济区之间差异

四大经济区之间的差异是造成北京市区域经济差异的主要原因，所以必须加强经济区之间的合作，缩小经济区之间的差异。尽管北京市经济取得了高速的增长，但是经济区经济非均衡增长的情况也高度显现，经济区之间的差距很大。北京市欠发达区县不能再走粗放型经济增长的老路，必须依靠自己的区位优势和资源禀赋优势，走集约型发展之路，加速缩小区域经济差距。落后区县还需要主动向发达区县学习。要鼓励落后区县与发达区县间企业层面上的交流，依靠发达区县的指导、扶植和自身水平的提高来加快发展。同时，北京市政府应该从宏观上加以协调，按照优势互补、互惠互利、长期合作和共同发展的原则，并采取具体措施，促进经济区之间的合作与交流。要继续加强对落后区县的支持力度。在人才、教育、财政转移支付、基础设施等方面实施倾斜政策。要注意提高欠发达区县的对外开放程度、市场化程度，利用技术的公有性和经济的空间溢出效应逐步缩小落后经济区的差距。

3．灵活使用财政政策，加快区域产业结构的调整和升级

财政收入变量、财政支出变量和产业结构变量的加入有利于经济收敛。因此，灵活运用财政政策，同时加快落后区域产业结构的调整和升级，可以缩小区域间差异，促进经济收敛。

北京市政府应统筹协调各区县经济发展与财政政策的制定， 优化财政收入和支出结构，对经济欠发达区县应增加财政支出，施行减税措施，优化税制结构。北京市各经济区产业结构情况大致如下：功能核心区经济发达，已经由外延扩展转向调整优化，其作为首都政治、文化、国际交往、教育科研和金融管理中心的核心职能逐步明确；城市功能拓展区的第二产业开始逐步向转移，初步形成了以服务业为主体，高新技术产业占有较大比重的产业格局；城市发展新区初步形成了以第二产业为主体，服务业具有一定规模，第一产业适当保留的产业格局；生态涵养发展区开始形成以第一产业为基础，第二产业适度发展，服务业初具规模的产业格局。政府部门必须采取战略性的调整措施，以市场为导向，全面推进产业结构的换代与升级。在第二产业的结构调整中，要加快运用高新技术和先进适用技术改造传统产业。在第三产业的结构调整中，要面向生产和居民消费，运用现代经营方式和服务技术，改造和发展传统服务业，加快服务业市场化。比如大力发展旅游业、金融保险业和社区服务业。这样才能加快落后区县的经济增长速度，有利于经济增长的收敛。

参考文献：

［1］ 魏后凯.中国地区经济增长及其收敛性［J］.中国工业经济，1997，(03).

［2］ 沈坤荣、马俊.中国经济增长的“俱乐部收敛”特征及其成因分析［J］.经济研究，2002，(01).

［3］ 王小鲁、樊纲.中国地区差距的变动趋势和影响因素研究［J］.经济研究，2004，(01).

［4］ 刘夏明.收敛还是发散――中国区域经济发展争论的文献综述［J］.经济研究，2004，(07).

［5］ 胡祖光. 基尼系数的理论最佳值和简易计算公式［J］.经济研究，2004，(09).

［6］ 钱争鸣、郭鹏辉、梁伟、于艳萍.基于状态空间模型的经济分析［J］.厦门大学学报，2006，(01).

［7］ 贾彦乐.中国各地区经济增长的收敛性分析［J］.黑龙江对外经贸，2006，(02).

［8］ 陈晓玲、李国平.我国地区经济收敛的空间面板数据模型分析［J］.经济科学，2006，(05).

［9］ 汤学兵、陈秀山.我国区域的经济收敛及其影响因素分析［J］.中国人民大学学报，2007，(01).

第10篇

国家级战略资源创新开发试验区

国家重要的水能开发基地

四川亚热带特色农业基地

全国知名阳光康养旅游度假胜地

攀西经济区依托独特的资源优势和扎实的工业基础，大力推进全面创新改革发展，加速调整产业结构。同时，攀西经济区加强生态环境修复建设，着力打造“生态名片”。新兴增长极正在攀西地区加速推进。

科技创新提升经效益

以科学开发利用资源为核心，攀西经济区加快产业结构调整，实现动能切换。2016年，攀枝花市深入开展“三去一降一补”工作，淘汰钢铁产能150万吨，关闭小煤矿10处、退出产能114万吨。此外，2012年起，攀枝花还借助阳光等资源优势，全力发展“康养+农业”“康养+工业”等相关产业链。近五年来，凉山州供给侧结构性改革取得积极进展，化解过剩产能794万吨。今年还将稳妥推进西昌合力锌业、康西铜业环保搬迁，引导煤矿逐步关闭退出，坚决打击制售“地条钢”等违法行为。

科技创新提升企业效益。攀钢集团在掌握高炉渣提钛技术之后，现每年从700万吨高炉渣中提取140万吨钛白粉，创造经济效益200多亿元。

科技创新创造效益。2016年，攀枝花全市地区生产总值突破千亿大关、实现1014.7亿元、同比增长8.0%。钒钛产业工业总产值约143.5亿元，同比增长71.8%。五氧化二钒、白粉、钛精矿等产品产量大幅度提高，产量均与同期相比大幅度增加。

生态环境修复建设显成效

近年来，攀西经济区着力加强生态环境治理修复，对区域内山水田林湖统筹规划、系统治理、综合开发。

攀枝花市抓住建设全国区域工业绿色转型发展试点市机遇，培育壮大清洁能源、节能环保等新兴产业，大力推行清洁生产，积极建设绿色工厂、绿色园区、绿色矿山。同时，狠抓长江上游生态屏障建设，开展大规模绿化攀枝花行动，争创金沙江干热河谷区生态恢复与治理示范区。

凉山州确立生态立州战略，把绿色发展与创新驱动发展紧密结合起来，拟在安宁河谷及其流域打造阳光生态走廊，建成具有世界影响力的精品旅游景区，推动凉山由国内旅游热点向国际旅游目的地加速提升。

攀凉两地开放合作获共赢

第11篇

关键词:产业集群;化工园区;地区经济

一、产业集群的概念和综述

产业集群是指某一特定领域内,大量产业联系密切的企业及其相关支撑机构在空间上集聚,并形成强劲、持续竞争优势的现象(Porter,1998)。近年来产业集群作为一种创新型的产业组织,在全球范围内掀起了一股“集群热”和“产业园区热”。国内外的学者门也开始关注产业集群与区域经济间的关系。马丁(Matin,2001)和奥塔维诺(Ottavinao,2001)通过建构经济增长和经济活动的空间集聚自我强化的理论模型,证明集群由于空间集聚程度的加强降低了企业创新成本,从而刺激区域经济的增长。国内学者郭志刚、贾善(2006)从产业集群特征着手进行分析,认为集群具有对其他地区经济的激励效应,以及由于企业集聚所带来的经济效应等。他们认为集群是一种有效的经济组织,能整合区域内的资源,是资源得到充分利用,并提高生产效率,促进区域经济发展。本文主要通过对扬州化工园区的实证分析,证明园区的发展不失为扬州地区经济发展的一条有效路径。

二、扬州化工产业园区的发展

2003年,为了抢抓国际石化产业资本向长三角加速转移和江苏沿江开发全面推进的历史机遇,积极呼应上海、南京两大国家级化工基地建设,加速资源的整合和产业集聚步伐,扬州、仪征两级政府采取“市县联动”的开发模式,共同规划建设了扬州(仪征)化工产业园区。

扬州(仪征)化工园区坐落于仪征市的西南面,园区最东面毗邻着仪征市的胥浦河,园区最南面到达长江的黄金水道,西面则连接着南京的六合区,园区的北面直达宁通高速公路,整个园区的规划占地面积是60km2,分设原材料工业区、物流管理仓储区、仪征的化纤厂区、化工生态建设区、精细化工产品区、公用工程区和与之配套的生活区域等七大区域,实行一次规划、分期实施,有序建设、滚动发展。

园区自成立以来,先后引进了大连化工(江苏)有限公司、仪征方顺粮油工业有限公司、江苏瑞祥化工有限公司、宇辉化纤有限公司、实友化工(扬州)有限公司等一批产业互动性强的国际国内知名企业,初步形成了以精细化工、化纤纺织、石化物流等三大产业集聚发展的态势。并实现了其工业总产值、实际利用外资、财税收入、自营出口等主要的经济指标连年增长,2005年的区内生产总值、工业总产值、业务收入等均比2004年翻了一番。截至2008年,园区内集聚了企业50多家,实现工业总产值116.09亿元,同比增长56.1%,而当年仪征市的工业总产值比上年增长26.13%,达到530.43亿元,其中有化工园区创造的占21.89%;2008年扬州市工业总产值比上年增长35.76%,达到3517.56亿元,其中有化工园区创造的占3.3%,可见园区的发展具有增长极的效应,有力地推动了扬州市的经济发展。

三、扬州化工园区的实证分析

(一)变量的选择

为了考察园区对扬州市经济发展的推动作用,本文选择了园区的企业数(QS)、每年的基础建设投入(JR)、每年实际利用外资额(WZ)、年出口额(CK)、园区的年财政收入(CZ)等作为扬州化工园区的指标,扬州地区的经济发展指标则选择扬州的国内生产总值来表示。

(二)模型的构建

为了有效说明园区各经济指标对扬州市经济发展的贡献,本文采用多元线性回归分析方法来解释园区的经济推动力。本文构建的模型:

Y=aC+bJR+cWZ+dCK+eCZ+fQS①

(三)模型的优化

1、最小二乘法

本文首先通过过Eviews软件对①式进行最小二乘法估计来检验多元线性回归方程的参数,得到相应结果(见表1)。

通过检验,公式①在α=0.05显著水平下,参数JR、CK和QS的 p值通过检验,WZ的p值为0.7135超过了0.05,未能通过检验,但公式①的拟合度较好地达到了0.9995,且D.W=2.52通过了德宾-沃特森检验,因此笔者先将WZ这一参数删掉,之后对模型进行再一次的修正。剔除自变量CR后,模型估计为:

Y=aC+bJR+cCK+dCZ+eQS②

通过Eviews软件对②式进行最小二乘法估计,得到以下结果(见表2):

此时所有参数都通过了α=0.05显著水平下p值检验,显著性较强。同时公式②的F值较公式①有所提高,多元回归模型拟合效果较好。

2、异方差检验

异方差是指随机干扰项序列存在异方差性,通过对模型进行典型的异方差检验――怀特(white)检验,结果如下(见表3):

经检验:P值>α(α=0.05),因此该模型接受不存在异方差的原假设,即此时的方程不存在异方差。

3、自相关检验:德宾-沃特森检验法

经查表:在α=0.05显著水平下,dU(1.57)

4、多重共线性检验

对方程②进行相关系数检验,得到检验结果(见表4)。

通过对方程相关系数的检验,我们发现各个变量之间的相关系数都在0.8以上,因此判定方程②存在严重的多重共线性。为此需要再次对方程进行修正,来使得模型更加优化。

5、模型的修正

因为方程②存在严重的多重共线性,本文采用对方程②中的解释变量逐一回归的方法来消除多重共线性,经过多各个解释变量的逐一回归,发现参数QS的回归系数显著,并且根据理论分析园区企业数量的增加会对当地的经济起到贡献。所以,以Y=aC+bQS为基本模型,得到一元回归结果:

Y=277.22+28.48QS③

t=(7) (21.13)

R2 =0.98

接着将其余变量逐步带入方程③中。得到以下模型:

Y=358.05+59.22CZ+21.39QS④

t=(8.73) (2.79)(7.86)

R2=0.99

Y=354.1-43.35JR+125.14CZ+22.47QS⑤

t=(13.72)(-3.42)(5.34)(12.91)

R2 =0.99

Y=318.61-101.62JR+217.11CK+89.65CZ+28.95QS⑥

t=(33.02) (-11.28)(7.26)

(9.97)(27.48)

R2=0.99

由于解释变量CK的引入,使得模型其他解释变量的显著性都大幅下降,给模型带来影响,故删去解释变量CK,此时得到最优的多元回归模型:

Y=354.1-43.35JR+125.14CZ+22.47QS

四、实证结论和分析

通过对园区多元线性回归模型的构建和检验,我们可看出扬州化工园区的发展对当地的经济是起到正面的推动作用的。

第一,园区的基础投入与扬州地区的经济产出呈现负相关,受园区起步较晚的影响,很多基础设施仍处于规划状态与兴建初步状态,不能跟上园区产业发展的步伐,使得园区无法充分发挥产业集聚的优势来。

第二,园区的出口与扬州地区的经济产出显著地呈现正相关,这说明园区的自营出口在实现园区经济总量增加的同时,也扩大了扬州地区的经济总量,为扬州经济的扩张做出了贡献。

第三,园区的财政收入与扬州地区经济产出呈现正面相关性,也就使园区实现的财政收入有力地支持了扬州地区的经济发展。这主要是因为园区实现的财政收入越多,政府才能通过有力的财政支持实现扬州地区资源的优化配置,产业结构的完善,从而提高扬州地区的经济实力。

参考文献:

1、扬州统计年鉴2008[M].扬州市统计局,2008.

2、扬州(仪征)化工产业园区规划书[Z].2008.

3、黄健康.产业集群论[M].东南大学出版社,2005.

4、张霞,蔡根女.农业产业集群:新农村建设的有效路径――湖北省罗田板栗产业集群分析[J].林业经济,2007(11).

5、曹顺良,刘杰,李宁,张爱清,王建会.上海市信息服务业产业集群分析[J].软科学,2008(11).

6、单希.苏北沿海建制镇工业集中区土地利用的SWOT分析――以盐城市陈家港镇为例[J].河北农业科学,2009(13).

7、梁燕雯.产业集群区域创新优势与广西北部湾经济区高新区的培育――以南宁高新区为例[J].城市与区域,2009.

第12篇

 

当然，要对比工业经济空间差异，就要追源于区域总体经济差异的研究，然而由于在具体研究区际经济差异中，结果与原因解释经常分离，或选择的分析角度主观原因过多，从一定程度上削弱了这些研究的解释力和可信度。同时，单纯的差异测度缺乏对经济差异増长规律的深入探讨，这就在一定程度上妨碍了区域经济増长差异的关键因素研究。因此有必要结合引入经济増长趋同的概念与方法来进一步研究区域工业经济差异是否存在缩小(扩大)而走向趋同(趋异)。而关于对増长趋同的研究，可追源于20世纪中期等134提出的新古典増长模型。它是基于资本边际收益递减假设提出的，即：发达国家由于边际递减规律的作用经济增长将会减缓，欠发达国家则相反;随着时间的推移，各国的人均产出应趋同于一个人均水平不变的稳定状态值。从计量经济学角度对此趋同定义为趋同和趋同。其中，a趋同即为与横截面数据相关趋同假说，指各地区人均GDP差异随时间推移而缩小。卩趋同是与时间序列相关的趋同假说，即穷国比富国增长快，就人均收入或人均产出而言穷国可以赶上富国。

 

目前，国内对区域经济增长趋同的研究主要集中于区域间相对人均GDP分异程度随时间推移是否减小Q趋同)以及区域的相对人均GDP增长速度与其初始水平是否呈负相关关系(趋同)的实证性检验[8]，也有学者运用了空间相互作用的概念、马尔科夫链方法测度了区域经济趋同，并多居于发展现状与演变趋势的分析，对于造成趋同效果的驱动因素尤其是驱动因素的定量说明涉及并不多。且研究单元的选取目前多基于省域单元层面，对县市级单元层面的研究相对较少。

 

其中，对江苏省的空间经济差异与趋同分析已较为成熟，刘兆德则就90年代时期的经济发展及空间差异作了分析，张红梅等分别在选取多项经济指标上运用主成分分析法对经济发展水平和区域空间结构作出测度，蒲英霞等运用GIS方法对空间格局进行定量分析并从趋同角度分析了江苏省空间特征与成因，欧向军等运用经济极化的概念和方法对江苏经济差异作了定量分析，之后欧向军与其他学者对经济空间格局、结构差异及成因进行了重点研究，仇方道等运用标准差及变异系数进行测度，并对经济结构作出了综合评价，而沈正平等在分析南北经济差异的基础上提出区域协调发展的对策。各项研究对江苏经济的格局特征日趋详尽，研究方法集中在标准差、变异系数、泰尔指数、主成分分析法、空间关联、极化指数等方法，但是并未以工业经济为主要研究对象进行深入探讨，且将空间差异与增长趋同结合的研究较少。

 

鉴于目前的研究进展，文章以江苏省65个县市为研究单元(图1)以工业经济为研究对象，从苏南、苏中、苏北三个地区分时段对工业经济增长差异与趋同进行定量判定，探讨该省工业经济差异在区域间及区域内是否有缩小趋势、工业增长是否存在趋同现象，并在此基础上对主要影响因素进行针对性分析，为优化区域工业经济空间布局、制订工业发展策田各妥善处理区域间竞合关系、促进全省工业协调发展等方面提供参考。

 

2.研究区工业经济发展概况

 

目前江苏制造业分布不均衡性明显，南北地区性分布差异较大。2007年苏南地区(南京、苏中、无锡、常州、镇江5市)工业增加值占了全省的67%苏中地区(南通.、扬州、泰州3市)占近18%，而苏北地区(徐州、连云港、盐城、宿迀、淮安5市)只占据了15%。从各单元的工业增加值的平均值看，苏南地区为457亿元，苏中地区为134亿元，苏北地区71亿元，梯度差距尤为明显，尤其是苏北与苏南的差距更为显著，平均各县市单元工业增加值不足苏南的。

 

通过对1990年与2007年江苏省各县市工业经济规模的计算工业经济规模分别工业总产值、工业年平均就业人数)，可以进一步看出在1990年和2007年不同年份江苏省南、中、北三地区的工业经济规模梯度差异均非常明显。其中苏南地区以南京、苏州、无锡等城市工业发展优势最为明显。苏中地区内部相差较小，且以泰州地区的工业发展相对落后。而在苏北地区以各市区工业较为集中，其他县市工业发展普遍落后于苏中、苏南县市。从纵向变化程度看，总体格局变化不甚明显，但相对落后的苏北地区其工业规模成倍增长，苏南地区增长幅度相对平稳。此外，在三个地区内，苏南地区规模等级分布较大即各县市之间差异仍是很大，苏北、苏中差异则有连续分布之势。但是这对于全省域的工业经济差异变化过程、变化程度、变化趋势还不能得以明确，因此有必要进一步分解量化分析。

 

3研究方法与数据说明

 

3.1研究方法

 

3.1.1工业经济时空差异测度目前经济差异研究主要集中于绝对差异、相对差异和综合差异，在相对差异中，泰尔T系数测度方法，可以比较经济指标(变量)的地区分布，该系数可分解为组内和组间差异两个部分[22]，是衡量区域差异的重要指标。本文为了更好地分析地区间及地区内差异，将江苏省分苏南、苏中、苏北三个地区，运用泰尔(Theil)系数，综合测度三个地区之间以及地区内部工业经济差异的总体特征及变化式中，T、BT、WT分别表示全省各县市之间的工业经济差异、地区之间的工业经济差异、地区内区县(市)的工业经济差异;G/、P,:/表示i地区j城市工业的増加值和从业人口，G、P分别表示i地区总工业増加值和从业人口，G、P为全省工业増加值和从业人口。

 

3.1.2工业经济增长趋同检验当不发达地区的増长速度高于发达地区时，发达地区与不发达地区的收入之比会下降，会出现相对趋同。当不发达地区收入増量超过发达地区时，会出现绝对趋同。若初始的差异大，在一定时期内高收入、低増长区域的绝对増量会大于高増长、低收入的绝对増量。相对差异(收入比率)缩小，但绝对差异维持或扩大的情况，可能会持续很长时间。可见，趋同并非完全是指区域差异缩小，而是指区域经济水平趋于接近的过程。在这一过程中某些形式的差异(如绝对増量差)可能在一定时段内并不会缩小。

 

4.工业经济时空分异及增长趋同特征

 

4.1总体及地区间差异演变特征

 

通过泰尔T系数测度(式1~3)，江苏省工业经济所得到总差异变化趋势呈现“S”形(表1，图3)，即先从1980年的0289下降到2001年的0156而后保持稳步升高至2003年的022，之后又开始下降。总体而言，从1980~2007年江苏省各地区工业经济的总体相对差异有所缩小，但缩小的速率有所放缓。从地区间的工业差异变化情况看，与总体差异趋势较为一致(图3)，即先从1980年开始缩小至2001年的0101，之后开始扩大，至2004年又有所下降。

 

对于总体差异的贡献率，地区间的差异是造成江苏省工业经济空间差异的主要原因，虽呈先增后確势，贡麵高达60%上下。地区内的差异贡献率贝相棚、，前期以苏南差异贡献率为主，中期以苏中贡献率相对较高，后期则以苏北的贡献率较高。

 

4.2地区内差异演变特征

第13篇

【关键词】产业结构；偏离份额分析；偏离份额分析图

一、引言

一国或地区经济发展与产业结构密切相关，适合的产业结构能够促进经济发展，否则会阻碍经济的发展。因此，加快产业结构优化和产业升级，是经济发展的必然要求和长期任务。随着经济发展水平的提高和经济增长的加速，经济结构的变化也随之增大，对经济结构理论的研究和探索也不断加强和深入。特别是进入21世纪以来，经济增长和结构转换加快，结构转换对经济发展的作用和影响日益加强并为人们所认识和关注，如何通过各部门、各产业的协调发展来促进经济的持续、稳定增长，已经成为人们日益迫切追求答案的课题。这无疑极大地促进了经济学界对经济发展和结构转换关系问题的研究。

本文重点研究全国31个省市的产业结构间的差异，主要分析其竞争力对经济增长的影响。考虑到不同地区三大产业的发展及优势不同，所以本文通过三大产业的独立研究与总体的研究结合，分析出不同省市的产业结构特点及竞争力对各省市经济增长的贡献。

本文研究区域产业结构问题的基本方法是偏离-份额法，及偏离份额分析图。

二、理论基础

1.偏离-份额法

偏离-份额分析法是美国经济学家丹尼尔・B．克雷默于1942年提出，后由E．S．邓恩和埃德家・胡佛在应用中作了进一步发展。偏离份额分析法从产业结构因素和竞争力因素两方面解释区域经济增长的速度的差距。如果一个地区各产业的增长速度与全国同一产业增长速度完全相同，即排除掉由于各地区同一产业竞争力(或生产率)不同造成的增长速度上的差异，那么地区经济增长速度与全国经济增长速度的差异则是由结构因素所形成的。如果一个地区的产业结构与全国完全相同，那么地区经济增长速度与全国经济增长速度的差异只能由地区竞争力来解释。因此，偏离份额分析法能反映地区产业结构和各产业竞争力的发展状况。这种方法具有较强的综合性和动态性，是揭示区域与城市部门结构变化原因，确定未来发展主导方向的有效方法，并且这种方法的应用领域很广，其应用前提是找出总体和个体，只要出在同一整体下，每个个体都可以单独进行分析。

2.偏离份额分析图

一种直观的分析办法是绘制偏离份额分析图。对区域经济增长进行比较分类，然后根据分析表计算数据，绘制Shift一Share分析图。这样做使结论更加清晰直观，明确各区域属于何种类型，我们可以用此法分析地区的产业结构状况，也可分析各产业的经济增长类型。

偏离份额分析图由两条倾斜度为45°的等分线把坐标系分为八个扇面，然后，标出区域各部门以及总体在坐标系中所处的位置，根据所在扇面，可将其划分为几种类型，判断区域总体结构及竞争力的优劣强弱，确定哪些是具有竞争力的优势部门。同时，还可以用分析图对各区域进行比较，识别各区域结构的优劣与竞争力的高低。在偏离份额分析图中，离原点及坐标轴越远，优势或劣势就越大。

（1）部门优势分析图:以区域部门优势PDij（即Pij与Dij之和），反映部门总的增长优势，为横坐标，以全国份额分量Nij为纵坐标建立关系，图1中的八个扇面反映了在总增量、部门增长优势方面的不同类型：

A较好部门，指处在第1，2扇面中的部门，为具有部门优势的增长部门；B一般部门，指处于第3，4扇面中的部门，其中处于第3扇面者为虽具有部门优势，但却为衰退部门，处于扇面4为增长部门，却不具有部门优势；C较差部门，指处于第5，6扇面中的部门，这些部门，在总量上都为负增长，扇面5中虽为增长部门，扇面6中虽具部门优势，但都不足以消除因部门优势或全国性衰退造成的负贡献；D最差部门，指处于第7，8扇面中的部门，为既无部门优势，又为衰退部门。

（2）部门偏离分量分析图:以竞争偏离分量Dij为横轴，以结构偏离分量Pij为纵轴，建立坐标系，如图2。图2中各扇面代表的含意如下：

扇面1：原有基础很好，竞争力较强好部门；扇面2：竞争力很强，原有基础较好的较好部门；扇面3：基础差但发展快的较好或一般部门：扇面4：基础较好但地位处于下降的较好或一般部门；扇面5：基础较好但竞争力很差的较差部门；扇面6：基础很差但发展很快的较差部门；扇面7，8，基础差，且缺乏竞争力的最差部门。

三、实证分析

在这里利用偏离-份额法对中国31个省市的经济增长结构采用2001和2010年数据进行差异分析，其中，2001年为基期，2010年为报告期，数据来自中经专网及2011年《中国统计年鉴》。利用EXCEL及上述公式计算各省市的增长额偏离，及各省市各产业的明细产业偏离份额，计算结果显示：

第一从各产业偏离份额明细表可以看出：各省市第一产业的产业分量为负，说明其各省市的第一产业增长速度低于全国总量增长速度，各省市第一产业的经济增长依赖于其所在省市的竞争力优势，其中内蒙古、辽宁、黑龙江、湖北、湖南、广西、四川和陕西这八个省的第一产业的竞争力分量为较大的正值，其第一产业相对具有较大的竞争力优势。各省市第二产业的产业分量为正值，说明其各省市的第二产业增长速度高于全国总量经济增长速度。各省市第三产业的产量分量为负值，说明各省市第三产业的增长速度低于全国总量经济增长速度，我国第三产业经济的快速增长依赖于竞争力优势，其行业结构还不够合理。

第二可以得出结论：上海、江苏、浙江、广东这四个地方产业结构的效应对其经济增长产生重大的推动影响。而安徽、河南、广西、四川这四个地方产业结构总体的效应对其经济增长产生负向较大的影响，说明这几个省的产业结构不合理，没有跟上全国产业结构调整与优化的步伐，或调整力度不够。产业结构对北京和天津有适当的正向影响。内蒙古、江苏、浙江、山东、河南、广东这六个省的竞争力效应较高。

各省市增长额偏离表画出区域优势分析图及区域偏离分量图分别如图3、图4。

从图3区位优势图可以看出除上海、辽宁、福建、黑龙江、云南位于第四区外其他省市均位于一二区，说明我国大部分省市为具有产业优势的较好的增长部门。只有上海、辽宁、福建、黑龙江和云南虽然为增长省市，但其不具有产业优势。从图3还可以看出广东、江苏和山东离坐标原点及各坐标轴很远，这三个省有着较大的产业优势。

下面做具体分析：

第一，根据各省数据偏离数据的计算以及图4区域偏离份额图可以看出产业结构和竞争力都有优势的省市是：北京、天津、山西、江苏、浙江、山东、广东、陕西，它们的两项指标均为整，其竞争力偏离均显著大很多，江苏、浙江和广东在产业结构上有显著的优势，可以得出结论江苏、浙江和广东三个城市的产业结构调整和优化均高于其他省市，其经济增长速度相对较高。

从区域偏离分量图可以看出：山西、陕西、江苏和山东位于扇形区域一，说明其原有基础很好，为竞争力较强好部门。北京、天津、浙江和广东位于扇形区域二，说明其竞争力很强，为原有基础较好的较好部门。

进一步对这几个省市的增长率贡献来源进行分析：北京三次产业中第三产业的总增长量居于贡献的主导地位，，其次是第二产业，第一产业农业增长较缓慢，且只占很少的分量。进一步观察看到北京第三产业中产量分量为负值，竞争分量为较大的正值，说明北京第三产业竞争力激烈但其各行业结构还有待进一步升级，不过其第三产业的结构失调不是很严重，应当综合成本收益等各种因素综合考虑是否要深化调整。北京第二产业的产业结构分量为正值，说明其第二产业各行业的整体结构合理，但其竞争分量存在一个相当大的负值，竞争力成为其第二产业发展的阻碍，说明其产业结构有待进一步升级，在整体结构合理的基础上应增加更多的行业竞争因素。总之北京的产业结构状况与实际情况相符，随着WTO的加入以及经济全球化的深入，首都北京已经在跟着时代的步伐不断的进行了产业调整，其中第三产业中的高新技术的发展已经成为北京经济发展的领头羊。

天津作为中国典型的重工业城市，其第一产业为产业分量及竞争分量都为负的衰退型部门。天津第二产业的产业及竞争分量都是正值，而且其值都很大，说明天津的第二产业不仅具有显著的产业结构优势还有显著的区位优势，第三产业的产业结构及竞争区分分量都没有显著效应，这8年天津的第三产业主要靠全国份额的增长，增长较缓慢。可以认为天津经济的增长伴随着全国产业结构的调整与升级并没有随着发生很大的变化，依旧依赖于传统的重工业，这与天津的历史悠久的重工业城市是分不开的。

我们可以得出结论：江苏、浙江、广东三个省市第一产业产业的产业分量和竞争分量均为负值，这几年发展较缓慢。其第二产业的产业分量及竞争分量均为较大的正值，第二产业在这几年发展迅速。第三产业的产量分量分量为负值，竞争分量为较大的正值，说明其第三产业产业结构的调整还不是很合理，但其竞争较激烈。。相比较而言之，这三个地区的经济增长主要依靠第二产业的快速增长来达到全国的平均水平。

第二，分析产业结构具有优势而竞争分量为劣势的省市：上海、黑龙江和辽宁。这两个省市2001年到2010年的经济增长主要依靠产业结构的优势发展，黑龙江跟辽宁为我国传统的东北重工业基地，其重工业的发展对全国经济增长起着重要作用。但黑龙江的竞争分量为-1072.34，其竞争力远远落后与其他省市竞争力水平，说明黑龙江的产业总量虽然增长较快，但是质量有待于提高，投资收益率低、管理效率差等其他因素成为制约黑龙江经济增长的制约因素，要寻求竞争优势，发挥黑龙江的区域比较优势。

根据各省数据偏离数据显示：上海、辽宁和黑龙江的第一产业的产业分量为负，竞争分量为正。其中东北的大米品牌为其竞争力做出了突出贡献。辽宁第二产业的产业结构和竞争力区位优势均为正，其第二产业的发展比较快，属于增长型经济。辽宁和黑龙江的第三产业的产业分量和竞争力分量均为负，说明这几年这两省的第三产业发展滞后。为了推动其经济的增长，适应经济全球化，必须加大其竞争因素的调整，加大发展第三产业。

从区位偏离分量图可以看出辽宁位于第四扇区，黑龙江位于第五扇区，说明辽宁为基础较好但地位处于下降的较好或一般的省市，黑龙江基础较好但竞争力很差的较差部门。上海位于扇区的第四扇区，说明上海的基础较好但这几年地位处于下降的较好部门。

从区域偏离分量图以及各省偏离分量的具体数据可以看出：大多数的省市如：宁夏、河北、内蒙古、河南、重庆、吉林、湖北、贵州、新疆、海南、、甘肃、安徽、湖南、广西、四川这十六个省市的产业结构偏量为负，竞争力分量为正，即这几个省市靠竞争力而非产业结构来推动经济的增长。其中宁夏、河北、内蒙古、河南、重庆、吉林、湖北、贵州位于区域偏离分量图的第三扇区，说明这几个省市是基础差但发展快的较好或一般省市。

新疆、海南、、甘肃、安徽、湖南、广西、四川位于区域偏离分量图的第六扇区，说明这几个省市是基础很差但发展很好的较差部门。

福建虽然位于区域偏离分量图的第八扇区，但因它更接近于坐标原点，因此不认为其为基础差且缺乏竞争力的最差部门，但其产业和竞争力均处于劣势，这几年对经济增长的效应几乎为零。相关政府部门应加快福建省的产业结构调整与升级。

四、结论

从2001年到2010年这段期间，我国经济的增长主要还是依赖于第二产业，第一产业和第三产业的行业结构不够合理，尤其是新型部门第三产业，虽然这几年国家对第三产业的投入已经越来越多，产业结构的调整与升级进行的如火如荼，但其第三产业增长速度仍然低于全国经济总量的增长速度。

参考文献

[1]陈瑾玫.宏观经济统计分析的理论与实践[M].经济科学出版社,2005,12

[2]杨灿.产业关联测度方法及其应用问题探析[J].统计研究,2005,9

[3]李秋斌.区域经济差异的实证研究与R/S分析――基于长江三角洲、珠江三角洲和海峡西岸经济区的比较分析[J].东南学术,2006,01

[4]黄茂兴,黄晓芬.区域经济增长差异的实证研究与R/S分析――以福建省为例[J].福建师范大学学报(哲学社会科学版),2005,05

第14篇

[关键词]对外贸易经济增长实证分析

对外贸易与经济增长的关系近年来一直是国际贸易研究的活跃领域，对外贸易与经济增的关系理论界一直有不同的观点：大致形成促进论、阻碍论、折中论。这些观点都有一定的理论和实证作基础，但不同的国家和地区实际情况差异较大，对某个地区进行分析得到的结论在其他地区不一定实用，所以对某个特定地区就要具体分析对外贸易对该地区起到什么作用。

改革开放尤其是近十年来，烟台市对外贸易额和GDP迅猛增长，不管是从总量上看还是从增长速度上看都要高于开放前的水平，所以对外贸易对经济增长有某种促进作用，下面本文就运用对外贸易促进经济增长的理论并结合烟台的实际情况对它们的关系进行分析。

一、对外贸易促进经济增长的理论回顾

最早提出对外贸易促进经济发展的是亚当·斯密：他假定一国在开放前存在闲置的土地和劳动力，剩余资源用于生产更多的商品出口，由此为利用剩余生产能力开辟了出路，这样贸易就可以在不降低国内生产的情况下扩大出口，结果提高了经济活动水平。后来李嘉图提出比较优势学说，他认为比较优势决定贸易形式，给一国带来收益的不是剩余资源的使用，而是更有效的资源配置。出口使得一国能够在较国内生产更为有利的条件下购买进口品，同时，通过专业化生产成本相对低的商品，即使没有资源增长和技术变化，贸易也能促使各国生产最优化，促进经济增长。穆勒进一步指出，贸易的直接优势在于促进世界生产力更有效的利用，贸易的间接优势最显著的是市场的扩张带来的增进生产进程的趋势，生产的扩张会导致生产专业化，充分利用各种要素，并进行发明改造，从而促进经济增长。

当代经济学家赫克谢尔和俄林创立要素禀赋理论：他们认为各国应输出密集使用本国充裕要素生产的产品，输入使用本国稀缺要素生产的产品，可以达到资源的有效配置使两国均获其益。纳克斯从需求的角度强调了对外贸易尤其是出口贸易的增加对发展中国家的重要作用，他认为发展中国家国内储蓄和资本形成不足，生产率低下，发展对外贸易能够启动本国经济摆脱贫困恶性循环实现经济增长。

二、烟台市对外贸易促进经济增长的实证分析

烟台地处山东东部，北接渤海，东北面与日本韩国相近，地理位置十分优越，对外贸易额与GDP近年来一直保持较快增长，下面根据1999年～2006年的数据并用前述理论对它们的关系进行分析。

1.定性分析

(1)对外贸易促进了生产的扩大和资源的更为充分的利用。烟台对外贸易中加工贸易额由2000年的9.33亿美元提高到2006年的49.99亿美元年均增长率超过30%。加工工业是劳动密集型产业，加工贸易迅猛的发展也伴随着劳动力使用的大量增加，因为烟台劳动力非常充足，加工贸易的迅猛发展大量吸收劳动力，使剩余的劳动力资源得到了使用，从而生产出更多的出口产品创造更多的产值，提高了经济活动水平。同时劳动力成本相对较低，烟台利用这个优势，参与国际分工并充分发挥其优势以扩大出口量，加工贸易的发展也带动了与之相关的交通运输、旅游、信息、餐饮、金融服务等行业的发展，极大的提高了经济活动水平大大促进了经济的发展。烟台对外贸易中一般贸易额从2000年的10.3亿美元增加到2006年的37.94亿美元，年均增长率超过20%，出口需求的扩大导致了生产的扩张，从而导致了GDP的增加。

(2)对外贸易促进技术进步和劳动生产率的提高。首先，加工贸易的快速增长，导致了生产的扩张并推动了生产的专业化，使机器设备得到了更为充分的使用，并为发明创造提供了契机，促进了技术进步和生产率的提高。其次，外商投资的增加给本地带来了更多先进的技术、管理经验和机器设备，这些要素与当地的土地及劳动力资源结合起来会使生产率和技术水平大幅度提高，为社会提供更多更为优质的产品和服务，提高了国民收入。同时由于技术及管理的外溢性，整个地区的劳动生产率都会提高，推动了经济的增长。(3)对外贸易推动了产业结构的合理化。烟台市的产业结构中第一产业的比重逐年下降，而产值却逐年上升，第二产业的比重总体上升产值增加迅速，第三产业的产值也是逐年上升的。第一产业产值上升表明农产品在逐渐适应市场经济的需求，经济价值在不断提高，农产品的出口提高了对农产品的品质要求，使农产品的生产必须按照出口的要求进行，市场化程度的提高必然会提高其经济价值，导致该产业产值上升，使其所占比重更加合理。工业品出口和外商投资的大幅增加要求第二、三产业必须适应国际化的要求，搭配更加合理并能更好的发展。

2.定量分析

烟台市1999年～2006年GDP与对外贸易数据如下表：

数据来源:烟台统计年鉴GDP:人民币外贸及出口额：美元

用SPSS软件对GDP与外贸额进行回归得Y=538.219+12.707X。Y:GDP，X:外贸额，样本决定系数R=0.997，常数的显著性检验:t=16.86＞t(7)=2.36检验通过，系数的显著性检验t=31.61＞t(7)检验通过（显著性水平为95%）。从回归结果可以看出它们的线性关系成立。烟台每增加一个单位的贸易额就增加将近十三单位的GDP，对外贸易对GDP的促进作用十分明显，正如前面分析中所提到的对外贸易发展具有很强的乘数效应会促进许多相关行业的发展，使经济总体水平得到提高。再对外贸额与出口额进行回归得Y=517.603+22.376X1，X1:出口额。R=0.993常数与系数的显著性检验值分别为10.388和20.581远大于2.36，出口与GDP线性关系显著，并且每增加一个单位的出口GDP增加超过二十二个单位，所以出口对GDP的作用更为显著。烟台在国内属于比较发达的地区，但与其主要贸易国日、韩、美相比是有很大差距的。烟台出口贸易的作用如此显著，这正如纳克斯所认为的，不发达地区应积极发展出口贸易，促进资本形成并提高生产率以促进经济快速增长摆脱不发达状态。所以烟台应当大力发展对外贸易尤其是出口贸易，积极推进外向型发展战略。

三、结论及政策建议

从前面的理论及实证分析中我们可以看出：烟台市的对外贸易对经济发展具有非常强的促进作用，所我们应该大力发展对外贸易，同时我们也应该创造有利条件提升自己的优势以使国际贸易对经济增长更为有利。对此本文有以下几点建议：

1.加大对人力资本的投入，努力培养技术型管理型人才

技术管理水平的提高能够加快创新并提高产品的价值量，并能在国际贸易分工格局中占据更有利的地位。烟台的出口产品中劳动密集型部分所占比重很大，技术含量低，产品附加值低，产品价值与外国同类产品相差很大，出口利润率低，出口产品的大部分利润被外国进口商获得。所以我们要加大对资本和技术的投入并提高管理水平，以增强产品的资本、知识、技术密集程度，提高产品的价值增量，以赚取更大的利润。

2.进一步优化产业结构，积极培育新的经济增长点

首先，加大对第一产业的调整，促进农业的规模化经营，大力发展适合内外市场需求的农作物，使农业资源的配置更加合理以获取更好的经济效益。同时积极对二三产业进行技术改造，提高其产品和服务的技术含量，增加其附加值，政府可以选择某些具有潜力的行业像信息、金融服务、新产品开发等进行扶持以增强其竞争力，让其成为新的经济增长点以在外贸和经济发展中发挥更大作用。市场引导和政府参与相结合使本市产业结构更能满足经济不断发展的要求能促进经济更好增长。

3.合理引导投资流向提高投资效益

烟台市投资增长迅速，但重复投资严重，根据资本的边际收益递减规律，重复投资的收益率要低于市场收益率甚至会出现负值，重复投资不仅会带来很高的机会成本也会失去发展机会，所以应避免重复投资。烟台近几年发展起很多新兴行业，他们目前利润较低，资金缺乏但非常具有前景，我们应该把资金引向这些部门，让其尽快摆脱起步阶段进入迅速发展期。投资合理会使产品能更好的适应市场，使我们在国际贸易中更具竞争力，更有利于经济增长。

参考文献:

第15篇

【关键词】贡献 进口强国 最大投资者

根据世界银行在2005年的数据，在1985～2005年间，中国进出口对世界经济增长的年均贡献率为13%。我国持续稳定提高的贡献率得益于，改革开放以来年均接近10%的GDP增长速度。我国经济的增长得益于以出口为主的贸易政策和实践经验，这是开放经济和经济增长最有力的支撑。但近年来，我国主要出口市场的需求增速减缓甚至萎缩，从而导致中国经济面临巨大困难。

与中国遇到同样问题的还有世界其他几大经济体。美国国会在2013年元旦通过法案，对富人增税并减少政府支出，但由此引发的财政悬崖必定会影响消费者和投资者的信心，进而影响对美国经济回暖的预期；日本的国内债务危机在2012年冲破了历史记录，同时，日本国内不稳定的经济状况存在引发金融危机的危险；在饱受经济危机折磨的欧盟内部，希腊、西班牙和意大利处于国家破产的边缘，而德国必须承担拯救欧元区和欧盟盟友的重大责任，不能全力以赴发展自己的经济。总之，在过去的几年中，几乎所有的市场都呈现经济下行的趋势，至今也没有全面复苏的迹象。

目前，全球经济迫切需要一个强力引擎，刺激全球生产和消费，以促进金融危机和债务危机后的经济复苏，保证持续稳定的全球经济增长。

中国有能力成为经济增长的引擎

根据1979年诺贝尔经济学奖得主刘易斯定义，世界经济增长的引擎是国际贸易，这个引擎主要由发达经济体的工业增长提供动力，但如果发达国家增长速度减缓，替代的是发展中国家的增长。作为发展中的大国，中国应积极参与国际贸易活动促进全球经济增长。

中国的需求一直处于旺盛的趋势。据统计，“从1983年到2012年，中国的进口总额总体保持上升状态。平均进口额为0.36万亿美元，2012年底达到历史新高，为1.8万亿美元。”此外，中国还是最大的消费品进口国。全球经济的不确定性并未影响中国消费者的信心。中国的GDP总量从2000年的4万亿美元快速增长到2012年的8.3万亿美元，支撑着中国消费者良好的购买欲望。中国的中产阶级消费者数量一直保持快速的增长。上海瑞士中心的分析专家穆西认为，中国年均可支配收入在1.6万～3.4万美元之间的城镇居民比例将从2000年的6%增长到2020年的51%。在此时期，还将新增数亿城镇人口。毫无疑问，GDP的增长和中产阶级数量的增加使中国成为全球最具吸引力的消费市场。以购买力计算，中国在2010年就已超过美国，成为全球最大的经济体，中国有能力长期保持这一领先位置。

另一方面，中国具备强劲的生产供应能力。“从1983年至今，中国年均出口额为0.4万亿美元，2012年达到2万亿美元。”③金融危机后，中国总体的出口情况受到严重影响，但优于全球其他发展中国家，比如泰国，越南，墨西哥，巴基斯坦等。和它们相比，中国的出口供应能力稳定。根据国外学者的调查，对中国加工产品的需求要比上述其他国家高出0.8%～1.6%。近年来，全球对此类高科技产品的需求不断增加，2012年增加29%。另一个利好因素是，中国持续扩大的制造产业培养了大批掌握一定技术的熟练工人，这些工人可以满足高科技产品生产的技术要求。

加快提高贡献率的途径

成为进口强国。2010年，中国商务部研究机构依据《全球贸易便利指数》和《2009～2010全球竞争力报告》中的指标提出“贸易强国”概念。该报告称，中国要想成为贸易强国，可以分成两步走：一是在2020年前，我国进出口贸易总额要达到5.3万亿美元，包括贸易总额为4.3万亿美元，服务贸易总额应为1万亿美元；其中，货物出口总额应为2.4万亿美元，居世界第一位，货物进口总额应为1.9万亿美元，居世界第二位；服务贸易进出口均为0.5万亿美元，应为世界第二位服务贸易进出口国。二是到2030年，初步实现贸易强国的目标。除报告中提到的总额和排名外，笔者认为，中国的贸易强国地位还应体现在国际贸易规则的制定和主要商品的定价方面，使中国拥有一定的话语权。

为了完成商务部提出的贸易强国目标，中国应优化进口商品结构。首先，在货物贸易方面，应加大资本类货物的进口比例，比如依靠中国自己的力量，不能在短期内生产的机械设备和科技含量高的机械设备的主要零配件，可以从较为发达的国家进口。中国的进口可以刺激国外供应商的创新能力和热情。以前，中国的零配件加工企业只能赚取少量加工费。要改变这种状况，中国的机械制造商可以根据生产需要，从其他发展中国家进口一般零配件，在中国加工装配完成，再销往全球市场，这样能够带动其他发展中国家的加工、生产企业。而且中国的生产制造企业在与发达国家同类企业的互动中能够提升自己的研发能力，掌握更多核心技术，能够独立完成全球领先的产品的设计、制造。

其次，服务贸易方面，中国同样应开放市场，引入资本与知识密集型的服务行业，包括金融服务、保险、教育等。中国的服务贸易处于初级阶段，需要政府的引导和政策支持。在中国高速的经济发展过程中，上述领域没有跟上经济发展的速度，经济的快速发展又掩盖了这些领域存在的问题。目前，我国服务行业从业人员普遍缺乏服务意识，相当比例的从业人员在必要的服务技能上也没有达到应有的水平。大部分服务行业缺乏质量控制和监管体系。而随着经济的发展、物质水平的提高、中产收入水平消费者人群的扩大，对服务内容和质量的要求迅速提高。为此，应借助市场需求的增加，引入境外高水平服务供应商，在满足消费需要的同时，也可以扩大服务贸易进口额，完成成为贸易强国的目标。高质量的货物和服务产品的进口可以有效满足国内市场的需求，同时积累必要的生产要素，满足长期发展的需要。

成为全球最大的投资者。根据中国商务部数据，2010年，中国境外投资最多的前五个行业依次是农业、建筑、文化、教育和金融，信息技术和加工制造分列第六位和第八位。关于投资区域，亚太和拉美地区一直是中国境外投资的热点；2010年在欧洲的投资比2009年同期增长一倍；北美和非洲地区则较为平稳。以上数据虽然成果显著、令人鼓舞，但中国仍应加大境外投资的力度和对相关产业投资的深度。中国的投资可以为东道国提供必要的生产资金，同时还可以提供较为先进的生产技术。以上两个途径能够在短期内为贸易伙伴提供经济增长的动力。在此过程中，先进技术的广泛应用能够带动中国生产体系的整体升级，进入更为良性的循环，以便为世界经济增长做出持续的贡献。

使中国及相关国家均可受益。旺盛的进口需求和强大的生产要素供给，是中国对世界经济增长可量化的贡献。在此过程中，所有的贸易伙伴，包括出口商、东道国以及中国自身，都能获得相应的利润。许多专家和学者都曾经论证出口对中国经济增长的巨大推动作用。然而事实上进口对经济增长的促进作用大于出口，进口可以加速产业升级，提高产品的国际竞争力，提出劳动密集型产业，重新调整产业结构，优化产品系列和产品组合。

中国对其他国家和经济体的投资并非捐赠和慈善。从2005年中国实行有管理的浮动汇率制度以来，人民币兑美元已经升值35%。截至2012年底，我国的外汇储备为3.31万亿美元，其中约65%为美元。美元的相对贬值意味着购买力的下降，中国外汇储备的总值也会随之缩水。在找到另一硬通货替代美元前，比较明智的选择是将价格不断波动的货币变成价值相对稳定的资产。在其他国家的投资，则可以采用股权投资的方式。这种境外投资的好处是获得高新技术，缩短我国企业自己研发的时间，早日有能力争取更大的市场份额。

对于欠发达地区而言，中国的进口和投资则是兴奋剂，能够提供关键性的生产要素。在促进东道国的生产体系后，东道国将融合于全球生产体系，提高生产效率，获得利润。对于发达国家而言，中国的进口创造了需求。这种需求为他们的产品提供了广阔市场，又延长了他们所拥有的生产技术和服务经验的生命周期，从而使其可以赚取更多的利润，有能力继续进行研发和生产。此外，中国的投资可以提供时间，给予主要经济体喘息和修补的机会。

结论

市场经济是契约经济。全球所有的国家都处在这个生产和供应体系当中，每一个经济体的发展状况都会影响它上下游的伙伴。同时，每一个经济体经济与贸易政策的选择都受限于它所在的发展阶段，都按照自己的节奏发展、前进。

当前，中国已跨过初级产品出口为主的阶段，已做好向下一阶段升级的准备。中国将把初级产品供应商的位置让给其他发展中国家，为发达国家提供技术含量更好的制成品，发达国家则需要放松对中国的戒备，向中国转移先进的生产制造技术，更重要的是高水平的服务技能和经验。在全球供应链中，在每一个特定的阶段，每一个经济体都有自己特定的位置。只有所有经济体共同努力，才可以创造一个和谐的全球生产供应体系。