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

篇1

改革開放以來，山東經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展。為了更好地理解山東經(jīng)濟(jì)發(fā)展的各個(gè)影響因素，筆者對(duì)影響山東經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的各個(gè)因素做一淺析，以期更好地運(yùn)用各個(gè)因素來發(fā)展山東經(jīng)濟(jì)。

一、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論

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

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

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

二、模型估計(jì)

（一）建立模型。我們用索洛經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型來研究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，首先必須確定產(chǎn)出和資本、勞動(dòng)投入指標(biāo)的選取和測(cè)算。只有確定了這些指標(biāo)和測(cè)算方法，才能得出所需的數(shù)據(jù)資料，然后才能利用模型對(duì)現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行分析。

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

運(yùn)用EVIEWS軟件，利用表1的數(shù)據(jù)對(duì)模型進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表2所示。（表2）

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

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

三、測(cè)算結(jié)果

平均發(fā)展速度是各個(gè)時(shí)期環(huán)比發(fā)展速度的序時(shí)平均數(shù)，說明社會(huì)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象在較長(zhǎng)的時(shí)期內(nèi)速度變化的平均程度。平均發(fā)展速度與平均增長(zhǎng)速度指標(biāo)的數(shù)量關(guān)系是：

平均增長(zhǎng)速度=平均發(fā)展速度-1

本文中平均發(fā)展速度是各個(gè)時(shí)期環(huán)比發(fā)展速度的平均數(shù)，山東產(chǎn)出、資金和勞動(dòng)力的年平均增長(zhǎng)速度均按平均法計(jì)算，以產(chǎn)出為例，計(jì)算公式為：

Y=｛［Yt÷Yo］^（1/t）－1｝×100%

Yt：計(jì)算期t年的產(chǎn)出；Yo：基期的產(chǎn)出。

測(cè)算1991～2006年山東GDP的年平均增長(zhǎng)速度、資金的年平均增長(zhǎng)速度和勞動(dòng)的年平均增長(zhǎng)速度。根據(jù)以上公式得：

山東GDP的年平均增長(zhǎng)速度

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

山東資金的年平均增長(zhǎng)速度

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

山東勞動(dòng)的年平均增長(zhǎng)速度

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

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

四、政策建議

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

篇2

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

3實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析

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

篇3

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

2.研究結(jié)果。使用SPSS11.5統(tǒng)計(jì)軟件，對(duì)以上計(jì)量模型實(shí)施統(tǒng)計(jì)測(cè)算，所得到的結(jié)果具體如下。

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

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

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

篇4

1 近年來我國(guó)三大產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化

自進(jìn)入21世紀(jì)后，我國(guó)分別以2004年、2008年與2013年12月31日為時(shí)點(diǎn)開展了3次大規(guī)模的經(jīng)濟(jì)普查。根據(jù)普查結(jié)果，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局在對(duì)原有GDP總量數(shù)據(jù)進(jìn)行修正的同時(shí)，公布了三大產(chǎn)業(yè)的就業(yè)數(shù)據(jù)，為分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與就業(yè)增長(zhǎng)之間的關(guān)系提供了必要的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。詳見表1。

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

2 對(duì)經(jīng)濟(jì)和就業(yè)增長(zhǎng)相互關(guān)系的分析

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

3 擴(kuò)大就業(yè)、提高就業(yè)彈性的措施

3.1 深化對(duì)“就業(yè)增長(zhǎng)優(yōu)先”的認(rèn)識(shí)

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

3.2 刺激市場(chǎng)消費(fèi)

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

3.3 加快技術(shù)進(jìn)步，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)型升級(jí)

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

4 結(jié) 論

就業(yè)問題對(duì)提高人民生活水平和保持社會(huì)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定至關(guān)重要。實(shí)現(xiàn)充分就業(yè)既是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要條件，同時(shí)也是構(gòu)建社會(huì)主義和諧社會(huì)的客觀要求。我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)長(zhǎng)期處于供大于求的局面，因此我們必須高度重視社會(huì)就業(yè)方面的問題，提高就業(yè)彈性。

篇5

（一）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)決定稅收增長(zhǎng)

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

（二）稅收增長(zhǎng)能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

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

二、對(duì)策建議

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

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

參考文獻(xiàn)

篇6

一、短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的主要觀點(diǎn)

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

二、長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的主要觀點(diǎn)

新古典增長(zhǎng)理論認(rèn)為，技術(shù)進(jìn)步導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，但是其把技術(shù)進(jìn)步歸因?yàn)殚L(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的外生因素。商業(yè)周期理論認(rèn)為，政府無須干預(yù)經(jīng)濟(jì)，因?yàn)檎ㄙM(fèi)大量成本來穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)，往往可能對(duì)經(jīng)濟(jì)不利。新經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，知識(shí)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力和源泉，知識(shí)的作用表現(xiàn)在兩個(gè)方面：一方面，知識(shí)導(dǎo)致了新技術(shù)的產(chǎn)生（及技術(shù)進(jìn)步）； 另外一方面，知識(shí)促進(jìn)了知識(shí)的積累。

三、長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的區(qū)別

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

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

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

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

四、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)，上世紀(jì)末的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整功不可沒。這說明了，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的改善與經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期的增長(zhǎng)之間是密切聯(lián)系的。對(duì)于正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和社會(huì)轉(zhuǎn)型時(shí)期的中國(guó)，如何保持經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期持續(xù)健康增長(zhǎng)，無疑顯得猶為的重要。結(jié)合我國(guó)的實(shí)際情況，根據(jù)過去的經(jīng)驗(yàn)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論可知，改善和調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)無疑是一種保持我國(guó)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期較快增長(zhǎng)較為有效的政策選擇。

從長(zhǎng)遠(yuǎn)看來，雖然影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的決定因素是技術(shù)的進(jìn)步，但是一個(gè)好的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也可以有效地促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步和社會(huì)生產(chǎn)均衡。技術(shù)進(jìn)步不僅與一國(guó)的科技水平有關(guān)還和人類對(duì)于自然科學(xué)的研究和探索程度、深度有關(guān)。然而，各國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)卻往往差異較大。對(duì)于我國(guó)所處的發(fā)展階段和現(xiàn)狀，研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)于經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)更加具有現(xiàn)實(shí)意義。

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

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

（一）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的協(xié)調(diào)發(fā)展應(yīng)該是一個(gè)長(zhǎng)期的不斷變化和調(diào)整的過程。因?yàn)橹挥羞M(jìn)行不斷的調(diào)整才能夠適應(yīng)不斷增長(zhǎng)的經(jīng)濟(jì)的要求；才有利于更好的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展；才能不斷的推動(dòng)社會(huì)進(jìn)步和人民生活水平的提高。這就注定了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整是一個(gè)動(dòng)態(tài)的長(zhǎng)期不斷變化的過程，也只有這樣才能夠適應(yīng)和滿足不斷進(jìn)步的科學(xué)技術(shù)。

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

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

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

從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的角度來看，經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)就是在一定的技術(shù)條件下各個(gè)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的結(jié)果，由于各個(gè)產(chǎn)業(yè)都處在最佳的發(fā)展?fàn)顟B(tài)，并且還有利于其他產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。這使得每個(gè)產(chǎn)業(yè)都是繁榮的景象，導(dǎo)致一國(guó)經(jīng)濟(jì)總體的繁榮，經(jīng)濟(jì)得以持續(xù)增長(zhǎng)。由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是動(dòng)態(tài)的協(xié)調(diào)發(fā)展，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)沒有失衡的情況，一國(guó)的經(jīng)濟(jì)就可以實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期的增長(zhǎng)。

從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的角度來看，短期的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)是在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不相適應(yīng)或不協(xié)調(diào)的時(shí)候，出現(xiàn)局部或總體經(jīng)濟(jì)失衡的現(xiàn)象。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的長(zhǎng)期協(xié)調(diào)是不現(xiàn)實(shí)的，也就是說經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的短期波動(dòng)這是存在的，并且伴隨經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)而存在。主要是由于市場(chǎng)做事或多或少的存在著摩擦。

篇7

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

二、理論回顧

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

我國(guó)自20世紀(jì)80年代以后，對(duì)國(guó)防費(fèi)用與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系研究取得了不少成就，對(duì)國(guó)防費(fèi)用的認(rèn)識(shí)在廣度和深度上都取得了進(jìn)步，形成了以陳明志為代表的國(guó)防費(fèi)用相關(guān)論、以姜魯鳴為代表的國(guó)防費(fèi)制約因素論、以庫桂生為代表的國(guó)防調(diào)控論等。

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

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

三、模型、變量和數(shù)據(jù)

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

數(shù)據(jù)全部來源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，所收集到的數(shù)據(jù)主要包括從1952年到2013年的國(guó)民生產(chǎn)總值、國(guó)防開支、稅收。經(jīng)計(jì)算可得財(cái)政支出與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比率、國(guó)防開支與財(cái)政支出的比率、產(chǎn)出的實(shí)際增長(zhǎng)率等。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

對(duì)模型進(jìn)行最小二乘估計(jì)：

檢驗(yàn)結(jié)果為：y=3.56-0.35x0+10.13x1

0.83 2.17 2.13

可知變量的T統(tǒng)計(jì)量均大于2，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量也很大，表示模型顯著。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，我們可知稅率的增加對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有負(fù)面影響，而國(guó)防開支的增加則會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有很大的促進(jìn)作用，這可能是由于我國(guó)特殊的國(guó)情決定的。

參考文獻(xiàn)：

[1]陳波.國(guó)防經(jīng)濟(jì)學(xué)前言專題[M]，北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2010.

篇8

一、引言及文獻(xiàn)綜述

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

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

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

針對(duì)中國(guó)的經(jīng)濟(jì)集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)問題，范劍勇(2004)認(rèn)為，中國(guó)現(xiàn)階段仍處于“產(chǎn)業(yè)高集聚、地區(qū)低專業(yè)化”的狀況，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)一體化水平總體上仍較低，且滯后于對(duì)外的一體化水平，這一現(xiàn)狀使得制造業(yè)集中于東部沿海地區(qū)，無法向中部地區(qū)轉(zhuǎn)移，進(jìn)而推動(dòng)地區(qū)差距不斷擴(kuò)大。㈣張艷、劉亮(2007)運(yùn)用工具變量法，基于中國(guó)城市的面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了經(jīng)濟(jì)集聚對(duì)于城市人均實(shí)際GDP的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)集聚具有內(nèi)生性，它對(duì)于城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用。張卉、詹宇波、周凱(2007)構(gòu)造了產(chǎn)業(yè)間集聚指數(shù)和產(chǎn)業(yè)內(nèi)集聚指數(shù)，并以此作為解釋變量實(shí)證檢驗(yàn)了中國(guó)產(chǎn)業(yè)集聚與勞動(dòng)生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)在關(guān)系。他們的研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)內(nèi)集聚和產(chǎn)業(yè)間集聚都對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著影響。吳利學(xué)、傅曉霞(2008)以規(guī)模報(bào)酬遞增為基礎(chǔ)構(gòu)建了一個(gè)包含集聚經(jīng)濟(jì)的生產(chǎn)函數(shù)，分析了城市化和市場(chǎng)化對(duì)中國(guó)各地區(qū)集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的影響，他們的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)各地區(qū)集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)顯著，且集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)在地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中作用明顯。馬君潞、郭威(2007)通過對(duì)我國(guó)分省面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析表明，提升一個(gè)地區(qū)吸引外商直接投資的能力很大程度上取決于該地區(qū)的集聚經(jīng)濟(jì)環(huán)境，因此，積累集聚經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)是吸引外資、促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的途徑之一。

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

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

針對(duì)江蘇經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)出來的空間集聚現(xiàn)象與地區(qū)差距問題，本文擬采用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，對(duì)江蘇

省縣域經(jīng)濟(jì)集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

二、江蘇省縣域經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間相關(guān)性

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

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

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

由此可見，我們觀測(cè)到的截面區(qū)域之間在地理上是一些明顯具有空間依賴性的經(jīng)濟(jì)實(shí)體，誤差項(xiàng)獨(dú)立的假設(shè)在統(tǒng)計(jì)上被拒絕了，也就是說，OLS估計(jì)的結(jié)果是不可信的。因此，這里將地理空間維度引入研究中來，采用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型來估計(jì)經(jīng)濟(jì)集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是十分有必要的。

三、變量選取、數(shù)據(jù)來源與模型設(shè)定

(一)變量選取與數(shù)據(jù)來源

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

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

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

(二)模型設(shè)定

1　經(jīng)典線性回歸模型

基于以上考慮，本文首先構(gòu)建經(jīng)典線性回歸模型如下：

lnPGDP=β0+β1LQ2β2LQ3+β3URBAN+ε　(1)

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

2　空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型

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

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

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

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

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

3　空間計(jì)量模型的選擇

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

四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

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

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

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

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

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

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

五、結(jié)論及政策含義

(一)主要結(jié)論

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

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

(二)政策建議

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

篇9

關(guān)于中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式是近年來國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)界爭(zhēng)論的熱點(diǎn)問題之一。很多研究嘗試用全要素生產(chǎn)率（TFP）的方法分析中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的來源，以此判斷中國(guó)現(xiàn)有經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式的可持續(xù)性，提出未來經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式的改革建議。關(guān)于現(xiàn)在的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，主要有兩種觀點(diǎn)，鄭玉歆（1999）等認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式具有階段性規(guī)律，現(xiàn)階段投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)階段，不能超越這個(gè)階段談?wù)摻?jīng)濟(jì)發(fā)展的可持續(xù)性。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展必須轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，由投資帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)出現(xiàn)一系列的問題。蔡（2007）從勞動(dòng)力供給方面探討了中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式問題。本文將在新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論框架內(nèi)，從勞動(dòng)、資本和全要素生產(chǎn)率對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)探討中國(guó)轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的必要性和具體措施。

一、二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下的勞動(dòng)力供給

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

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

二、資本形成與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

在中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過程中，投資一直是主導(dǎo)因素，資本形成對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)最大。已有資料表明，在1978―2008年間，資本對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率一直穩(wěn)定在56.2%。在一國(guó)工業(yè)化過程中，投資對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)是一個(gè)發(fā)展過程。羅斯托在其《經(jīng)濟(jì)成長(zhǎng)的階段》一書中把經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)分為五個(gè)階段：傳統(tǒng)社會(huì)為發(fā)動(dòng)創(chuàng)造前提條件階段發(fā)動(dòng)階段向成熟推進(jìn)階段高額群眾消費(fèi)階段。

按照他的發(fā)展階段論，中國(guó)正處在向成熟推進(jìn)階段，投資對(duì)國(guó)民收入的增長(zhǎng)是必不可少的。鄭玉歆（1999）認(rèn)為，要素投入作為增長(zhǎng)來源的相對(duì)重要性是隨發(fā)展階段變化的。在發(fā)達(dá)國(guó)家，技術(shù)進(jìn)步是增長(zhǎng)的主要來源，而在低速增長(zhǎng)的發(fā)展中國(guó)家，技術(shù)進(jìn)步對(duì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)較小。發(fā)達(dá)國(guó)家在其工業(yè)化時(shí)期也曾經(jīng)歷過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依靠要素積累的階段。只是在資本積累到一定程度之后，這種增長(zhǎng)方式才發(fā)生了改變。從上面的分析可知，中國(guó)的投資還處于資本深化階段，我們用新古典增長(zhǎng)理論來說明。

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

雖然在現(xiàn)階段，投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用仍十分巨大，但是單純依靠投資帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)遇到經(jīng)濟(jì)條件的限制，要求我們必須轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式。

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

三、全要素生產(chǎn)率及變化因素

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

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

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篇10

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

二、變量的選取和數(shù)據(jù)來源

三、實(shí)證分析

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

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

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

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

第一步，用LGDP對(duì)LEMR進(jìn)行OLS回歸，得到如下方程：

LGDP=10.88713 + 2.897128LEMR(1)

(0.0000) (0.0000)

R2=0.972408DW=0.602344

注：括號(hào)內(nèi)是檢驗(yàn)的P值，下文同。

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

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

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

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

(0.0000) (0.0002)

R2=0.999692DW=2.111378

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

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

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

四、結(jié)論

本文通過實(shí)證分析證實(shí)經(jīng)濟(jì)貨幣化增長(zhǎng)率對(duì)GDP增長(zhǎng)有滯后2期的影響，在同期經(jīng)濟(jì)貨幣化增長(zhǎng)率對(duì)GDP增長(zhǎng)有負(fù)作用，對(duì)下期GDP增長(zhǎng)有顯著的促進(jìn)作用，滯后2期對(duì)GDP有負(fù)影響，但總的來說，經(jīng)濟(jì)貨幣化確實(shí)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有很大的推動(dòng)作用。因此，盡管在發(fā)展過程中可能出現(xiàn)各種復(fù)雜的不穩(wěn)定的因素，但繼續(xù)大力推動(dòng)貨幣化進(jìn)程的政策應(yīng)該堅(jiān)決執(zhí)行下去。

參考文獻(xiàn):

篇11

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

1 2012年全市經(jīng)濟(jì)運(yùn)行總體呈現(xiàn)三個(gè)特點(diǎn)

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

1.1經(jīng)濟(jì)保持高位運(yùn)行

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

1.2發(fā)展走勢(shì)與全國(guó)、全省基本一致

受宏觀經(jīng)濟(jì)下行、調(diào)控效應(yīng)和去年前低后高基數(shù)的影響，全市經(jīng)濟(jì)一季度高開起步，二、三季度與全國(guó)、全省一樣出現(xiàn)平滑回落，主要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)自9、10月份觸底企穩(wěn)，回升態(tài)勢(shì)明顯。特別是用電量，11月份增長(zhǎng)17%，12月增長(zhǎng)50%以上，連創(chuàng)年內(nèi)新高。運(yùn)行走勢(shì)符合國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)質(zhì)量評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)（全國(guó)統(tǒng)計(jì)會(huì)對(duì)幾個(gè)趨勢(shì)相反的省進(jìn)行了通報(bào)）。

1.3全年主要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)均完成或超額完成

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

2對(duì)2013年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)預(yù)期和經(jīng)濟(jì)工作的把握

全市經(jīng)濟(jì)工作會(huì)和人代會(huì)對(duì)2013年經(jīng)濟(jì)任務(wù)已經(jīng)作出了全面部署。各級(jí)要以提高經(jīng)濟(jì)運(yùn)行質(zhì)量和效益為中心，根據(jù)壯大規(guī)模與提升質(zhì)量并重，把應(yīng)對(duì)短期周期波動(dòng)與促進(jìn)長(zhǎng)期結(jié)構(gòu)調(diào)整結(jié)合起來，將下行的壓力轉(zhuǎn)化為結(jié)構(gòu)調(diào)整的動(dòng)力，加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，確保全市經(jīng)濟(jì)實(shí)實(shí)在在有效益、有質(zhì)量、可持續(xù)地平穩(wěn)增長(zhǎng)。

2.1堅(jiān)定信心，強(qiáng)化動(dòng)力，努力保持和延長(zhǎng)穩(wěn)中有進(jìn)的上升波線

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

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

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

2.3以“大項(xiàng)目、好項(xiàng)目建設(shè)年”活動(dòng)為契機(jī)促進(jìn)投資適度增長(zhǎng)

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

2.4以商城國(guó)際化為抓手努力穩(wěn)定內(nèi)需擴(kuò)大外需

篇12

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

二、我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與就業(yè)增長(zhǎng)的非一致性原因

馬克思在《資本論》中曾指出，在資本積累中，如果資本有機(jī)構(gòu)成不變，可變資本就會(huì)隨著總資本的增長(zhǎng)而增加，對(duì)勞動(dòng)力的需求也會(huì)相應(yīng)擴(kuò)大。上世紀(jì)80年代，由于改革開放，我國(guó)經(jīng)濟(jì)處于快速的量的擴(kuò)張階段，資本總量的迅速擴(kuò)大導(dǎo)致可變資本的絕對(duì)量的增加，從而吸收了大量勞動(dòng)力。

整個(gè)80年代我國(guó)將輕工業(yè)確定為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，由于輕工業(yè)屬于勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，資本有機(jī)構(gòu)成低，所以隨著資本量的擴(kuò)大就業(yè)人數(shù)也大大增加。而90年代后，由于世界技術(shù)革命對(duì)我國(guó)的滲透和擴(kuò)張，以及我國(guó)國(guó)內(nèi)技術(shù)改造和進(jìn)步的作用，我國(guó)經(jīng)濟(jì)逐步從量的快速擴(kuò)張向質(zhì)量提高與規(guī)模積極方向發(fā)展，我國(guó)第二產(chǎn)業(yè)從以勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)為主向以資本密集型產(chǎn)業(yè)為主過渡，主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)為基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)和基礎(chǔ)設(shè)施，這使我國(guó)資本的有機(jī)構(gòu)成大大提高，從而大大減少了對(duì)勞動(dòng)力的需求，導(dǎo)致我國(guó)就業(yè)增長(zhǎng)率的下降。

三、馬克思的資本積累理論對(duì)促進(jìn)我國(guó)就業(yè)增長(zhǎng)的啟示

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

（一）保持經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)。要保證我國(guó)就業(yè)的穩(wěn)定增長(zhǎng)，首先必須保持我國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)。因?yàn)椋挥匈Y本總量擴(kuò)大了，可變資本才會(huì)增加，進(jìn)而才有勞動(dòng)力需求增加的可能性。因此，保持經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長(zhǎng)，從而保證資本總量的絕對(duì)增加，是就業(yè)增長(zhǎng)的前提。

（二）大力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)。根據(jù)馬克思的理論，資本積累中生產(chǎn)效率的提高會(huì)使被用于非生產(chǎn)勞動(dòng)和仆役階級(jí)的人數(shù)增加。而隨著人們生活水平的提高，人們也會(huì)從簡(jiǎn)單的物質(zhì)需求向更高層次的物質(zhì)文化需要和精神需要發(fā)展。所以，勞動(dòng)力從農(nóng)業(yè)、制造業(yè)向服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)移，是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的必然趨勢(shì)。而第三產(chǎn)業(yè)主要是資本有機(jī)構(gòu)成低的勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，把它作為我國(guó)今后主要的就業(yè)增長(zhǎng)點(diǎn)對(duì)擴(kuò)大我國(guó)就業(yè)容量具有重要意義。

（三）大力發(fā)展知識(shí)信息產(chǎn)業(yè)等新興產(chǎn)業(yè)，加大人力資本投入。按照馬克思的觀點(diǎn)，資本積累中，技術(shù)進(jìn)步會(huì)促進(jìn)社會(huì)分工的發(fā)展和新產(chǎn)業(yè)的誕生，從而創(chuàng)造出巨大的就業(yè)需求。進(jìn)入21世紀(jì)，知識(shí)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)蓬勃興起，正在替代工業(yè)經(jīng)濟(jì)主導(dǎo)著經(jīng)濟(jì)發(fā)展。根據(jù)我國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)的信息顯示，在總體勞動(dòng)力供給大于需求的情形下，各技術(shù)等級(jí)崗位的求人倍率均大于1，其中較大的是高級(jí)技師、高級(jí)工程師等。因此，大力發(fā)展知識(shí)密集型產(chǎn)業(yè)，同時(shí)加大對(duì)人力資本教育和培訓(xùn)的投資，提高勞動(dòng)者素質(zhì)，減少結(jié)構(gòu)性失業(yè)，對(duì)促進(jìn)我國(guó)就業(yè)增長(zhǎng)和和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變都具有積極意義。

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篇13

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

2、理論考察

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

3、問題

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

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

1、空間相關(guān)性的檢驗(yàn)

運(yùn)用閾值距離的空間權(quán)值矩對(duì)：中國(guó)省市的旅游產(chǎn)出的空間自相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算。結(jié)果：中國(guó)省市之間的旅游經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較為明顯的空間自相關(guān)性。同時(shí)除了Morans傳統(tǒng)的檢測(cè)方法外，也可以利用拉格朗日乘子的方法進(jìn)行檢測(cè)。

2、空間面板計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型的估計(jì)

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

三、結(jié)論及相關(guān)的政策啟示

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