中国经济增长因素分析

中国经济增长因素分析（精选12篇）

中国经济增长因素分析 篇1

一、中国经济中长期增长供给因素

中国经济现在增长速度逐步放慢, 趋势上属于增长速度的换挡期, 这是一个趋势性的放缓, 不是通过短期刺激可以马上增长起来的, 大起大落也很难出现了, 是相对稳定, 趋势缓慢。从中长期的角度来看, 主要是由供给面的因素决定, 一是劳动力的供给 ;二是资本责任的供给 ;三是效率提升带来的增长的动力。

一般讨论的年度增长都是投资、消费和出口三大需求, 从中国的中长期发展来看, 工业化、城镇化、农业化、信息现代化, 这“四化”如果协调推进, 需求的资本面是相当旺盛强劲的, 不需要有太大的担心。但供给面因素在发生深刻调整, 首先是适龄劳动人口的减少, 人口学界预测, 2015—2016年增长为零, 2012年适龄劳动人口绝对减少315万, 同时又每年新增加700万的大学毕业生, 出现了结构性就业矛盾。适龄劳动力提前3 ~ 4年出现了负增长。影响中国经济中长期增长的重要因素 :

一是劳动力的供给发生了深刻变化。

二是人口老龄化致使当前储蓄的减少与当年消费的增加, 这对于中国消费作为增长动力来说是一个利好消息, 而对于高投资支撑的高增长率来说, 却是一个不利因素。储蓄增长放慢以后, 高投资率的增长就会放慢。由此可见, 影响中国经济中长期增长的供给面的两大因素都在减弱和放慢。

中国经济中长期增长依靠供给面的因素之三, 即效率的提升。这取决于以下五个主要因素:技术进步、结构优化、管理改进、劳动力素质提高与制度变革。如果从这五个角度推动效率提升, 潜力将会很大。应该把更多的注意力放在这方面, 但同时要注意这五个方面大部分都是慢变量。比如, 管理改进和劳动力素质提高可以是快变量, “增加培训与加强管理”, 可以调动出一些增长的潜力, 但“技术创新、结构优化、制度变革”是慢变量, 比短期三大需求因素所造成的影响变化慢。因此, 在这个过程中, 这三大主要供给面的动力在发生深刻变化, 中国经济增长出现趋势性下滑, 是不可避免的。

当然, 30年高速增长带来的资源环境约束越来越强, 也是必须考虑到的因素, 它导致综合成本上升和利润空间被挤压。这种情况下, 微观经济再投资活力肯定较弱, 因此, 一定要找到新的动力来源、利润来源、商业模式与盈利模式。

二、中国经济增长年度短期增长需求因素

中国经济中长期增长取决于三大供给面的因素, 年度短期增长的决定性因素是投资、消费、出口三大需求面因素。中长期主要的需求基本面没有太大的变化, 但是不等于年度没有波动。再次强调, 一个短期的宏观经济调控是讲的年度的投资、消费、出口三大需求, 受国际国内的环境变化影响比较大, 波动和平比较大, 但是我们的“四化”协调推进带来的基本需求面不会变化。所以, 中国中长期经济增长速度处于平衡阶段。要着眼于中长期中国经济增长的动力的变化来考虑年度经济的协调问题。关心年度经济增长发生哪些深刻的调整, 积极的变化, 就不会再老盯着“速度”, 关注它“低一点”或是“高一点”, 0.1%、0.2%、0.3%, 并不会对全局产生太大的影响。2020年全民小康是否实现, 才是我们需要关注的。

三、中国经济转型变化

从短期来看, 经济增长同步主要是下行的, 课题组构造的先行指标现在开始反弹, 先行指标主要包括信贷、订单、从业人数等7-8项, 预示经济未来几个月的变化。先行指数比同步指数发生领先变化, 现在开始往上反弹了, 但是还没有接近100这个趋势线, 中国经济的回暖非常曲折, 一直是处在复苏和回暖区间, 还没有到扩张区间, 这需要动力, 来源于哪里?

从短期看, 国家的需求管理政策在发挥作用, 当然也包括供给管理政策, 中长期靠转型, 稳定的进入所谓的扩张期间, 短期有回落和波动, 应该尽量使波幅少一点, 小一点。先行指标反弹表明, 中国经济不是像投入指标看起来那样糟, 政策意味着不要急于出招。分析宏观经济形势, 要关注滞后指标、同步指标与先行指标, 所谓预见性是一定要看先行指标的, 如果先行指标、同步指标回落, 这种趋势就比较值得担忧, 就要预调、微调, 否则调控就滞后。

2014年财政政策的滞后期3 ~ 6个月, 货币政策的滞后期6 ~ 9个月, 综合起来半年见效, 最快三个月见效, 我们要预先关注先行指标是怎么样变化的。同步指标如果从回落变反弹, 那么态势比较好。但是现在这两个指标是反向变化, 同步指标下行, 先行指标反弹。短期来看, 要关注这样一些领先指标, 这样才能确定未来短期的经济走向。

(一) 经济增长由依赖投资与出口转向消费与内需

笔者强调多关注一点技术变化, 多关注一点转型, 我们的积极变化表现在哪些方面。中国经济增长的三驾马车关系趋于协调。过去主要是靠投资拉动, 投资和出口占的比重很大, 2009年以来, 出口比重减小。过去, 投资和出口占比重大是客观事实。2009年以来, 出口减进口的余额贡献经常是负值。经济增长增量的贡献主要是投资与消费两大内需, 目前, 消费的内需已经超过了投资的内需。

2014年10月国家统计局公布的数字, 中国经济增长中, 消费贡献是8.5%, 7 ~ 8月份的时候, 消费的贡献是4.3, 投资的贡献是3.6, 进出口贡献是 -0.2。因此, 分析宏观经济的转型, 年度经济增长是否稳定, 能不能稳定, 取决于动力来源是否稳定与协调。2009年以来, 这三大需求的关系越来越趋向合理, 尤其是消费类的贡献比投资逐步上升, 这正是我们要努力的方向, 应该把这种趋势稳定住, 这才是最关键的。

(二) 第三产业成为更加活跃的拉动经济增长的因素

中国就业在增长速度逐步放慢的情况下, 新增就业不但没有减少, 反而增加, 远远超过预期目标。分析其原因如下。

过去说“保8”是为了保增长, 不“保8”就业保不上来, 那都是过去老的体制、结构、思路、观念, 现在被事实彻底颠复。2012、2013年中国经济增长率为7.7%, 连续两年低于8%, 当年的新增就业一个是360多万, 一个是410万, 超过了预期目标, 新增就业超过900万预期目标, 连续两年超过300 ~ 400万。这两年PMI总在50% 以下, 制造业投资一直呈下滑曲线, 就业反而增加, 就业调查失业率5% 左右。

总的来说, 新增就业比预期目标高, 显然不是第一和第二产业, 第三产业2014年9月份达到增加值46.7%, 2013年首次超过46%, 超过了二产的比重, 从增加值比重来看, 服务业发展活跃。

非制造业的采购经理人指数一直在65% 左右, 制造业下行期间, 服务业的PMI在50和55之间活动, 而制造业总在50% 以下波动, 服务业成为拉动经济增长的主要概念, 就业因此大幅增加。服务业就业率比重仍低于增加值比重, 不太理想, 但是上升速度比较快, 约每年上升2个百分点。如果按照这个趋势保持下去, 有可能会超过增加值比重。如果服务业就业比重的上升超过服务业增加值比重的上升, 那么, 就会给中国经济结构调整带来真正的实质性变化。此时, 经济增长速度放慢一个点、半个点就不是那么重要了。有了新的经济着眼点, 看到了经济的深层次变化, 就业渠道发生了重大的变化, 实际上意味着中国经济增长动力发生了深刻的变化, 第三产业已经成为更加活跃的拉动经济增长的因素。

(三) 国际收支状况和出口结构的调整深刻

中国国际收支状况和出口结构的调整是非常深刻的。这是第三个深层次的变化, 也是需要关注的。从短期看, 2014年国际收支平衡表中, 经常账户的顺差和资本性账户的逆差同时出现。这意味着国际收支平衡可以改善, 因为前几年也遇到双顺差, 经常账目和资本账目都是双顺差, 带来大量外汇储备的增加, 造成我国目前有四万亿美元的外汇储备, 人均GDP只有不到7000亿美元而外汇储备却达到四万亿美元。这成为综合国力和国际信誉提高的大好条件, 同时带来人民币对内贬值对外升值的压力。因此, 国际收支平衡是年度宏观调控四大目标最后一项, 要观察其是否平衡, 笔者认为, 趋向平衡。资本项下出现逆差, 投资能力增强了。“走出去”、“引进来”多了, 出现逆差。经常项下还是顺差。比如, 出口竞争力是否仍较强, 就要看贸易顺差占GDP的比重是否合理, 是否已经连续三年低于3%。欧盟认定的2009年金融危机国家健康状况指标, 出口竞争力是其中之一。中国连续3年低于3%, 2.6、2.8, 这是转型的结果。2007年, 我国贸易顺差占GDP的比率高达10%。因此, 国际上认为我国依赖出口。从贸易顺差占GDP比重高达10%调整到3% 以下, 我国仅用了短短的几年时间, 这是我们转型的技术, 国内付出很惨重的代价。该淘汰的淘汰, 落后的不能生存, 大量的农民工返回原籍, 没有工作, 表现在贸易结构上的变化, 出口结构有改善。目前, 出口结构一般贸易的比重由原来的43%上升到53%, 上升了10个点。加工贸易的比重由原来的57% 降到47%, 也降了10个点, 这是非常深刻的变化。

宏观经济研究, 要关注经济调节状况、运行状况, 以及宏观调节中的一些预调、微调的状况, 更要关注其中非常重要的变化, 极其深刻的变化, 这就是我们的转型。做到这一点是很难的。要淘汰与放弃原来的很多东西。比如, 广东东莞现在提出来的, 要求工厂和车间变为真正意义上的独立企业法人。改革开放30年以来, 大量的企业, 一般加工贸易企业不是真正的企业, 而是给外国资本、跨国公司或外商进行贴牌生产, 没有独立的营销网络研发能力、设计能力, 独立的按照市场去营销的策略, 没有独立的法人地位, 从一定意义上来说就是一个车间工厂。过去批判计划经济下的国有企业是工厂车间, 像早期低端的一般加工贸易同样是车间和工厂, 不是独立的企业和法人。现在, 让独立的企业法人升级转型, 又意味着中国经济深刻的变化。

人民币升值促进中国经济转型确实是一个很重要的杠杆, 但是, 加工贸易在高达57% 时, 这一部分兑换人民币币值是没有反映的。现在加工全部是以美元、日元、港币等外币计价, 与人民币没有关系, 大量的出口、固定的网络、市场与人民币的变动也没有关系。所以, 促进中国经济转型的首先是我们自己内部的结构调整、体制变革、政策和理念的调整。我国一直以来是加工贸易转型升级, 结果是降低了10个点, 这时, 人民币币值变化对中国经济调整影响就增大了。一般的贸易比重越来越高, 人民币币值变化, 一出口受到严重影响。人民币升值当然对进口有好处, 用更少的钱进口更多的货, 但是对出口的影响更为直接, 因此, 国际收支平衡的改善, 出口结构的改善实在是中国经济转型重大的变化, 深刻的调整, 将来对我们下一步政策思路、体制变革, 政策效果都会带来很大的影响。

四、小结

中国经济增长的质量有待提高, 只有看到中国经济发展的深层次变化, 才能客观地对待中国经济增长速度的变化问题。目前, 中国东部的经济增长速度比中西部下降得更明显, 更早地由高速增长进入中高速增长期。东部人均GDP达到12000美元, 进入高收入社会的门槛。所以, 中国东部地区正在面临高收入社会遇到的问题。经济增长速度提高, 就需要淘汰落后、技术创新、产业变革、发展民营经济, 鼓励产业迁移。寻找新的动力来源、利润来源、增长来源, 包括新的增长模式、盈利模式、商业模式、体制变革的方向, 进行经济转型。东部地区在这些方面相当活跃, 中西部地区的GDP和投资增长比东部地区增长快, 但东部地区的采购经理人指数高于中西部。采购经理指数PMI是对市场的反映, 东部地区相对于中西部地区来说更活跃。这说明在增长速度放慢的前提下, 正是、由于这种压力, 市场经济市场决定资源配置这个条件才能生成。这是东部在发生积极变化, 资源密集地区加快转型, 也有很多非常鲜活的事例。而中西部当地也已经意识到, 长期依靠资源密集、能耗高、排放大的粗放型循环行不通, 要找到新的增长点, 发展新的接续产业, 这样的发展趋势是好的。

从微观层面来说, 最近一段时间, 笔者做了多次与企业相关的论证调查, 大多数企业告诉我们, 在中国经济增长7% 左右, 工业增长10% 左右, 可以维持正常经营水平, 而在此之前大面积亏损, 动不动就要求国家放松信贷, 放松财政。现在企业认为, 当经济增长速度回落到7.2%, 并不认为国家应该采取强刺激经济。因此, 中国经济转型的基础与微观力量来源于 :有了更强承受力、预期更趋合理的企业。

参考文献

[1]卢中原.构筑现代经济的核心——面向新世纪的中国金融改革[M].桂林:广西师范大学出版社, 1998.

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[3]卢中原.财政转移支付和政府间事权财权关系研究[M].北京:中国财经出版社, 2007.

[4]卢中原.全球视野下的中国经济[M].北京:中国发展出版社, 2009.

[5]卢中原.速度·质量·效益——卢中原谈宏观调控[M].北京:中国友谊出版公司, 2010.

中国经济增长因素分析 篇2

对影响中国经济增长主要因素的分析

改革开放20多年来,中国经济一直保持较高的增长速度.在世纪之交的今天,影响中国经济增长的.因素起了哪些变化,对今后中国经济增长又将起到什么作用,本文结合要素供给、技术进步、制度变迁以及城市化诸因素对此进行了分析.认为,在未来10-内,中国经济能够保持不低于7%的增长率.

作 者：张亦工 Zhang Yigong  作者单位：山东财政学院,山东,济南,250014 刊 名：山东财政学院学报 英文刊名：JOURNAI OF SHANDONG FINANCE INSTITUTE(BIMONTHLY) 年，卷(期)： ”“(5) 分类号：F201 关键词：经济增长   经济发展   经济增长理论  

福建省经济增长贡献因素分析 篇3

关键词:经济增长;贡献率;国民经济核算

中图分类号:F061.5 文献标志码:A 文章编号:1673-291X(2007)01-0126-03

据福建省2005年国民经济和社会发展统计公报初步核算,福建省全年实现生产总值6 560.07亿元,比上年增长11.3%｡居民收入､生活和社会保障水平显著提高｡城镇居民人均可支配收入和农民人均纯收入分别达12 321元和4 440元,分别比上年实际增长8.2%和5.8%｡全年进出口总额544.31亿美元,比上年增长14.5%｡进出口相抵,顺差152.59亿美元｡事实上,纵观福建省改革开放以来有关经济指标,可见福建省国民经济长期平稳较快增长｡那么促使福建国民经济稳步增长的因素何在,其影响又有多大呢?以下将从国民经济核算恒等式入手进行分析｡

一､经济增长贡献率测算方法

经济增长就区域而言是指一定时期中商品和劳务供应能力的增加,即产出量的增加｡国内生产总值(GDP)通常被作为对经济运行状态的最好衡量｡经济学界具有代表性的国民经济增长分析方法有索洛的“新古典增长模型”——把经济增长归因于资本积累､劳动力增加和技术进步｡较为成熟的国民经济增长分析方法还有丹尼森因素分析法和乔根森方法｡三者本质上都是基于经济增长中直接投入因素分析的,抑或说是从拉动经济增长的资本､劳动力和技术三方面入手分析的｡而本文从另一个角度——从GDP的各个组成部分入手分析经济增长｡宏观经济学里国民收入核算把GDP分为四个广义的支出项目:消费(C)､投资(I)､政府购买(G)和净出口(NX)｡国民收入核算恒等式,即Y=C+I+G+NX(用Y代表GDP)｡由于定义变量的方法使该等式恒成立｡

在该恒等式基础上,我们可以进行GDP各构成部分对经济增长贡献率的数学推导:

Y_t-Y_t-1=(C_t-C_t-1)+(I_t-I_t-1)+(G_t-G_t-1)+(NX_t-NX_t-1)•……①

r_t=(Y_t-Y_t-1)/Y_t-1•……②

r_t=(C_t-C_t-1)/Y_t-1+(I_t-I_t-1)/Y_t-1+(G_t-G_t-1)/Y_t-1+(NX_t-NX_t-1)/Y_t-1……③(将①代入②得到)

1=(C_t-C_t-1)/(Y_t-1*r_t)+(I_t-I_t-1)/(Y_t-1*r_t)+(G_t-G_t-1)/(Y_t-1*r_t)+(NX_t-NX_t-1)/(Y_t-1*r_t)……④(③两边同时除以r_t得到)

其中Y_t表示_t期国内生产总值,Y_t-1表示_t-1期国内生产总值,其他指标含义依此类推｡r_t表示经济增长率｡则由推导过程及经济含义可见(C_t-C_t-1)/(Y_t-1*r_t)即为消费对经济增长的贡献率,用ξC表示;I_t-I_t-1)/(Y_t-1*r_t)为投资对经济增长的贡献率,用ξI表示;(G_t-G_t-1)/(Y_t-1*r_t)为政府购买对经济增长的贡献率,用ξG表示;(NX_t-NX_t-1)/(Y_t-1*r_t)为净出口对经济增长的贡献率,用ξNX表示｡

二､福建省GDP各构成部分对经济增长贡献率

依上述测算方法收集1995—2004年福建国内生产总值､消费､投资､净出口以及政府购买的数据,计算得到福建省1995—2004年经济增长率及GDP各构成要素的贡献率解析表｡从表中可知福建省近十年来国民经济平稳较快增长,除1999—2002年略有放慢之外,GDP年增长率均超过10.82%,其主要贡献来源于投资和消费｡由下表容易得到近十年福建省投资对GDP增长平均贡献率为47.70%,消费对GDP增长平均贡献率为27.08%,政府购买也对推动GDP增长发挥了重要作用,平均贡献率为19.70%｡可见,投资､消费和政府购买构成了促进GDP增长的最主要动力｡

但是令人惊讶的结果是,净出口对GDP增长的贡献极低,甚至1999年时出现负贡献｡福建省位于沪､宁与广东之间,与台湾隔海相望,被经济强势地区围绕,具有优良的港口和发达的路运系统,这些极佳的进行国际贸易的客观条件为何没能使净出口对福建省经济增长做出巨大的贡献呢?

首先,让我们来关注福建的出口“瓶颈”｡出口产品档次低､附加值不高,企业低价竞销造成出口秩序混乱｡出口产业结构是以劳动密集型的加工贸易和轻纺产业为主,出口增长主要靠数量扩张｡福建省最大宗的轻工产品鞋类出口生产大多靠贴牌来支撑,平均每双鞋单价仅为2.5美元;服装出口的档次也偏低,平均单价为3.96美元;出口日用陶瓷平均每件0.2美元,仅为英､日等国同类产品价的1/7,进口陶瓷则是出口瓷价格的14倍以上｡具有自主知识产权和自主品牌的高新技术出口产品占该产品总额不足10%｡

其次,出口市场过于集中,对美､日､欧盟等10个国家和地区出口占总量的70%｡而这些发达国家又恰恰是与我国发生贸易摩擦最多的国家,并通过种种技术壁垒,限制我国出口产品｡例如,欧盟对中国机电产品实施两个指令,涉及10类产品约310亿美元｡福建机电出口占全国7%,其中欧盟达13亿美元,约占全省出口机电产品的1/3｡另外,欧盟自2005年2月1日起对进口来源于中国的鞋类产品实行“预告进口许可监控”,于6月份决定对来自中国的劳保鞋实施反倾销调查;美国对我19种纺织品设限,涉及36个类别,下半年多类纺织品将无缘美国市场｡石狮市有千余家纺织类企业,仅有6家可获输欧纺织品配额,与企业实际出口量相差很大｡诸如此类,都成为闽货出口的壁垒｡

再次,进口产品多为中高档产品,附加值较高,严重影响实际贸易余额｡并且进口产品来源地过于集中,对日､美等10个国家和地区的进口占总量的77%｡进口高度依存于这些集中的市场,不仅直接影响福建省经济安全,且易产生负面影响,如易受到主要进口国外贸政策改变､金融波动及政治环境变动的冲击｡同时,从长远来看,我们的进口产品诸如石油､铁矿石等,具有较强的进口刚性｡这使得作为计算净出口的进口数额指标很难有大幅减少的余地｡

此外,净出口包括货物和服务的净出口｡在货物贸易(商品贸易)方面,尽管存在许多上面提及的问题,但是基本能实现顺差｡而服务贸易方面,不仅是福建省,据中国统计年鉴有关数据显示,我国大多数省份均存在服务贸易滞后于货物贸易的情况,诸如运输､金融服务､保险服务､电影音像及专有权力使用费和特许费等等｡这些服务贸易的滞后使得实际的净出口数额降低,从而影响净出口对GDP的贡献率｡

三､政策建议

(一)抓住机遇加大投资力度

西方发达国家工业化的经验及亚洲“四小龙”的经济腾飞的实践都验证了投资对经济增长的重要推动作用｡因此,对于还没有完成工业化的福建而言,要继续保持福建经济的快速增长,就需要在相当长的一段时间内保持较高水平的投资｡日前提出的“海峡西岸经济区”概念跳出了福建的省份范围,把福建的发展放在更高层次､更大范围的发展平台上进行战略考量,有利于福建全方位地融入到国内外区域经济一体化的趋势中｡同时,福建还具有另一有利的经济环境即中国—东盟自由贸易区的启动｡多年来东盟对福建进行了大量直接投资,东盟是福建第四大外资来源地｡截至2004年,福建省累计吸引东盟国家合同外资69.9亿元,实际到资35.7亿元｡更为有利的情况是,东盟各国分布着规模庞大的闽籍华人网络,这一网络在东盟和福建相互投资进程中起着重要的纽带作用｡东盟国家的华人华侨资本一直是福建省利用外资的一个重要组成部分｡闽籍华人企业家鉴于市场规模和社会安全等诸多因素,仍然把福建作为投资的优先考虑对象｡而且易带动东盟国家的非华人企业家积极来福建投资｡总之,福建不仅应积极发挥省内､国内企业及居民固定投资和存货投资对经济的巨大推动作用,而且更应抓住海峡西岸经济区建设以及中国—东盟自由贸易区建设的机遇,进一步加强闽台合作,密切闽港澳经贸关系,加大引资力度,从而继续保持并加强投资对经济增长的贡献｡

(二)继续发挥消费拉动内需的作用

福建近年来消费对促进经济增长发挥着平稳的重要的作用,并且我们有理由相信,该作用在未来仍将保持甚至凸现｡据福建统计局初步统计,2006年1—5月,全省累计实现社会消费品零售总额1 081.33亿元,扣除价格因素,实际增长15.2%,高于上年同期2.6个百分点｡在消费结构的构成中有几大不容忽视的力量:一是农村市场增速加快｡今年以来,在社会主义新农村建设的推动下,福建省农村消费市场呈现良好的发展态势,1—5月,全省农村市场累计实现社会消费品零售额388.91亿元,增长10.8%,月均零售规模扩大7.55亿元,占全省社会消费品零售总额比重达36%,拉动全省社会消费品零售总额增长4个百分点｡二是中心城市带动作用明显｡1—5月,福州､泉州､厦门等中心城市共实现零售额690.75亿元,零售额占全省零售总额的63.9%,拉动全省社会消费品零售总额增长9.9个百分点,增长贡献率高达67.5%,带动作用显著｡三是消费升级步伐加快｡其中,家居装潢商品销售增长迅速;受燃油需求不断扩大及价格上涨的影响,石油及制品类商品销售旺盛,汽车消费迅速增长｡可见消费对GDP增长的贡献从长远看还是较为乐观的｡

(三)改善出口结构及外贸增长方式

针对福建省主要依靠数量规模和价格优势增长､依靠低附加值产品扩张的外贸增长模式这一问题,最主要的是改变主导出口产业结构｡如前文所述,福建主要的出口产业是劳动密集型的加工贸易产业｡该产业有其自身的弊病,如产业关联度差,缺乏优势互补产业引资环境,产业集中度不高,产业链不发达等｡与其他沿海省市相比也不具有相对优势,缺乏吸引国际资本驻足的产业配套环境｡福建原有的工业基础相对薄弱,加工贸易仍处于以劳动密集型产业为主体的阶段,相当部分产业涉及国内的产业链短,对省内经济的前向和后向联系都很弱,对福建经济发展促进作用较小｡所以应该学习借鉴珠江三角洲那样的成功经验,即大量加工贸易企业互相配套,互相渗透,且不断升级换代,辐射和带动整个地区产业结构的调整,提升整个地区产业层次,并形成集加工制造､贸易､航运､金融､信息和高新技术开发为一体的､技术档次和国际化程度较高的产业群｡正如诺思所说:“有效率的经济组织是经济增长的关键｡”改善福建外贸出口结构､组织方式正是提升净出口对经济增长贡献率要做好的第一步｡

参考文献:

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[2] 唐茸.福建加工贸易的现状､问题与对策[J].对外开放,2004(6).

[3] 张美恋.福建省经济增长的效率评价[J].福建商业高等专科学校学报,2000(6).

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[6] 福建省统计年鉴.1996—2005年[Z].h^ttp://www.stats-fj.gov.cn

[7] 中国统计年鉴.1996—2005年[Z].http://www.stats.gov.cn

我国经济增长需求影响因素分析 篇4

关键词：VAR模型,需求,投资,消费,进口,出口

一、引言

改革开放以来拉动我国经济增长的“三驾马车”:消费、投资、净出口, 在我国经济增长中起到非常重要的作用。国内一些学者通过各种方法探讨我国经济增长的推动力以及具体表现形式。刘学武 (2000) 利用我国1989-1999的工业总产值、社会消费品零售总额、固定资产投资和进出口总值月度资数据, 用误差修正模型方法研究发现这些因素与中国经济增长之间存在两种长期均衡关系:第一种均衡反映宏观恒等关系, 只有投资显著, 其他变量均不显著;第二种均衡关系中各变量均显著, 其中消费对总产出的影响最大。吴绪亮、谢国斌 (2002) 利用1953-2000年国内生产总值、居民消费、固定资产投资数据进行研究, 发现三者之间存在两个协整方程, 并且每两个变量之间都存在双向的Granger因果关系, 投资对国内生产总值的影响并不明显, 启动经济的最好方法是刺激国内居民消费, 投资只是通过消费在长期起作用。

苏盛安、赵付民 (2005) 研究了1952-2002年的我国国内生产总值、消费水平、资本形成额、进出口贸易总额间的关系, 发现投资与国内生产总值之间有很强的双向因果关系、国内生产总值是消费的强因等结论, 认为我国的经济长期以来是投资驱动型经济, 而消费和进出口贸易一直成为不了推动经济增长的主要因素。黄伟力 (2006) 利用中国1978-2004年国内生产总值和资本形成数据进行因果检验, 认为两个变量间有长期均衡关系, 无论从长期或短期的因果关系看, 国民收入的变化都是投资变化的Granger原因, 但投资变化不是国民收入变化的Granger原因。吴诣民, 李碧生 (2007) 利用VAR模型和脉冲反映、方差分解研究我国经济增长的需求因素的作用, 最终消费和资木形成是共同决定我国经济增长的Granger原因;投资具有长期平均负弹性效应, 出口在前四年有正的产出弹性, 后五年表现负弹性, 而进口一直表现负弹性。

此外, 另有一些学者对固定资产投资与经济增长、消费与经济增长及出口与经济增长进行了单独的研究。通过分析这些研究发现由于研究目的不同, 数据选取的方式 (有的是月度、有的是年度) 和处理方法不同以及计量分析方法认识和应用差异, 导致各位学者在对投资、消费、进口、出口与经济增长的关系实证分析后得出不一致的结论。本文通过建立向量自回归VAR模型, 在变量选取、数据处理、模型检验、Granger因果检验等方面进行调整, 系统地运用基于VAR模型的协整分析、因果检验, 详细分析了需求因素对我国经济增长的动态影响。

二、VAR模型简介及变量估计

VAR是基于数据的统计性质建立模型, 通过在系统中把所有变量的滞后值加到每个内生变量的模型中来构成多元时间序列的向量自回归模型。其一般形式如下:

其中:yt是k维内生变量向量, xt是d为外生变量向量, εt是k扰动向量;p是滞后阶数, T为样本个数;A和B是待估计的系数矩阵。

下面通过在VAR模型中指定变量来进行分析。在现有的研究我国经济增长与需求影响关系的文献中, 大多采用国民经济总产值 (GDP) 、投资、消费以及净出口。本研究将净出口分为出口和进口进行研究, 这样就考虑了五个变量。一方面, 在现代的国民收入决定理论中考虑了投资、消费、进口和出口是产出水平的需求因素;另一方面尽管VAR模型是利用统计性质建立的模型, 但是变量的选择以及变量在模型中的位置也应当考虑经济理论的因素, 比如一些经济变量的内生性以及外生性。

因此, 本研究选取1978-2009年国内生产总值 (GDP) 、最终消费 (FC) 、资本形成 (INV) 、出口 (EXP) 以及进口 (IMP) 的时间序列。样本数据来自各年《中国统计年鉴》以及《新中国五十五年统计年鉴汇编》。为了剔除价格因素的影响, 本文借鉴吴诣民, 李碧生 (2007) 的方法对上面选择的时间序列进行价格平减。用固定资产价格指数对资本形成总额进行调整;本文在计算固定资产价格指数详细考虑了折旧因素, 克服了以往该避开折旧计算该指数的问题。对货物进出口额用商品零售价格指数调整;对国内生产总值和最终消费用居民消费价格指数调整, 主要是考虑到居民消费价格指数包含了服务价格变动。同时, 我们对各变量取对数, 以消除异方差对结果的影响。本文用LGDP、LCON、LINV、LEXP、LIMP分别表示处理后的国内生产总值、最终消费、资本形成总额、出口和进口。

VAR模型的滞后阶数的选择是该模型的难点, 尽管滞后阶数越长越能体现变量之间的动态特征, 但是滞后阶数过长会损失自由度, 使得模型的结果不准确。本文仍然采用传统的AIC和SC准则信息准则进行滞后阶数的确定。下边给出了不同滞后阶数的AIC和SC数值:

最后确定滞后结束为3阶 (AIC=-15.76, SC=-13.12, LR=284.53) , 且通过稳定性检验。与以前研究的不同之处是本文把出口当做外生变量处理。VAR (3) 的估计结果如下:

从回归结果看, 我国的经济增长 (GDP) 、最终消费以及进口存在显著的一阶自相关, 说明这三个变量存在一定的惯性, 其中经济增长 (GDP) 与最终消费的惯性最强;第t期的经济增长对t+1期的最终消费和资本形成有显著的正向影响;第t期的最终消费对t+2期的经济增长和最终消费有负向影响、对t+3期的经济增长和最终消费有正向影响;第t期的投资对t+1期的经济增长有显著影响。

三、单位根与协整检验

(一) 单位根检验

要进行协整分析必须首先进行单位根检验, 以确定变量之间是否为同阶整的。单位根检验采用ADF检验, 结果如下表。

其中:a, b, c分别表示在1%, 5%, 10%水平下是显著的。

检验结果表明 (表1) , LGDP、LCON、LINV、LIMP的水平序列都不是稳定的, 但是他们的一阶差分序列却是显著的, 说明他们都是I (1) 序列, 即同阶整的。既然是同阶整的, 就可以分析这几个变量间的协整关系。

(二) 协整检验

对于多变量的协整检验问题, 一般采用约翰森检验, 该检验比普通的格兰杰两步法更有效率, 检验结果如下:

从表2的协整检验表明, 在5%显著水平下国内生产总值、最终消费、资本形成总额、与进口之间存在一个协整关系, 即在研究的数据期间4个变量之间存在一种长期均衡关系。这种长期均衡关系可以用当方程模型表示, 即LGDP=f (LCON, LINV, LIMP) 。下面通过最小二乘法, 求解这一结果:

从回归结果看 (方程的参数表示弹性系数) , 当其他变量不变时, 最终消费每增长1%, GDP增长0.37%;资本形成总额增长1%, GDP下降0.54%;货物进口增长1%, GDP下降0.026% (该系数不显著) 。从回归结果看出, 我国的经济增长受到当期的消费和投资影响很大, 特别是投资形成的资本形成总额对经济增长的作用要明显强于消费的作用。该结论从一个侧面反映了上面的VAR结果中第t期的投资对t+1期的作用不显著, 因为投资对经济的影响大部分在当期就有所反映, 说明我们投资对长期影响, 增强经济发展后劲。

四、Granger因果检验

为了深入分析经济增长与这些变量间的引导关系, 也即变量之间的因果关系, 一般的因果检验对滞后期的选择很敏感 (变量A在之后二期是变量B的格兰杰原因, 但是滞后三期却不是) , 这也是现有研究中对因果关系得出的结论不尽一致的原因。因此我们借鉴上面的VAR模型来生成VECM模型来判断变量间的因果关系, 由于滞后四阶色VAR模型不稳定, 因此我们选用滞后阶数为三阶。

其中:括号内的数值为卡方统计量。

从表3的检验结果看出: (1) 在滞后一阶时, 最终消费是经济增长的格兰杰原因, 而资本形成总额和进口都不是经济增长的格兰杰原因; (2) 在滞后二阶时, 仅有最终消费、以及进口是经济增长的格兰杰原因; (3) 在滞后三阶时, 这三个变量均不是经济增长的格兰杰原因。从这三个变量的总体作用看, 在滞后一阶和二阶水平下, 它们是经济增长的格兰杰原因。

从我们的分析发现投资对经济增长的滞后效应并不明显。而最终消费和进口对经济增长的滞后效应较为明显。但是总体看, 我国经济增长受到内部需求因素的影响较大。

五、结论

通过上面的研究发现, 1978-2009年的我国经济增长的几个需求因素中, 投资和最终消费与经济增长之间存在显著地长期关系, 投资的弹性系数最高, 为0.54。而进口与经济增长间的长期关系不显著。第t期的经济增长对t+1期的投资和最终消费有显著的决定作用, 但是反向的关系却没有发现。因果关系检验发现, 最终消费是经济增长的一阶和二阶格兰杰原因, 尽管投资不是经济增长的格兰杰原因, 但是这三个因素作为整体确是经济增长的格兰杰原因。总之, 投资对经济增长的当起作用很明显, 但是对经济增长的滞后效应却不明显。

根据上面的分析发现, 一方面我国的投资应该考虑增强经济增长的发展后劲, 在提高投资效率的同时, 也提高对经济增长的长期影响能力;另一方面从结果看出, 最终消费对经济增长的引导作用明显强于投资, 但是我们应该看到, 改革开放三十多年来我国的政府消费一直是处于上升趋势, 因此我们在实现消费平稳增长的同时, 合理改善消费结构, 切实提高广大居民的消费能力, 走高水平投资加消费带动型发展道路;最后, 本研究把出口作为外生变量加以考虑, 其与经济增长的关系没有做深入分析, 实际上一直以来我国的出口产品大多为低附加值、资源和劳动密集型的的初级产品;而进口的弹性不显著, 这可能源于进口的低技术含量以及低下的吸收创新能力, 致使进口在改善供给结构、提升技术水平、发挥正向经济拉动作用方面效应并不显著。

因此, 要保证我国经济的高速稳定增长, 不但使得最终消费实现平稳增长, 消费结构和投资效率得到显著改善, 而且提高自我创新能力, 提升整体产业技术水平, 改善进出口产品结构, 是我国当前对外贸易中需要特别关注的问题。

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中国农民收入增长的影响因素研究 篇5

中国农民收入增长的影响因素研究

一、收入的三个阶段

1978—2001年间，我国农民人均纯收入从133．57元增加到2366．4元，增长16．7倍。其间农产品供需格局从短缺为主向过剩为主过渡，农民收入增长从依靠家庭经营为主到依靠劳务经济为主。随着我国加入WTO及改革开放的深化，城乡一体化步伐将进一步加快，人力资本对中国

农民收入增长的影响越来越大。我们将改革开放以来中国农民收入划分为三个阶段。

（一）1978—1982年间，从集体经营向家庭经营过渡时期的农村经济。

农村联产承包变革在全国各地逐步推广，实际上是我国长达20多年的农村人民公社体制的最终解体阶段。由于农村居民重新获得了身份和择业自由，人力资源优化配置成为可能，为我国农村劳务经济发展迅速奠定了基础。农民收入超常规增长是分配格局调整的结果。此间农民人均纯收入从133．57元增加到270．11元，年均递增18．2％。

（二）1983—1993年间，市场从短缺向过剩转型时期的农村经济。我国国民经济生产格局的转变给予了农民难得的发展机遇。农产品和轻工业品旺销，刺激了家庭经营从单一粮食种植向农林牧副渔多种经营发展，乡镇企业更是异军突起。进入了一个以家庭经营为基础、以乡镇企业为主导的农村经济发展阶段。此间我国农民人均纯收入从309．77元增加到921．62元，增长速度处于频繁波动状态。

（三）1994—2001年间，从通货膨胀到通货紧缩循环时期的农村经济。1994—2001年间，我国国民经济经历了一个从通货膨胀到通货紧缩的急剧变化，特别是1997年以后，在主要经济领域，短缺经济基本结束。此间我国农民人均纯收入从1220．98元增加到2366．4元，增长93．8％，增长速度却从32．48％下降到2000年的1．9％，是改革开放以来农民收入增长幅度最为低迷的时期。2001年产业结构调整初见成效，农民家庭经营和农业收入开始扭转了连续三年下降的局面，农民家庭经营纯收入增长幅度达到4．79％。劳务经济已经成为农民增加收入的主要来源。1994—2001年间，全国农民人均工资性收入从262．98元增加到735．6元，占纯收入比重从21．11％提高到31．1％，工资性收入对纯收入增加额的贡献率从22．87％提高到2000年的165．8％。

二、影响农民收入的因素

1978年以来我国农民收入的影响因素，既有宏观因素，又有微观因素；既有制度因素，又有经济因素。本文主要定量分析农民家庭特征对中国农民收入的影响，所以，我们剔除了经营制度不同的1983年以前的数据，主要研究1983年普遍实行家庭经营以来的中国农民收入增长问题。同时，我们分别测算了1983—1993年和1994—2000年两个阶段的收入影响因素。

我们分别以全国农民人均纯收入（YC）、工资性收入（YG）、家庭经营第一产业纯收入（YN）、家庭经营非农业纯收入（YF）为因变量；家庭经营户均劳动力（XL）、职工人数占常住人口比重（LZB）、乡镇企业职工占常住人口比重（LXB）、常住人口中外出打工人员比重（LWB）、劳动力平均受教育年限（XW）、人均生产性固定资产（XG）、人均生产性用地（耕地、山地、水面）（XD）、人均家庭经营生产费用（XJ）、第一产业生产费用支出（XN）、非农业生产费用（XF）为自变量。

为了解决数据的可比性问题，我们统一以1978年为基期的不变价格指数对纯收入进行了价格调整。即以商品零售价格指数调整人均纯收入，以居民消费价格指数处理工资性收入，以农产品收购价格调整第一产业纯收入，以农村工业品零售价格指数处理非农业纯收入，以农业生产资料价格指数处理家庭经营费用及其农业和非农业生产费用；以农业生产资料价格指数处理当年固定资产增加值，并加上上一年的不变价生产性固定资产原值。从而将价值指标调整为不变价格数据。

我们利用SAS统计分析软件，对1983—2000年全国农民收入及其家户特征进行多元回归分析。我们对模型进行了经济意义检验和统计检验，所有模型均通过了检验，并且模型的拟合程度较高，自变量对因变量具有显著性影响。下面分别研究各种因素对纯收入的影响程度。

（一）农民纯收入

中国经济增长因素分析 篇6

关键词：经济增长方式；国际贸易； 内外因素

一、经济增长方式内涵

经济增长方式是与经济增长联系在一起的。经济增长方式是由经济增长的内容、决定经济增长的各有关主要因素共同决定的。经济增长是世界各国经济发展的中心内容，是影响社会发展和社会进步的最主要因素。经济增长方式是指经济发展的途径、道路和方法、形式的总和，也是经济增长目的和经济增长手段的统一。从资源配置的角度看，经济增长方式是指在经济增长中多种生产要素的组合方式。经济增长方式与经济发展方式或经济发展模式的含义比较接近，是指实现经济增长的途径、手段、方法、形式的总和，也是经济增长目标和手段的统一。因此，我们可以给经济增长方式定义为推动经济增长的各种要素的组合方式和各种要素组合起来推动经济实现增长的方式，或简单地说，是指经济增长来源的结构类型。据此，对经济增长方式的理解主要就是看经济增长是依靠哪些因素得以实现的问题。

经济增长和经济增长方式是一对既密切联系又相互区别的概念。经济增长是经济增长方式的前提和基础，没有经济增长，经济增长方式就无从谈起。经济增长主要反映社会物质财富的变化，而经济增长方式则侧重于对引起这一变化因素的分析。通过对经济增长思想和理论的研究分析，不难发现，早期的经济增长的重要源泉是劳动，随着经济发展，逐步让位于资本积累，到了新古典增长时期又让位于技术进步，接着是知识积累、人力资本溢出等，归纳起来，劳动和资本积累投入数量的增加是粗放型增长的主要动因，而技术进步成为集约型增长的主要动力，制度则是影响经济增长直接原因的原因。我们可以归纳得出劳动、资本积累、知识积累、技术进步、经济体制等制度因素、生产率提高是经济增长的重要因素和源泉，这也是分析我国经济增长的基本方法，是研究我国经济增长方式转变的出发点。

二、影响我国经济增长方式转变的内部因素

1、我国经济增长方式转变受到思想观念陈旧的影响。思想观念的陈旧主要体现在几个主要的方面。首先，对节约资源的重要性和紧迫性缺乏足够的认识，尤其是一些不可再生的自然资源的认识上，缺乏危机感和长远的战略性考虑。改革开放后，我们提出了利用“两个市场、两种资源”的方针，这是完全正确的。但国际资源不是无穷无尽的，其价格也不是一成不变的，而且过多使用国际资源还会引发一系列国际纷争。其次，简单地把经济增长和经济发展等同起来。经济增长是经济发展的一部分内容，主要表现为发展速度和规模的扩张，而经济发展的涵盖面要大得多，还包括经济效益、人民生活实际水平的提高和科技进步以及环境质量的改善等丰富内涵。再次，没有牢固树立科学发展观。要不要发展的问题，在认识上是一致的，但关于为什么发展、为谁发展、发展什么和怎样发展还没有很好地得到解决。

2、我国经济增长方式转变会受到我国经济发展规律的制约。经济增长方式转变受生产力水平的制约，存在一般规律性。我国经济过去的发展阶段及刚刚进入的重化工业阶段决定了其粗放型经济增长的特点。20世纪90年代中期以前，改革开放释放的巨大活力带来补偿性的、填补空白式的快速增长，粗放式增长的主客观条件都非常具备。90年代中后期开始，“买方市场”出现，供给的结构性矛盾日益突出，增长面临供给与需求两方面的约束。政府开始提出转变经济增长方式。这一时期增长依然保持了较高的速度。主要靠调整产业结构为主线的投资带动，国债投资基础产业带动，及产品出口的带动。地区差别显现以后。东部发达地区成为经济增长的示范者和火车头，中西部加大开发力度进行追赶，也成为经济增长强大的推动力。外资对我国经济增长的带动作用也非常重要。这一时期粗放型增长方式的特点依然没有转变。2002年下半年开始，由于消费结构升级和城镇化进程加快，重化工业带动下的新一轮增长正在启动。处于高增长的主导行业主要是住宅、汽车、电子通讯和基础设施建设等行业;这些行业拉动了一批中间投资品性质的行业，主要是钢铁、有色金属、机械、建材、化工等;以上两个方面又拉动了电力、煤炭、石油等能源行业的增长。在这种增长格局中，快速增长的行业大多数属于重化工业。要正确处理经济增长与资源、能源短缺、污染加剧的矛盾，既不能抛开重化工业阶段的规律性特点，又不能对能源、资源的大量消耗、污染的加剧视而不见。要解决这一矛盾，必须通过技术创新、加快产业调整来推进经济增长方式的转变。利用后发优势加快发展新兴产业，全面改造、带动传统产业升级，以全新的方式和更短的时间实现新型工业化。争取在某些行业、某些项目上实现“跨越式”发展，同时避免走“先污染，后治理”的发达国家工业化发展老路;反过来，通过促进增长方式的转变来保障经济顺利经过重化工业阶段，尽可能地缩短重化工业阶段的时间。因而，政府决策中不能急于求成，不能凭借主观意志，而应根据发展的实际状况和阶段，尊重经济增长的一般规律，树立阶段性目标。

3、我国经济增长方式转变会受到经济结构的制约。经济结构就是国民经济的各构成要素相互依赖、相互联系的方式及其比例关系。当前在我国由于制度和政策等因素影响，生产效率在不同部门间的非均衡现象非常普遍，结构失衡问题十分突出。首先，经济产业结构比例失衡，三大产业发展不协调。第一、二产业比重太重，而第三产业比重太低。从产业结构内部联系来看农业基础不稳、生产增长缓慢、生产技术落后、集约化程度低，基础产业发展落后，与整个经济发展水平很不相称。从工业结构来看以传统技术为基础的劳动密集型产业仍占较高的比重，高新技术产业很低，加工业的技术含量低，低技术含量和低附加值的产业仍占主导地位，装备制造业的水平不高，许多关键设备都要依赖进口。服务业不发达，就不能为其他产业提供便捷、高效、质优、价廉的服务，就难以促进其他产业的专业化分工和技术创新，从而影响竞争力的提高，并最终降低经济增长的效益。其次，工业内部的重化工业特征日益明显，阻碍经济增长方式的转变。在实现工业化的过程中，伴随着产业结构的调整与升级及人均 GDP 的不断提高，居民的消费结构将由“吃穿用”为主加快向“住行”为主转换，汽车制造、房地产等一批与居民消费结构升级关联密切的行业普遍出现快速增长态势，从而带动了重化工业部门的超常发展。而城市化和工业化都是生产要素向非农领域转移的过程，不仅人口要进入城市，资金、土地等重要要素也向城市和工业转换，能源、矿产资源的消耗量大增；这些因素明显不利于我国经济增长方式的转换，成为增长方式转变的又一主要障碍。

4、我国经济增长方式转变受到经济体制的制约。与发展观念、基本国情、经济发展阶段、科技水平和管理水平等因素相比，经济体制和运行体制对经济增长方式制约性更大；这种制约性不仅反映在微观层次的企业经营机制上，而且体现在宏观层次上的经济调控手段上。首先，国有企业产权界定不清晰、所有者缺位，成为企业追求高投入、高产值、高速度的主要诱因。在过去的二十多年的改革中，政府几乎是倾其全力试图攻克国企改革難关，从早期的放权让利、承包制、转换经营机制，到近期的股份制、现代企业制度，可以说尝试了各种可能的改革方案，但国企的产权制度并未发生根本性的改善。生产资料归全体劳动者共同所有，只能以整体面目出现的单一公有产权模式，使国企产权不清晰，企业经济效益低下。其次，企业的投资自主权、资产处置权、机构设置权、干部任免权和外流自主权等经营自主权仍未完全落实，致使不少国有大中型企业制订计划时仍把上级指令作为选择依据之一，企业在遇到生产经营困难时不得不在找市场的同时更多的又找政府解决。再次，国有企业经营者的确定和选聘仍主要是非市场性，其激励方式主要是升迁，而企业经营者非市场选择使其缺乏来自所有者以及经理市场的竞争形成的退出机制的约束。这就在很大程度上诱致了企业经营者的行为偏差，即企业经营者不能从切身利益的内在激励和资产经营责任的外在约束及监督中，形成规避风险，追求效益最大化的经营理念，反而主要通过拼设备、拼资源、拼消耗的方式来追求聘任期的政绩。另外，国有企业的体制问题不仅决定了自身经营机制的缺陷，而且对非国有企业的经营行为产生了重大影响。

三、影响我国经济增长方式转变的外部因素

1、我国经济增长方式转变过渡依赖外资的技术外溢效应。随着发达国家的产业转移，使我国企业依靠自身的科技创新来提升产业结构、集约化经营的发展思路受阻，面临着国际资本竞争的压力，被动服从于跨国公司利益。可以通过利用外资缩短与发达国家的差距，带动我国企业技术和产品的升级，有效促进经济增长方式的转变。现阶段我国企业技术进步主要依赖于自身要素生产率的提高，而非外资企业的技术外溢作用，外资企业对国内企业生产技术扩散、传播、示范等外溢作用不理想。而且各地在引资、用资过程中都存在片面地追求引资的规模和速度的现象。首先，不重视引资的质量和结构，外商只是将传统技术、传统产业部门甚至对环境有污染的部门转移，而核心技术依然留在本国内，一些高能耗、高污染产业转移到我国，加重了我国的能源消耗和环境污染。其次，不重视国内企业自身能力建设，引资后逐步失去话语权和主动性，忽略了通过引资提升自己的内涵和价值。

2、国际贸易自由化加剧影响了我国经济增长方式的转变。国际贸易自由化的加剧结合我国人口结构变化，决定了我国经济增长方式转变的渐进性和长期性，同时又具有必要性紧迫性。针对这种情况，我国应采取积极有效的措施；在积极推进集约型增长方式转变的同时，又要继续开辟适合于发展劳动密集型的产业。我国正处于经济快速成长期，我国的人口因素决定，在加快經济增长过程中要继续发挥劳动力资源丰富的优势，合理地利用国外资金、资源、技术。劳动密集型产业在较长时间内仍然是我国的国际比较优势产业。在进行生产技术型或技术结构政策的选择时，既要注意积极推进集约型增长方式，发展资本、技术密集型产业，又要根据我国实际的人口结构变化的趋势，继续发展和开辟劳动密集型产业；既要“与狼共舞”，尊重接受国际贸易竞争规则，又要通过国内的宏观调控和政策措施，从容面对世界工业重组的局势。

作者单位：上海对外贸易学院人文社科部

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我国经济高速增长的动力因素分析 篇7

虽然一些学者怀疑中国经济持续高增长的真实性,但大多数学者还是认同,即便考虑到统计方法以及统计口径中存在的某些误差,我国改革开放以来仍然保持着经济持续高增长的事实。对这些巨大成就进行总结,对进一步深化改革和扩大开放具有重要的现实意义。

一、改革开放以来我国经济高速增长的动力

影响一国或地区经济增长的因素是多方面的,本文主要从体制改革释放出来的国内发展潜力和对外开放利用国际资源潜力,这两种相互关联、相互依存的两方面来论述我国经济增长的动力。

(一)体制改革释放出来的国内发展潜力

体制改革是影响我国经济增长的长期因素,是我国经济长期高速增长的重要源泉。改革开放三十年来,我国体制创新和变革取得了史无前例的成就。自改革开放以来,每一次重大制度的创新,如农村家庭联产承包责任制的推行、乡镇企业的兴办、经济特区的成功等都给我国注入了新的活力,从而推动了经济的高速增长。其中,最重要的是1978年在农村推行的家庭联产承包责任制极大地调动了农民的劳动积极性,提高了农业生产效率。1992年以建立社会主义市场经济为导向的经济体制改革也对我国经济的迅速增长产生了深远影响。市场经济体制的逐步建立,大大提高了包括国有企业在内的经济组织的效率,释放了资本、劳动力、技术、信息等生产要素的巨大潜力,促进了资源的合理配置,加快了我国技术进步和技术创新的步伐,增强了我国产品的竞争力,促使我国经济融入世界经济。

随着充满效率的市场经济体制的建立和完善释放出了国内的发展潜力,使我国资本高速积累、劳动力不断加强、技术不断进步,从而促使改革三十年来我国经济持续高速增长。1978-2007年,由于我国的高储蓄率和我国吸引了大量的外资,使我国的投资率平均高达37.3%,世界上很少有国家长期能保持这么高的投资率。三十年来,投资对我国经济增长的拉动平均高达4.1%。我国的劳动力供给不断增加,每年约有1.9亿的农民工在城市就业,为我国经济的充分发展提供了充足的劳动力。同时,我国的教育事业也蓬勃发展,高校毕业生大幅增加,劳动力素质明显提高,为我国经济增长提供了人才保障。改革30年来,我国投入经费不断增加,企业技术水平显著提升。每年的专利申请数大幅增加,1998年专利申请数只有2.3万件,而到了2006年增加到了26.8万件。在我国改革开放之初,商品、资金、技术的短缺严重制约着我国的经济增长,我国经济增长是在从计划经济体制向市场经济体制转变的过程中实现的。由此可见,随着市场经济体制的建立和完善,必将推动我国经济进入持续、稳定、快速增长的新阶段。

(二)对外开放充分利用国际资源潜力

对外开放充分利用国际资源潜力,是实现我国经济快速增长的重要动力因素。中国加入WTO后,同世界经济发展的联系更加密切,中国经济已成为全球化经济的一个组成部分。为了实现我国经济的快速增长,中国从多方面入手,运用发展进出口贸易、建立互信机制、向发展中国家提供经济援助等方式,逐步确立自己的世界经济大国地位。其中,以进出口贸易为主导的需求结构的变化是我国经济增长的主要拉动力。一国或地区的经济增长不仅取决于该国或该地区的生产要素的供给及产品的生产,还取决于该国或该地区的需求情况。对我国来说,20世纪90年代后,短缺时代已经过去,大部分产品都是供过于求。需求的扩大成为我国经济增长的主要决定因素。我国进出口贸易增长成为我国经济增长的主要拉动力。2007年我国对外进出口贸易总额已超过2.17万亿美元,从世界第六位上升到世界第三位[1]。我国出口贸易的迅速发展促进了资本积累速度,提高了我国专业化水平、优势资源效益和技术创新。另外,进口贸易也推动我国经济的增长,我国进口的主要是资本货物,使我国取得了国际分工利益,提升我国工业技术水平,推动我国经济增长。2007年出口额为12 180亿元,是1978年的125倍,年平均增长率为18.8%。自1994年起我国的出口额一直大于进口额。2008年,中国外汇储备已达到1.946万亿美元[2],继续居于世界领先地位。我国外资企业的出口额占全国出口额的比重一直持续增长,此比重在1993年超过1/3,2001年超过1/2,2006年接近60%。这标志着我国充分利用外资潜力和以出口为导向的发展战略取得巨大的成功。

二、未来我国经济仍将持续高速增长的原因

改革开放30年间,中国经济以年均9.85%的速度高速增长,使中国成为世界主要经济体之一,这在世界经济史上也是极为罕见的。

现在由美国次贷危机引发的波及全球的金融海啸还远未结束,中国经济也深受国际经济危机的影响而放慢了持续增长的步伐。因此,中国经济在未来二三十年内能否继续保持高速增长成为许多人关注的问题。笔者认为,中国经济在未来二三十年内,能继续保持高速增长的势头。

(一)我国社会主义经济体制将进一步完善

我国的社会主义市场经济体制还没有完全建立起来,机制创新、制度创新将在我国各领域不断展开,体制改革的成效会在进一步的改革开放中逐渐释放。中国经济从单一制发展为公有制为主、多种经济共同发展的新型体制,这是中国改革开放以来最根本的变化。经济体制的变化使得中国各种经济成分的竞争越来越活跃,资本使用效率越来越高,非政府投资成为带动中国经济增长的重要组成部分,给中国经济带来新的、长久的活力。但是,我国目前体制上还存在一些问题:国家金融机构还不够完善;法制基础比较薄弱;用于降低交易费用的制度;用于提供职能组织与个人收入流之间的制度;用于影响生成要素所有者之间配置风险的制度;用于确定公共品和服务的生产与分配的框架的制度等。随着户籍制度、用工制度、社会保障制度、收入分配制度、法律制度等的进一步完善,我国的经济市场化程度将进一步提高,资源配置和利用方面的效率也将不断提升。形成有利于转变经济增长方式、促进全面协调可持续发展的机制。

(二)我国的科技水平不断提升

改革开放三十年来,我国不仅仅通过技术创新获得技术进步而且通过向其他国家学习、模仿甚至购买先进技术已实现本国的技术进步。更重要的是我国的人口素质大大提升,人力资本取得巨大的成就。我国每年高等院校的毕业生和留学生的数量迅速增加,造就了大量的高学历、高素质的科技人才。他们具有较强的技术吸引能力和技术创新能力,为我国未来的经济增长提供技术保障。

(三)我国进入工业化和城市化的加速期

各国的经济发展历史表明,经济的成长过程分为三个阶段:经济发展早期阶段、经济高速增长阶段、经济发达阶段。我国正处在经济高速增长阶段,随着工业和服务业的成长,农业在国民经济中的地位逐渐减弱。在此阶段早期,工业比服务业增长更快,整个经济表现为以工业增长为主导的高速增长。在此阶段,需求结构效益引发产业结构变动,促使资本和劳动力等资源从劳动生产率相对较低的部门流向生产率相对较高的部门,从而带动经济增长。

在世界各国的发展进程中,伴随着工业化的进程,城市化亦随工业化的发展而发展,这是一种伴生关系。城市化和工业化相互促进,同步提高。无论是城市化还是工业化都是生产要素向非农领域转移的过程,人口、资金、土地以及各种生产资料都向城市和工业转移,这是社会经济发展的必然结果。城市化能节约土地、提高资源利用率、产生规模经济效益和聚集效益,有利于技术进步和扩散,因此,城市化是推动经济增长的重要因素之一。据测算,城市化增长1个百分点,将推动经济增长率提高1~2个百分点。我国1978年城市人口只占17.9%,2006年城市人口占43.9%,年平均增长0.93个百分点。我国城市化水平低于世界平均水平,远远低于发达国家水平。按目前的城市化进程计算,我国达到70%的城市化水平,还要29年。因此,城市化是促进我国经济高速增长的重要因素。

(四)我国具有低成本优势

资源的供给在很大程度上决定一国的竞争力以及一国经济是否能持续发展,资源也是决定一国比较优势的重要原因。我国人口众多,各层次的劳动力资源丰富,中国大量的农村人口意味着我们在很长一段时间里,仍然具有劳动力的比较优势[3]。近年来,中国产品出口的主要竞争手段就是“低价跑量”。虽然最近两年来,在国内政策和产业成熟度提升的共同作用下,中国劳动力成本有所提高,但中国劳动力的平均工资水平至今仍然不足美国的10%,所以,成本优势在相当长的一段时间内仍然是中国制造的优势之一,当然也就是支撑中国经济在未来持续增长的优势之一。

(五)庞大的市场规模是支撑未来中国经济持续增长的重要因素

现代经济中由于技术和资本的比重越来越高,市场规模越来越重要。如果一个国家没有一定的规模,成本就会很高,发展就会出现困难。我国人口众多、资源丰富,我国每年新生儿有1 400多万,这相当于欧洲一个中等国家的全国人口。按照现在的生活水平,原有人口生活水平保持不变的话,仅仅满足这些新生儿的生活条件,中国GDP每年就要增长4%。[4]中国国内市场的需求潜力巨大,中国改革30年的发展主要以外向经济拉动为主,中国未来20年拉动经济的主要力量将是国内的市场,因此,我们将比韩国和日本等国有更长的高速增长期。

(六)产业结构的升级

我国目前在整个国民经济当中产业结构不合理,第三产业只占到国民产业结构的40.1%,而发达国家达到70%。因此,要充分发挥市场的作用,由市场来调节,促进第三产业的发展。劳动力转移将主要向第三产业移动,这就解决了部分劳动力就业问题。同时,第二产业结构的上升,促消费需求扩大,消费需求的扩大反过来又促进第一、第二、第三产业的发展,我国的整体经济实力就会有一个较大幅度的提高。我国地区发展水平差距较大,各地区资源优势互补性很强,产业发展可实现梯度转移,从而延长了经济发展时间。我国具有形成较大市场规模的条件,这有助于专业化分工、形成规模经济效应,抵抗外部对经济增长的冲击。

(七)我国具有的后发优势在短期内不会改变

改革开放以来,虽然我国的经济水平有了很大的提高,但是与发达国家相比差距仍然很大。我们应该利用后发优势,通过学习、借鉴、引进国外先进技术、制度和管理经验,降低成本和风险、缩短时间,提高生产效率。因此,我国要充分发挥后发优势,促进我国经济保持较长时间增长。

参考文献

[1]温家宝.政府工作报告[N].北京:人民日报,2008-03-20(1).

[2]国家外汇管理局.中国外汇储备—2008[EB/OL].http://www.safe.gov.cn/model_safe/tjsj/tjsj_detail.jsp-ID=110400000000000000,19&id=5.

[3]海闻.中国有可能创造持续50年经济增长的奇迹[J].现代商业银行,2008,(3):17.

湖北省经济增长驱动因素分析 篇8

自1978年以来, 湖北省经济经过三十多年的持续快速发展, 地区生产总值由1978年的151.2亿元, 增长为2009年的13240.42亿元, 经济总量增长了八十多倍, 期间, 1989年地区生产总值翻了两番, 1993年实现翻三番, 1996年实现翻四番, 2003年翻了五番, 到2008年实现了翻六翻, 可见近二十年来, 经济增长较为迅猛, 地区生产总值平均增长率达到16%, 但是, 近十年来湖北省的GDP在全国的排名一直没有进步, 甚至出现了下滑, 由2000年的第9位下滑至2010年的第11位, 全省国内生产总值占全国的比重由2000年的5%下降到2010年的4%, 因此, 有必要分析湖北经济发展的总体趋势, 积极寻找其经济增长的驱动因素, 以助于科学制定湖北省未来的经济发展战略。

通过分析发现, 湖北省消费和投资都是快速增长, 净出口上下波动, 消费的比重除2009年外都是最大的, 2007年以前占比超过一半, 1991年甚至是三分之二, 是投资的两倍有余, 消费的比重总体上较为平稳, 呈下降趋势, 由1991年的65.42%下降到了2009年的47.77%, 期间1995-1996年, 以及1999-2003年有所增加;投资的比重总体上也较为平稳, 呈上升趋势, 由1991年的30.87%增长为2009年的51.56%, 期间1999年到2003年有所减少;净出口的比重上下波动, 幅度较大, 1994-2000年一直在逐年减少, 2000-2006年总体上呈增长趋势, 2006-2009年逐渐下降, 其中1995年到1996年大幅下降, 由3.62%下降为-2.62%, 并且1996年到2001年净出口一直为负值, 另一方面, GDP的增长率也是上下波动, 1994-1999年逐年下降, 这与消费比重的趋势相吻合, 其中1995-1996年降幅较大, 这与净出口的大幅下降相吻合, 1999-2006年总体上呈上升趋势, 与投资比重的趋势相同, 但其中1999-2003年, 投资比重下降, 而消费比重平缓上升, 可以看出此期间消费影响较大。

接下来, 我们进一步分析一下消费的情况, 1991-2009年湖北省最终消费构成及比重状况参见《2010年湖北省统计年鉴》。

可以看出, 居民消费和政府消费都是快速增长的, 2005年以来政府消费增长较快;居民消费的比重总体上呈下降趋势, 由1991年的79.65%下降到2009年的70.45%, 减少近10个百分点, 其中1992-1996年是逐年增加的, 2005年以来下降较快;政府消费的比重总体上呈上升趋势, 由1991年的20.35%增加为2009年的29.55%, 其中1993-1996年逐年下降。我们再来分析一下投资的构成状况。通过分析《2010年湖北省统计年鉴》1991-2009年湖北省资本形成总额构成及比重状况,

可以看出, 固定资产投资在快速增长, 尤其是2003年以来增长较快, 存货投资上下波动, 固定资本的比重总体上呈上升趋势, 由1991年的 62.54%增加为2009年的96.86%, 其中1996-1999年总体上是下降的, 存货投资的比重总体上呈下降趋势, 由1991年的37.46%减少为2009年的3.14%, 其中1996-1999年总体上是上升的, 而1996-1999年GDP的增长率是下降的, 可见存货比重较大时, 其影响也可忽略, 以下我们以固定投资代替投资进行分析。

下面我们从贡献率的角度来, 分析居民消费, 政府消费, 固定投资, 净出口对GDP的影响。

数据来源:《2010年湖北省统计年鉴》。

居民消费, 政府消费, 固定投资, 净出口的贡献率都是上下波动的, 1999-2002年间居民消费的贡献率是上升的, 政府消费和固定投资的贡献率都是下降的, 而GDP的增长率是上升的, 可见, 在此期间居民消费的影响最大, 2002-2004年间固定投资的贡献率是上升的, 而居民消费和政府消费的贡献率都是下降的, 而GDP的增长率是上升的, 可见在此期间固定投资的影响较大。另外, 绝大部分时候, 净出口的贡献率可以忽略。

综合上述分析, 居民消费和固定投资对湖北省的经济增长的贡献和影响是较大的, 政府消费其次, 净出口最小, 几乎可以忽略。为进一步了解居民消费, 政府消费, 固定投资, 净出口对湖北省经济增长的驱动力量, 我们运用最小二乘法来进行估计。

2 湖北省经济发展状况的计量分析

为消除通货膨胀的影响, 我们以1978年为基期, 计算出1991-2009年的 实际GDP, 实际居民消费支出, 实际政府消费支出, 实际固定投资, 并得出各自的增长率, 如表2。

注:根据《2010年湖北省统计年鉴》及《中国统计年鉴》计算得到。

2.1 模型建立

我们以GDP增长率为因变量, 将居民消费支出增长率、政府消费支出增长率、固定资产投资增长率和净出口增长率为解释变量, 建立如下回归模型:

Yt=β0+β1tX1t+β2tX2t+β3tX3t+β4tX4t

式中, Y:GDP增长率, X1:居民消费支出增长率, X2:政府消费支出增长率, X3:固定资产投资增长率, X4:净出口增长率。

结合表4的数据, 应用Eviews5进行回归分析, 得到结果如下:

解释变量的t检验结果表明, 居民消费和固定投资的影响显著, 和F显著性检验结果表明模型拟合效果很好, Prob (F-statistic) 为0.000006。

由于古典线性回归模型假定误差项同方差, 无序列相关, 并且服从正态分布, 通过估计方程的残差序列, 可以对误差项的这些假定是否成立进行检验, 如果违背这些假定需要改进估计方法。

2.2 模型检验

首先, 利用Jarque-Bera统计量进行正态性检验, 结果为Jarque-Bera统计值为0.7872, p值为0.6746, 在1%的显著性水平下都是接受的, 因此正态性假设成立。

其次, DW=2.199表明误差项无序列相关。

第三, 对于模型是否存在自回归条件异方差性进行ARCH检验, 结果如下:

在1%的显著性水平下都是接受的, 结果表明误差项不存在自回归条件异方差性。

最后, White异方差性检验, 结果如下:

在1%的显著性水平下都是接受的, 同方差假设成立。

并且由相关矩阵可知, 解释变量之间不存在多重共线性。

综上, 检验结果表明所建立的古典线性模型是成立的。

2.3 模型分析

回归结果表明, 净出口影响可以忽略, 居民消费影响最大, 居民消费增长率每增加1个百分点, 湖北省GDP增长率提高0.4个百分点, 固定投资影响其次, 固定投资增长率每增加1个百分点, 湖北省GDP增长率提高0.3个百分点, 而政府消费影响最小, 政府消费每增加1个百分点, 湖北省GDP增长率提高0.1个百分点。

由此可得, 虽然四个因素对湖北省经济都有推动作用, 但各个因素拉动作用不同, 具体来说, 对湖北经济起显著推动作用的是居民消费和投资, 它们与湖北经济关联较大, 政府消费虽然也有推动作用, 但效果明显不如居民消费和投资, 且不可能成为推动经济增长的主导力量, 居民消费应作为湖北经济的主导力量。

3 结论及政策建议

湖北省是内需主导型经济, 并且在未来一段时期内也将是内需主导型, 自2004年以来GDP增长较快, 增长率都在10%以上, 这是由于固定投资和政府消费的快速增长带动的, 其中, 固定资产投资里, 房地产开发的增速最快, 由2004年的337.28亿元增长为2009年的1200.44亿元, 非国有经济占比较小, 有很大的发展空间, 近年来固定资产投资的增长很大一部分来自房地产开发, 然而房地产开发是有限的, 不可能成为拉动经济增长的长期主导力量, 政府消费也是如此, 另一方面, 居民消费比重呈下降趋势, 而它的拉动作用是最大的, 所以政府应该采取措施拉动内需, 提高居民收入, 增强居民的消费信心, 适当控制房地产开发和政府消费的增长速度, 支持非国有经济的发展, 这样湖北经济将保持又好又快的增长, 湖北的经济地位将日益提高。

参考文献

[1]朱学星, 朱云鹃, 于阳.安徽省经济增长驱动因素的实证研究[J].技术经济, 2012, (08) :91-94.

[2]钱枫林.驱动经济增长影响因素的研究—基于江苏经济发展的实证检验[J].市场周刊, 2004, (6) :10-11.

中国经济增长因素分析 篇9

1978年以来,我国经济增长率的波动幅度逐渐收窄 ( 图1) ,说明我国经济增长的稳定性逐渐提高。但由于经济增长稳定性受多种因素的影响, 我国经济增长的稳定性还远没有达到理想的状态。而经济增长及其稳定性对国民经济福利有重要影响: 一方面,若经济增长率低则居民收入乃至居民的福利水平提升速度慢; 另一方面,若经济增长率大幅波动,居民收入波动也会带来经济福利的损失 ( 陈彦斌,2008)[1]。因此,对经济增长稳定性进行科学评价并对其影响因素进行分析, 对促进经济的稳定增长具有重要的理论和实践意义。本文首先通过构建经济增长稳定性的衡量指标,对我国经济增长稳定性进行评价; 在此基础上,依据经济理论对可能影响经济增长稳定性的各个因素进行分析; 最后,通过计量模型定量分析各因素对经济增长稳定性的影响程度。

事实上,稳定的经济增长对一个国家国民经济福利的持续改善来说是非常重要的。一般地, 经济增长稳定性可从两个层面来进行衡量: 一方面,经济增长率的稳定,即经济增长率的波幅小, 经济增长率的大幅度上升或下降,都会引起经济增长稳定性下降; 另一方面,经济增长率波动的次数少,或者更精确地说,经济周期都是长周期, 从而经济增长的时间也相对较长。

目前国内学者对于我国经济增长稳定性分析主要从两个层面来展开: ( 1) 从传统的经济周期的角度出发来评价经济增长的稳定性。改革开放以来,我国经济呈现出经济周期波动微波化、稳定化趋势,要提高经济增长的稳定性,必须充分发挥市场机制在资源配置中的基础性作用的同时, 不断加强和改善宏观调控 ( 刘树成,2007; 张军,2009; 陈乐一,2010)[2,3,4]。 ( 2) 用经济增长率的变化情况来评价经济增长稳定性,这其中又有两种类型的指标: 经济增长率的变动幅度和经济增长率的标准差系数。曼昆 ( 2007) 用经济增长的标准差系数来评估美国经济增长的稳定性[5],得出了20世纪90年代以来美国经济呈现出了前所未有的稳定性。李延军和金浩 ( 2007) 用经济增长率的增长率来衡量经济增长的稳定性[6],得出了改革开放以来的河北省经济增长稳定性逐渐得到改善的结论。吕小宁 ( 2002) 认为用经济增长率的变动程度衡量的山西经济增长稳定性较差[7]。刘华军 ( 2004) 指出自1978年以来山东经济增长的稳定性逐渐加强[8],经济增长率的波动幅度和波动次数均逐渐减少。

1 经济增长稳定性评价的方法

目前学术界在评价经济增长稳定性方面,除了传统的经济周期“波峰———波峰”或者“波谷 ———波谷”法外,主要有3种方法: ( 1) 经济增长率的移动平均型的标准差或标准差系数 ( 曼昆,2006)[5]; ( 2) 经济增长率的波动幅度,即经济增长率的增长率 ( 李延军和金浩,2007)[6]; ( 3) 经济增长的稳定指数,即经济增长稳定指数 = 100× ( 1 - 实际经济增长率与潜在经济增长率离差的绝对值÷潜在经济增长率)( 向爱保, 2008)[9]。本文分别采用这3种方法来评价改革开放以来我国经济增长的稳定性。

1. 1 增长率的移动平均型的标准差系数

标准差系数通常用来描述变量的波动性,但实际上标准差系数也能用来描述变量的稳定性。一般来说,标准差系数越大,说明经济增长波动性大,经济增长稳定性差; 标准差系数越小,经济增长波动性越小,经济增长稳定性越好。经济增长率标准差和标准差系数的计算公式如下:

经济增长率的标准差———

平均经济增长率———

经济增长率的标准差———

式中,δ为标准差,gi为考查期内各年增长速度,i表示年份,n为项数 ( 考察期内年数) ,为平均增长速度,Vδ为标准差系数。为了克服考察期内单一经济增长率标准差系数隐含假设在考察期内经济增长稳定程度不变的缺点,同时为了反映经济增长稳定程度的渐变性,本文借鉴曼昆 ( 2006) 的做法采用移动平均型的标准差系数[5], 即在每一个年度计算一个标准差系数,该标准差系数使用此前10个年度数据计算 ( 包括该年度的10个年度) 。

1. 2 经济增长率的变动幅度

经济增长率变动幅度即经济增长率的增长率计算公式为:

其中gi,gi - 1分别为本年和上年经济增长率,ηi 为经济增长率变动幅度。一般来说,经济增长率变动幅度在[-30%,+30%]之间,表明经济增长稳定性较好; 变动幅度在[-50%,-30%]或[30% ~ 50%]之间,表明经济增长稳定性较差; 变动幅度大于 +50%或小于 -50%则表明稳定性极差。

1. 3 经济增长的稳定指数

经济增长的稳定指数的构建主要依据实际经济增长与潜在经济增长的路径偏离程度: 当实际经济增长率等于潜在经济增长率时,认为经济增长稳定性达到了最优水平; 当实际经济增长率高于或低于潜在经济增长率时,经济增长稳定性偏离了其最优水平。经济增长的稳定指数为

其中,Wi为经济增长稳定指数,gi为实际经济增长率,gi P为潜在经济增长率。

因此要计算经济增长稳定指数,需要分两个步骤来进行: 首先计算我潜在GDP; 然后根据潜在GDP计算潜在经济增长率; 再根据实际与潜在经济增长率来计算经济增长稳定指数。从 ( 3) 可以看出,经济增长稳定指数W达到最优水平时W = 100,即100是W的最大值。当实际经济增长率高于或低于潜在经济增长率时,W值都小于100。当然,当经济出现古典型的波动 ( 经济总量下降) 或实际经济增长与潜在经济增长率相差两倍的时候,W值也可能取负值。这时,经济增长极不稳定。

2 经济增长稳定性评价及相关影响因素分析

2. 1 经济增长稳定指数的构建

2. 1. 1 潜在产出及潜在增长率

20世纪末以 来, 由霍德里 克和普雷 思科 ( 1980) 提出的HP滤波法在各个领域得到了日益广泛的应用,其基本原理是把样本点的趋势值当作潜在GDP,通过最小化实际GDP和样本点的趋势值,来获得潜在GDP的估计值。根据中国1978 ~ 2012年实际GDP的时间序列,先用HP滤波法得到了中国的潜在产出,然后根据潜在产出序列和实际GDP序列得到中国经济潜在增长率和实际增长率 ( 如图2) 。

2. 1. 2 经济增长的稳定指数

根据公式 ( 3) 计算经济增长稳定指数W, 如图3所示。从图中可以看出,1978年以来,中国经济增长稳定指数虽有波动但均为正值,没有出现古典型的波动 ( 经济总量下降) 或实际经济增长与潜在经济增长率相差两倍的极不稳定的现象。

2. 2 经济增长稳定性与产出缺口

实际上,产出缺口和经济增长的稳定性之间存在一个关系: 当实际经济增长率越接近其潜在增长率时,即产出缺口小时,经济增长的稳定性越高; 当实际经济增长率偏离潜在增长率越远时, 即产出缺口大时,经济增长的稳定性越差。这一分析在图4中很好地体现出来,经济增长的稳定指数在1978 ~ 2012年与实际经济增长率的关系呈现“倒U型”变化,经济增长稳定指数在实际增长率达到10% ( 潜在增长率) 时达到最大,当实际经济增长率小于10% 或大于10% 则经济增长稳定指数下降。

2. 3 经济增长稳定性与产业结构

根据经济理论,产业结构的逐步优化是经济稳定增长的前提和源泉,经济总量的增长只有与结构改善相结合才能实现经济的持续、稳定增长。国民经济中各产业的稳定性是不一样的,三次产业的各自的稳定性及三次产业结构决定了整体经济增长的稳定性: 第一产业的稳定性主要受到自然条件和其它不确定因素的限制,相对来说其波动性要大于二三产业; 第二产业的稳定性主要受工业化战略和投资等因素的影响,其波动性仅次于第一产业; 第三产业主要是为第一二产业提供服务的,第一二产业的波动会引致第三产业的波动。由于各次产业的稳定性不同,则产业结构是影响整体经济增长的重要变量,若经济中稳定较强的产业占的比重大,则经济增长的稳定性也较好; 反之,若经济中稳定性差的产业占的比重大, 则经济增长的稳定性也较差。

2. 3. 1 基于增长率的移动平均型的标准差系数的 分析

从供给方面来看,GDP由三次产业产值加总得到,因此经济波动实际上可以看作三次产业生产各自波动的综合结果。根据上文提供的计算方法,得到1978 ~ 2012年我国历年GDP及各次产业增长率的移动平均型标准差 ( 如图5所示) 。由图5可以看出,我国经济增长的稳定性表现出三大特征: ( 1) 总体上看,GDP及三次产业增长的稳定性在改革开放后逐渐得到改善; ( 2) 分产业来看,第一、第二产业增长的稳定性大于GDP增长的稳定性,而第三产业增长的稳定性与GDP增长的稳定性大致相当。( 3) 三次产业中第一产业增长的稳定性最差,第二、第三产业增长的稳定性则相对较好。

另外,根据1978 ~ 2012年34年间数据作为一个整体计算得到改革开放以来我国经济及各次产业增长的均值、标准差及标准差系数。我国GDP年均增长9. 9% ,其标准差为2. 7% ,标准差系数为27. 3% 。经济增长的波动,主要是由于产业结构的波动所致。第一产业的标准差系数为56. 8% ,是三次产业中最高的,标准差却在三次产业中最小 ( 为2. 6% ) ,说明第一产业的增速普遍较低 ( 为4. 6% ) ,但波动较为明显。这主要是因为第一产业受自然条件的影响较大,遇到有自然灾害的年份,容易突然地收缩。第二产业的标准差系数为38. 2% ,标准差为4. 4% ,均高于第三产业。第三产业总体来说波动较小,标准差系数仅为30. 9% ,标准差为3. 4% 。由此看来,我国经济增长的波动,主要是来源于各产业部门增长的不均衡所致,是结构性波动所推动的总量波动。

%

注: 表中的各项数据根据 1978 ~ 2012 年间 34 年数据计算。

2. 3. 2 基于增长率变动幅度的分析

表2给出了1978 ~ 2012年我国经济及三次产业增长情况及其变动幅度。从GDP增长率的波动幅度来看,35年中有11年经济增长率变动幅度超过±50% ,占31. 4% ,其中有1年超过100% ( 1991年) 。1992年改革开放进入第二阶段后, 国家宏观调控经济政策与思路发生转变,着重强调经济的平稳增长。1993 ~ 2012年,我国经济增长变动幅度不仅没有超过±50% 的范围,而且还将其控制在±20% 之内 ( 除2008年金融危机经济增长的变动幅度达到 - 32. 0) 。总的来看,我国经济增长一直在高位上较为平稳地运行。分产业来看,35年中第一、二、三产业经济增长率变动幅度超过±50% 的年份分别为12年、7年和4年。1993 ~ 2012年,我国三次产业增长变动幅度没有超过±50% 的范围。

2. 4 经济增长稳定性与需求结构

在我国,最终消费、投资和净出口构成了国民经济的总需求。根据经济理论,三大需求的稳定性也是不同的: 消费需求的稳定性较好,由于边际消费倾向和平均消费倾向都小于1,因此经济高涨时消费增长的幅度小于经济增长的幅度, 经济低迷时消费减少的幅度小于经济的降幅,从而消费需求稳定性要好于经济增长的稳定性; 投资需求的稳定性较差,根据凯恩斯理论,投资容易受到“动物精神”的影响,且还有乘数加速机制的影响,投资需求的稳定性一般小于经济增长的稳定性; 净出口需求一般来说最不稳定,因为其影响因素众多,在有些年份是顺差,有的年份是逆差,投资需求的稳定性一般小于经济增长的稳定性。需求结构即最终消费、投资和净出口的比例变化是经济增长稳定性的重要影响因素,最终消费需求占的比重越大,投资和净出口占的比重越小,则经济增长的稳定性越好; 反之,最终消费需求占的比重越小,投资和净出口占的比重越大,则经济增长稳定性越差。

2. 4. 1 基于增长率的移动平均型的标准差系数的 分析

从需求方面来看,最终消费、资本形成总额和净出口构成GDP,因此经济波动实际上可以看作三大需求波动的综合结果。根据上文提供的计算方法,得到1978 ~ 2012年我国历年GDP及各次产业增长率的移动平均型标准差 ( 如图6所示) 。由图6可以看出,我国需求方经济增长的稳定性表现出三大特征:( 1) 总体上看,GDP、最终消费和资本形成总额增长的稳定性在改革开放后逐渐得到改善; ( 2) 资本形成总额增长的稳定性大于GDP、最终消费增长的稳定性; ( 3) 最终消费与GDP增长的稳定性在1978年后的大部分时间里趋于一致,但在1991 ~ 1998年间最终消费增长的稳定性大于GDP。

图 6 改革开放以来我国经济及消费、投资增长稳定性变化情况

另外,根据1978 ~ 2012年34年间数据作为一个整体计算得到改革开放以来我国经济及三大需求的均值、标准差及标准差系数。我国GDP年均增长9. 9% ,其标准差为2. 7% ,标准差系数为27. 3% 。一般说来,需求结构的变化也是导致经济增长的波动的主要原因。最终消费在1978 ~ 2012年年均增长9. 2% , 增长的标准差系数为38. 0% ,是三大需求中最低的,标准差为2. 7% 。资本形成总额年均增长11. 4% ,增长的标准差系数为67. 0% ,标准差为7. 6% 。净出口总额总体来说波动最大,标准差系数为 -541. 2% ,标准差为4465. 2% ,但由于净出口占支出法GDP的比重最小,因此对GDP增长的稳定性影响也相对最低。

%

2. 4. 2 基于增长率变动幅度的分析

表4给出了1978 ~ 2011年我国经济及三大需求增长情况及其变动幅度。按三大需求来看,34年中最终消费、资本形成总额、净出口增长率变动幅度超过±50% 的年份分别为7年、17年和29年。1993 ~ 2012年,我国三大需求增长变动幅度中,消费需求的增长率变动幅度没有超过±50% 的范围,而资本形成总额增长率变动幅度有6年超过了50% ,因此,我国需求方经济增长的稳定性在改革开放后也得到了改善。利用计量经济学中的平稳性检验,检验经济增长及三大需求增长率变动幅度序列的平稳性,结果表明4个序列都是零阶单整的,即经济增长及三大需求增长率变动幅度序列具有总体的平稳性,表明我国改革开放以来的经济增长稳定性较好。

2. 5 经济增长稳定性与投资主体的所有制结构

宏观经济分析中,不同所有制类型的企业投资的波动性也不相同,本文将企业按所有制类型分成两种: 公有制企业和非公有制企业。由于这两类企业的波动性差别很大,因此所有制结构的变化也会影响经济增长的稳定性。一般的看法是, 公有制企业投资和生产的波动性大而非公有制企业投资和生产的波动性小。由于公有制企业的特殊的委托代理关系———委托人 ( 所有者) 众多, 却不能有效地对代理人实施监督,且作为代理人的经理,其经济收益及社会地位由企业规模决定, 他具有极大的“扩张欲望”。另外,政府推动经济增长也会首先加大对国有经济的投资规模。两相交叠,公有制企业的投资往往增长过快,容易导致经济过热。当经济过热时,国家的调控政策最先也会作用于公有制企业,而使其投资规模急剧的收缩。而非公有制企业在生产和投资方面, 受到市场的约束比较强,且受外部环境的影响相对较小,因此其波动性相对较小。

3 经济增长稳定性影响因素的实证分析

3. 1 模型及数据来源

根据以上分析,经济增长稳定性的影响因素主要有产业结构、需求结构和产出缺口、投资者的所有制结构,因此我们可以建立模型来定量分析这3个影响因素对经济增长稳定性的影响。假定各因素对经济增长稳定性产生线性影响,即有如下模型:

其中Y为经济增长稳定指数,OG表示产出缺口 ( Output Gap) ,DS表示需求结构 ( Demand Structure) ,IS表示产业结构 ( Industry Structure) , OS表示所有制结构。

经济增长稳定指数由前文介绍的方法得出 ( 表5) ,但考虑到数据处理的方便性,在运用到回归分析的过程中,本文对经济增长稳定指数取5项移动平均得到的新数列作为回归模型的因变量; 产出缺口OG是实际经济增长率和潜在经济增长率的离差的绝对值; 需求结构DS用消费占GDP的比重即消费率来表示; 产业结构第二产业增加值占GDP比重来表示; 所有制结构OS用国有经济固定投资占全国固定投资总额的比重表示。

3. 2 数据的平稳性及协整检验

由于数据的非平稳,利用时间序列数据进行估计时容易引起伪回归问题,因此在进行回归前需进行数据的平稳性检验。本文采用ADF检验来检验数据的平稳性,检验结果如表6所示。分别对经济增长稳定指数、产出缺口、需求结构、产业结构、所有制结构等5个变量的水平值及一阶差分进行ADF检验,结果表明: 在1% 的显著水平上,5个变量的水平值都是不平稳的; 在1% 的显著水平上,5个变量的一阶差分序列都是平稳的,也就是说,5个变量序列都是一阶单整的。

注: C,T,N 分别代表检验中是否带有常数项、时间趋势项及差分滞后阶数,差分滞后阶数的选择为 SIC 最小化原则。

经济增长稳定指数、产出缺口、需求结构、产业结构、所有制结构等5个变量都不是平稳的, 但它们都是一阶单整序列,满足协整检验前提条件。本文采用Johansen协整检验来检验变量间是否存在长期均衡关系。检验结果表明,在显著水平为5% 的下,Y、OG、DS、IS、OS等5个变量间存在协整关系。

3. 3 回归分析

利用表6的样本数据对 ( 1) 进行回归,估计结果如表8所示:

从回归方程的结果来看,各变量参数的t统计量均大于显著水平为5% 的临界值,调整后拟合优度大于0. 80,DW统计量为1. 4197,表明模型不存在自相关,模型设定良好。

由表8可知,经济增长稳定性主要受产出缺口、需求结构、产业结构和投资者所有制结构等四大因素的影响,其中需求结构和产业结构对经济增长稳定性的影响为正,产出缺口和所有制结构对经济增长稳定性的影响为负,这与前面的理论分析是一致的。这四大影响因素大致能解释80% 以上的经济增长稳定性的变化。具体来看, 当产出缺口增加1% 时,经济增长稳定指数降低0. 97个点; 当需求结构 ( 最终消费率) 提高1% 时,经济增长稳定指数上升0. 79个点; 当产业结构提高1% 时,经济增长稳定指数上升1. 47个点; 当所有制结构 ( 国有经济比重) 上升1% , 经济增长稳定指数降低0. 62个点。

4 结论及政策启示

4. 1 研究结论

本文首先总结了经济增长稳定性的测度指标, 然后利用它来分析改革开放以来我国经济增长稳定性的演变情况,再结合我国实际进一步分析我国经济增长稳定性的影响因素,得到了如下结论: ( 1) 总体上看,GDP及三次产业增长的稳定性在改革开放后逐渐得到改善; 分产业来看,第一、第二产业增长的稳定性大于GDP增长的稳定性, 而第三产业增长的稳定性与GDP增长的稳定性大致相当; 三次产业中第一产业增长的稳定性最差, 第二、第三产业增长的稳定性则相对较好;( 2) 总体上看,GDP、最终消费和资本形成总额增长的稳定性在改革开放后逐渐得到改善; 资本形成总额增长的稳定性大于GDP、最终消费增长的稳定性; 最终消费与GDP增长的稳定性在1978年后的大部分时间里趋于一致,但在1991 ~ 1998年间最终消费增长的稳定性大于GDP; ( 3) 产出缺口也影响经济增长的稳定性,一般来说,缺口越大,说明经济增长稳定性越差; ( 4) 投资主体的所有制结构也影响经济增长的稳定性,国有经济占比越大,经济增长稳定性越差; ( 5) 经济增长稳定性主要受产出缺口、需求结构、产业结构和投资者所有制结构等四大因素的影响,当产出缺口增加1% 时,经济增长稳定指数降低0. 97个点; 当需求结构 ( 最终消费率) 提高1% 时,经济增长稳定指数上升0. 79个点; 当产业结构提高1% 时,经济增长稳定指数上升1. 47个点; 当所有制结构 ( 国有经济占比) 上升1% ,经济增长稳定指数降低0. 62个点。

4. 2 政策启示

现阶段我国宏观经济的主要目标是保持经济的持续快速稳定的增长,经济增长的稳定性被放在非常重要的位置,为提高我国经济增长的稳定性,提出如下的政策建议。

4. 2. 1加强对宏观经济的供给管理,使实际经济增长率逼近经济的潜在增长率,进而提高经济增长的稳定性

供给管理的重点就在于通过生产技术方面的重大改造和供给动力机制的重构,充分挖掘供给潜力; 合理规划与调整产业结构,以使供给结构适应需求结构,减少资源闲置和供给滞存。显然, 与需求管理相比供给管理难以在短期内收效,需长期不断地努力。然而,一旦供给基础得到真正改善,就能从根本上协调供求矛盾,为提升经济增长稳定性打下坚实的基础。

4. 2. 2 提高居民消费率

根据本文的分析,消费率上升对经济增长稳定指数有正向影响,提高消费率有助于经济增长稳定性的改善。但我国消费率从改革开放以来一直呈下降 的态势,从1978年的62. 1% 下降到2012年的49. 5% ,30年间下降了12. 6个百分点,进一步分析,我国消费率下降的主要由居民消费下降引起的,政府消费率一直维持在15% 左右。因此,提高消费率主要是提高居民消费率, 可采取以下几个措施: ( 1) 提高居民收入,使居民收入增长能够与GDP增长同步; ( 2) 完善社会保障体系,使居民进行消费无后顾之忧; ( 3) 推进收入分配调整,提高初次分配中劳动收入占GDP的比重; ( 4) 缩小收入差距,促进消费需求的增长;( 5) 优化城乡居民消费支出的内部结构、大力提升服务性消费水平是实现消费可持续增长的必然要求。

4. 2. 3 推进产业结构调整

产业结构对应于经济的供给方,产业结构的调整要求代表经济需求方的结构 ( 需求结构) 结合起来。实际上,可以通过需求结构的调整来实现产业结构的调整 ( 沈利生,2011)[11]。另外, 从产业结构本身出发,可采取措施进行产业结构的优化: 加大对农业基础设施的投入,做好农业内部结构调整,降低农业产出的波动性; 在推进工业化的进程中,实现工业结构的转型升级; 继续加强传统服务业,大力发展基础性服务业和新兴服务业。

4. 2. 4 推动所有制结构改革

甘肃省经济增长影响因素实证分析 篇10

经济增长是指一个国家或一个地区生产商品和劳务能力的增长, 生产要素和资源的合理配置是总产出最大化的必要条件。近年来甘肃省经济迅速发展, 经济保持平稳较快增长的态势, 增速跃居全国前列, 但是, 甘肃省的经济发展与全国发达省市相比, 表现出经济总量小, 经济基础差, 产业结构不合理等特点。因此, 在2012年兰州市被正式批准建立为第五个国家级新区之际, 十分必要分析甘肃省经济增长的影响因素, 找出推动经济发展的主要因素, 同时发现不足, 对调整产业结构和优化生产要素的投入比例提出对策及建议, 进而推动甘肃省经济平稳发展, 为国家西部地区经济发展起到表率性作用。

2 模型设计

柯布—道格拉斯生产函数是美国数学家柯布 (Charles·W·Cobb) 和经济学家道格拉斯 (Paul·H·Douglas) 共同探讨投入和产出的关系式创造的生产函数。它在生产函数的一般形式上引入了技术资源这一因素。柯布道格拉斯生产函数的一般形式可以表示为:

Y=ALαKβeμ (1)

式中Y代表总产出或总收入, 即GDP;K代表资本投入, 一般指固定资产净值;L代表劳动力投入;α是劳动力产出的弹性系数, β是资本产出的弹性系数, μ表示随机干扰的影响, μ≤1。

3 指标选取、数据来源及处理

3.1 指标选取

关于经济增长的源泉, 宏观经济学通常借助于生产函数来研究, 宏观生产函数把一个经济体中的产出与生产要素的投入和技术状况联系在一起。在实际生产过程中, 影响经济增长的主要因素有物质资本、劳动力、人力资本和科技进步等因素, GDP是衡量经济增长的主要指标, 因此, 本文选取甘肃省的国内生产总值 (亿元) Y作为衡量产出的指标。

(1) 物质资本指标。

物质资本是实现经济增长和发展的物质基础条件。所谓物质资本, 是指长期存在的生产物资形式, 如机器、设备、厂房、建筑物、交通运输设施等, 这些长期存在的生产物质就是固定资产, 具有价值高、使用年限长, 能长期地、重复地参加生产等特点, 购买固定资产是一种投资方式。因此, 本文选取全社会固定资产投资总额 (亿元) K作为衡量物质资本的指标。

(2) 劳动力指标。

劳动力是社会生产永恒的条件, 物质资料生产过程是劳动力作用于生产资料的过程, 这一指标反映了一定时期内全部劳动力资源的实际利用情况。本文选取年末总就业人数 (万人) L作为衡量劳动力的指标。

(3) 人力资本指标。

人力资本是体现在人身上的资本, 即对生产者进行普通教育、职业培训等支出和其在接受教育的机会成本等价值在生产者身上的凝结。因此, 本文选取国家财政性教育经费 (亿元) H来衡量人力资本。

(4) 科技进步指标。

科学技术是第一生产力, 现代科学技术的突飞猛进, 为社会生产力的发展开辟了更为广阔的空间。科技成果是人们从事科技活动所取得的具有经济价值的知识产品, 科技进步体现为科技成果的不断产生。因此, 本文选取年度专利授权书 (件) T作为衡量科技进步的指标。

3.2 数据来源及处理

(1) 在中华人民共和国统计局官网查找1997～2011年各年的统计年鉴, 得到国内生产总值 (亿元) Y、全社会固定资产投资总额 (亿元) K、国家财政性教育经费 (亿元) H、年度专利授权书 (件) T等数据。

(2) 我国1997～2011年各年的价值量统计都是按现价计算的, 由于商品的价格书不断变化的, 因此, 各年的价值量指标间不具有可比性, 若直接使用原始数据进行比较分析将会产生误差, 鉴于此, 本文引进价格缩减指数对原始数据中以现价统计的价值量指标进行预处理, 计算得到不变价的价值量指标。处理方法具体为:首先, 将1997年的居民消费价格指数作为基期 (1997=100) , 计算出各年的居民消费价格定比指数;然后, 使用计算所得的居民消费价格定比指数缩减各年的价值量指标;最后, 得到具有可比性的GDP (亿元) Y、全社会固定资产投资总额 (亿元) K、国家财政性教育经费 (亿元) H等价值量指标。

4 经济模型的建立及计量分析

4.1 模型初步建立

在分析中, 假定甘肃省经济增长具有柯布—道格拉斯生产函数的基本特征, 经济产出用Y—GDP (亿元) 来衡量, 生产要素投入主要有四个因素:K—全社会固定资产投资总额 (亿元) 来衡量物质资本、L—年末总就业人数 (万人) 来衡量劳动力、H—国家财政性教育经费 (亿元) 来衡量人力资本、T—年度专利授权书 (件) 来衡量科技进步。各变量的数据见下表1。

本文在经典Cobb—Dauglas生产函数形式基础上, 引入人力资本因素H和科技进步因素T, 将函数形式改造为:

Y=ALαKβHγTδeμ (2)

为了使表1中数据的线性更强, 数据波动具有某种齐次性, 我们将对该式两边同取对数, 转化成多元线性回归形式来求解, 具体函数形式如下:

ln Y=lnA+αlnK+βlnL+γlnH+δlnT+μ (3)

4.2 计量经济分析

4.2.1 利用普通最小二乘法估计方程

在Eviews7.0下, 模型 (3) 的普通最小二乘法估计结果如下:

由于undefined2较大且接近于1, 而且F=342.2424>F0.05 (4, 10) =3.48, 说明GDP (Y) 与上述解释变量间总体线性关系显著。

4.2.2 多重共线性分析

对上述方程中估计的参数进行t检验, 当α=0.05时, 查表可知t0.025 (10) =1.812, lnK、lnH的t检验值 (分别为0.776和0.014) 明显的小于临界值, 故t检验不显著, 同时lnA的t检验值 (-2.805) 为负数, 而且符号的经济意义也不合理, 表明很可能存在严重的多重共线性。对解释变量做相关性分析, 从相关系数表可以看出, 各解释变量相互之间的相关系数都比较高 (均大于0.8) , 显示为高度相关, 并且t检验的P值均为0.000, 显著通过检验, 因此, 证实确实存在严重的多重共线性。

4.2.3 修正多重共线性

(1) 找出最简单的回归形式。

分别作lnY与lnK、lnL、lnH、lnT间的回归:

可见, 总产出受资本投入量的影响最大, 即GDP受全社会固定资产投资的影响最大, 说明投资充分发挥了拉动GDP的作用。因此, 选①为初始的回归模型。

(2) 逐步回归。

将其他解释变量分别导入上述初始回归模型, 寻找最佳回归方程 (表2) 。

①在初始模型中分别引入lnL、lnH和lnT, 可以看出, 模型的拟合优度都有不同程度的提高, 但是引入lnL后的模型拟合优度最高, 且参数符号合理, 变量也通过了t检验, D.W.检验表明存在1阶序列相关性。

②在初始模型已引入lnL的基础上分别引入lnH和lnT, 同样, 模型的拟合优度都有所提高, 但是引入lnT后的的模型拟合优度比引入lnH的要高, 且参数符号合理, 变量也通过了t检验, D.W.检验表明不能确定是否存在1阶序列相关性。

③由上述可知, 已经引入了lnL和lnT两个自变量, 在此基础上引入最后一个自变量lnH, 从上表可看出, 模型的拟合优度略有下降, 且变量没有通过t检验, 综上可知, lnH引起了严重的多重共线性, 应予以剔除。至此, 模型修正为

undefinedlnT (9)

4.2.4 自相关检验

使用最小二乘法估计求出D.W.检验值为1.499, 对样本观察值个数为15, 解释变量为3的模型, 在5%的显著性水平下, 查D.W.统计表可知, dL=0.82, dU=1.75, 由此可知, dL

4.2.5 运用广义差分法进行自相关的处理

下面对 (9) 式进行序列相关性的拉格朗日乘数检验。含1阶滞后残差项的辅助回归为

于是, LM=n·R2=15×0.066574=0.9986, 小于显著性水平为5%、自由度为1的χ2分布的临界值χ0.05 (1) =3.84, 表明模型干扰项已不存在自相关性。同时各变量的参数均为通过显著性检验, 结合1阶滞后残差项的辅助回归情况, 可判断 (9) 式模型不存在序列自相关。

4.2.6 异方差检验

出现在总体回归函数中的随机扰动项μi是同方差性的, 就是说它们都有相同的方差。为了消除可能存在的异方差对所做模型和预测产生的误导, 有必要进一步采用怀特 (White) 检验进行做异方差检验。在Eviews软件包下, 对 (10) 的模型做怀特检验, 为了减少自由度的损失, 在建立辅助回归模型时使用解释变量的平方项而不包含交叉项。异方差性检验的结果表明, 怀特统计量nR2=15×0.2301=3.4515, 该值小于5%显著性水平下、自由度为6的χ2分部相应的临界值χ20.05 (6) =12.59, 因此, 拒绝异方差的被择假设, 接受同方差的原假设。说明使用最小二乘法估计的 (9) 式模型满足同方差的假定, 不存在异方差性。

5 模型确立及其经济学分析

5.1 模型确立

通过上述的计量经济分析, 得出最优回归模型为

5.2 模型的经济学分析

由上述方程可知, 物质资本、劳动力和科技进步是影响甘肃省经济增长的主要因素, 人力资本对甘肃省的经济也有很大的贡献, 但是由于随着甘肃经济的近年来的快速增长, 人力资本的投入、物质资本、劳动力和科技水平等生产要素的投入都趋于增长, 且人力资本与其他的生产要素之间存在高度相关性, 从而引起了严重的多重共线性, 因此将人力资本予以剔除, 对模型进行了修正。上述方程中, 解释变量前面的系数即为其弹性, 其中, 物质资本每增长一个百分点, 甘肃省的经济总量将增长0.238个百分点;劳动力每增长一个百分点, 甘肃省的经济总量将增长2.871个百分点;技术投入每增长一个百分点, 将带动甘肃省的经济总量增长0.308个百分点。可见, 劳动力对经济增长的影响最大, 技术投入的影响次之, 物质资本对经济增长的影响最小, 这主要是由于甘肃省的经济正处于转型时期, 从粗放型经济向以集约型转变, 从劳动密集型向资本、科技密集型转变, 随着经济的发展, 社会对教育的重视, 高素质人才的培养愈显重要, 因而将会不断加大人力资本的投入, 技术资本大量投入将会极大地推动社会生产力的发展, 最终使得甘肃省经济实现跨越式发展, 顺利完成全省经济结构的转型。

6 对策及建议

(1) 持续加大物质资本的投入, 同时加强监督管理力度。

因为, 物质资本作为社会生产的基础, 其配置的有效程度对经济增长影响重大。因此, 政府在加大物质资本投入量的同时更应该加强物质资本投入使用的有效监督, 使资本可以高效、有序地被利用。

(2) 在增加劳动力投入的同时加大人力资本, 以提高劳动力素质。

从上述模型可看出, 影响甘肃省经济增长的因素中劳动力边际贡献最大, 在甘肃省经济结构转型时期, 需要更多的高素质人才, 因此, 政府应该加大人力资本的投入, 尤其是教育投入, 提高劳动者素质, 进而, 使其为甘肃省的经济发展做出智力贡献。

(3) 加大科研经费投入, 提升创新能力, 使产学研有效结合。

科学技术的进步大大的促进了社会生产力的发展, 但是, 甘肃省的科研经费投入力度和科研成果的数量与全国其他省市区相比, 处于相对落后的地位。因此, 甘肃省应该加大科研经费的投入, 企业和高校联合建立高效的科研基地, 加快产学研结合, 促使科研成果转化为现实生产力。

参考文献

[1]罗捷.我国经济增长影响因素的实证研究[J].财政观点, 2011.

[2]李子奈, 潘文卿.计量经济学[M].北京:高等教育出版社, 2012.

[3]古扎拉蒂 (美) 著.林少宫译.计量经济学 (第三版) [M].北京:中国人民大学出版社, 1999.

[4]杨卫涛.河南省经济增长多因素实证分析[J].洛阳师范学院学报, 2011, (30) :6.

中国经济增长因素分析 篇11

【关键词】工业经济；影响因素；协整分析

近年来，国内不少学者从不同角度对工业经济增长的影响因素进行了分析研究，主要集中于以下三方面：（1）外向经济对工业经济增长影响研究；（2）制度变迁及政府行为对工业经济增长影响研究；（3）传统要素（劳动力、技术进步等）对工业经济增长作用研究。综合来看，尽管学术界在理论上对工业经济增长影响因素的判别及其影响等方面取得不少共识，但在具体分析时仍存在许多差异，如在工业经济增长模型的选择和检验方面，不同的指标及模型就会产生不同的结论。本文拟选取劳动、资本、能源及科技进步作为影响工业经济增长的四因素，建立工业经济增长与上述影响因素关系的多变量协整模型，进行南通工业经济增长与其影响因素的长期均衡和短期波动的实证分析。

一、变量及变量的平稳性检验

为了考察南通工业经济增长与劳动、资本、能源消费、科技进步四影响因素之间协整关系，本文首先择取自1978～2009年间的南通地区工业生产总值及其指数、工业从业人员数、全社会固定资产投资完成额、发电量、各类专业技术人员数（相关数据均来自各年《南通统计年鉴》）；其次将南通地区工业生产总值、全社会固定资产投资完成额按1978年不变价格进行调整；最后对各变量取自然对数，从而完成对各数据的预处理工作。

一般地，在分析经济变量之间是否存在长期稳定的均衡关系时，只有在检验变量的平稳性后，才可进一步进行协整分析。如前所述，各经济变量数据在经过价格指数化处理后，为消除数据中存在的异方差，分别取其对数。南通地区工业生产总值、工业从业人员数、全社会固定资产投资完成额、发电量、各类专业技术人员数之对数值分别记为lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj。然后分别使用ADF检验方法进行单位根检验。ADF检验滞后期选取原则是采用降阶搜索法，在保证残差不相关前提下，采用AIC与SC准则，两者最小时的滞后长度为滞后期。对于回归中是否包括常数项和线性趋势项的处理方法，一般地，在回归中首先包含常数项和线性趋势项，如果参数检验显著，应在回归模型中包含，否则应排除之。具体检验结果（见表1）。

通过检验可知，lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj均为一阶单整的时间序列，其一阶差分序列在10%的显著水平上为平稳序列。满足变量协整的条件，即lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj间可能存在协整关系。

表1ADF单位根检验结果

注：△表示对变量进行一阶差分；ADF（c，t，k）中的c为截距项，t为趋势项，k为滞后阶；*、**、***分别为检测值在10%、5%、1%水平上显著。

二、协整分析及检验

（一）协整检验

协整分析是用于非平稳时间序列变量组成的关系中长期均衡参数估计的技术。目前最常用的协整分析方法是Engle-Granger（EG）两步法和Johnsen和Juselius（JJ）的极大似然法。一般地，对多变量之间的协整关系的检验应采用Johnsen检验法（即JJ检验法）。因使用JJ方法建立的VAR模型对滞后期的选择比较敏感，故采用AIC准则和SC准则来确定最佳滞后阶数，经采用降阶搜索法依次验证，发现当P=1时AIC和SC值最小，故可确定滞后期为1。在滞后期确定后，再对协整中是否具有常数项和时间趋势进行验证，然后再对数据进行协整检验，检验结果（見表2）。

表2 Johnsen协整检验结果

*、**、***分别为检测值在10%、5%、1%水平上显著。

由（表2所示）检验结果可知，在5%的显著水平下，序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj之间存在一个协整关系，即在研究的5变量之间存在一种长期均衡关系，系统迟早能将新息变化带来的冲击加以吸收，使系统维持在一个均衡的状态下运行，协整方程为：

ln= 0.284390ln lab + 0.0337830ln cap0.067468lnkj

0.099368ln ny+9.889550

由协整方程可以看出，投资每增加1个百分点，则南通工业产值增长0.33个百分点；劳动力每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.28个百分点；科技投入每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.06个百分点；能源消费每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.09个百分点。由此可知，投资和南通工业增长存在长期的正向关系，投资对南通工业经济增长具有拉动作用。但劳动力、科技投入、能源消费与南通工业经济增长存在长期的负向关系，与理论上不是很一致，这可能是与当前此三因素对南通工业经济增长影响力弱有关。

（二）VAR模型估计

根据上面的分析，VAR模型的最优滞后阶数为1，在滞后1阶的情况下，对VAR（1）模型残差进行JB正态性检验、LM自关检验和White异方差检验，显示残差服从正态分布、无自相关、不存在异方差，且所有特征根根模的倒数都小于1，说明VAR（1）模型的结构是稳定的。VAR（1）模型估计结果（如表3所示）。其中5个回归函数的可决系数分别达到0.9704、0.9692、0.9466、0.9942、0.9932，这足以说明5个回归函数的拟合程度很好。

表3VAR(1)模型的估计结果

（三）向量误差修正模型（VECM）

Grange（1987）定理证明了协整与误差修正模型的必然联系。只在一组变量之间存在协整关系，一定具有误差修正模型的表达式存在，即可以建立误差修正模型。建立在协整理论上的VEC模型既能反映不同经济序列间长期信息，又能反映短期偏离长期均衡的修正机制，是长短期结合具有高稳定性和可靠性的一种经验模型，（如表4所示），VEM模型的稳定性条件满足自相关性检验、异方差检验和正态性检验要求。当以lngy为因变量时，误差修正系数为-0.177010，符合反向修正机制，表明每年实际的南通工业总值与其长期均衡值的偏差中的17%被修正。以lngy为因变量的误差修正模型表达式还反映：lnlab的短期变动对lngy存在正向影响，劳动力投入的增长率每增加1%，南通工业产值的增长率将增加0.01%；而lnkj的的短期变动对lngy存在反向影响，科技投入的增长率每增加1%，南通工业产值的增长率将降低0.07%；lncap的短期变动对lngy无影响。

表4VEC模型整体效果检验及△lngy误差修正系数

（四） 方差分解

方差分解的主要思想是把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程信息相关联的部分，从而了解各信息对模型内生变量的相对重要性，（如表5所示）显示的是南通工业产值（lngy）的方差分解情况，可以看出能源消费（lnny）和科技投入（lnkj）对南通工业产值（lngy）的影响一直较弱。劳动力（lnlab）和资本投资额（lncap）则有不断增强的趋势，且构成对南通工业产值（lngy）最主要的两个因素，其中资本投资额（lncap）影响最大。

表5lngy序列的方差分解

（五）脉冲响应函数

脉冲响应函数描述一个内生变量对误差的反应。具体地，其反映的是在扰动项上加一个标准差大小的冲击对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。为充分描述短期内的动态效应，本文采用累积脉冲响应形式。从图1来看，劳动力（lnlab）的一个标准差的正向冲击对南通工业产值（lngy）有正向影响，即会导致南通工业产值逐渐增加，最后在第9期以后稳定在0.18左右。这说明劳动力（lnlab）对南通工业产值有长期的正效应，这与协整方程得到的长期均衡关系表现不一致；资本投资额（ncap）的一个标准差的正向冲击，对南通工业产值（lngy）亦有正向影响，但较劳动力（lnlab）的影响更大，其导致南通工业产值在第4期前增长迅速，然后增长趋缓，至第8期后稳定于0.30附近。这亦反映出资本投资额（ncap）对南通工业产值有长期的正效应；当科技投入（lnkj）出现一个标准差的正向冲击时，它在1～3期内对南通工业产值（lngy）的影响经历了先负后正的过程，第4期到达峰值00.004附近，然后缓慢趋于0值，但这也与长期协整关系的结果稍有不同；能源消费（lnny）的一个标准差的正向冲击，对南通工业产值（lngy）有负向影响。其导致南通工业产值第2期到达峰值-0.007附近，然后缓慢趋于0值。总之，可看出上述四因素中，劳动力（lnlab）和资本投资额（ncap）对南通工业产值（lngy）的影响较大；科技投入（lnkj）和能源消费（lnny）的影响很小，这与前面方差分析中的结论一致。

图1 南通工业产值（lngy）的脉冲响应图

三、格兰杰因果关系检验

由协整检验结果可知，序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj之间存在长期的均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系及因果关系的方向如何，有待进一步验证。此处分别对序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj的差分序列进行了格兰杰因果检验，选取滞后1~6阶。使用Eviews6.0软件将存在单向或双向因果关系的回归结果整理（如表6所示)。

表6Granger因果关系检验结果

注： *、**、***分别为检测值在10%、5%、1%水平上显著。

根据（表3所示）可知：（1）当滞后期为1阶时，在10%的显著水平上，△lncap是△lngy的格兰杰原因。也就是说，短期内资本投资对南通工业产值有促进作用。（2）当滞后期为3、4阶时，在10%的显著水平上，△lngy 是△lnkj的格兰杰原因。也就是说，在中期内，南通工业产值增长对科技投入的提高有促进作用。（3）当滞后期为3阶时，在5%的显著水平上，△lngy是△lnlab的格兰杰原因。也就是说，在中期内，南通工业产值增长对劳动力投入的提高有促进作用。（4）当滞后期为1、6阶时，△lnny是△lnlap的格兰杰原因。也就是说，在短期及长期内，南通能源消费的提高对南通地区劳动力增长有促进作用。（5）当滞后期为2、3阶时，△lnkj是△lnny的格兰杰原因。也就是说，在短中期内，科技投入的增加对南通能源消费的提高有促进作用。（6）当滞后期为1～6阶时，△lngy不是△lnny的格兰杰原因，△lnny 也不是△lngy的格兰杰原因。也就是说，南通工业产值的提高对南通能源消费的促进作用不明显；同时南通能源消费增长对南通工业产值的促进作用也不明显。

四、结论与研究启示

（1）南通工业经济增长与劳动力投入、資本投资、能源消费及科技投入之间存在长期的均衡关系。其中资本投资每增加1个百分点，则南通工业产值增长0.33个百分点；劳动力每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.28个百分点；科技投入每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.06个百分点；能源消费每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.09个百分点。由此可知，投资和南通工业增长存在长期的正向关系，也就是说，投资对南通工业经济增长具有拉动作用。但劳动力、科技投入、能源消费与南通工业经济增长存在长期的负向关系，与理论上不是很一致，这可能需要进一步的研究与探寻。

（2）向量误差修正模型（VECM）反映出，劳动力投入的短期变动对南通工业产值存在正向影响，劳动力投入的增长率每增加1%，南通工业产值的增长率将增加0.01%；而科技投入的的短期变动对南通工业产值存在反向影响，科技投入的增长率每增加1%，南通工业产值的增长率将降低0.07%；资本投入的的短期变动对南通工业产值无影响。此外，误差修正系数为-0.177010，符合反向修正机制，表明每年实际的南通工业总值与其长期均衡值的偏差中的17%被修正。

（3）通过方差分解分析，可以看出能源消费和科技投入对南通工业产值的影响一直较弱。而劳动力和资本投资额则有不断增强的趋势，且构成对南通工业产值最主要的两个影响因素，其中资本投资的影响最大。通过脉冲响应分析，可以看出，劳动力对南通工业产值有长期的正效应，这与协整方程得到的长期均衡关系表现不一致；资本投资对南通工业产值亦有长期的正效应，且较劳动力的影响更大；科技投入的正向冲击在1～3期内对南通工业产值的影响经历了先负后正，然后缓慢趋于0值。这也与长期协整关系的结果稍有不同；能源消费正向冲击，对南通工业产值有负向影响，导致南通工业产值第2期到达峰值-0.007附近，然后缓慢趋于0值。总之，可以看出上述四因素中，劳动力和资本投资对南通工业产值的影响较大，而科技投入和能源消费的影响很小，这与方差分析中的结论一致。

（4）本文研究有以下几点不足，首先表现在影响南通工业经济增长的因素选择方面，仅限于劳动力、资本、能源和科技四因素，此外还可考虑对外贸易、对外直接投资、工业结构等的变动对南通工业经济增长的影响。如能先针对这些因素的差异具体分析，后再择优选择，分析结果的准确性或可提高；其次在科技投入和能源消费的指标数据选择方面，用各类科技人员总数来表示科技投入和用年发电量来表示能源消费显然说服力不够充分；最后在模型的选择方面，仅限于南通工业经济与其影响因素之间的协整分析，如能开展基于南通工业经济增长各因素贡献率的实证研究，分析的结果可能更有说服力。

参 考 文 献

[1]严忠．中国经济增长影响因素协整分析[J]．安徽工业大学学报（社科版）．2006（1）

[2]苏辉．南通工业经济发展阶段的判断及推进对策[J]．企业导报．2010（24）

[3]苏辉．南通开放型经济与经济增长关系的实证分析[J]．消费导刊．2009（22）

[4]苏辉．南通经济开放度评析[J]．企业导报．2009（22）

注：本文系2010年度南通市哲学社会科学研究资助课题《南通工业经济转型升级问题研究》(2010BNT009)阶段性研究成果之一。

湖南省经济增长影响因素实证分析 篇12

关键词：经济增长,影响因素,灰色关联度

2015年湖南省政府工作报告中提出,经初步核算,湖南省地区生产总值将达到29047.2亿元,并以同比增长8.6%的速度超过全国平均水平,湖南省经济呈现“稳中求进,稳中趋优”的发展状态。但是和全国经济发达的其他省市相比还有很大差距,为了达到甚至超过经济发达地区的发展水平,湖南省必须保持稳定、快速的经济增长速度。因此,研究湖南省经济增长的影响因素,并采取和实施相关有效的经济措施,对促进湖南省经济增长有重要意义。

国内外研究经济增长影响因素的文献有许多,如:许和连、赖明勇(2003)[1]运用偏最小二乘(PLS)回归方法,分析了12个因素对湖南省经济增长的影响,研究结果发现人口增长是阻碍湖南省经济增长的主要因素,而其他因素对湖南经济增长都发挥不同程度的作用。夏泽义、许进杰(2009)[2]采用计量经济方法探索湖南省产业结构与经济增长的关系,研究结果表明:其中第二产业对湖南省经济增长的影响最大。高明华、蔡卫星(2009)[3]通过计算影响湖南省经济增长的要素贡献率,发现要素投入是其中最重要的影响因素,同时技术进步对湖南省经济增长的贡献率较低。邓恩(2011)[4]采用计量经济方法,如运用协整检验分析技术和格兰杰因果检验法,分析了湖南省经济增长的影响因素,结果发现农业借贷和农村金融深化对湖南省农村经济增长起着一定的促进作用。

本文选用1990—2013年的数据,在现有文献基础上采用灰色关联度分析方法,分析湖南省经济增长的影响因素,同时为湖南省经济的发展提供有效的政策建议。

1 灰色关联度方法原理

灰色系统理论是我国著名教授邓聚龙于1982年提出的,其中灰色关联度分析法是重要内容之一。灰色关联度分析方法,主要是根据序列曲线几何形状的相似程度来判别其联系是否紧密,曲线越接近,相应序列之间关联度就越大,反之则越小[5]。和传统的相关分析法、回归分析等方法相比,灰色关联度分析法主要有对数据的要求比较低并且计算量小的优点,便于广泛应用[6]。

对灰色关联度分析方法的步骤归纳如下:

第一步,一般把所选取的因变量作为参考序列X0(t),而自变量作为比较序列Xi(t),其中,i=1,2…,n;t=1,2,…,m,n为比较序列的个数,m为指标个数。

第二步,对各序列进行无量纲化处理[7]。由于所选取的统计数据存在计量单位不一致或者存在异方差性的原因,若直接分析原始统计数据,一般结论的精确度较低。因此,在应用灰色关联度方法时,要对原始数据进行无量纲化处理。

第三步,对原始数据进行无量纲化处理后,再计算参考序列X′0(t)和比较序列X′i(t)的绝对差以及最大差和最小差,即:Δi(t)=|X′0(t)-X′i(t)|

第四步,求两序列的灰色关联系数γi(t)。

其中,ρ为分辨系数,用于提高关联系数之间的差异显著性,ρ=[0,1],ρ值越小,分辨力越大,一般可取ρ=0.5。

第五步,求关联度

第六步,关联度排序。

在计算关联度之后,按照其大小进行排序,可以按照两序列间的联系程度,同时可以判断影响参考序列的主要因素有哪些。

2 实证分析

2.1 指标选取及数据来源

本文研究对象是湖南省经济增长的影响因素,研究期间是1990—2013年。由于影响经济增长的因素很多,本文是在现有文献基础上和考虑到数据的可获得性和客观性,从中选取了8个变量作为影响因素,主要有劳动投入(Lab)、人力资本投入(HC)、物质资本投入(MC)、人口增长(PG)、进口(IM)、出口(EX)、居民消费支出(HE)和政府消费支出(GE),数据来源于各年的《湖南省统计年鉴》。

2.2 序列比较及消除量纲

其中湖南省经济增长是因变量,并作为参考序列Y,8个影响因素则是自变量,并作为比较序列分别记为X1,X2,X3,X4,X5,X6,X7,X8。由于所选取数据的计量单位不同,为了消除量纲性,对各变量的原始数据进行对数处理,处理后的各变量分别记为:

由于所占版面较大,这里不给出原始数据。

2.3 计算绝对值差

在进行无量纲化处理后,再计算比较序列与参考序列的绝对差,结果如表1所示。

由表1可以看出,其中Δmax=8.23,Δmin=-1.45。

2.4 计算关联系数

将表1的数据代入到关联度系数的计算公式中,并取ρ=0.5,得到如下关联度系数表。在Excel表中计算出参考序列和八个比较序列的关联度系数。由于1990—2013年各个序列的关联系数所占版面较大,所以这里只给出每个序列的关联度系数总和。

2.5 计算关联度

将表2的数据代入灰色关联度计算公式中,得到8个变量与经济增长的灰色关联度,见表3。

从以上结果可以看出,按照灰色关联度分析原理,8个变量与经济增长的关联排序为社会劳动者(0.65)>居民消费支出(0.55)>固定资产投资(0.52)>在校学生(0.49)>政府消费支出(0.44)>出口额(0.29)>进口额(0.27)>人口自然增长率(0.25)。

由灰色关联度排序可以知道,在这八个变量中对湖南省经济增长影响较大的是社会劳动者、居民消费支出和固定资产投资。

3 结论

本文在假设湖南省经济增长的影响因素是这八个指标的前提下,实证分析影响湖南省经济增长的因素,从研究结果看出,其中社会劳动者、居民消费支出和固定资产投资对湖南省经济增长的影响较大,而人力资本对其影响程度较小。这说明居民消费支出是构成内需的主体,并且湖南省经济主要依靠劳动力和物质资本等生产要素的增加而增长。但是从长期来看,一个国家或者一个地区的经济增长主要是依靠人力资本和技术的积累。因此,为了提高湖南省经济的增长,应该积极鼓励和刺激消费,同时,应该加大对人力资本和技术的投入,提高对经济增长的贡献率。

此外,政府消费支出、出口和进口对湖南省经济增长的影响作用不显著,尤其是人口自然增长率对湖南省经济增长的影响作用最小,说明人口增长对经济增长有着阻碍作用,这和经济增长理论是相符合的。但在社会经济环境中,政府消费支出和进出口额对经济增长的作用越来越重要,因此,湖南省应该加强对外开放投资,改善投资方式,积极引进外商投资,加大对外开放的力度。

参考文献

[1]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].湖南大学报,2003,30(4):103-107.

[2]夏泽义,许进杰.湖南省产业结构与经济增长的计量分析[J].工业技术经济,2009,28(1):77-79.

[3]高明华,蔡卫星.湖南经济增长的要素贡献率:1991—2006[J].湖南社会科学,2009(1):92-96.

[4]邓恩.湖南农村金融与经济增长关系的实证分析[J].吉首大学学报,2011,32(4):98-101.

[5]邓聚龙.灰色控制系统(第2版)[M].武汉:华中理工大学出版社,1993.

[6]刘思峰.灰色系统理论及其应用(第3版)[M].北京:科学出版社,2004.