工业化经济增长（精选12篇）
工业化经济增长 篇1
引言
通常条件下, 增值税收入与工业经济增量之间存在相互作用, 一是不同性质的经济增长会造成税务收入在总量、增速以及结构上的不同。然而该项税务的收入又可以通过政府实现投资来推动社会生产的价值创造, 实现工业经济的增长, 因此, 两者的增长是具备一定的相关性和协调性。21世纪以来, 中国经济经历了爆发式增长, 税收和工业经济规模都快速增加, 出现了税收增长的速率连续数年都要高于工业经济增长。就在全球爆发金融危机之后, 世界各国的经济都受到了连锁性的影响, 中国的工业经济增速已经明显有所放缓, 但税收收入却出现了负增长的现象。虽然, 有很多的情况会影响税收增长与经济增长的协调性, 例如税收法规、征管力度、优惠政策和经济结构等方面, 也会因为经济和税收的计算和统计标准等差异而发生变化。这些项目的变化都会引发这种协调性的差异, 造成不协调的现象, 而正是这种不协调也引发了不少学者的研究和关注。
1 工业增加值与增值税税基定义分析
国内生产总值, 简称GDP, 作为一项全球认同程度比较高的评估指标, 其通常被用以评估该国的经济状况, 指特定国家的所有常住单位在特点时间段内所进行生产活动的总产出, 即所有常住单位创造的增加值之和。工业增加值就是工业经济的GDP。
增值税是一种对商品或劳务在生产过程中产生增值的数额为依据进行税务征收。该税种的计税原理是指对商品在生产、流通等环节中所增加的价值和附加值进行税务征收。
2 工业经济增长与增值税收入增长之间的关联性
国内增值税的收入增长可能有很多原因, 其主要原因大致上可以分为下列三类:第一是工业增长所推动的税收增加, 粗略看来, 中国的增值税税基大部分都是工业经济的增长值 (尽管其中还有包括一些商业流通的增加值, 但这类部分增加值在整个税务板块所占的比例太低, 因此本文不作主要分析) , 其对中国增值税的影响十分关键;第二是当年的可比价格 (扣除价格变动因素的价格) 对中国增值税收入增长的影响;第三是因为当期的税制、税收优惠政策及其执行力度等方面都会对当期的增值税增长构成影响, 这类因素所产生的影响程度统计难度较大, 一般统称为随机因素, 包括除工业增加值和价格以外的所有其他因素。因此, 简单来看, 工业经济的增加值可以看作为增值税的税基[2]。国内增值税和工业增加值增长情况见表1。
通过对于上表的分析, 不难发现, 中国在2001—2007年间工业增加值对国内增值税增长的贡献还相对稳定的, 随着工业增加值逐年增加, 随着国内增值税的走势也很大程度上显示与工业增加值及工业经济相似的运行态势。然而, 在2008—2009年的金融危机时期, 虽然我国的增值税收入增长状况表现出了明显的颓势, 但中国的工业增加值增长比率却依旧保持了一个相对较高的增速 (相对于增值税增速五倍) , 两者之间的增长关系表现出了相当的不协调性;然而在2010—2011年两年间, 中国的增值税收入有了很大的提升, 增速更是连续超过10%, 一扫之前的颓势, 反而是中国的工业经济增长速度却是一再下降, 两者之间的增长关系再次表现出了相当的不协调性[3]。当然, 这其中也不排除税收规则、通胀以及物价变动所带来的影响, 但也一定程度上对问题有所反映。
3 中国税收增长与工业经济增长不协调的原因
3.1 出现增值税增长率高于工业经济增长率的根源
从20世纪末之后, 中国逐渐调整经济, 蓄力发展, 不但走出了亚洲金融危机的阴影, 更在新一轮的经济增长周期中逐渐占据了有利的发展地位, 中国的经济增长速度更是屡创新高, 核心竞争力水平也有了较大程度的提高。旺盛的国内市场需求推动了消费的增长, 甚至出现产量和销售量十分接近的现象。在这样的情况下, 由于生产型增值税的扣除项目少于工业增加值的工业中间投入项目, 工业增加值在扣除出口部分的增加值后会小于增值税的税基。此时, 如果产品出口情况保持相对平衡或者出现出口减少的情况, 就会导致税基增长超过工业增加, 导致两者之间的增长失衡。中国的增值税征收管理政策事实上是一项比较严苛的税种, 尤其是税款抵扣的问题上, 往往由于抵扣证明、会计核算等方面的原因导致部分产品的重复征税, 这也是税基扩大的原因, 这也是为什么从数据上看, 中国的增值税收入增长比率要高于工业经济增速比率。
不难发现, 当时中国的增值税还处于一个试点阶段, 到2012年之前都采用暂行条款, 这也可能是增值税的增长率高于工业经济增长率的原因之一, 是由中国当时不完善的税收制度所造成的。
3.2 增值税增长率低于工业经济增长率现象的原因
分析当时国家统计局所发布的2009年工业增长和税收增长数据来看, 中国的工业增加值增长率约为8.7%, 而国内增值税的增长率却仅仅为2.3%, 这也从数据上说明中国在工业经济增长和增值税收入关于增长率的不协调关系。这种现象的出现除了可能是当时税制问题所造成的原因之外, 也有一部分因素是源自于增加值与增值税在实现口径上的差异性, 工业经济增加值的计量是对产品完全成型并可以售卖的条件下进行计算, 而增值税则是在产品售出成功实现价值进行征收的, 两者之间的还是存在不少的不同。还有就是两者之间的扣除口径, 工业经济采用实耗法, 增值税采用购进扣税法, 当原材料被采购进场后, 原材料的进项税额就可以抵扣当期应缴的增值税, 从而导致增值税减少。
3.3 增值税增长与工业经济增长不协调的其他原因
首先是衡量两者之间的增长尺度不同, 税收增长只需要对当年的物价进行算即可, 而工业经济的增长值还需要加入可比价格这一概念 (扣除价格变动因素的价格) 。其次, 也可以将当年所处的物价环境和通胀情况进行一定的带入, 因为这些因素都会一定程度上影响当年的消费、生产以及再生产的过程, 从而影响两者之间的协调性。
目前中国的增值税征管政策经过多年的试点经营之后已经有了完备的管理征收模式, 加之近年来的征税新政的推行, 中国的税收征管工作效率有了较大程度的提高。尽管新税政的完备性和高效性对中国增值税懂的增长起到了不少的推动作用, 但政策的支撑只能将客观产生的税收进行征收, 保证税收的实现, 不能实现税收增长, 即不能创造新的税收。因此, 新税政的实施和征管质量的提高都不会支撑着税收持续增长。
4 结语
增值税收入增长与工业经济增长之间的确存在一定的相关性和协调性, 两者自身的发展和变动也必将给对方带来影响。这不但是由于工业经济是增值税收入的最主要来源, 更是因为税负收入还可以借由政府对市场的投入进行生产创造新的价值, 促进工业经济增长。然而在后金融危机时代, 中国的这两项增长数值之间一直处于不平衡的时期。因此, 对于这种不协调的分析和研究, 可以帮助中国的政府部门更好的了解经济发展的境况, 及时对现行的政策进行相应的调整, 并从金融危机的负面影响中走出来, 实现国民经济的平稳增长。
摘要：通过对增值税与工业产值含义和概念的对比, 分析了两者增长值在最近十几年间的差异性, 并就中国近年来经济发展所造成的增值税收入和工业经济增长脱节的问题进行相应的研究。
关键词：增值税,工业,营改增,经济增长
参考文献
[1]白景明.经济增长、产业结构调整与税收增长[J].财经问题研究, 2015 (8) :56-61.
[2]白景明.经济增长、产业结构调整与税收增长关系探析[J].郑州大学学报 (哲学社会科学版) , 2015 (4) :66-71.
[3]沈宁, 夏建国, 石磊.南京国税税收收入与经济增长的相关性研究[J].税收经济研究, 2015 (1) :48-55.
工业化经济增长 篇2
一、工业制度体系变迁与TFP计量自20世纪80年代以来，许多经济学家依据制度-经济增长理论对制度与经济增长之间的关系进行了大量的计量研究。其中最具代表性的方法就是Daniel Kaufmann、Aart Kraay和Pablo Zoiodo-Lobaton所采取的残差分析方法。该方法认为，（1）技术以及资源配置方式的改变所引起的绩效的变化都是制度变化引致的结果；（2）在劳动力、资本投入总量相对外生的环境中，通过估计生产函数所计算出来的残值或全要素生产率（TFP）反映了制度变迁对经济增长作用的大小；（3）在计算出残值（或TFP）之后，可以建立具体的制度变量模型，分析出它与设定的具体制度变量之间的关系，从而能够反映不同制度变化的作用。我们采用该方法来研究中国工业制度变迁的经济绩效。
我们首先建立工业经济生产函数Y=Ae[λt]K[α]L[β]，对该方程取对数得：
LnY=LnAO+λt+αLnK+βLn1+u
将1978～区间的工业资本存量（K）、劳动力量（L）以及工业总产值（Y）带入方程计量，得到无规模约束函数：
LnY=7.107+0.08t+0.04LnK+0.06LnK （1）
（3.502） （0.22） （0.198） （0.213）
R=0.998 Ad.R Square=0.996 F=1655.748
表1 制度变量与全要素生产率
附图
资料来源：前3项根据《统计年鉴2002》计算，后1项根据计量算出。
正则化得到。α=0.4，β=0.6，由此建立残差方程：TFP（t）=exp[InY（t）-αINK（t）-βInL（t）]得到1978～全要素生产率（TFP）。我们将与工业经济密切相关的制度变量界定为：市场化程度（MRL）、非国有化水平（NSOW）、开放程度（ORL），其分别定义如下：（1）市场化程度（MRL）。用投资的市场化指数表示，即用全社会固定资产投资中“外资、自筹资金和其他投资”三项投资占总投资的比重来表示；（2）非国有化水平（NOSW）。用非国有经济增加值占国内生产总值的比重表示。由于统计数据的限制，用工业总产值中的比重来表示；（3）开放程度（ORL）。经济运行的外向化水平，衡量一个国家或地区的开放程度的通行指标是对外贸易比率，即出口总额与国内生产总值的比率，它反映一个国家或地区参与国际贸易和分工的程度（参见表1）。以制度变量为自变量，TFP为因变量进行回归，可得到方程：
附图
可以看到方程显著性很好，但DW过大，显然存在自相关问题，即制度变量之间并不是相互完全独立的，市场化程度、非国有化水平、开放程度是在相互作用中变迁的。我们可以采用零回归方法来解决估计，以考虑变量之间的相互关联性，其中k是零回归的参数对方程进行处理。表2是随着k值的不同，得到的不同回归系数和R方的估计值。
表2 零回归k值和系数估计
附图
从表2可以看到当K=0.5时，各项系数相对稳定，由此得到新的回归方程（方程中QYS=TFP）
附图
从标准化方程可以看到，非国有化水平是引起TFP增长最为重要的因素之一。如果对方程（2）与（4）进行对比，可以进一步得到非国有化水平不仅是TFP增长最为核心的因素之一，也是引起市场化和开放程度制度变化的原因之一。
二、TFP变动趋势与所有制结构
如果将1978～20期间中国经济增长速度与TFP增长率结合起来分析，我们可以清楚地看到：（1）TFP增长率与GDP增长率呈现高度的正相关，TFP是决定经济增长的核心因素之一；（2）中国工业经济增长率和TFP增长率有两个波动周期，第一个波动周期是1978～1990年，其最高点在1984年，最低点在1990年；第二个波动期是1990～20，最高点是1992年，最低点是。这种经济增长率和TFP增长率波动模式与我国工业制度改革的步伐是一致的：1984年工业体制改革在全国全面展开，承包制对于大中型企业资源配置效率的改善起到了核心作用。但是，承包制在制度上存在的先天性缺陷，使这种制度改革的边际收益逐渐递减，到1990年承包制的制度效应基本为负，使TFP转入最低点。1991年社会主义市场体系目标的确定、1992年股份制企业改革全面推广以及推动乡镇集体企业的`政策大规模出台等一系列制度改革提高了整体TFP增长率，其后，虽然国家在1995年出台了一系列大中型国有企业改革措施，推行了“抓大放小”以及国有企业战略性调整等措施，但是股份制改革的制度边际效应递减现象是十分明显的，因此，自后，整体工业TFP急剧下降，19到达谷底。
表3 国有工业和集体工业分阶段全要素生产率增长率状况
附图
注：各种生产要素产出弹性都为0.5
工业企业的整体TFP增长率为什么在20世纪90年代中期持续下降？制度变迁的边际效应逐步下降呢？这种计量结果与人们一般的感觉有很大的差异。因为1995年以来对国有企业所进行的改革力度是前所未有的，“建立现代企业制度”、“抓大放小”以及其他国有企业战略性调整措施应当大幅度提高国有企业的效率，继而提高整体工业经济效率。从表3的内容我们可以进一步看到工业企业整体TFP增长率20世纪90年代中期下降的最为直接的原因——TFP的所有制结构发生了巨大变化。1984年的改革使国有工业和集体工业的TFP增长率全面提升，到1988～1992年期间，国有企业的TFP却大幅下降使整体TFP增长率到1990到达谷底。1992～19集体企业很高的TFP增长率使整体工业的TFP增长率保持较高水平，但是该期间国有企业与集体企业之间的效率差距却已很大。～年，国有企业和集体企业的TFP增长率同时急剧下降使整体TFP增长率到年陷入谷底。
三、产业结构、市场结构与财务绩效
结合上述这些分析，我们可以看到适当发展非国有经济是未来工业经济增长的核心之一，其方法很多。一是大幅度提高非国有经济的自我发展，推进各种非国有资本进入生产领域；二是加大“抓大放小”力度，强化中小国有企业改制，推进一部分国有企业民营化；三是强化国有股份制企业股权多元化，使非国有股权增加。20世纪90年代中期以来，这些方法基本上是同时并举的，但是非国有经济比重的增加并没有遏止TFP增长率下降的趋势。其中的深层次原因需要我们进一步对中国不同产业的产权结构以及市场竞争等方面进行深入分析。
根据《中国统计年鉴2001》资料，用R代表重点企业年末生产能力与整个行业总产量之比，表示不同行业的市场结构。如果R＞1，表示重点企业的生产能力大于整个行业的产量，该行业产量过剩，其他企业的进入将使该行业的市场拥挤度以及过剩加剧。如果R＞1，表明该行
业给小企业留有一定的空间，或者说市场的拥挤程度较弱。从～年不同行业企业数量变化，我们可以看到，在R＞1的行业中，除食品加工、食品制造以及纺织业等行业以外，其他很多行业的企业数量并没有减少，反而增加了，例如服装及其他纤维制品业、化学纤维制造业以及电子设备行业。为什么出现了这种反常现象呢？我们结合各行业的所有制结构状况可以得到答案。
根据1998～2000年企业数量和2000年不同行业所有制结构状况的数据，我们可以以企业数量近几年的增加状况为标准，将行业分成两组与相应的所有制结构进行回归分析，一是将企业数量减少的行业与该行业的国有经济比重进行回归；二是将企业数量增加的行业与非国有经济比重进行回归，得到下列两方程：
附图经济比重）
R=0.503 F=7.116
这两个计量方程虽然并不十分显著，但它们仍可以表明，行业数量的变化与行业的所有制结构有密切关系——国有企业在主导行业中的撤退是这些行业数量减少的主要原因，而非国有经济的扩展是这些行业企业数量扩张的主要原因。但是，由于回归是针对不同行业的，因此这种关系并不表明在同一行业中国有经济与非国有经济此消彼长的替代关系。相反这些关系反而反映了这样一个现象——国有经济比重很高的行业，行业企业数量减少率越高，新生的企业数量（一般为非国有经济）就越少；国有经济比重很低的行业，行业新生企业（一般为非国有经济）的数量越高，国有经济垄断的行业（煤炭采选业、木材及竹材采选业、石油天然气、石油加工、烟草加工等）企业数量的变化并没有带来非国有经济的进入。同时，我们结合各行业的市场竞争指数R的情况可以看到，在R＞1的行业中，除食品加工、食品制造以及纺织业以外，其他行业的企业数量并没有减少，反而增加。这表明：虽然很多行业已经出现了严重市场过度进入和过度拥挤的现象，但是，非国有经济企业仍然在不断的增加。这意味着存在这样一个“悖论”——在产权制度安排上更富有激励约束效率的非国有经济有“非”理性的投资冲动，不断地进入过度拥挤的行业。这种“非”理性我们可以用这些进入行业的财务指标进一步加以说明。对于近3年企业数量增加的行业，我们把特殊行业（如橡胶业、电子及通讯设备以及非金属矿物制品业）剔除后，将其企业数量增长率（QYZZL）与行业工业成本费用率（GYCBLRL）进行回归，得到下列方程：
附图
该方程可以初步说明，这些行业企业数量的增加并不是这些行业的投资效益很高导致的，相反，在财务状况越差的行业，企业进入越多（当然，这不能说是行业财务指标的恶化导致了新企业的进入，因为可能的因果状况是过度进入导致行业财务指标的恶化）。
在国有经济大幅度战略调整的同时，为什么非国有经济会大量进入没有财务效率以及市场过度进入的行业呢？答案不在于所有制结构，而在于以下几个方面：（1）很多财务指标很高的行业都被国有经济所垄断，而这些领域并没有向非国有经济开放；（2）随着民间资本的大量积累，以及金融投资的收益自以来大幅度下降，使很多民间资本不得不过度地进入能够进入的原有产业领域，如服装、纺织以及电器等行业；（3）大量由地方政府支持和控制的集体企业在地方保护的作用下过度进入，并缺乏灵活的退出机制。事实上，正是上述的问题在相当大的程度上导致了中国近4年来宏观经济环境的恶化，其间最为明显的标志就是，由于非国有经济的投资空间急剧下降，投资的边际效应快速下降，投资收益由于市场的过度进入而具有强烈的不确定性和风险，非国有经济投资增长率大幅度下降。
结合上述分析我们可以得到中国自20世纪90年代中期以来工业TFP增长率下降的原因：在中国渐进性企业改革的进程中，产权制度的改革方向在20世纪90年代中期发生了根本性的变化，即从20世纪80年代宏观产权制度改革逐步转向微观企业治理结构的改革。这体现在1995年以前强调非国有经济的增量改革，承认非国有经济的合法性，在税收和资金等方面大力扶持集体企业、私营企业以及外资企业的发展，使很多行业（特别是轻工业行业）大幅度地向非国有经济开放，增量改革也就体现出巨大的边际效应。1995年以后，国有企业建立“现代企业制度”的改革目标以及“国有企业战略性调整”策略的确立使改革的重心偏向了存量改革，搞活“大中型国有企业”成为战略性任务，存量调整是非国有经济增加的重要力量。与此同时，增量改革方面虽然依然受到重视，并出台了很多扶植性政策，但是非国有经济的市场空间并没有得到扩展，一些具有较好财务绩效的行业依然被国有经济所垄断，非国有经济可以进入的产业空间日渐饱和，非国有经济进一步进入原有行业的边际效应大幅度下降。同时由于体制性冲突、金融收益率下降以及宏观经济环境恶化等因素，非国有经济过度进入原有行业和“非理性投资”的现象出现了。该现象直接导致非国有经济的TFP增长率以及整体工业TFP增长率的下降。
四、结论和建议
结合上述分析，我们不难看出：工业企业的TFP是决定工业经济增长核心因素，而决定工业企业TFP波动的核心因素之一是非国有经济的比重。自20世纪90年代中期，我国工业整体TFP增长率逐年下降，其中关键的原因之一是非国有企业的TFP下降。而非国有企业的TFP增长率下降的主要原因在于非国有经济进入的行业以及相应的市场状况并没有得到改善，反而出现了非国有资本过度市场进入和“非理性投资”的现象。由此，我们可以得出以下政策建议：（1）未来经济增长的核心以及提高整体TFP水平的关键在于加大国有企业改革力度并适当提高非国有经济的比重；（2）提高非国有经济比重的下一步政策措施的重点并不在于简单地肯定非国有经济的合理性以及提供各种税收资金的扶持，而是要为非国有经济提供进一步发展的产业空间；（3）提高非国有经济投资的产业空间的核心政策途径不应当只是在于对国有企业进行微观内部改制，通过“关、停、并、转”的方式减少国有中小企业的比重，通过股权多元化扩大非国有经济的比重，而且要将现有很多国有经济进行实质性垄断的行业向非国有资本进行全面开放，减少市场进入和退出的障碍，以改善市场竞争状况；（4）市场竞争的状况不能仅仅局限于对国有企业进行市场拆分和组建具有竞争性的国有企业集团，还必须大幅度开放市场，让非国有资本通过各种方式直接进入垄断性市场；（5）企业内部治理结构的改革以及企业内部产权结构的调整所取得的制度改革边际收益将会进一步大幅度下降，改革的思路应当在强化国有企业治理结构以及集体企业内部产权体系改革等微观产权结构调整的同时注重宏观产权结构的调整。
【参考文献】
①Dani Rodric，Arvind Subramanian and Francesco Trebbi（2002），“Institutions Rule:the Primacy of Institutions over Geography and
Integration inEconomic Development”，NATIONAL BUREAU OF ECONOMIC RESEARCH，woking paper9305.
②Hall，Robert E，and Charles I.Jones，“Why Do Some Countries Ploduce So Much More Output Per Worker than
Others？”Quar- terly Journal of Economics，February1999，114（1），83-116.
③Daniel Kaufmann，Aart Kraay，and Pablo Zoiodo-Lobaton （2002），“Governance Matters”World Bank Working Paper.
④杨小凯：《经济学原理》，社会科学出版社2000年版。
⑤戴维·梅斯：《经济计量学的应用》，商务印书馆1994年版。
⑥沈坤荣：《体制转型期的中国经济增长》，南京大学出版社1999年版。
工业化经济增长 篇3
因为中国经济的两个主要拉动力量，城镇化和工业化的进程还没有结束，而且，城镇化、工业化对整个经济的推动也会越来越强劲，这会使中国经济保持比较长期、快速的增长势头。这是一个总趋势，这个大趋势是不会改变的。
很多人认为，中国主要是靠外需拉动我们的经济。如果不靠外需，我们还能靠什么?实际上应该纠正一点，中国并不是主要靠外需拉动经济的。
在过去那么多年来，外贸出口，也就是外需对整个中国经济GDP的拉动，在“三驾马车”(投资、消费、出口)中，出口方面只占22％。也就是说，中国GDP的增长大部分主要还是靠投资和国内的消费来拉动。因此，中国并不是一个依靠或者是依赖外需的经济体。由于这次金融危机，去年整个外贸出口对中国经济的贡献度变成了负数，也就是说，外需受到了很大的创伤，所以，我们加大了投资和国内消费的力度，来弥补外需不足，使得我们的经济能够继续保持很快的增长速度。
中国的经济和其他国家一样，都是要充分利用外需，推动自己经济的发展。别的国家，包括美国，它们都会利用国际市场发展自己的经济，所以我觉得在用词上，不能说中国是“依赖”，或者是“依靠”外需发展经济的国家，我们并没有这样做。这样的说法都是一些外国人。在不太了解中国的情况下，看到中国的外贸出口增加这么快，就认为我们中国的经济准是依靠外国市场发展起来的，实际情况不是他们想象的那样。
当然。外贸出口对中国的经济贡献还是很大的，过去那么多年基本上保持了大约四分之一的贡献度。经过这次金融危机以后，外贸出口对中国经济的拉动力量要恢复到22％、25％的可能性已经不大了，在今后，如果国际市场对中国经济的贡献度能达到15％，我们就应该比较满意了。
另外，将来的“三驾马车”对整个经济的贡献度会出现一些趋势性的变化。在今后相当长的一段时间，比如5-10年内，中国还是要靠投资拉动。投资拉动的力量会慢慢减弱，国内消费的拉动力量会增强，到了一定的时候，国内消费可能会超过投资，成为拉动中国经济最重要的一个力量。在此过程中，外需市场会保持在15％之内的水平。保持这样的水平对中国是必要的，因为中国毕竟还是一个发展中国家，还是要利用国际市场，还是要利用出口推动中国的经济，这也是其他国家曾经走过的路。
其他的国家在治理经济危机的时候，往往用加大投资的方式，中国目前也是沿用了这种方式。然而，投资过大也可能会产生一些中长期的弊端，因为国家的投资比较多，所以国家、政府对经济的主导作用会被强化，在某种意义上讲，这是不利于市场经济体制的建立的。但是，如果我们有一个很好的对冲机制，这种弊端也是可以克服的；从另一个方面来讲，投资如果太多，就会抑制消费，所以，首先还是要减少投资对经济的拉动，增加消费对经济的拉动，因为，只有消费对经济的拉动，才会是一个比较持续、长期的拉动力量。另外，最重要的还是要培养民间的消费，培养国内的消费，使其逐渐成为主导中国经济的主要力量。
现在。遭受金融危机创伤的各国经济开始逐渐复苏。从现在来看，首先复苏的当然就是中国和其他的一些新经济体，实际上，这些国家在这次金融危机当中并没有遭受重创，所以它们复苏的速度也会比较快，一些遭到重创的国家复苏就会慢一点，比如美国和欧洲一些国家。但是，美国和欧洲国家的经济总量比较大，它们一旦复苏，其经济增长一个百分点所带来的影响远远比中国增长了5个、8个百分点来得更强，对全球经济拉动的力量会更大。所以说，真正要实质性地拉动全球的经济复苏，还得靠美国以及这些西方的发达国家，我们在这样的过程当中，可以起引领的作用，起到增强信心的作用，但实质性改变整个全球经济的走向，还是要靠西方发达国家。
经济增长、产业结构与工业用水 篇4
水是生命之源、生产之要、生态之基, 人多水少、水资源时空分布不均是中国的基本国情和水情。当前中国水资源面临的形势十分严峻, 水资源短缺、水污染严重、水生态环境恶化等问题日益突出, 已成为制约经济社会可持续发展的主要瓶颈。工业用水将成为用水量增长最快的部分, 未来十年工业用水量要比十年前增长一倍多[1], 2011年, 中国工业用水量1 461.8亿m3, 比2010年增加14.5亿m3, 占总用水量的比重为23.9%, 万元工业增加值 (当年价) 为78 m3, 与世界发达国家存在较大的差距。为了降低工业用水量和提高工业用水效率, 2012年国务院文件《国务院关于实行最严格水资源管理制度的意见》中明确提出:“到2015年, 万元工业增加值用水量比2010年下降30%以上, 到2020年, 万元工业增加值用水量降低到65立方米以下, 到2030年用水效率达到或接近世界先进水平, 万元工业增加值用水量 (以2000年不变价计, 下同) 降低到40立方米以下。”工业用水量的减少和效率的提高, 对缓解中国水资源压力具有重要的作用, 同时, 对工业用水的相关研究也具有重要的意义。
不乏对工业用水的相关研究, 例如, 对工业用水量的预测:在对国内外工业用水比较分析的基础上, 对中国未来工业用水增长态势进行了趋势展望, 按照流域分类预测中国未来工业用水量, 同时提出保持工业经济持续发展的水资源利用对策与政策[2], 采用经济预测理论, 分别采用“成长”曲线模型和全对数逆函数曲线模型对城市工业用水量进行预测[3];对工业用水未来发展趋势及其影响因素的分析:从中国用水实际、供水价格上升趋势、经济增长方式的转变、日益严重的环境立法和中国水资源本身的限制五个方面, 分析得到目前中国的工业用水已经将近顶峰, 何时达到顶峰[4];对经济增长与工业用水之间的均衡性研究:基于VAR模型, 通过对变量平稳性检验和协整分析, 广义脉冲响应和预测方差分解分析, 对中国经济增长与水资源利用的长期均衡关系及其动态性进行实证分析, 得到经济增长与工业用水之间存在长期的均衡关系, GDP的增加导致工业用水的增加, 工业用水量对GDP的方差方差分解平均贡献度仅为0.428%, 几乎可以忽略[5];工业用水对经济增长的作用分析:将工业用水纳入C-D函数, 分析工业用水的边际效益及产值弹性等[6]。
本文的研究重点是影响工业用水变化的因素分析, 有学者阐述了经济增长与工业用水之间的关系, 通过发达国家的经验数据研究发现, 工业用水在经济增长到一定时期, 会出现拐点, 工业用水会出现停止增加和下降的态势[7], 或许可以利用库兹涅次倒“U”型曲线来描述工业用水与经济增长的关系[8], 中国工业用水量与经济增长之间是否存在倒“U”型曲线关系?如果存在这一形态, 那拐点应该何时出现?
库兹涅次倒“U”曲线最早被用于描述经济增长与收入分配的关系, 在经济发展早期, 经济增长会加剧收入不平等, 但是当经济增长突破某一特定的“转折点”, 收入分配便变得平等[9], 随后出现环境库兹涅次曲线, 很多学者对库兹涅次曲线进行改进和实证分析[10~14]。经济增长与工业用水之间是否呈现这种关系形态呢?借用Munasinghe的理论[15], 在经济发展的早期阶段, 节约保护水资源的可觉边际收益太小, 以至于无法放弃经济增长所带来的巨大收益, 由于水资源越来越稀缺以及水危机的出现, 相对于物质产品的日益丰富, 与水资源稀缺性相比, 物质产品与服务的边际效用递减, 于是节约保护水资源受到重视, 所以经济增长与工业用水之间的关系研究将会受到广泛关注。
除了经济增长因素之外, 产业结构也是一个重要的影响因素, 根据发达国家和一些新兴国家和地区的发展经验, 随着第二产业逐渐被第三产业所取代, 第二产业经济比重和就业比重的下降, 工业用水也会进入减少的阶段[4], 而第三产业的用水量明显少于第二产业, 用水从效率低的转向效率高的产业, 相反, 工业用水量会增加。
从很多相关研究来看, 工业用水的影响因素分析主要着重于定性分析, 定量分析研究很少;同时, 研究对象大都是省份截面数据或是时间序列数据, 而面板数据的利用比较少。本文基于2003—2010年的省际面板数据, 将经济增长和产业结构作为影响因素, 分析两者与工业用水之间的关系。
一、模型选择与数据来源
(一) 模型选择
本文选择面板数据模型, 研究经济增长、产业结构与工业用水之间的关系, 前文已经指出, 有学者指出经济增长与工业用水的关系可以用库兹涅次倒“U”曲线表示, 为了验证这一观点, 于是模型设定如下:
其中i=1, 2, …N, t=1, 2, …T, N为横截面个体成员的个数 (表示中国31个省份, 不包括港澳台地区, N=31) , T为截面成员的样本观测时期数 (表示2003—2010年, T=8) 。模型 (1) 中, IWit为第i个地区 (省份) 第t年的工业用水量, Ci为面板数据模型的截距项, Yit为第i个地区 (省份) 第t年的人均GDP, Y2it为第i个地区 (省份) 第t年的人均GDP的平方项, INSit为第i个地区第t年的产业结构, β1i、β2i和β3i为解释变量的系数, uit为模型的随机扰动项。
(二) 数据来源
本文选取的数据均根据历年《中国统计年鉴》和《中国环境统计年鉴》整理、计算得到。数据为2003—2010年中国31个省份的省际数据, 其中被解释变量是工业用水量, 解释变量为人均GDP、人均GDP的平方项 (用人均GDP表示经济增长比GDP更加合理) 和产业结构, 为了统计数据口径的一致性, 在此消除价格因素, 人均GDP指标根据2003年的不变价格进行调整, 产业结构指标用工业产值占GDP比重表示, 旨在说明工业产值的变化趋势, 与工业用水密切相关, 由于没有历年的工业产值的价格指数, 所以根据2003年第二产业产值不变价格进行调整。
二、实证研究
本文采用的是面板数据模型, 根据对截距项和解释变量参数的不同限制, 将面板数据模型分类为混合回归模型、变截距模型和变系数模型, 中国31个省份的社会经济状况差距比较大, 区域特征明显, 希望截距项能反映个体特征, 因此采用变截距模型, 冗余变量似然比检验同时也拒绝了“模型估计参数都为0, 而采用混合回归模型”的原假设, 考虑到解释变量与随机扰动项之间存在相关性, 同时Hausman检验也认为固定效应模型要优于随机效应模型, 所以本文采用变截距固定效应模型, 所以将模型 (1) 改写成模型 (2) :
模型 (2) 中的C为均值截距项, 在各个截面方程中都是相同的, Ci*为截面个体截距项, 在各个截面方程中是不相同的, 反映截面成员对均值截距项的偏离, 并且对均值的偏离之和为零, 即∑Ci=0。
由于31个省份的截面存在较大差距, 可能使得随机误差项存在截面异方差性, 从而使得普通最小二乘法 (OLS) 在模型估计时失效, 为此采用截面加权的GLS (Cross-sectionweights) 估计方法。为了分别考虑经济增长和产业结构对工业用水的影响而建立三个模型:M1、M2和M3。
估计结果中, 由于DW统计量值过低, 分别为0.8138、0.8825和0.8006, 说明残差序列存在明显的自相关, 因此需要进行修正。克服自相关存在很多方法, 如差分法和Cochrane-Orcutt迭代法[16], 本文采用逐步加入被解释变量的滞后期AR项作为解释变量消除自相关, 修正后的模型的DW统计量值分别为1.8603、2.0383和1.9575, 从统计上已经消除了自相关性, 估计结果 (见下页表1) 。
模型M1中, 人均GDP和人均GDP的平方项的系数分别为0.000380和-2.91E-09, 并且都是在1%的水平上显著, 说明工业用水与人均GDP之间呈现出倒“U”型关系形态, 工业用水随着经济增长而增加, 但是当经济增长到某一拐点处时, 会随着经济增长而下降。为了进一步得到当前各省份的工业用水与人均GDP的关系现状, 计算得到倒“U”曲线的拐点值为65 292元 (以2003年为不变价格) , 2010年的人均GDP超过这一拐点的地区为北京、天津和上海, 说明随着经济增长, 工业用水会逐渐下降, 取得经济增长与工业用水下降的“双赢”。而剩下的28个省份都未跨过拐点, 工业用水随着经济增长会逐渐增加, 从而处于经济增长与工业用水下降的“两难”困境, 如何在发展经济的同时减少工业用水, 将是这些省份面临的巨大挑战!
模型M2中, 产业结构 (工业产值占GDP比重) 的系数为0.1282, 并且在1%的水平上显著, AR项也是显著的, 说明工业产值所占GDP比重与工业用水呈正相关关系, 工业产值所占比重的上升, 会带来工业用水的增加, 与理论分析的预期是一致的。中国经济发展取得巨大成就, 服务业产值和比重在逐渐增加, 但是工业的发展对地区经济的发展还是发挥着重要的作用。
模型M3中, 人均GDP、人均GDP平方项、产业结构和AR (1) 项的系数都是显著的, 模型拟合效果也很好, R2达到0.9969, 系数的符号和模型M1、M2是一致的, 工业用水与人均GDP之间还是符合倒“U”型关系形态, 与模型M1相比较, 在加入产业结构因素之后, 拐点处的值增加为70 739元 (以2003年为不变价格) , 大于M1的拐点值, 说明工业产值占GDP比重的上升会延缓工业用水下降时点的到来, 跨过拐点的地区仍然为北京、天津和上海3个省份, 剩下的28个省份处于曲线的上升段, 随着经济增长和工业产值占GDP比重的上升, 工业用水会增加, 工业用水的下降将面临严峻挑战。与模型M2相比较, 在加入经济增长因素之后, 工业产值所占GDP比重的系数从0.1282降低到0.0791, 说明对工业用水的影响降低, 经济增长在一定程度上弱化了工业产值所占GDP比重上升对工业用水量增加的压力。
注:括号内的值为t统计量, **和***分别表示在5%和1%的水平上显著。
该文选择经济增长和产业结构作为工业用水的影响因素, 除此之外, 影响工业用水的因素还有很多, 没有加入模型中。例如, 环境保护要求, 随着人民群众生活质量的提高, 对环境保护要求更高, 相关的法律法规对企业排污具有严格的限制, 从而迫使企业减少用水量, 当然, 严格的环境保护要求也会降低工业用水量;工业内部结构变化, 水价的提高和用水定额的压力, 单位产值耗水量大的产业会逐渐被单位产值耗水量少的产业所取代, 用水效率得以提高, 从而工业用水量也会减少;区域间产业转移, 高耗水行业从发达国家转移到不发达国家, 发达地区转移到不发达地区, 都会引起区域间工业用水量的变化, 同时“虚拟水战略”即缺水国家或地区通过贸易方式从富水地区购买水密集产品, 也是工业用水减少的一条途径。
结论与政策建议
本文利用中国2003—2010年31个省份的面板数据, 分析经济增长、产业结构与工业用水之间的关系, 为了分别考虑经济增长和产业结构对工业用水的影响, 本文估计了三个模型, 并对模型进行自相关性修正, 得到如下结论:
第一, 经济增长与工业用水之间存在倒“U”型关系形态, 人均GDP小于65 292元时, 工业用水会随着人均GDP的增长而增加, 一旦人均GDP突破65 292元时, 工业用水就会随着人均GDP的增长而下降, 在2010年, 只有北京、天津和上海突破这一拐点, 取得了经济增长与工业用水下降的“双赢”, 剩下的28个省份均处于曲线的上升段, 工业用水随着人均GDP的增长而增加, 处于经济增长与工业用水下降的“两难”困境。产业结构与工业用水是正相关关系, 产业结构 (工业产值所占GDP比重) 上升, 会引起工业用水的增加。
第二, 综合考虑经济增长与产业结构对工业用水的影响时, 经济增长与工业用水也是呈现倒“U”型关系形态, 不过拐点值增加为70 739元, 即在人均GDP小于70 739元时, 工业用水随着经济增长而增加, 跨过这一拐点时, 工业用水会随着经济增长增长而下降, 2010年取得经济增长与工业用水下降“双赢”的省份还是北京、天津和上海, 与单独考虑经济增长因素相比, 工业产值所占比重的上升会延缓工业用水下降时点的到来;工业用水与产业结构呈现正相关关系, 不过系数减小, 与单独考虑产业结构因素相比, 经济增长弱化了工业产值所占GDP比重上升对工业用水增加的压力。
第三, 除了经济增长和产业结构因素之外, 对工业用水产生影响的因素还有很多, 环境保护要求、工业内部结构、区域间的产业转移和“虚拟水战略”都是不可忽视的影响因素。
基于以上分析, 得出以下政策建议:第一, 发展经济与工业用水下降并举, 走出经济增长与工业用水上升的“两难”困境, 取得“双赢”, 企业要采取相关节水技术研究, 提高工业用水重复利用率, 政府要更加严格环境保护要求, 减少企业的排污;第二, 努力调整产业结构, 大力发展低耗水工业行业以及服务业行业, 提高用水效率;第三, 区域间产业转移和“虚拟水战略”也是减少工业用水的有效途径。
摘要：基于2003—2010年省际面板数据, 分别研究经济增长、产业结构与工业用水的关系, 结果表明: (1) 经济增长与工业用水呈现倒“U”型关系形态, 只有北京、天津和上海跨过拐点, 取得经济增长与工业用水下降的“双赢”, 产业结构与工业用水存在正相关关系; (2) 综合考虑两者对工业用水的影响, 与单独考虑经济增长和产业结构因素相比, 产业结构因素会延缓工业用水下降时点的到来, 而经济增长会弱化产业结构因素对工业用水增加的压力; (3) 环境保护要求、工业内部结构、区域间产业转移和“虚拟水战略”也是工业用水下降的影响因素。
工业化经济增长 篇5
今年是实施“十二五”规划承上启下的关键一年，开年以来，全市各级各部门在市委、市政府的正确领导下，开拓进取，集中精力抓发展，科学把握“稳中求进”的发展步伐，保持了全市经济平稳较快发展。一季度全市经济在规模以上工业高速增长的强力支撑下，圆满实现“开门红”目标。一季度全市实现生产总值（GDP）96.23亿元，增长15.3%，增速较去年同期提高1.3个百分点，居全省第二。其中：第一产业增长5.2%，较去年同期提高0.8个百分点；第二产业增长27.6%，较去年同期提高3.5个百分点；第三产业增长9.8%，较去年同期低1.0个百分点。
一、经济运行特点
——工业经济增势强劲，效益提高。一季度，全市工业受去年新进规模以上企业拉动的影响，继续保持强劲增长势头，一季度全市规模以上工业完成工业总产值94.7亿元，增长57.2%，实现增加值34.3亿元，增长36.5%，增速居全省第一，再创历史新高。其中：重工业完成产值60.4亿元，增长55.1%；轻工业完成产值34.3亿元，增长61.1%。
五大支柱产业快速增长。一季度，全市五大支柱产业实现产值80.3亿元，占规模以上工业总产值的84.8%，增长53.5%。其中：新型材料产值44.5亿元，增长63.1%；富硒食品产值17.6亿元，增长50.6%；安康丝绸产值3.8亿元，增长40.6%；生物医药产值7.0亿元，增长52.1%；清洁能源产值7.2亿元，增长23.0%。
1-2月，全市规模以上工业企业实现主营业务收入45.09亿元，增长77.9%；实现利税总额6.04亿元，增长103.4%；1-2月全市亏损企业31家，同比减少13家，下降29.6%，亏损面由14.5%下降至10.2%。
——固定资产投资保持较快增长。一季度全市完成固定资产投资44.18亿元，增长29.2％，其中，房地产开发投资4.30亿元，增长35.8%。其特点：一是施工项目增多。一季度，全市固定资产投资施工项目576个，比去年同期多182个。其中：新开工项目92个，比去年同期多36个。二是重大项目进展顺利。一季度，白河电站、蜀河电站、富硒矿泉水、市政基础设施建设等重大投资项目施工进展顺利，全市计划总投资亿元以上的施工项目达到72个，比去年同期多13个。三是资金来源充足，自筹资金为主。一季度，全市到位资金达116.76亿元，增长1.3倍。其中:自筹资金88.08亿元，增长1.6倍，占本年到位资金的75.4%。
——消费品市场稳中趋旺。一季度，受节假日效应、石油及制品类价格增长、建筑装潢材料等持续热销等影响，全市社会消费品零售总额36.79亿元，增长17.7%。分城乡看，城镇市场实现社会消费品零售额29.99亿元，增长16.7%；乡村市场实现社会消费品零售额6.80亿元，增长22.7%。从消费形态分，餐饮收入4.31亿元，增长18.7%；商品零售收入32.48亿元，增长17.6%。
——财政收支平稳。一季度，全市完成财政总收入（市口径）14.67亿元，增长20.2%；一般预算收入5.42亿元，增长14.0%；一般预算支出21.36亿元，增长25.9%。
——金融存贷款总量增加。3月末，全市金融机构人民币存款余额为598.1亿元，比年初增加30.7亿元，同比增长21.0％；人民币贷款余额为271.5亿元，比年初增加12.9亿元，同比增长22.7％，其中：中长期贷款199.9亿元，同比增长18.8％。
——城、乡居民收入双增。一季度，全市城镇居民人均可支配收入4927元，增长17.9%，增速居全首第一。农民人均现金收入1660元，增长15.4%。
——居民消费价格涨幅平稳回落。一季度居民消费价格总指数同比上涨3.9%，涨幅比上月下降0.1个百分点，较去年同期回落0.8个百分点。从CPI构成看，八大类商品和服务价格全面上涨，其中：食品类上涨7.2%，烟酒类上涨5.7%，家庭设备用品及维修服务类上涨2.5%，医疗保健和个人用品类上涨2.4%，居住类上涨2.3%，娱乐教育文化用品及服务类上涨2.2%，衣着类上涨1.7%，交通和通信类上涨0.4%。
二、存在的问题
1、受税收政策影响，相关税收增速回落较大。从去年下半年以来，国家出台了一系列结构性减税政策，其中，对营业税起征点按期纳税的月营业额提高为20000元，按次（日）纳税营业额调整为500元。营业税收起征点提高将有利于中小企业多的欠发达地区经营者减负和增收，但由此形成的一些税收数据不可比，相关税收增速回落较大。
2、第三产业（服务业增加值）增速下滑至近年来最低水平。一季度，由于营业税大幅下滑，加之公路客货运周转量、批发业销售额、邮政和电信主营业务收入、从业人员劳动报酬等指标与上年同期相比增幅回落，导致全市第三产业增加值仅增长9.8%，比上年同期低1.0个百分点，出现近六年来首次个位数增长，应引起高度关注。
3、居民收入增长乏力。一季度城乡居民收入虽保持较快增长，但总体来说，居民收入缺乏强力支撑的增长点，后续增长乏力。一季度，全市城、乡居民收入增速与去年全年相比，分别下降0.7和10.6个百分点。农民人均现金收入增幅较去年同期下降10.8个百分点。
三、建议
1、加快服务业的发展，努力提升三产服务业对整体经济的支撑。要进一步落实中、省服务业发展的若干意见，不断降低行业准入门槛，研究和制定切实可行的政策和措施，加快对传统服务业的改造；强力推进交通运输、商务服务、物流等生产性服务业；促进金融、保险、软件通讯、旅游、咨询服务等现代化服务业发展，进而提升三产服务业对整体经济的支撑。
2、加快培育限额以上批零、住餐和服务业龙头企业。限额以上批发零售和住宿餐饮以及服务业龙头企业具有引领行业经济发展的重要标杆示范作用，各县区、各行业主管部门，必须进一步增强服务意识，把培育壮大限上企业纳入年度目标责任考核，像抓规模以上工业“进笼子”一样抓贸易企业进“限上”，确保每年都有一批企业能进入限额以上统计范围，不断提高贸易限额以上企业比重。
3、加快重点项目投融资和建设力度。一是积极拓展融资渠道，多途径协调银行加强对重点项目和基础设施贷款支持，引导非金融机构和社会闲散资金投资重点领域的建设项目。二是有效推进新项目的落地开工，加快在建项目施工进度，确保竣工项目按期投产并达效。
4、加强税收征管，挖掘增收潜力。各财政税收部门要认真分析当前全市税源存在的各种问题，进一步采取措施，加大征收管理力度，保证应征税收及时足额征收入库。
5、密切关注居民收入，努力提高居民收入新的增长点。要进一步完善工资增长机制，增加工资性收入。工资性收入是居民收入的最主要组成部分，也是保证绝大多数群众增加收入的主要渠道。健全企业职工收入稳定增长机制，保障职工工资正常支付，统筹机关事业单位收入合理增长。
工业化经济增长 篇6
摘要：国有工业经济作为我国公有经济的核心，在国有经济中占有重要地位。文章利用1999年-2011年西部十二省市区的面板数据建立计量经济模型，研究了金融发展与国有工业经济增长之间的关系，结果表明：国有工业经济的发展与西部地区的金融发展和金融支持密切相关，特别是金融信贷的直接支持作用显著。因此，要从多个方面筹集资金，加大对国有工业企业的资金投入和人力资本的投资。
关键词：金融发展；国有工业；经济增长
一、 引言
党的十八大报告中提出要深化国有企业改革，不断增强国有经济的活力、控制力、影响力。这是对国有企业在国家建设中所处的重要地位的总结和肯定。但改革开放以来，随着市场经济改革的不断深入，我国国有经济成分在不断下降，特别是我国工业经济的发展中。比如，从不同所有制工业资产的比重变化来看，1998年，国有资产占比达77%，2002年降为69%，2007年为51%，到2012年时，不足一半，为49%。而要增强国有经济的控制力和影响力，又需要国有经济有较大幅度的增长，因此，如何在国有经济成分下降的情况下，提升国有经济的发展质量和数量，是一个重要的研究课题。
金融是现代经济的核心，金融发展同经济增长有着密切的联系。早在1911年，熊彼得就指出金融中介在一国经济发展中的重要性。后来，King和Levine（1993）以80个国家1960年～1989年为样本分析认为：金融发展与经济增长是较为显著和稳健的正向关系。Rousseau和Wachtel（1998）对工业化时期的研究表明金融发展对经济增长是促进作用。我国在上世纪末以来，对金融发展与经济增长的探讨也比较多，谈儒勇（1999），周立、王子明（2002）的实证研究表明，中国金融发展与经济增长之间有显著的正相关关系。赵振全、薛丰慧（2004）的研究表明我国信贷市场对经济增长的作用比较显著。但王晋斌（2007）的研究则并未证明金融发展与经济增长之间的正向关系。武志（2010）对我国金融发展与经济增长间关系进行经验研究，提出的新假说认为金融发展的内在质是由经济增长所引致。从这些文献的研究中，我们可以看出，对金融发展与经济增长关系的探讨在逐渐深入，但这些文献重点在于从宏观上对两者关系的探讨上，而对不同体制下的经济发展没有深入。金融危机以来，国有经济的重要性凸现，并得到认可，政府在干预经济时需要国有经济的大力支持，特别是在我国经济发展方式转型的过程中，国有经济的作用影响深远。国有工业经济作为我国公有经济的核心，在国有经济中占有重要地位。本文试图利用1999年～2011年西部十二省市区的面板数据建立计量经济模型，研究国有工业经济增长与金融发展之间的关系，为我国国有工业经济的发展提出建议。
二、 模型、变量与数据说明
1. 国有工业经济发展变量。GDP是研究宏观经济增长最重要的指标，本文采用地区国有工业总产值来衡量国有工业经济发展的水平，为了消除原始数据的异方差，本文将采用原始数据的对数形式予以代替。
2. 金融变量。金融变量主要有两个方面：一是金融发展水平。金融发展水平的衡量指标非常多，常见的有金融相关比率（FIR）、麦氏指标M2/GDP。由于我国区域金融发展水平差异较大，西部地区金融业的发展相对落后，西部地区企业的间接融资比重大，而且金融对工业经济增长的影响主要体现在信贷支持上，因此本文采用贷款余额占GDP之比作为金融发展水平的测量指标，用FINit表示。二是金融支持水平。企业的经营需要资金支持，企业为了扩展经营规模，特别是工业企业的固定资产投资，需要投入大量的被长期占用的资金，因此要通过长期负债来筹集资金。事实上，我国目前的金融机构，特别是大型国有银行将贷款大部分贷给国企，特别是国有大中型企业。因此，本文以长期负债占固定资产净值之比作为地区金融支持水平的测量指标，用SUPit表示。
3. 控制变量。影响国有工业经济发展的因素很多，因此需要对一些主要变量进行控制来增强模型的解释能力。首先，生产的发展，既要有物质资本的投入，也要有人力资本的投入。因此，本文以各地区固定资产投资额来表示物质资本对国有工业经济发展的影响，用MCit表示，以地区第二产业就业人数来反映人力资本的影响，用HCit表示。同时，国有企业的發展，政府的作用巨大，因此本文以地方政府的财政支出额来反映政府行为对国有工业经济发展的影响，用GOVit表示。对三组控制变量的数据取对数，以消除观测数据的异方差。
鉴于数据的可得性和可比性，本文将采用1999年～2011年西部12省市、自治区的面板数据来进行实证分析。所有原始数据主要来源于西部各省市自治区1999年～2012年的统计年鉴，部分来源于相关年份的《中国统计年鉴》、《工业经济统计年鉴》《金融统计年鉴》。
三、 模型选择与计量方法
本文选用面板数据的计量方法。面板数据模型根据系数向量和常数项是否为常数，分为混合回归模型、变截距模型和变系数模型，一般通过构造F统计量进行协方差分析来予以判断。
查F分布表，在给定5%的显著性水平下，得到相应的临界值。由于F2进行时间序列分析时，须先判断模型中变量的平稳性，以避免产生“伪回归”问题。面板单位根检验综合了时间序列和横截面的特征，可以精确的判断单位根的存在情况。单位根检验的结果见表1。
从表1中看出，除金融发展变量FIN在Fisher-ADF检验时处于10%的置信水平，其他变量均在5%的置信水平的前提下拒绝原假设，我们可以认为序列中不存在单位根，因此所有变量在水平状态下是平稳的。
四、 回归结果及分析
运用Eviews6.0，模型的估计结果见表2。
从模型估计结果中看，模型的R2值为0.893 320，F检验通过了置信度为1%的显著性检验，表明模型估计效果整体上较好，因此，本模型能较好地解释西部地区国有工业经济的增长情况。
解释变量金融发展水平FIN与国有工业经济的增长呈正相关关系，即金融发展水平越高的地区，国有工业经济的发展越好。因为金融发展有助于实现资本的积聚与集中，提高社会和企业的投资水平，帮助实现大规模的现代化生产经营，实现规模经济效益。西部地区的金融发展可能主要得益于宏观环境与政策，西部大开发战略实施以来，国家出台了一系列政策措施，要求各级相关部门大力支持。各银行金融机构响应国家号召，在西部大开发战略实施过程中，积极支持西部地区的基础设施建设，加强了对公用事业建设的支持，在农村和城市电网改造、城市供排水、城乡通讯工程改造、城市道路建设等方面的投入得到全面加强。同时，银行金融机构大力扶持和培育特色农业和经济林业，积极支持旅游文化企业，加大对防治环境污染、节能降耗等项目领域的资金支持力度，积极支持环境综合治理工程项目，大力推进重点节能工程、重点企业节能技术改造的贷款投入。由此，伴随着西部地区基础设施建设、资源开发等资金的投入，使得西部金融发展水平在金融资产的“量”上得以发展，西部地区经济增长，国有工业经济也随之增长。但是，银行金融机构，特别是商业金融机构，按照经济发展程度进行资源配置，重点将资源配置在东部发达地区。而西部地区金融机构资金不足，结构单一，信贷规模难以满足西部地区发展的要求，也难以满足国有工业经济的发展需求。
解释变量金融支持水平SUP与国有工业经济的增长呈正相关关系且显著性水平比较高，系数也较大，表明金融支持水平越高的地区，国有工业经济的增长更显著。因为企业的经营需要资金支持，特别是工业企业大量的长期固定资产投资，没有银行的支持，难以进行。由于西部地区的客观情况，自然条件比较恶劣，信息、交通等基础设施发展严重滞后，科技、人才、经营理念落后，使得西部地区难以通过市场方式吸引东部资金和外资的大规模流入。因此，西部地区的资金主要来源于国家银行的大力支持，以及国家对西部大开发在资金政策上的支持。
从控制变量上看，物质资本和人力资本的系数为正，但对物质资本与人力资本的系数进行比较可以发现，在推动国有工业经济增长的因素中，物质资本的影响较大，而人力资本的系数偏小，影响并不显著。这从一个侧面反映出西部地区国有工业经济的增长还是一种粗放型的增长，主要来源于物质资本的投入，人力资本的贡献小，这与西部地区目前人力资本匮乏、生产技术落后、管理理念落后是比较符合的。从系数上看，财政支持与国有工业经济的增长呈负相关关系，本来西部大开发中，特别是初期，西部的发展是一种“强财政、弱金融”的局面，财政对西部地区经济的发展是非常重要的。在这里出现负相关，可能是随着市场经济改革的进一步推进，国有工业企业被进一步推向市场，国家对国有工业企业的支撑作用减弱有关。
五、 研究结论与政策启示
本文針对金融发展与国有工业经济的增长问题进行研究，采用1999年～2011年西部12省市、自治区的面板数据，从实证研究的角度检验了金融发展对国有工业经济增长推动作用，实证结果表明：国有工业经济的发展与西部地区的金融发展和金融支持密切相关，特别是金融信贷的直接支持作用，因此，在提升国有工业经济发展质量与数量的过程中，本文根据分析研究提出以下建议：
首先，要从多个方面筹集资金，加大对国有工业企业的资金投入。西部地区国有工业经济的发展主要还是源自资本驱动，物质资本的投入对工业经济的增长作用明显，金融支持水平对国有工业经济增长的推动作用明显。西部地区在国家实施振兴东北老工业基地和中部崛起战略后，资金有外流倾向，因此要采取多种措施，鼓励和引导各类金融机构和外资金融，增强投资信心。特别是商业金融机构，要意识到支持西部地区发展，不仅是国家发展战略，也是商业金融机构自身发展的需要。随着西部地区经济的持续发展，商业西部地区也能够在商业利益和社会责任上取得双赢。
其次，增加对人力资本的投资，加大人才开发力度。国有工业经济的增长不可能一直是一种粗放型的增长，要改善国有工业经济的增长质量，需要各种技术人才和管理人才。金融发展也不能靠金融资产在量上的扩张，而需要通过金融机构效率的提高还获得质的提升，要增强金融资源的配置效率，这些都和人才是息息相关的。西部地区的人才流失一直比较严重，因此要构建高效的人力资本市场体系，完善人力资本市场配置机制，保障人力资本的投入，加强对各类人才的吸引力。
参考文献：
[1] 运用《中国统计年鉴2013》中的数据计算而得.
[2] King，R.G.，Levine，R，Finance and growth： Schumpeter might be right[J].Quarterly Journal of Economics，1993，（108）：717-738.
[3] NEUSSER，KLAUS and MAURICE KUGLER.，Manufacturing Growth and Financial Development：Evidence from OECD Countries[J].The Review of Economics and Statistics，1998，80（4）：638-646.
[4] 谈儒勇.中国金融发展和经济增长关系的实证研究[J].经济研究，1999，（10）.
[5] 周立，王子明.中国各地区金融发展与经济增长实证分析：1978-2000[J].金融研究，2002，（10）.
[6] 赵振全，薛丰慧.金融发展对经济增长影响的实证分析[J].金融研究，2004，（8）.
[7] 王晋斌.金融控制政策下的金融发展与经济增长[J].经济研究，2007，（10）.
[8] 武志.金融发展与经济增长：来自中国的经验分析[J].金融研究，2010，（5）.
[9] 高铁梅.计量经济分析方法与建模——EViews应用及实例[M].北京：清华大学出版社，2009.
[10] 陈灵，徐云松.金融支持与区域经济增长：基于西部地区省际面板数据的经验分析[J].商业研究，2011，（9）.
[11] 臧玉淼.加快推进科技与金融结合的财政对策研究——以江苏省为例[J].现代经济探讨，2014，（4）.
[12] 李钊，王舒健.区域金融发展与经济增长[J].商业研究，2005，（23）.
[13] 康继军，张宗益，傅蕴英.金融发展与经济增长之因果关系——中国、日本、韩国的经验[J].金融研究，2005，（10）.
[14] 赵振全，薛丰慧.金融发展对经济增长影响的实证分析[J].金融研究，2004，（8）.
[15] 赵旭.中国银行业效率研究[D].杭州：浙江大学学位论文，2001.
[16] 潘青木.金融资产结构变化与金融体系效率[D].成都：西南财经大学学位论文，2001.
[17] 俞海.现代投资银行的理论分析及其应用问题研究[D].西安：西北大学学位论文，2001.
[18] 张志杰.金融体系稳健性问题研究[D].厦门：厦门大学学位论文，2001.
基金项目：重庆师范大学青年基金项目（项目号：2011XWQ09）；中国博士后科学基金（项目号：2012M511909）。
作者简介：冉光和（1955-），男，汉族，重庆市潼南县人，重庆大学经济与工商管理学院教授、博士生导师，研究方向为财政学、金融经济学、农业经济学；张攀平（1975-），男，汉族，重庆市人，重庆大学经济与工商管理学院博士生，重庆师范大学经济与管理学院教师，研究方向为人力资本与金融经济；范波（1973-），女，汉族，云南省昭通市人，重庆师范大学经济与管理学院副教授，重庆大学管理科学与工程博士后，研究方向为战略联盟、技术创新及管理。
工业化经济增长 篇7
2016年前3季度, GDP同比实际增速为6.7%, 而工业增加值同比实际增速为6%, 一改过去很长一段时间内工业增加值增速大于GDP增速的态势 (见图1) 。与工业经济增长落后于总体经济增长相对应的是工业经济对总体经济的贡献率的下降, 2016年前3季度, 第三产业增加值对GDP的贡献率高达52.81%, 而工业增加值对GDP的贡献率仅为33.42%。这一方面彰显了自2012年以来我国经济结构调整不断深化的现实, 另一方面也暗示着当前我国工业经济正遭遇着较大的困难。
作为制造业大国和贸易大国, 稳定发展的工业经济是我国的立国之本。当前工业增加值对GDP的贡献率持续下降, 然而工业经济对总体经济特别是第三产业的拉动作用很大, 如果工业经济未能保持稳定运行而是持续下滑, 将会经由产业链传导影响其他产业的发展, 进而影响总体经济的稳定。2008年国际金融危机之后, 全球工业生产都面临较为严峻的转型压力, 我国工业行业的顺利转型升级不仅是目前“稳增长”的关键, 也是确保我国在未来国际政治经济格局中处于有利地位的关键。
当前我国工业经济总体面临较大的压力, 从数据来看, 自2012年以来, 规模以上工业企业增加值当月同比实际增速从两位数跌至个位数, 呈现持续下滑态势, 但是, 从近期数据表现来看, 工业增加值增速自2015年起至今维持在6%左右的底部稳定地波动运行。从大类行业分类来看, 2016年前3季度, 工业的3个大类子行业——采矿业、制造业和电力、热力、燃气及水的生产和供应业的规模以上企业增加值累计同比实际增速分别为-0.4%、6.9%和4.3%。除采矿业外, 其他两个子行业的增加值增速都在2016年呈现前低后高的总体态势。采矿业增加值增速在2016年持续下滑, 2016年下半年更是出现负增长, 这一状况与当前我国经济总体的“去产能、去库存、去杠杆、补短板”的进程密切相关[1], 也是“去产能、去库存”进程在工业行业进展的直接体现。事实上, 近年来, 化解产能严重过剩矛盾一直是我国政府主导的工作重点, 国务院在2013年10月15日制定《国务院关于化解产能严重过剩矛盾的指导意见》, 其中指出, 要“积极有效地化解钢铁、水泥、电解铝、平板玻璃、船舶等行业产能严重过剩矛盾”***。在2016年年初国家发展和改革委员会 (简称发改委) 宏观经济运行数据发布会上, 更是明确指出, 要“以煤炭、钢铁等行业为重点”, “在化解产能过剩方面取得突破”。
在国家各项政策的积极推动下, 根据国家发改委2016年10月25日召开的新闻发布会上的说明, 截至9月底, 我国钢铁、煤炭两个行业退出产能均已完成全年目标任务量的80%以上, 部分地区和中央企业已经提前完成全年任务, 按照目前的工作进度, 2016年全国钢铁煤炭过剩产能退出任务有望提前完成。这也解释了为何我国采矿业增加值在2016年会出现持续下降的态势。由此可见, 工业行业的“去产能、去库存”状况直接影响了我国工业经济的发展, 而工业经济的稳定运行是我国总体宏观经济稳定运行的基石。为此, 本文基于细分工业行业的数据, 从“去产能”和“去库存”两个方面详细剖析当前我国工业行业化解产能过剩的进展, 及其与我国工业经济增长的关联, 力图为准确判断当前我国工业运行态势、有效出台工业经济调控政策提供科学支撑。
二、当前我国工业行业去产能进程
“产能过剩”是一个相对概念。所谓产能的“过剩”, 指的是潜在供应能力相对于有效需求而言的过剩, 或者说有效需求相对于潜在的供应能力而言的不足。一段时间以来, 我国工业行业存在着较为严重的产能过剩。根据司尔亚司数据信息有限公司数据库中显示的国家统计局发布的工业产品产能数据和产量数据计算得到, 2014年我国主要工业产品产能利用率及其动态变化如图2和表1所示, 2014年这些主要工业产品平均产能利用率75.56%, 比2011年的78.74%下降3.18个百分点。而根据2013年《国务院关于化解产能严重过剩矛盾的指导意见》, 2012年底, 钢铁、水泥、电解铝、平板玻璃、船舶产能利用率分别为72%、73.7%、71.9%、73.1%和75%, 比我们利用统计局数据计算的结果还要低***。
由于产能过剩反映的是供给和需求失衡, 产能过剩问题的解决就需要从供应和需求两个方面共同下手来解决:一方面降低潜在供应能力, 另一方面增加有效需求。由于产能和产能利用率可获得的公开数据较少, 因此较难从相关数据近期的动态变化直接来看当前我国工业行业去产能的进程。但是, 由于经济供给与需求的动态平衡关系, 行业去产能进程间接体现在行业的产成品、价格和利润等重要指标中, 为此, 我们对工业行业特别是国家关注的重点产能过剩行业, 通过其行业经济指标变动来分析其去产能进程, 这主要表现在以下3个方面:
1. 工业行业产成品持续下降, 产能过剩的重点行业产成品大幅下降
我国规模以上工业企业产成品数据有着较长的历史记录, 如图3所示, 自1996年以来经历了几轮周期性的变动, 最近的这一轮变动始于2008年金融危机。2008年8月, 我国工业产成品期末同比增速高达28.54%, 随后, 由于受到国际金融危机的冲击, 开始大幅快速下跌至2009年8月的-0.76%。此后, 受到4万亿经济刺激政策的影响, 工业产成品恢复了增长并于2011年10月达到24.17%的较高增速。当经济刺激政策的短期冲击逐步减弱, 经济系统又恢复了其自身缓慢趋于平衡的结构调整进度, 产成品增速逐步下降至2013年8月的5.73%, 随后又在经济政策的作用下逐步回升至2014年8月的15.58%。此后开始了持续下跌, 自2016年4月开始, 产成品增速转为负增长。这是自1996年以来, 除了受国际金融危机冲击导致2009年8月产成品负增长外, 首次持续的负增长, 截至2016年8月, 工业产成品期末同比增速已持续24个月下跌。自2016年开始, 产成品期末值均已明显低于上年同期值 (见图4) 。
从产成品期末值占比最高的前10个工业行业来看, 如图5所示, 其产成品变动自2014年下半年以来均呈现持续下滑的态势, 跌幅较大的行业包括计算机、通信和其他电子设备制造业、汽车制造业、黑色金属冶炼和压延加工业、有色金属冶炼和压延加工业。2016年以来, 多数行业产成品增速出现企稳甚至回升, 例如2016年8月, 汽车制造业产成品期末值同比增速2.3%、通用设备制造业为1.5%。但是, 受到化解产能过剩政策推进的影响, 部分产能过剩重点行业的产成品增速持续大幅下跌, 例如2016年8月, 黑色金属冶炼和压延加工业的产成品期末值同比增速为-13.1%, 而有色金属冶炼和压延加工业、石油加工、炼焦和核燃料加工业、煤炭开采和洗选业、黑色金属矿采选业、有色金属矿采选业的产成品期末值同比增速分别为-10.7%、-12.5%、-8.6%、-14.6%和-9.9%。因此, 不论是从总体而言, 还是从产成品期末值占比高的行业来看, 产成品同比增速都是负增长, 而且产成品期末值占比高的行业负增长速度更高, 这显示出从供给的角度来看, 去产能效应正在显现。
2. 工业生产者出厂价格指数触底回升, 主要工业品价格回暖
价格信号是市场经济环境下重要的表征指标, 其变动可以看出市场上相对供需关系的变动。工业生产者出厂价格指数 (Producer Price Index, 简称PPI) 主要用于衡量工业的产出品价格, 可以作为衡量去产能进程的指标。随着去产能的逐步推进, 供给相对需求过剩的局面将得到缓解, 工业行业的产出品价格将有所回升。从数据来看, 如图6所示, PPI当月同比数据自2012年3月开始负增长以来至2016年9月首次转正为100.1, 累计54个月负增长。2016年以来, PPI同比跌幅收窄开始回升, 而从PPI环比数据来看, 2016年3—5月和7—9月, PPI环比均呈现正增长, 这充分说明工业产品出厂价格已经出现止跌回升的态势, 意味着从需要的角度来看, 对工业行业的产能需求在提高, 同样显示出去产能取得初步成效。
从细分工业行业的工业PPI来看, 自总体工业PPI2012年3月转为负值至2016年9月首次转正的54个月的负PPI的时间里, 如图7所示, 下跌幅度最大的包括石油工业、煤炭及炼焦工业、冶金工业、化学工业、纺织工业等, 进入2016年以来, 随着工业行业去产能、去库存进程的深化, 这些工业行业的PPI都不同程度地回升, 甚至转负为正。工业细分行业PPI的这一变化进一步说明了工业行业化解产能过剩已取得了一定进展。
3. 工业盈利状况好转, 收入、利润均出现不同程度的改善, 亏损面下降
另一个能够间接衡量工业行业去产能进展的指标是工业行业的财务数据所反映的经营状况。随着工业行业去产能的推进, 工业行业特别是产能过剩重点行业的盈利状况将有所改善, 这主要是由于去产能后改善了行业产品的供需关系, 因此能够更好地实现行业的正常经营。数据表明, 如图8所示, 当前仍处于去产能进程中的工业行业 (行业产成品期末值同比增速负增长速度较大) 的主营业务收入累计同比增速在2016年均实现不同程度的改善, 例如, 2016年1—8月, 有色金属矿采选业与有色金属冶炼和压延加工业主营业务收入累计同比增速分别为5.3%和3.3%, 均实现正增长。从这些行业的利润来看 (见图9) , 处于产业链上游的采掘业相比下游的加工制造业而言, 2016年利润状况仍然持续下滑, 但此前产能过剩严重的下游加工制造业在2016年均实现明显的利润增长, 这一方面是因为产业链的传导效应, 另一方面也说明上游采掘业的去产能任务依然艰巨。从亏损面数据 (亏损企业个数/总企业个数) 来看, 2016年8月, 除煤炭开采和洗选业外, 其他5个行业均实现亏损面的同比下降。这些数据都反映出工业行业盈利状况随着去产能进程的深化出现不同程度的改善。
三、当前我国工业行业去库存进程
对于“去库存”, 存货反映了工业企业的库存状况, 存货指标的变动直接体现了企业去库存的状况。除此之外, 工业购进价格指数也可以反映企业对原材料方面库存的需求。当前我国工业行业去库存体现为以下3个方面的特征:
1. 工业总体去库存暂告一段落, 库存增速触底回升
从国家统计局发布的规模以上工业企业存货资金占用期末数据中可以看到 (见图10) , 存货期末同比增速自2010年11月份到达高点30.9%之后, 呈现持续下滑的态势, 受此影响, 存货资金占用期末值增长放缓。存货期末同比增速在2015年12月首次转正为负, 表明工业行业在微观企业层面去库存取得了较大的进展, 而2016年8月, 存货期末同比增速转负为正, 为0.1%, 这说明工业行业总体的去库存进程已经基本结束。如图11所示, 即使在考虑存货增速变动的季节性效应后, 自2016年下半年开始, 存货增速也已经出现触底回升的态势。
2. 行业库存变化分化显著, 产能过剩行业库存明显下降
从细分工业行业的存货数据来看, 国家统计局发布了41个工业行业的规模以上工业企业存货期末数据, 如表2所示, 相比于2012年2月而言, 当前存货占总工业行业存货比重最高的为计算机、通信和其他电子设备制造业, 从2012年2月占比7.21%提高至9.08%, 而与“去产能、去库存”关系密切的行业, 特别是黑色金属冶炼和压延加工业, 存货占比从2012年2月的10.13%大幅下降至2016年8月的6.44%。
从具体行业存货期末数据来看, 大部分行业都表现为库存增速下降甚至库存负增长, 如图12所示, 2016年1—8月库存平均增速降幅最大的行业为黑色金属矿采选业, 平均库存增速为-16.91%, 其次是黑色金属冶炼和压延加工业, 平均库存增速为-13.81%, 这充分体现了钢铁行业“去产能、去库存”的进展。但是, 在总体工业行业“去库存”的大环境下, 也有部分工业行业表现出“增库存”, 最典型的行业是计算机、通信和其他电子设备制造业, 该行业当前库存占比最高, 2016年1—8月平均库存增速为2.74%, 其库存变动如图13所示, 可以看到, 尽管该行业自2011年以来经历了去库存过程, 但是目前该进程已基本结束。
3. 工业生产者购进价格指数触底回升
工业生产者购进价格指数用于衡量工业的投入品价格, 其变动可以反映出企业备料的意愿, 也可以间接反映企业去库存的进程。从图14可以看出, 2016年以来, 工业生产者购进价格指数尽管仍然保持负增长, 但已呈现明显的触底回升态势, 2016年9月为99.4, 相比2015年底提高6.2个百分点。从分类别指标来看, 2016年9月, 黑色金属材料类、有色金属材料和电线类、农副产品类和纺织原料类均已摆脱负增长, 分别为101.8、100.3、100和100.1, 相比2015年底分别提高15.4、12.3、2.8和1.7个百分点, 而其他类别工业生产者购进价格指数也出现不同程度的回升, 例如, 燃料、动力类购进价格指数在2016年9月比2015年底提高9.1个百分点。工业生产者购进价格指数的提高说明企业的备料意愿提升, 也间接说明工业企业去库存已基本结束。
四、从“去产能、去库存”看工业经济增长及政策建议
在市场经济环境下, 影响资源配置的重要信号是市场价格, 市场价格的变化一方面具有重要的引导作用, 引导资源的有效配置, 另一方面也是资源配置的结果。因此, 价格指标的变动与工业经济增长之间存在密切的关系, “去产能、去库存”的效果一方面通过价格指标得到体现, 另一方面也通过价格作用于工业经济增长。
鉴于统计数据发布规则的调整, 目前我国工业产品相关价格仅有工业PPI和工业生产者购进价格指数, 前者主要用于衡量工业的产出品价格, 后者用于衡量工业的投入品价格。从历史数据来看 (见图15) , 这两者之间呈现密切的相关关系, 而这两者的相对变化与工业经济增长也呈现密切的相关关系。如图16所示, 当工业增长放缓时, 工业生产者购进价格指数相对于PPI也会下降, 反之亦然, 且购进价格指数相对于PPI而言有着更大的波动;当购进价格指数变动到高于PPI时, 也即图16中相对价格上穿0线时, 往往意味着工业增加值增速将出现峰顶;当购进价格指数变动到低于PPI时, 即图16中相对价格下穿0线时, 往往意味着工业增加值增速出现谷底。从目前价格指数的走势来看, 2016年均呈现触底回升的态势, 但购进价格指数仍然低于PPI, 且相对价格变动较小, 这也进一步印证了当前工业经济增长将持续在目前的低位徘徊。
从细分类的工业生产者出厂价格来看, 如图17所示, 越接近产业链起点的产品出厂价格波动越大, 生产资料中的采掘品价格的波动性明显高于其他, 而越接近产业链终端的产品出厂价格波动越小, 特别是生活资料中的耐用消费品, 波动性明显较低。但总体看来, 不同类别的工业PPI之间并不存在明显的领先-滞后关系, 和工业增加值之间也表现为较为一致的变动。从历史数据来看, 当工业PPI出现明显的止跌回升态势时, 特别是产业链起点的采掘品、原材料出厂价格指数的回升, 往往表明工业行业“去产能、去库存”进程取得较大的进展, 而这也意味着工业经济的触底回升。从生产资料和生活资料相对价格的变动与工业产出之间的关系来看, 如图18所示, 当生产资料的工业PPI变动到高于生活资料时 (即上穿0线) , 就意味着工业生产的复苏。
综上可知, 随着我国化解产能过剩和工业行业“去产能、去库存”进程的推进, 我国工业行业价格触底回升, 工业行业经营状况得到改善, 工业增加值增速出现触底企稳的态势。展望未来, 考虑到当前工业行业去库存周期已经转为增库存周期, 因此, 未来工业增加值增速继续下降的空间有限, 工业增加值增速将保持基本稳定或者小幅回升。但是, 目前我国工业企业仍然存在较多问题, 在政策调控时需要全盘把握, 具体的政策建议如下:
1.要正确认识当前我国工业经济发展状况和发展阶段
从数据分析来看, 我国工业产能过剩行业“去产能、去库存”已经取得了积极进展, 工业行业价格已经出现触底回升, 特别是与工业经济增速密切相关的工业行业相对价格指标已经出现明显好转, 这说明我国工业经济已经基本见底企稳。但是, 在复杂多变的国际经济形势下, 外需依然不振, 我国工业经济转型任务依然艰巨, 工业经济增长很难出现明显反弹, 将持续在低位波动调整。
2. 工业经济的政策调控需要具有全局观和大局观
短视和片面的经济政策将会成为诱发经济系统不稳定的导火索, 在市场经济环境下通过经济主体的行为反馈, 进一步放大经济政策的影响, 导致经济出现剧烈波动。事实上, 经济系统是一个有着自发的内在平衡机制的系统, 政府政策需要尊重经济运行的客观规律, 贵在不扰, 尽量从源头而非末端枝节着力解决问题。
3. 积极推进“去杠杆、补短板”任务
伴随工业行业化解产能过剩进程的深入, 我国工业行业的“去产能、去库存”已经取得一定进展。但是, 从目前的数据来看, 尽管工业经济已经触底并出现一定程度回暖, 但筑底回升的动力尚不足, 工业经济增长持续在底部波动的可能性较大, 在这样的情况下, 恰恰是“去杠杆、补短板”这两大任务积极推进的最好时机。当前我国工业行业总体杠杆率仍然较高, 表现在财务负担特别是利息负担较重, 这影响了工业企业利润再投资的积极性, 也对工业企业转型升级构成压力。
参考文献
工业化经济增长 篇8
一、广西西江经济带经济发展简况
2012年8月9日, 自治区政府批复实施《广西西江经济带发展总体规划》。广西西江经济带包括广西西江沿江7市:南宁、柳州、梧州、贵港、来宾、百色、崇左, 土地面积13.09万平方公里, 占广西总面积的55%, 2011年总人口为2787万, 占广西总人口的54%, 地区生产总值为4523亿元, 占广西生产总值的58%。第一、第二、第三产业的比重分别为:15.66%, 49.38%, 34.96%。但是作为主导产业的工业发展缓慢, 2011年工业增加值为3096.44亿元, 工业化率仅为43.06%, 整体处于工业化初期阶段, 与全国的平均水平还有很大差距。工业化是现代化的基础和前提, 高度发达的工业社会是现代化的主要标志, 是实现现代化不可逾越的历史阶段。工业落后, 必然导致综合经济实力不强, 城镇化进程缓慢, 社会各项事业发展受到制约, 最终影响现代化的进程。
二、研究思路及变量选取
(一) 研究思路
文章将从三个层面对西江经济带经济增长与工业化水平两者之间的关系进行探讨。首先, 采用ADF检验对变量的平稳性进行检验, 以避免所研究的时间序列出现“伪回归”现象。其次, 采用Johansen协整检验方法对两个变量的长期动态关系进行检验。最后, 使用脉冲响应函数分析西江经济增长与工业化水平之间互相冲击的力度。
(二) 变量选取
通过对诸多经济学家文献的综合分析, 以及各指标数据采集的可行性, 文章选取以下两个变量进行研究。
1. 经济增长水平 (GDP) 。
文章选用GDP的变化量来考察经济的发展。以广西西江经济带中各市的GDP加总表示西江经济带经济发展情况。
2. 工业化水平 (GYH) 。
衡量工业化水平的指标较多, 本文选用学者们广泛认同的第二产业中的工业增加值比重来进行衡量, 即工业增加值占当年GDP的比率, 以各市的工业化均值表示。
(三) 数据来源及处理
由于广西西江经济带七个城市中, 崇左市建市较晚, 所获数据年限较短将影响实证效果。在历史上西江经济带的贵港市隶属于玉林地区管辖, 只是在1995年设立贵港市才从玉林分离出去。玉林市容县的绣江和北流的圭江同属于西江水系。2012年2月, 自治区工信委印发的《广西西江经济带工业发展“十二五”规划》涵盖柳州、桂林、来宾、梧州、玉林、贵港、贺州等7市。由此可见, 玉林本身就是西江经济带不可缺少的一员, 故以玉林市取代崇左市, 由南宁、柳州、梧州、贵港、玉林、百色、来宾组成西江经济带的实证分析不会影响其效果。从数据的可获得性考虑, 本文选取的样本空间为2002—2011年, 所有的数据均来自历年的《广西统计年鉴》。
三、广西西江经济带工业化与经济发展水平关系的实证分析
注:检验形式 (C, T, N) 分别表示含常数项, 时间趋势项和最优滞后阶数, 滞后阶数由Eviews6.0软件根据SIC准则自动给出。
(一) 平稳性检验
为了避免模型中出现“伪回归”现象, 在建立计量经济模型之前, 要对所采用的时间序列进行单位根检验, 以确定各序列的平稳性和单整阶数。文章采用ADF检验法, 运用Eviews6.0软件, 对GDP和GYH两个变量进行平稳性检验。检验结果如表1所示。
由表1可知, 时间序列GYH和GDP的原序列都是非平稳的, 但它们的一阶差分是平稳的, 所以二者都为一阶单整I (1) , 可能存在协整关系, 下面进行协整检验。
注:**表示在10%的显著性水平下拒绝原假设Á
(二) 协整检验
协整 (cointegration) 分析理论是近年来处理非平稳经济时间序列之间长期均衡关系和短期波动的有力工具。通过单位根检验可知, 西江经济带经济发展和工业化水平都是单整序列, 因而可以对其进行协整检验, 检验结果见表2。
从检验结果可以看出, 在5%的显著性水平下, 无论是迹统计量检验还是最大特征值统计量检验的结果都显著, 两个变量之间存在着一个协整关系。进一步的, 通过对二变量进行分析, 确定协整方程的一般形式为:
根据方程可以得出结论:方程模拟效果较好, 回归方程不仅具有较高的拟合优度, 且各系数的t值都在2之上, 说明各变量的系数都比较显著。从协整的数学模型中我们看到, 工业化水平和经济发展二者存在很好的关系, 西江经济带工业化率每提高一个百分点就能带来经济增长318.29亿元。通过对比两者的数据, 我们看到:从长期来看, 工业化率的提高将带来GDP的显著增加, 二者是同向发展的。
(三) 脉冲响应分析
脉冲响应函数用于考察来自随机扰动项的一个标准差冲击对内生变量当前和未来取值的影响。图1分别为渐进解释法模拟的关于经济增长和工业化水平的脉冲响应函数图, 追踪期为10年。图中纵轴表示因变量对解释变量的响应程度, 虚线代表置信区间, 以响应函数值加或减两倍标准差为准, 实线代表响应函数的实际值。
首先, 考察GDP对其自身滞后期和GYH冲击的响应情况。从图1第1行观察到, 经济增长对其自身的一个标准差有正向反应, 且反应程度有增强的趋势, 持续时间较长。说明西江经济带经济增长与其滞后期有一定的关联性, 经济增长具有一定的惯性特征。对于GYH的冲击, GDP产生负向响应, 响应的程度虽较弱, 但有扩大的趋势, 这与我们观察到的工业化水平与经济增长同向变化趋势是相悖的, 很多程度上是由于西江经济带工业化总体上呈现出粗放型的特征, 工业化主要是总量的扩张, 结构变化相对滞后, 过度依赖能源且加大对环境的污染, 这在一定程度上制约了经济的发展。
其次, 我们考察GYH对其滞后期和GDP冲击的响应情况。从图中第2行可知西江经济带的工业化水平对经济增长表现出一定程度的正向响应, 但是这种响应程度随着时间的推移而逐步减弱, 并趋于平稳, 说明经济增长对工业化水平的促进作用是非常明显的, 虽然程度不断减弱。工业化水平对来自自身标准差的冲击刚开始呈现正向响应, 说明工业化水平具有一定的惯性特征, 但响应程度不断减弱, 并于第4期达到临界值, 随后转为较弱的负向响应。
四、结论及建议
1.通过单位根检验, 工业化水平和经济增长两个变量符合协整检验的必要条件, 经过JJ协整检验, 他们之间存在长期均衡关系。由协整方程可知, 工业化水平每提高一个百分点将带来GDP增长318.29亿元, 这对于西江经济带来说, 将使国民经济增量发生巨大变化。研究结果表明, 无论是在短期还是长期, 工业化水平提高对经济增长都有重要的促进作用, 对经济增长的拉动作用非常明显。
2.脉冲响应函数表明经济增长主要是来自其自身的冲击, 与其滞后期的关联度较大, 而工业化对经济增长产生负向响应。说明西江经济带工业化进程中, 除个别城市如南宁、柳州已进入工业化中期阶段外, 大部分城市还处于都还处于工业化初级阶段的中后期, 经济增长主要依赖资源和要素的驱动, 呈现明显的粗放型增长特征。在将来的发展中各市必须寻求新的发展路径, 应该尽快转变经济发展方式, 推进结构调整, 提高资源生产率和降低废弃物排放, 减少环境污染, 走内涵型工业化道路。
3.西江经济带的工业化率与全国相比总体上还处于较低水平, 因此, 充分利用西江经济带的资源优势, 突出发展重点, 实施新型工业化主导战略, 建立跨区域生态产业链。柳州是一个工业强市, 建议以柳州汽车城为中心, 整合玉柴集团、南宁专用汽车厂、桂林客车工业集团等企业, 打造全国领先的现代化汽车产业基地;百色铝土矿资源丰富, 建议以百色的铝土矿生产基地为中心, 与南宁的金属制造业、柳州的冶金工业、来宾的铝精深加工业等冶金企业进行配套, 打造全国重要的铝工业生态产业基地;贵港市是我国最大的制糖产业基地, 建议以广西贵港国家生态工业 (制糖) 示范园区为中心, 把南宁、柳州、崇左、来宾、贺州、百色各大糖厂进行整合, 打造西南地区现代化生态工业 (制糖) 产业基地。
4.充分利用西江经济带的区位优势, 加快与珠江三角洲地区和港、澳、台地区的市场对接, 各市要建立错位发展、分工协作的竞争机制。玉林、贵港、梧州三市有着得天独厚的区位优势和资源优势, 理所当然要担当承接产业转移的排头兵, 应重点发展机械工业、建材工业、食品工业、电子工业、林产品加工业、石材加工业等产业;南宁、柳州两市经济实力、科技实力较强, 工业基础雄厚, 应重点发展化工、汽车、软件、生物工程、新能源、新材料、中医药等产业;百色、来宾、崇左三市有着丰富的矿产资源和水资源, 应重点发展冶金工业、电力工业、采矿业、农产品加工业等产业。
参考文献
[1].高铁梅.计量经济分析方法与建模:Eviews应用及实例[M].北京:清华大学出版社, 2006
[2].吴敬琏.思考与回应:中国工业化道路的抉择 (上) [J].学术月刊, 2005 (12) :38-45
[3].吴敬琏.思考与回应:中国工业化道路的抉择 (下) [J].学术月刊, 2006 (1) :58-61
[4].钱纳里等.工业化和经济增长的比较研究 (中译本) [M].上海三联书店, 1989
[5].高萍, 孙群力.工业化进程对中国区域经济增长的影响[J].统计研究, 2008 (8) :41
工业化经济增长 篇9
关键词：金融创新,工业增长,VAR模型,脉冲响应
引言
影响一国工业增长的因素不外乎专业化与劳动分工、劳动与资本、技术与知识、人力资本和制度。当前中国经济面临着3期叠加: 增长速度进入换挡期、结构调整面临阵痛期、前期刺激政策消化期。经济增长持续下滑的态势使得经济改革必须寻找经济增长的新动力。在经济增长的诸多因素中,金融是一个主要变量。金融是现代经济发展的核心力量,金融发展己经渗透到经济增长的各个领域,而金融创新又是金融发展的主推手,成为未来金融发展的一种必然趋势。从金融创新的角度研究金融与经济增长的关系有助于深入理解金融与经济的作用机理。许多发展中国家金融自由化遇到阻碍、困境甚至是失败,告诫我们如果在金融的本质以及金融与经济之间的关系认识不清的基础上盲目进行金融自由化改革,恐将使本国经济陷入金融危机,这对于中国能否通过金融体制改革,发展本国经济具有重要的借鉴意义。因此,在当前中国经济需要新推力的形势下,研究金融创新与工业经济增长的关系具有较强理论和实际意义。
创新是经济增长的内在动力,创新理论的奠基者熊彼特,在 《经济发展理论》中对创新作了界定: 创新是新的生产函数的建立,即企业家对生产要素实行新的组合,它包括新商品的出现、 新生产方法的采用、新市场的开拓、新的原材料供应来源的发现、新的企业管理方法或组织形式的推出等五种情形。自熊彼特在其理论著作中对创新与经济发展关系论述以来,众多学者对此问题进行了探讨,对国内外相关研究进行梳理,主要存在两大类观点:
( 1) 金融创新与经济增长之间不存在直接因果关系
T. M. Podolski ( 1986 ) 在 《金融创新与货币供给》一书中在传统的IS - LM模型中加入金融创新因素分析了金融创新对货币需求的影响和货币弹性的变化,他发现金融创新使货币需求和供给、利率、收入之间的关系更富有动态性,而金融创新与经济增长之间并无直接因果关系。Fanti. L ( 2001) 同样构建了包含金融创新的IS - LM动态模型,只不过从单一方向探讨了金融创新对模型的影响,并未从双向因果关系研究金融创新对经济增长的作用机理。Robert C. Merton ( 2001) 只是简单的从理论角度分析了金融创新对宏观经济的影响,没有采用 实证研究 方法进行 研究。 Steven Li ( 2003 ) 从金融风险管理的角度出发, 探索了金融创新在实际经济运行中可能存在的威胁,却没有深入地探讨金融创新对经济增长的影响关系。衰明华、杨飞虎 ( 2010) 在梳理近几年国内外最新研究进展中发现,金融创新与经济增长、金融创新与金融发展之间都存在着双向因果关系,故而在理论逻辑上金融创新与经济增长之间有着相互作用关系。
( 2) 金融创新对经济增长具有明显的促进作用
李茂生 ( 2000) 在其发表的文章中表明金融创新一方面能够推进金融深化和金融制度改革; 另一方面金融创新是经济总量增加的重要动力因素。施建淮 ( 2004) 利用功能分析法论证了金融创新对长期经济增长的促进作用,金融创新增强了金融系统的功能,提高了金融服务的动态效率, 对经济的长期增长具有正向效应。喻平 ( 2005) 分析了金融创新对经济增长的影响机理,他研究发现金融创新借助金融系统的五大功能促进经济增长,经济增长由于存在门槛效应、资本积累和破产成本使得经济增长成为金融创新的内在驱动力。马凌霄、郭帅 ( 2005) 认为金融创新对经济增长的影响不仅在理论层面得到证实,在现实数据检验中也已初步得到验证。孙竹 ( 2007) 运用系统动力学的理论和方法构建金融创新与经济增长的关联性模型,并借助流图模型和长三角地区统计数据发现长三角地区的金融创新逐年增强, 金融创新对经济增长的贡献程度呈二次方增强, 这表明金融创新对经济增长的拉动作用是比较显著的。赵喜仓、诸葛秀山 ( 2008) 通过格兰杰因果检验证实,我国金融创新是经济增长的格兰杰原因,金融创新通过推动金融发展、促进金融深化和改变金融结构推动经济增长。Laeven、Levine和Michalopoulos ( 2009) 构建了包含金融创新因素的内生经济增长模型,他们在模型中采用技术进步的衔接效果阐述了经济增长受金融创新的作用机制,并确认了经济增长与金融创新两者之间的内生性关系。刘亚琳 ( 2009) 论述了金融创新和经济增长之间的内在关联性,并运用Geweke分解检验方法对我国金融创新与经济增长的因果关系及动态机制进行了实证检验,结果表明,金融创新与经济增长有着长期均衡关系,不管是从长期还是从短期来看,我国金融创新与经济增长之间存在正相关性,且它们之间存在双向因果关系。Gennaioli、Shleifer和Vishny ( 2010) 研究发现如果金融创新离开技术进步,其对经济增长的影响在很大程度上是负向的,这也是金融创新对经济增长的促进作用存有异议的原因。他们还发现如果实体经济不促使金融创新,则会增加金融系统的脆弱性,进而影响经济增长的幅度和经济波动的程度。朱淑珍、陈丽娟 ( 2010) 从金融系统功能的视角对经济增长方式的转变与金融创新的和谐程度之间进行分析,研究结果发现金融创新离不开实体经济,经济增长方式转变的金融创新是和谐的,两者之间的交互过程是不断适应彼此的动态过程。李敏 ( 2010) 基于系统动力学分析方法探讨了金融创新与经济增长关系动态的复杂性,并提出金融创新与经济增长可持续发展的政策建议。孙浦阳、张森 ( 2012) 在经济增长模型中考虑金融创新的内生性,发现金融创新对经济增长的影响方向具有不确定性,甚至可能存在相反的作用; 而金融创新通过技术进步促进经济增长的效果是非常显著的,这种作用关系在很大程度上是依靠社会技术进步来实现的。
从现有文献来看,虽然对金融创新与经济增长关联性研究逐渐增多,但仍存在不足: 关于金融创新对经济增长的研究缺乏系统性,其传导机制尚不明晰,多数学者倾向于研究金融创新对经济增长的影响,却忽视经济增长对金融创新的作用; 尽管还有少数学者利用统计分析和计量工具对两者之间的关系进行实证,却由于实证方法各异,实证结果差异较大,同时对实证分析的解释也存在较大争议; 相关研究多集中于金融创新与宏观经济增长关系,较少涉及基于内生经济增长模型视角的金融创新内生性研究,也缺乏具体深入研究金融创新与各个产业或产业内部间的关系, 而金融创新与工业部门经济增长关系的研究尚未见到。
鉴于此,本文在综合已有研究成果的基础上, 着重研究金融创新对工业增长的影响,首先将金融创新作为内生变量对内生经济增长模型进行拓展,然后推导出金融创新促进工业增长的条件, 最后对模型的结论进行实证检验,并分析实证结果,提出相应的政策建议。
1引入金融创新的内生经济增长理论模型分析
金融是经济的核心,创新是增长的动力。金融创新能够减少交易成本、便于市场交易、优化资源配置、促进技术进步和提高生产效率,金融创新通过强化和优化金融系统功能促进经济增长。 以往研究中,多数学者都认为在经济发展的初期金融供给促进经济增长,当经济发展到一定阶段后,经济发展反过来引致金融需求,因此,金融创新与经济增长是相生相伴的,金融创新内生于经济发展。
1.1基本假定
( 1) 在市场机制健全和金融市场体系完善的经济中,金融创新源自对经济增长和产业发展的要求。假设金融创新的发展一部分依存于上一期的金融创新水平FIt - 1,另一部分来自于对经济系统其它因素冲击的反应 υt。假设第一期的金融创新水平为FI1= λFI0+ υ1,经过迭代后得到t期的金融创新水平为:
其中,λ 为本期金融创新相对于上期的纠正系数,假设金融创新是线性趋势增长的,金融创新纠正水平在每一期都是相同的,λ 是一个大于1的常数,同时可以看作是金融创新率,且 υt~ N ( 0,σ2) 。
( 2) 金融创新所产生的资本成本可以通过资本折旧来体现,金融创新水平越高,资源使用和配置效率越高,同时产生的折旧越少,假设 λ 和 υ 均影响折旧率,t时期的资本总折旧率可表示为:
其中,δt为资本总折旧率,δ0是自然折旧率,为定值,δ( λt) 和 δ( υt) 为金融创新所造成的折旧率。
( 3) 劳动力市场完全出清,劳动增长率是外生的,t期的劳动力供给为:
其中n为劳动增长率,L0为初期劳动力供给。
( 4) 本期资本存量Kt由本期投资It与上期资本折旧剩余( 1 - δt - 1) Kt - 1共同决定,即Kt= It+ ( 1 - δt - 1) Kt - 1。假设每期投资量是恒定的,即It= I0,初始的资本存量为K0,经过迭代后t期的资本存量为:
生产活动为劳动、资本、技术和金融创新共同作用的结果。生产可分为物质生产部门和技术生产部门,两部门分工明确,资源充分分配: 物质生产部门的产出由劳动、资本、技术和金融创新决定; 技术生产部门的产出由劳动、资本和金融创新决定。
1.2技术内生化的物质生产函数
假设全社会用于物质生产的劳动力比例为 π, 用于技术生产的劳动比例为1 - π; 全社会用于物质生产的资本比例为 μ,用于技术生产的资本比例为1 - μ; 金融创新具有正的外部性,其对产品生产和技术生产的影响程度分别为 φ 和 τ,两者都大于0,物质生产函数的柯布—道格拉斯形式为:
其中,α、β∈( 0,1) ,α 和 β 分别表示资本和劳动在物质生产中的相对重要程度。当物质生产过程分配到全部资源后,将剩余的资本和劳动投入到技术生产过程中,得到技术A的生产函数:
其中,γ、η∈( 0,1) ,γ 和 η 分别表示资本和劳动在技术生产过程中的相对重要程度。将 ( 6) 代入 ( 5) 中得到产出函数:
其中,θ = φ + τβ,ω = α + γβ,ψ = β( η + 1) ,N = πα( 1 - α)γβμβ( 1 - μ)ηβ,由此证明,最终的物质产出在技术内生化的条件下由金融创新、 资本和劳动共同决定。
1. 3引入金融因素的工业经济增长
工业经济增长率,令,工业经济增长率gt与Z正相关,因此,只需对Z做出讨论。通过前文公式的推导得出:
由于生产最大化企业初期的投资额都能弥补折旧损失I0≥δ1K0,因此公式 ( 8) 是有意义的。 根据金融创新的发展规律,金融创新水平是不断提高的,并且金融创新的边际效益是逐渐递减的, 所以,当t→ + ∞ 时,I0→δ1K0。公式 ( 8) 简化为Z = θln( λ) + ωn,由于金融创新是不断增长且具有一个调整系数,所以ln( λ) 是一个正常数, 同时假设,劳动增长率在一定时期内稳定不变, 因此长期内Z趋近于一个常数。工业经济增长率由金融创新系数 λ、劳动增长率n、金融创新水平和劳动在产出函数中的贡献率 θ、ω 共同决定。
1.4理论模型的基本结论
通过推导上述模型,可得出关于金融创新与工业经济增长关系的以下几点结论:
( 1) 金融创新有利于工业经济增长,但这种正向作用不是即期完成的,而是长期累积作用的结果。金融资金在实体经济中的运作会产生一个时滞,只有当它融入到生产中的各个环节,才能对实体经济产生助推作用。在这个过程中,工业经济的增长有赖于金融创新系数的调整。假若 λ = 1,金融创新对工业增长不会产生影响,从而人口增长率成为决定工业增长的决定因素。然而,现代市场经济对资本、技术创新和劳动力素质都有很高要求,仅依赖人口增长是不能取得持续增长的, 经济回到了简单的索洛增长状态。因此,保持较高的金融创新率,并与劳动力、资本、技术等要素结合在一起,才能为经济提供持续的动力。
( 2) 工业经济增长还有赖于金融创新和劳动对工业生产的贡献率。根据 ( 8) 式,金融创新率和人口增长率不变的情况下,工业经济增长的潜力将取决于金融创新和劳动参与生产的贡献率 θ 和 ω。因此,提高金融创新的贡献率是另一条工业增长路径。
( 3) 保持金融创新的稳态增长是避免实体经济波动的一个重要因素。在金融创新过程中过度化、随意化倾向,一味追求创新程度 ( λ) ,而不顾及可能因此带来的金融风险。而当前经济波动和金融风险紧密相关,不得不采取谨慎的态度。 2008年的金融危机在某种程度上也是因为金融创新产品过多运用,导致金融风险成倍放大进而引致经济波动。因此,防止金融创新过度倾向,是实体经济稳定的一个重要问题。
( 4) 金融创新可以通过资金的高效优化配置抵消资本折旧对经济的影响。金融创新引起的资金配置效率越高,资本折旧就越少,企业生产的效益也随之改善。金融创新通过影响折旧率间接影响工业增长。
2金融创新与工业经济增长关系的实证检验
2.1变量选择与描述
2.1.1金融创新水平指标
交易性金融资产和投资性金融资产是根据金融资产的特点对其作出的划分,前者是那些可以直接用于支付的金融资产,流通性强。狭义货币M1由于流通性高、支付能力强,可以作为近似替代变量; 后者虽然流动性弱,但投资到期后可以获得一定收益,主要包括准货币、有价证券及金融衍生工具。各国的金融实践表明,交易性金融资产的比重在金融创新的过程中会降低,而投资性金融资产的比重则会提高。以美国为例: 1965 ~ 1990年,货币M1增加3. 94倍,而同期金融资产增加了10. 58倍,为此可以用一国金融资产总量与交易性金融资产数量的比率来反映金融创新程度[2]。这一指标称为金融创新度:
其中,FA为金融资产总额,是货币 ( M1) 、 金融机构资金运用、债券余额、股票流通市值与保费余额的总和。FAT表示交易性金融资产数量, M1是FAT的替代变量,两者的比值FIL表示金融创新度。该指标说明金融资产总额一定的条件下, 投资性金融资产数量越大即交易性金融资产数量越小,指标值越大,则金融创新程度越高,反之表明金融创新程度越低。如图1所示,我国FIL指标在1982 ~ 2011年间是持续增加的,中间各有3次增长与下降过程,其中1991年、1998年和2008年达到峰值,2008年的最大值是由于金融市场的扩张,金融衍生产品等创新工具的迅速发展导致,但这种发展是伴随着极大风险的,是当时金融危机的一个诱因。虽然中国金融创新的风险不是很突出,但还是受到了全球金融危机的冲击。 总体来看,我国金融创新水平是不断提高的。
FIL反映的是创新水平的绝对值,是一个静态指标,而FIL增长率反映的是创新水平变化的动态特征,能更好地描述该变量的趋势增长过程。 在实证分析过程中,本文采用金融创新度增长率指标FI:
2.1.2工业经济增长指标
本文旨在研究金融创新对工业经济整体及工业部门内部增长的动态影响,因此,以工业增加值增长率 ( zjz) 、工业总产值增长率 ( zcz) 、轻工业总产值增长率 ( qgy) 和重工业总产值增长率 ( zgy) 4个指标来衡量工业经济增长。工业增加值增长率数据直接来自于 《中国工业发展报告》,其他3个指标用即期总产值除以上一期总产值得出。
以上指标数据来源于 《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》、《中国工业发展报告》。数据时间跨度为1982 ~ 2011年, 实证分析中为减少数据波动和可能的异方差对研究结果的影响,对数据序列分别取对数。
2.2VAR模型的构建
向量自回归模型简称VAR模型,1980年由克里斯托弗·西姆斯 ( Christopher Sims) 提出。 VAR模型是用模型中所有当期变量对所有变量的若干滞后变量进行回归,以估计联合内生变量的动态关系,而不带有任何事先约束条件。由于经济增长的影响因素是一个复杂的综合系统,需要将有关变量放在一起作为一个整体进行预测,而VAR模型正可以实现这一目的。将工业经济增长率与金融创新增长率 ( lnfi) 建立二元向量自回归模型,其中工业经济增长率用工业增加值增长率 ( lnzjz) 、工业总产值增长率 ( lnzcz) 、重工业总产值增长率 ( lnzgy) 和轻工业总产值增长率 ( lnqgy) 表示。模型结构为:
其中,ε1t,ε2t为白噪声过程。该方法可利用历史数据信息分析金融创新率与工业经济增长率之间的动态关系,还可以利用脉冲响应分析一个变量的随机冲击对另一个变量的冲击效应。由于VAR模型的运用要求系统中的变量是平稳的,因此,首先要对选取的数据进行单位根检验,以检验其平稳性。下面本文利用ADF检验方法分别对各变量进行单位根检验,具体结果见表1。
表1的单位根检验结果表明所有变量都是平稳的,因此可以直接对金融创新率指标与4个工业经济增长率指标建立方程 ( 11) ,进行VAR估计。首先,确定模型的滞后期。如表2所示,根据信息准则滞后3期有4个统计量统计显著,因此VAR模型最优滞后期为3。基于此,建立VAR ( 3) 模型。
同时需要对估计的模型进行稳定性检验,因为如果模型不稳定,脉冲响应函数的标准误差将不是有效的。在此本文采用AR根检验,即如果估计的VAR模型所有根模的倒数小于1 ( 位于单位圆内) ,则模型是稳定的。如图2,所有方程的单位根均在单位圆内,因此,设定的模型是稳定的,表明选取的变量之间存在长期稳定关系,可以进一步做格兰杰因果检验和脉冲响应分析。
对所有变量进行格兰杰因果检验,结果如表3。
表3的结果中,在10% 的显著性水平下,除了工业增加值和轻工业总产值增长率不是金融创新率的格兰杰原因之外,其它的都接受具有格兰杰因果关系,也就是说金融创新率是工业经济增长率各指标的格兰杰原因,工业经济增长率和重工业经济增长率也是金融创新率的格兰杰原因。
2.3VAR脉冲响应分析
在VAR ( 3) 的基础上,用金融创新率对工业经济增长率进行脉冲响应分析,如图3所示。从图中可以看出,金融创新在开始阶段对工业增长有负的冲击效应,但冲击效应相对较小,随后该效应回调,超过零边界变成正效应,对工业增长产生促进作用。之后经过几次调整回到了平稳状态。
脉冲响应结果表明,金融创新对工业增长具有较明显的波动效应,并且不同工业部门之间表现出不同的特点。工业经济受到金融创新的冲击后,工业增加值增长率波动明显,受冲击影响较显著。在10 ~ 20期之间波动幅度减小,有趋向稳定的态势。20期之后,工业增加值增长率波动幅度趋于0。金融创新对工业总产值增长率的影响与之类似。同时在不同工业部门之间,重工业总产值增长率对金融创新冲击的反应比轻工业总产值增长率对金融创新冲击的反应要强烈,受冲击影响的波动幅度比轻工业大0. 05个标准差。
从金融创新冲击的时间效应来看,4个指标在20期后对冲击的反应都趋于稳定并逐渐归于0。重工业受到冲击的影响比轻工业大,与增加值增长率的波动状态类似。
综上,实证检验的基本结果是,金融创新与工业增长、重工业增长具有双向因果关系,但与轻工业增长只有金融创新到轻工业增长的单向因果关系; 金融创新对工业增长具有长期的正向作用且波动明显,初期呈现负向作用并不断微调, 正向作用的时间长于负向作用的时间。不同工业部门呈现不同特征,重工业波动幅度相对较大。
对此,本文做出如下解释: ( 1) 由于工业占国民经济很大一部分比例,国家重视工业发展, 导致对金融冲击的反应较敏感,波动时间较长; ( 2) 重视重工业的发展战略,同时重工业投资相比轻工业具有长期性、资金需求高、资本依赖性强的特点,使得与轻工业相比呈现较大的波动性; ( 3) 金融创新初期,市场体系不完善,金融制度缺失,金融监管存在漏洞,存在发生金融风险的隐患。导致金融创新促进工业增长作用不是很明显,甚至由于这些缺陷会产生负向作用,随着金融市场体系的完善,正向作用逐渐显现。
与前文推导过程相结合,金融创新对工业增长具有正向作用,正向作用的时间长于负向作用的时间。金融创新冲击于若干期后趋于平稳,与 ( 8) 式中金融创新发生若干期后,工业增长趋于稳态值一致。
3结论与政策建议
本文通过将金融创新因素引入物质生产函数, 研究金融创新与工业增长间的关系,通过建立VAR模型对两者的关系进行实证检验,得出以下结论:
( 1) 金融创新与工业经济增长之间存在双向因果关系。实证检验中,我们发现金融创新与主要工业经济增长指标之间有着双向因果关系,尤其是金融创新与重工业部门经济增长之间存在明显的双向因果关系。
( 2) 金融创新对工业经济增长的促进作用具有时滞性。脉冲响应分析中,金融创新对工业经济的影响并不是一步完成的,而是多期累积的结果。金融创新对工业经济增长的冲击前几期是负向作用,而后转为正向影响,最后对工业经济增长的累积效应逐步趋于稳定,这与理论模型的分析结论是一致的。
( 3) 金融创新对工业经济增长的影响呈现波动态势,且对重工业部门的冲击波动性强于轻工业部门。
基于以上实证检验结论,为提升我国金融创新水平,促进工业经济快速稳定增长,本文主要从以下几个方面提出相应的建议:
( 1) 促使金融发展由规模扩张向效率提升转变。金融创新是金融服务效率提高的主动力,不能单纯依赖金融规模扩张实现经济增长,而要提升金融创新率促进金融发展的质量和效率。当前我国金融市场对经济增长的促进作用主要是通过简单的金融资产规模扩张来实现的,金融发展相对滞后,金融创新率低,金融对资源的配置效率并没有得到较大提升,这导致我国经济增长仍以粗放型为主。我国要借助金融深化改革契机,从金融创新的角度提高金融中介资产运作质量和服务效率,促使金融业增量提质。
工业化经济增长 篇10
会议认为, 今年以来, 在国内外宏观经济增速减缓的大背景下, 全省工业经济增速回落, 面临较大下行压力, 完成全年工业经济增长目标任务艰巨。9月份以来, 全国工业经济稳步向好, 山西省工业经济持续稳定增长, 主要工业产品价格趋稳回升, 企业生产积极性提高。随着支撑工业经济稳定增长的积极因素有效积聚, 山西省工业经济呈现出缓中趋稳、温和回升态势, 预计四季度山西省工业经济形势将好于前三季度, 明年山西省工业经济有望保持趋稳回升势头。
会议指出, 当前山西省工业经济虽然出现筑底企稳迹象, 但在工业经济运行中还存在较多的不稳定、不确定因素, 完成全年工业增长目标任务仍然艰巨。山西省工业经济运行系统要紧盯目标任务不松劲, 紧抓实体经济不懈怠, 扎实细致推进各项工作, 再接再励, 攻坚克难, 着力提升“五个能力”, 即:监测监控能力、预测预警能力、研究分析能力、综合协调能力、应急安全的快速反应能力, 进一步巩固和筑牢工业经济发展基础, 千方百计促进山西省工业经济稳定增长和提高经济运行质量。
工业化经济增长 篇11
[关键词]工业经济；增长；环境污染；关系
工业经济与环境既相互制约又相辅相成，工业经济的增长离不开自然环境，因为工业经济的快速增长都是在一定的自然和社会环境的基础之上进行，因此工业经济的增长既受到周围环境条件的约束，同时工业生产又会给周围环境带来很大的污染。自从改革开放以来，我国的工业经济有了很大的增长，但是工业生产却造成了不同程度的环境污染，给我们的经济发展和社会生活带来了很大的影响，如何协调环境与工业经济的发展成为当今关注的焦点。因此在我国环境友好型社会建设不断深入的背景下，进一步加强我国工业经济增长与环境污染之间的关系的深入细致研究，能够有效制定出协调工业经济增长与环境的措施，这样可以在很大程度上保证我国工业经济增长速度的同时，还能有效避免和减少环境污染。
一、工业经济增长与环境污染之间的关系
（一）工业经济增长对环境的影响
在我国经济增长中工业的贡献率较高，但是工业本身都是以高耗能、高污染的粗放型行业为主， 存在资源利用率低、污染排放强度高等突出特点，导致资源浪费和环境承载能力降低等严重破坏生态平衡的后果。例如工业生产中产生的工业废水、二氧化硫、烟尘、废弃物都是环境污染的主要污染物，对我国环境产生了较大的影响，工业生产中排放大量未经处理的水、气、渣等有害废物，会严重地破坏农业的生态平衡和自然资源对农业生产的发展造成极大的危害。并且随着我国工业经济增长速度的不断加快，我国环境污染增长更快，但是相应的治理环境污染的投资太低，且效率不高，这就造成了环境污染不断累积。
（二）环境对工业经济增长的影响
环境虽然能够在一定程度上接受、消纳、分解工业生产中产生的污染，但是如果超过最大容量时， 就会导致污染的累积，导致生态系统的崩溃，影响到工业经济的增长。例如环境中的自然资源是作为生产必不可少的要素直接进入工业生产过程，但是随着环境污染程度的不断加深，环境中的自然资源遭到了很大的破坏，进而在很大程度上影响了工业生产活动。工业“三废”对工业生产本身的危害也很严重，有毒的污染物质会腐蚀管道，损坏设备，影响厂房等的使用寿命，增大了工业生产的成本。除此之外，随着环境污染的不断加深，国家会进一步加大对环境的管制，这样就会对工业结构进行调整，但在工业结构调整期，会因为淘汰企业的关闭而短期内降低整个工业经济的增长率或引起工业产品供求的急剧缩减，而生产性质受固定要素的投入的限制，无法在短期内增加产品的供应，影响市场供求的波动，造成工业经济短期的负面影响。
二、工业经济增长与环境协调发展的建议
环境是人类赖以生存的基础，因此工业生产活动必须要在保护环境的基础之上开展，只有这样才能实现工业经济与环境的协调发展。
（一）发挥市场作用，健全法规体系
健全法规体系是防止环境污染的有效手段之一，因此在工业经济快速增长的过程中，有关部门必须要制定健全的环境保护法规体系，对工业企业的生产活动作出严格的监督，有效提高其环境保护意识。同时有关部门还应该开征新税、调节税率、加征环境保护税，尽可能的提高工业企业排污成本大于其收益，这样可以有效防止工业企业随意的排放工业生产废物，进而有效提升环境保护的成效。
（二）积极推进工业生产结构的绿色化进程
在工业生产中会必不可免的产生工业废物，因此有关部门必须要积极推进工业生产结构的绿色化进程，推动不同行业合理延长产业链，加强对废物的循环利用。例如在冶金、电力、煤炭、建材等固体废弃物排放量较大的工业行业，鼓励利用废渣生产新型建材产品、铺路和回填等。而在造纸、酿造、印染、制革等废水排放量较大的工业行业，必须要加强废水深度处理，提高水循环利用率。与此同时，我国工业行业还应该优化升级产业结构，走新型工业化道路，通过技术创新和技术改造增加企业产品附加值和减少环境成本的支出，提高资源使用效率和环境效率，在促进经济增长的同时减少污染物的排放从而实现经济与环境的双赢的目标。
三、结束语
环境是居民生存的基础，不能为了过分追求工业经济的增长而破坏我国生活的环境，因此在我国环境友好型社会建设不断深入的背景下，有关部门必须要协调好工业经济增长与环境之间的关系，尽可能的制定出保持工业经济与环境协调发展的政策，只有这样才能保证我国工业经济增长的同时，还能保护周围的环境，进而实现构建环境友好型社会的目标。
参考文献
[1]贺俊.胡家连.袁祖怀.基于内生增长模型的环境污染与经济增长之间关系研究[J].合肥工业大学学报（自然科学版），2012年10期
[2]郭军华.李帮义.中国经济增长与环境污染的协整关系研究——基于1991-2007年省际面板数据[J].数理统计与管理，2010年2期
[3]齐力.工业经济增长与环境污染的关系研究[J].生态经济，2008年8期
工业化经济增长 篇12
一、我国经济增长处于周期性下行阶段
近20年来, 我国经济遭遇了亚洲金融危机和全球金融危机的冲击, 经济增长也呈明显的周期性波动。第一个周期GDP和工业生产增速从1992年的14.2%和21.2%的高位回落, 1999年回落到7.6%和8.5%的谷底, 历时7年。上升期从1999年的谷底到2007年14.2%和14.9%的峰值, 历时8年。2008年全球金融危机以来, 经济增长经历了快速回落、快速回升、平缓回落三个阶段, 呈反弹快而短, 回落慢而长的特征, 目前经济增长正运行于第二个周期的下行阶段 (见图1) 。
从周期性波动的时间来看, 这一轮周期性回落的时间只有4年, 与上一轮周期性回落的7年时间相比还显得不够。2009年下半年和2010年受国家4万亿元投资和十大产业振兴规划实施的刺激, GDP和工业生产增速有所回升, 但2010年下半年以来再度回落。尽管这种回落有宏观层面主动调控的因素, 但经济周期性回落, 调整时间不够也是重要因素之一。
数据来源:中国统计年鉴。2011年为1-3季度数据。
从周期性波动的性质来看, 上一轮周期性回落遭遇的亚洲金融危机是区域性的, 当时我国经济外向度也不高, 且危机的原因相对简单, 对我国经济的影响比较有限。而这一轮周期性回落遭遇的全球金融危机是世界性的, 危机的传导链条错综复杂, 不仅重创全球金融体系, 而且对实体经济造成巨大冲击;由于欧美发达国家体制性的缺陷, 危机已由急性爆发转为慢性衰退, 加之我国经济对外依存度明显提高, 受欧美经济增长放缓的影响较以往更大, 这一轮经济的周期性回落或将经历更长的时间。
二、经济增长中期放缓的态势逐渐显现
上一轮周期从2000-2007年长达8年的上升期, 主要得益于三个方面:
一是加入世界贸易组织 (WTO) 后, 我国经济加快并深化了与国际经济一体化的进程, 经济增长出口导向驱动效应显著。我国经济的外贸出口依存度 (货物出口总额/GDP) 由入世前的20.1%, 迅速上升到2006年最高时的35.9%, 短短5年提高15.8个百分点。而入世前10年外贸出口依存度仅提高2.5个百分点。
二是20世纪90年代开始的国有企业改革和90年代末国有大中型企业改革与脱困工作的推进, 焕发了国有企业的活力, 建立了以少数关系国计民生的纯国有企业为核心, 以垄断性行业的国有控股企业为主体, 以竞争性行业的国有参股企业为补充的产权多元化、经营组织形态多样化的相互促进、共同发展的新型国有企业体系。经济增长逐渐由乡镇企业、私营企业的增量拉动为主, 转变为各种经济类型、多种经济成分共同发展的增长模式。
三是城镇化的快速推进和住房制度改革, 加快了房地产业的发展和汽车进入家庭的步伐。1998年实施住房制度改革至2007年经济增速见顶, 全国商品房销售面积增长8.6倍, 年均增长24%, 增幅比房改前10年平均高11.2个百分点。房改和入世的双重效应推动了汽车产业的爆发式增长, 全国汽车产量由入世前的200多万辆逼近到2000万辆大关, 汽车产量由入世前的世界第八位, 到目前已连续3年位居世界第一, 汽车产量占全球的比重从2000年的3.5%上升到2010年的23.5%。汽车进入家庭的步伐明显加快, 城镇居民家庭平均每百户拥有家用汽车从2000年的0.5辆上升到2010年的13.1辆, 汽车零售额占社会消费品零售总额的比重已达10%以上。
改革开放30年来, 我国GDP年均增长9.9%, 近10年来年均增长10.5%。虽然城镇化进程还远未结束, 产业结构升级还有较大的提升空间, 中西部地区的增长潜力还很大, 但中期来看, 继续保持这样高的增速在资源、能源、环境、劳动力等诸多要素成本上付出的代价过大, 适当休整, 充电加油, 对于避免可能的被动停滞, 迎接未来的长期可持续增长是有利的。
从上述上一轮周期长达8年上升期的三大动力看, 目前我国经济发展中面临的困难和挑战都更为严峻。
一是全球金融危机后, 我国与其他国家贸易摩擦加剧。外贸出口依存度已由2006年的峰值35.9%, 逐步回落到2010年的26.7%, 表明以出口导向拉动经济增长的模式已难以为继。
二是城镇化、住房商品化带动的重化工业化进程已到了转折点。重工业产值比重由1995年的57.2%、2000年的60.2%, 大幅上升到2010年的71.4%。重化工业的快速发展, 虽然起到了拉动经济增长的重要作用, 但轻重工业结构不合理的问题更加突出, 轻重工业的比例关系已由1995年的1∶1.339变化为2010年的1∶2.492。资源、能源、环境、土地等约束日益强化, 已经难以支撑重化工业持续高速增长, 工业经济继续在高增长基础上解决结构失衡和资源环境等约束问题已变得越来越困难。
三是国有企业改革焕发出的活力对经济增长的拉动效应减弱。由于目前的国有企业多集中在垄断性行业, 在行政审批、市场管制、信贷等方面占有较大优势, 国有企业与民营企业争夺各种资源的现象逐渐加剧。经过30多年的改革, 制造业的市场竞争已相对较为充分, 但金融业特别是银行业国有控股成分仍占有绝对地位, 导致银行信贷仍主要为国有大中型企业服务, 金融业改革滞后, 民间金融发展政策扶持不够, 抑制了经济增长和小微企业的活力。
三、以调结构为重点提升经济增长潜力
长期以来, 在政策导向和学术领域, 有一种主流观点, 认为我国经济增长必须保持一定的速度, 才能解决民生、就业和发展等问题, 这无疑是正确的。但在各级政府的实际执行中, 逐渐变成了“唯速度论”, 追求一快遮百丑, 不能容忍经济增长速度的正常回落, 患上了“失速恐惧症”。
过去10年, 我们习惯了经济“高增长、低通胀”时代, 由于各种要素禀赋约束的全面强化, 近几年我们不得不面临经济增速适度回落, 通胀继续施压的困难时期, 在压通胀和保增长之间的政策回旋余地缩小。如果政策取向上继续坚持原来较高的经济增长速度, 则必然要消耗更多的资源、能源和土地, 承受更多的环境压力, 增发更多的货币, 忍受更大的通胀压力, 而且这些代价最终都将由全民来买单。
适当的退, 是为了更好的进。改革开放30多年的历史表明, 几次大的结构调整都是在经济减速期完成的, 未来的政策取向既要应对2012年的经济增长放缓, 更要着眼于未来5年的战略性结构调整大局。
(一) 立足实体经济, 引导资金投向
近几年来, 在经济增长减速和信贷超常增长的共同作用下, 大量企业和社会资金的投资重点转向房地产业、银行理财、信托投资等更高回报的投资, 实体经济的“去实业化”现象明显加剧。前车之鉴, 1997年的亚洲金融危机和2008年爆发的全球金融危机, 正是脱离实体经济、过度炒作资产的结果, 并导致社会贫富差距拉大, 弥漫投机心理, 不稳定因素增加。
中央经济工作会议指出, 牢牢把握发展实体经济这一坚实基础, 努力营造鼓励脚踏实地、勤劳创业、实业致富的社会氛围。要实现这一目标, 一是要破除垄断, 通过行政体制改革, 为各种经济类型企业松绑, 保护实体企业的生产积极性, 激发企业家精神, 使企业能够实现实业创富。二是继续加强房地产市场的调控不动摇, 改变经济增长过度依赖房地产业的状况, 逐步改变房地产企业的资金预期和投资者的回报预期, 进一步促使房地产价格向合理水平回归, 使有限的信贷总量向实体经济回流。
(二) 加快金融业改革, 更好地为实体经济服务
改革开放30年来, 我国制造业除少数领域外, 通过市场竞争优胜劣汰的格局已基本形成。但不相适应的是, 金融业的改革明显滞后, 已不适应社会经济发展的需要。一是利率管制, 广大储户长期处于负回报状态, 银行业通过低成本资金发展壮大, 社会财富逐渐向金融业集中, 实业投资信心受挫。二是金融管制, 金融业资源难以通过市场竞争来进行配置, 国有企业比重过高, 小微企业信贷无门, 资金体外循环加剧, 导致企业资金长期呈结构性短缺状态。必须加快金融业改革, 减少管制和审批, 推动利率市场化和金融深化, 推动金融业更好地为实体经济服务。
(三) 加快推进产业结构升级和产业转移
随着我国工业经济的快速发展, 我国已进入工业化中后期阶段, 制造业总值接近美国成为全球第二大工业制造国。这一阶段的显著特征是, 工业占GDP的比重相对稳定, 不再明显上升, 生产性服务业发展较快, 工业结构升级加快。因此, 未来几年工业经济增长的主要动力是产业结构升级和产业转移, 应抓住这一机遇, 牺牲暂时的经济高增长, 把结构升级放在更加突出的位置上。东部地区加快战略性新兴产业和高端装备制造业的发展, 逐步调整和减少低端劳动密集型产业的发展, 加快中西部地区的产业转移力度, 逐步实现农村剩余劳动力向城市产业工人队伍的实质性转化。
(四) 加大对外投资力度, 充分利用两个市场、两种资源
随着我国经济总量跃居世界第二, 贸易摩擦也明显加剧, 必须考虑而且也有能力考虑走出去, 加大对外投资力度的问题了。2010年, 我国对外直接投资额突破了680亿美元, 对外投资和吸收外资比例已从20世纪90年代末的1∶18, 上升到2010年的1∶2, 对外直接投资占全球当年流量的5.2%, 位居全球第五, 首次超过日本、英国等投资大国, “中国资本”正跃居为全球投资领域引人瞩目的力量。
当前我国石油、铁矿石、铜等大宗商品的进口依存度和工业制成品的出口依存度均较高, 我国经济安全和稳定受国际市场影响越来越大, 在这种情况下, 不仅要加快国内东部向中西部地区的产业转移, 而且要利用好人民币升值的契机, 加快我国产业界向发达国家和欠发达国家之间的双向转移, 到国外直接设厂和投资矿业, 充分利用好国内国际两个市场、两种资源, 改善贸易环境, 推进资源纵深。