增长差异（共10篇）
增长差异 篇1
一、平衡增长与可持续增长
平衡增长强调的是资产、负债和股东权益的成比例增长, 目的是保持现有的财务风险不会增加。事实上, 企业完全可以通过改变经营效率、调整财务政策或者发行新股的方式提高股东权益的增长率, 同时按照股东权益的增长率安排负债以保持经营业绩平衡增长。但无论是改变经营效率、调整财务政策还是发行新股, 其作用都是有限的, 一旦公司在未来年度由于上述因素发生变化, 不能够再获得足够的资金, 原有平衡关系即被打破, 销售增长率也随之下降, 因此这种“平衡增长”并非可持续增长。
Higgins对可持续增长的定义为:在不需要耗费财务资源的情况下, 公司销售收入可能增长的最大比率。在此基础上提出财务可持续增长的假设条件为:经营效率和财务政策不变且不发行新股。
因为资产周转率不变, 所以:销售收入增长率=资产的增长率。因为资本结构 (可用权益乘数表示) 不变, 所以:资产的增长率=股东权益的增长率。由此可得, 销售收入增长率=股东权益的增长率 (即简单平衡增长) 。又因为不发行新股 (即股权资金的来源是留存收益) , 则有:
销售收入增长率=股东权益的增长率
其中:P代表销售净利率;A代表资产周转率;T代表权益乘数 (期末资产除以期初股东权益) ;R代表留存收益率。
因为不发行新股且销售净利率和留存收益率不变, 所以上述留存收益的增加应为稳定来源的留存收益, 而不是经营不稳定或分配政策不稳定状况下产生的留存收益, 此时的销售收入增长率即为可持续增长率。
为了进一步考察可持续增长率与期末资本结构的关系, 根据式 (1) 可得:
T表示期末权益乘数;P、A、R代表的含义与上同。
上述式 (2) 即为Higgins提出的可持续增长模型, 式 (3) 即为另一经济学家Van Horne提出的可持续增长的“稳定增长”模型。
可见, 可持续增长是一种特殊的平衡增长。它是在企业经营效率和财务政策不变且不发行新股的情况下, 依靠自身滚存利润作为权益资金的来源。滚存利润式的增长是财务可持续增长的重要特征。
二、相关因素变化后可持续增长与实际增长模型的构建与模型差异比较
前已述及, 可持续增长是在经营效率和财务政策不变且不发行新股情况下的一种滚存利润式的增长。下面我们将要讨论的是:当影响可持续增长的相关因素发生变化后, 可持续增长与实际增长模型的构建与模型差异比较。
为便于比较, 现分别构建相关变量发生变化后的可持续增长模型和实际增长模型。模型构建中使用的符号分别为:
E0为期初股东权益;E1为期末股东权益;S0为基期销售收入;S1为 (相关变量变动后取得的) 实际销售收入;P0为基期销售净利率;P1为变化后的销售净利率;A0为基期资产周转率;A1为变化后的资产周转率;T0为基期权益乘数;T1为变化后的权益乘数;R0为基期留存收益率;R1为变化后的留存收益率;g1为销售净利率的变动率;g2为资产周转率的变动率;g3为权益乘数的变动率;g4为留存收益率的变动率;F为新增股票资金占期初股东权益比率;SGR0为相关因素变动前的可持续增长率;SGR1为相关因素变动后的可持续增长率。
根据可持续增长的概念, 容易得出相关因素变化后新的可持续增长率:
现在本文从资金来源的角度构建当相关因素发生变化时, 其资金能够支持的实际增长率的模型:
新增留存收益=S1×P0 (1+g1) ×R0 (1+g4)
新增股票资金=E0×F
期末股东权益=E0+S1×P0 (1+g1) ×R0 (1+g4) +E0×F=E0× (1+F) +S1×P0 (1+g1) ×R0 (1+g4)
期末资产=[E0 (1+F) +S1×P0 (1+g1) ×R0 (1+g4) ]×T0 (1+g3)
比较上述模型 (5) 和模型 (6) 可得出如下结论:
1. 若F=g1=g2=g3=g4=0, 即可持续增长的各假定因素均不变, 则有:
目标实际增长率=基期可持续增长率 (SGR0) 。也就是在经营效率和财务政策不变且不发行新股的条件下, 企业目标年度的销售收入将按照基期测算的可持续增长率增长, 同时企业的目标可持续增长率等于基期的可持续增长率。
2. 若F≠0, g1=g2=g3=g4=0, 即发行新股, 其他因素不变, 则有:
由模型 (5) 可得, 目标可持续增长率=SGR0, 即发行新股本身并不会引起企业财务可持续增长率的变化, 但会支持企业获得更高的实际增长率。
3. 若g1≠0, F=g2=g3=g4=0, 即销售净利率变化, 其他因素不变, 则有:
4. 若g2≠0, F=g1=g3=g4=0, 即资产周转率变化, 其他因素不变, 则有:
可见, 资产周转率变化引起的目标实际增长率的变化要大于目标可持续增长率的变化。
5. 若g3≠0, F=g1=g2=g4=0, 即权益乘数变化, 其他因素不变, 则有:
可见, 权益乘数变化引起的目标实际增长率的变化要大于目标可持续增长率的变化。
6. 若g4≠0, F=g1=g2=g3=0, 即留存收益率变化, 其他因素不变, 则有:
可见, 实际增长率不等于可持续增长率, 重要的是影响增长率的相关财务变量各自对可持续增长率和实际增长率的影响程度存在着明显的 (敏感性) 差异。
三、案例分析
为了说明问题, 在这里借用樊行健与郭晓燚所著《企业可持续增长模型的重构研究及启示》 (2007) 一文 (以下简称“樊文”) 的案例进行分析, 并对其敏感性分析的结论提出不同的看法。
MM公司在2000年以前的销售净利率为8%, 资产周转率为2.5, 权益乘数为2, 留存收益率为50%。MM公司2000年开始计划改变经营效率或财务政策以提高企业的销售增长率, 假设相关变量均按10%的比率提高 (其中新股发行额占期初权益额的10%, 并假设以新股资金投资的项目并未引起企业经营效率的提高) 。各比率提高后保持到2005年不变, 当某一个变量发生变化时, 假定其他因素保持不变, 则根据模型 (5) 、 (6) 、 (7) 、 (8) 、 (9) 、 (10) 和 (11) 计算出各年可持续增长率 (表1) 和实际增长率 (表2) 的变化:
计算结果表明:
1. 直接影响可持续增长率的四个比率单独以相同幅度发生变化对可持续增长率的影响相同, 并不像“樊文”中所指存在敏感性差异。而发行新股是通过影响四个比率来间接地影响可持续增长率的, 如果发行新股而其他比率不变, 则可持续增长率不会发生变化。“樊文”中计算的发行新股对可持续增长率的影响实际上是对实际增长率的影响。
2. 相关比率提高后, 企业的可持续增长率达到一个新的水平。若相关比率提高后在以后年度保持不变, 可持续增长率将保持在新的水平不变。
3. 相关比率的变化和发行新股对实际增长率的影响 (敏感度) 存在差异。其中, 提高资产周转率和权益乘数对实际增长率的影响相同, 排在第一;发行新股对实际增长率的影响次之;提高销售净利率和留存收益率对实际增长率的影响相同, 排在最后。
4. 提高资产周转率或权益乘数获得较高的实际增长率后, 即使今后相关比率维持在新的水平不变, 其实际增长率仍会回落, 并回归至新的实际增长率 (28.21%) 。发行新股大大提高了实际增长率, 但若不能改变经营效率和财务政策, 其实际增长率将回落至最初的水平 (25%) 。只有销售净利率和留存收益率的变化引起的实际增长率的变化和可持续增长率的变化相同, 若变化后相关比率维持不变, 其实际增长率 (28.21%) 才能得以保持。
四、经济后果分析
通过以上分析可知, 公司管理层对可持续增长率概念的认识差异可能导致以下经济后果:
1. 忽视模型蕴含的理念, 不能找到影响可持续增长率的根本因素。科学的项目投资决策是:关注提高可持续增长率的根本因素, 将注意力集中于财务政策的调整和发行新股。
2. 将可持续增长等同于“平衡增长”的错误理解导致企业不能重视内源资金的使用, 同时不能及时根据企业业绩调整资本结构, 从而丧失了增加企业价值的机会。
3. 混淆了可持续增长和实际增长的含义, 错误地认为只要获得更多的权益并按比例安排负债就能提高可持续增长率。这种错误认识必然会诱使管理者热衷于发行股票, 追求并不会使企业价值增加的无意义增长。另外, 这种错误认识还会对企业的并购、财务风险预警、项目投资及筹资的决策、资本结构的确定等产生误导。
五、结论
1. 可持续增长不等于资产、负债和所有者权益在原有资本结构条件下简单的平衡增长, 它是一种动态平衡的增长。
驱动这种增长的根本动力是企业自身集聚资金的能力而不是外部资金, 连接这种增长的纽带是企业的滚存利润。只有在提高企业业绩的基础上合理安排财务政策, 才能使企业获得一个较高水平的可持续增长率。
2. 可持续增长和实际增长是两个不同的概念, 实际增长率高并不代表可持续增长率高。
根据模型 (3) , 如果销售净利率、资产周转率、权益乘数和留存收益率中的单个指标发生相同幅度的变化 (某一个指标变化, 其他指标不变) , 其对财务可持续增长率的影响程度是相同的, 但它们对实际增长率的影响程度不完全相同。其中, 资产周转率和权益乘数的变化对实际增长率的影响程度大于其对可持续增长率的影响程度, 销售净利率和留存收益率的变化对实际增长率的影响程度与其对可持续增长率的影响程度相同。发行新股则表现出不同的特征, 若新股的发行不能引起经营效率和财务政策的变化, 则其不能提高可持续增长率, 但能提高实际增长率。
3. 企业管理人员应当深刻认识可持续增长模型蕴含的财务理念, 正确把握提高可持续增长率的关键因素。
特别是上市公司发行新股, 若不能从根本上提高企业的经营效率并合理地安排财务政策, 则发行新股只能为企业带来一时的高增长, 无益于企业可持续增长率的提高, 这是十分有害的。
参考文献
[1].樊行健, 郭晓燚.企业可持续增长模型的重构研究及启示.会计研究, 2007;5
[2].油晓峰, 王志芳.财务可持续增长模型及其应用.会计研究, 2003;6
[3].罗伯特·C.希金斯著.沈艺峰等译.财务管理分析.北京:北京大学出版社, 2003
[4].詹姆斯·C.范霍恩著.刘志远译.财务管理与政策.大连:东北财经大学出版社, 2000
[5].中国注册会计师协会编.2007年度注册会计师全国统一考试辅导教材——财务成本管理.北京:经济科学出版社, 2007
增长差异 篇2
[关键词] FDI 地区差异 长三角 经济增长
一、引言
随着世界经济一体化的不断深入，外商直接投资（FDI）已成为经济全球化中不可或缺的重要组成部分，FDI与东道国经济增长的关系也成为国内外学者广泛关注的课题。在理论研究中，Koizumi和Kopecky构建了国际资本长期流动模型，分析了FDI对东道国经济增长的影响;美国经济学家钱纳里和斯特劳特1969年创立了两缺口模型，认为发展中国家如果能成功利用外资，可以克服经济发展中的储蓄约束、外汇约束、吸收能力约束，增加国民总储蓄和总投资，进而促进经济增长。FDI与东道国经济增长相关性的实证研究多是直接建立东道国与FDI关系的对数线性回归模型或者建立生产函数模型，前者试图考察两者之间的因果关系及是否存在协整，而后者则是基于FDI-技术溢出-东道国经济增长的研究思路。DeGregorio通过对12个拉美国家1950年～1985年的面板数据进行分析发现，FDI与经济增长有显著的正相关关系;Borensztein等通过对69个发展中国家1970年～1989年的数据进行分析，指出FDI的技术外溢导致了东道国经济的增长。国内部分学者检验了进入中国的FDI和经济增长之间的因果关系，其中李新安的研究考虑了FDI的集聚效应，认为经济发达地区FDI集聚效应对经济增长的影响更为强烈，因而在一定程度上说明了中西部地区市场化引资所面临的路径依赖;康承东、罗长远等人利用协整检验或生产函数分析了FDI与东道国GDP的相关性。总结上述观点，多数文献的研究对象或者是作为经济整体的东道国，或者是我国东、中、西部经济区域，较少关注我国经济发展中起着领航作用的长江三角洲（以下简称为长三角）地区，因此本文将作以
尝试，试图揭示FDI分别对长三角地区及其两省一市经济增长的影响。
二、FDI与长三角地区GDP相关性的描述性统计
长三角泛指“两省一市”，即江苏省、浙江省和上海市。20世纪90年代，长三角地区国内生产总值总和每年都占全国GDP的16％以上，1998年以后这一比重上升到20％以上；在吸引外资方面，长三角地区走在全国的前列，其吸引的FDI占全国比重，从1988年的15.56％至2003年的39.27％，处于上升趋势。
为直观反映长三角GDP、FDI两者的变化，将相关数据绘成图。图中显示，1988年～2003年FDI与长三角GDP总体保持一致的上升态势，1996年后长三角GDP增长一直很稳定，但是个别年份来如1994年～1995年长三角GDP增长较为迅猛，1995年～1996年有所回落，此时FDI却呈现反向态势；长三角实际利用的FDI增长凸显于1991年，1997年亚洲金融危机后FDI减缓甚至回落，1999年后又一次加速增长。
图 长三角FDI、GDP年份变化图
从长三角各省份来看，上海的GDP、实际利用FDI走势与长三角的走势较为类似:1994年～1995年上海的GDP由1972億元突增至6463亿元，1996年又跌落至2902亿元，同期FDI却持续增长，1997年～1999年度FDI与GDP走势也是呈现反向关系；浙江省与江苏省的GDP增长一直比较稳定，FDI在经历过亚洲金融危机下跌之后，分别于2000、2001年迅速攀升。因而，总体来说，长三角地区GDP与FDI总体呈现一致的上升趋势，但是个别年份的走势相悖。
三、FDI、地区差异与长三角GDP增长的实证分析
1.计量模型
计量模型的建立是基于以下几点：（1）考虑到所用数据为时间序列，引入对数相对容易得到平稳数据且不会改变时间序列的性质及相互关系；（2）本期的FDI影响本期的GDP，因为投资支出显然是GDP的一部分；（3）投资决定一般是基于长期的考虑，因此假定FDI受前期GDP的影响。故有如下模型：
其中，表示因变量，、为自变量;、分别表示当年和上一年的国内生产总值，FDIt为当年的外商直接投资;为常数项，、为自变量系数，为误差。
2.数据来源
分析数据全部来自于国家统计局网站，其中FDIt、GDPt数据为1988年～2003年，GDPt-1的时间跨度为1987年～2002年；GDP与FDI的数据分别为以百亿元、亿美元计单位。
3. 计量结果的比较分析
(1) FDI对长三角总体GDP增长的影响
回归结果为:
实证显示:统计量F=324.026，相伴概率值p为0.000，说明两个自变量与因变量之间存在显著线性回归关系；调整后的R2为0.977，表明模型的拟合度较理想;D-W值2.670,模型不存在一阶自相关；FDI投入每增长1%，对于长三角GDP的贡献则有15.5%，且显著性水平较高。
（2）FDI对上海GDP增长的影响
回归结果为：
实证显示：统计量F=324.026，相伴概率值p为0.000，自变量与因变量之间存在显著线性回归关系；调整后的R2为0.834，模型中自变量对因变量的解释度非常好；D-W值2.760,模型不存在一阶自相关；FDI投入每增长1%，对于长三角GDP的贡献则有25.6%，且显著性水平为0.096。
（3）FDI对江苏GDP增长的影响
回归结果为：
实证显示：统计量F=1886.314，相伴概率值p为0.000，自变量与因变量之间存在显著线性回归关系；调整后的R2为0.996，模型中自变量对因变量的解释度非常好；D-W值1.507,模型不存在一阶自相关；FDI投入每增长1%，对于长三角GDP的贡献则有10.9%，显著性水平为0.000。
（4）FDI对浙江GDP增长的影响
回归结果为：
实证显示：统计量F=2976.931，相伴概率值p为0.000，自变量与因变量之间存在显著线性回归关系；调整后的R2为0.997，模型中自变量对因变量的解释度非常好；D-W值1.548,模型不存在一阶自相关；FDI投入每增长1%，对于长三角GDP的贡献则有11.8%，显著性水平为0.000。
综合以上分析可知，FDI对长三角及其两省一市经济增长的影响显著，从影响的省份来看，FDI对该区域各省份经济增长的贡献度排序由强至弱依次为上海、浙江、江苏。
四、实证分析讨论
1.较之于江苏、浙江，FDI对上海经济增长的贡献度较为显著
外商直接投资对上海经济增长的贡献度可以由两方面来考察。一方面，从FDI的实际流入来看，上海市实际利用外资中外商直接投资从1988年的3.64亿美元到2003年的54.68亿美元，增长了大约15倍；另一方面通过分析近几年固定资产投资可知，1999年起上海的固定资产总额已近2000亿元，占上海GDP的40%左右，意味着投资在上海的经济增长中起着重要的作用；而同期FDI占固定资产投资总额为17％～20%，因此作为固定资产投资的来源之一的FDI，对上海经济增长起到了积极的作用。
2.FDI对江苏经济增长的贡献度在长三角两省一市中最弱
1988年江苏实际利用外资中外商直接投资1.03亿美元，2003年外商直接投资达105.64亿美元，增长约103倍，在长三角地区各省份中增长最为显著；与实际利用的外资相比， FDI对该省份经济增长的贡献较低，究其原因在于：江苏省的外商直接投资多集中于制造业，而其他行业如交通运输、电信、仓储等服务行业准入限制较多，对外开放度低。如2003年江苏服务业的对外开放度仅为1.24%，低于上海、浙江，在一定程度上限制了江苏经济增长；从江苏省区域发展来看，苏南的对外开放程度明显高于苏中、苏北，相应的经济发展也呈现“南高北低”。以2003年为例，苏南、苏中、苏北的FDI分别占全省84.64%、9.58%、5.78%，GDP值分别占江苏省62.83%、17.94%、19.23%。资本的逐利性驱使FDI资金流向经济发达的苏南地区，FDI与苏南的经济增长已形成累积的因果关系，但是苏中、苏北这种因果关系较弱。因而针对于江苏省的经济发展，省政府应该采取倾斜政策，使苏中、苏北成为外资密集、带动力强的经济增长带；加快服务业的开放与发展，吸引更多的FDI来促进江苏经济增长。
参考文献：
[1]Koizumi T., K.J.Kopecky, Foreign Direct Investment, Technology Transfer and Domestic
Employment Effects[J].Journal of International Economics,1980(10):1-20
[2]陈志刚:外国直接投资与经济发展:理论、实证和政策[M]北京:经济科学出版社,2004
[3]DeGregorio J. Economic Growth in Latin American[J],Journal of Development Economics,1992(39):59-84
[4]Borensztein E., J.DeGregorio&J-W.Lee. How Does Foreign Direct Investment Affect Economic Growth[J].Journal of International Economics,1998(45):115-135
[5]萧政沈艳:外商直接投资与经济增长的关系及影响[J].经济理论与经济管理,2002(1):11-16
[6]王成岐,张建华,安 辉.外商直接投资、技术外溢与内生经济增长——中国数据的计量检验与实证分析[J].世界经济,2002(4):15-23
[7]李新安:我国集聚效应与区域经济增长相关性实证分析[J].财贸研究,2006(4):15-22
[8]康承东:FDI、FPI与经济增长之间的关系研究: 以美国为例[J].世界经济研究,2005(11):31-36
[9]罗长远:FDI、國内资本与经济增长—1987-2001年中国省际面板数据的证据[J].世界经济文汇,2006(4):27-43
[10]赵福厚:外商直接投资对我国三大区域经济增长的贡献比较[J].现代财经,2006(7):23-27
县域经济增长集聚与差异讨论 篇3
一、国内外研究概况
从全球来看, 经济增长与集聚理论在经济学界研究中都是焦点的位置。而关于经济增长理论发展的体系也一直较为丰富, 但集聚理论的起步比较晚, 然而在新经济地理理论的提出后, 集聚理论便开始成了新的热点。而从我国看来, 我国在对经济增长与收入分配差异的研究上很少能考虑到空间地理的问题, 针对这一问题的研究更是少之又少。在仅有的少数的研究中表明。我国的省域在经济增长的特点看来也存在集聚现象, 且集聚具有明显的空间地理条件的依赖性, 这种这种具有明显空间效应的经济增长在我国来说是一种常见的现象, 因而不论是在分析或计量统计时都不可忽略。我国的县域经济地增长不仅与人力资本、城币化、工业化、信息化等因素息息相关, 同时也和相邻县域的经济增长之间存在一定空间上的依赖性。
二、区域经济增长与集聚理论
1. 区域经济增长本理论
区域经济增长在狭义上是指一定区内的生产总值的增数即是区域内GDP的增加。而在广义上来说, 涉及到许多方面, 例如人口增长数、人均国民生产总值的增长数、区域内对各种产品需求量的增加数等, 而影响经济增长的因素一般来说有投资、劳动和技术进步等。它主要包括四个理论, 均衡增长和非均衡增长理论, 以及新增长与区域创新理论 (包括着罗默模式、卢卡斯模式和科斯特模式) 。
2. 经济集聚的基本理论
从总体上来说, 经济聚集现象主要受到外在因素的影响, 具体来说, 就是一定区域内一个企业的日常经营活动产生的经济效益往往会受到在地域上相邻的另一企业的生产经营活动的影响, 所谓良性竞争往往也会给企业或人民带来好处, 即聚集经济效益。从经济学的发展历程来看, 开始的从杜能和韦伯为代表的德国古典区位理论, 期间经历了克里斯塔勒、勒施的新古典区位理论, 艾萨德的区域科学理论, 到阿隆索的“单中心城市模型”, 再到俄林的区位与贸易理论, 可以看到, 在经济理论的框架分析中一直都未将空间因素系统地纳入, 最后一直到迪克西特和斯蒂格利茨的垄断竞争模型, 以及藤田昌久、克鲁格曼和维纳布尔什的空间经济学的诞生, 此时, 空间经济理论在主流经济学才被接受。
三、县域经济增长集聚及空间差异估计与检验结果
就从空间统计的分析结果来看, 我国在前几年的绝大多数的县域在空间上都存在着较明显的集聚型和依赖性, 同时也存在明显的差异性。到底什么原因导致了这种空间格局的集聚差异呢?这种普遍的效应又是如何发挥它十分明显的作用呢?要找出这些原因, 需要我们从建立的增长模型中分析验证, 包括空间效应在内的相互关系以及影响因子[2]。本人认为, 不同县域经济增长情况确实有空间聚集和不同的现象, 出现这种情况的原因是在很多经济条件和地理位置效应等因素的影响下产生的空间集聚情况和格局分布。这种情况是可以用空间计量经济模型来检验并估计的, 但是在估计和检验之前, 首先需要展开变量的地域空间联系性检验。通过得出的参数分析, 能够了解到我国县与县之间人均收入跟地域的确相关, 也就是有集聚现象。所以, 我们必然能用空间计量经济估计的极大似然法对建立的模型估计。从已存在的研究来看, 教育和区域的经济竞争力之间有着很强的正相关性, 是可以通过提高教育的竞争力保证经济的不断增长的, 这个结论有很大意义, 包括县域经济等地区发展策略的拟定, 举例来说, 在我国的西部开发过程中, 要看重投资人力资本, 也要重视人文大环境的建设, 只有这样才能吸引更多高素质劳动力以及人力资本。
本文采用空间经济计量的方式对我国县域经济集聚与差异的问题进行了有效地研究考察, 但从总结的结果来看, 对县域经济增长的集聚和差异现象产生影响的因素有很多, 它与县域的城市现代化、信息化、文明化、工业化等的程度息息相关, 同时也与前文所提到的空间依赖性相关。而就空间分析来看, 就空间误差模型和OLS估计地比较来说, 数据上十分接近。空间分析模型就与传统的分析模型的比较来说要进步很多, 就空间分析的结果来看, 县域的经济发展受空间效应的影响明显, 比如说在地域相邻上的县域的经济发展会随着彼此的经济联系合作的深化而变得迅速加快。
四、结语
县域经济的发展和规划对县域政府的工作来说是一个有效的考量, 如在保证县域经济持续有效增长的同时, 还能让县域走向城市现代化、信息化、文明化的道路。笔者认为, 不论是基础教育的建设, 或是劳动力市场的培养规划, 都是需要政府通过长期的时间考察, 根据实际来制定合理的政策方案。政府也需要发挥主观能动性, 不断提高自身的资质和服务或管理效率, 只有这样才能促进经济增长, 缩小城乡差距。
摘要：我们知道, 县域经济地增长不仅与人力资本、城币化、工业化、信息化等因素息息相关, 同时也和相邻县域的经济增长之间存在一定空间上的依赖性, 运用新增长理论和新经济地理学理论能够局部的解释中国县域经济增长的形成原因。本文就采用了空间计量经济学模型这一新的增长理论和新经济地理学理论假设检验, 对近年来我国的大部分县域的增长集聚与差异进行了计量分析。结果显示出了中国的大部分县域之间存在着较强的空间集聚和空间依赖性。
关键词：县域经济,经济增长,空间计量经济学模型
参考文献
[1]林毅夫, 刘明兴.《中国的经齐增长收敛与收入分配.世界经济.2003第8期, 第3一14页
增长差异 篇4
一、四大区域板块经济增长的数量检验及结论
（一）描述性分析
1、四大区域板块人均地区生产总值
将年度地区生产总值除以GDP平减指数，换算成按1978年不变价表示的GDP；然后除以四大区域板块每年末人口数，得到各地区以1978年不变价计算的人均GDP数值。结果显示，2000—2010年，东部地区和东北地区人均地区生产总值高于全国平均水平，中部地区和西部地区人均地区生产总值低于全国平均水平。
2、四大区域板块人均GDP 年均增长率
采用水平法计算各区域人均GDP年均增长率。结果显示，2005年以前，东部地区人均GDP增长率高于中西部和东北地区；2005年以后，中西部和东北地区人均GDP增长率高于东部地区。
（二）收敛性检验
1、σ收敛检验
本文采用人均GDP变异系数来直观地度量σ收敛。图1中，分别计算了2000—2010年四大区域板块之间和四大区域板块内部各省区间的人均GDP的变异系数。
结果显示，2000—2010年，四大区域板块之间存在明显的σ收敛，东部地区内部也存在明显的σ收敛；中部地区六省变异系数从2000年的0.1692到2010年的0.1686，东北地区从2000年的0.2708到2010年的0.2772，σ收敛均不明显；西部地区各省存在明显的σ趋异。
2、β收敛检验
为了验证四大区域板块之间和四大区域板块内部是否存在绝对β收敛，建立如下计量方程：
Gi，t=α+βlog（gdpi，t-1）+μi，t
其中Gi，t为各地区2000—2010年期间每年人均GDP增长率，log（gdpi，t-1）为各地区初始人均GDP，μi，t为误差项。将各地区人均GDP增长率对期初的人均GDP水平进行回归，得到的结果见表1。
数据分析显示，2000—2010年，我国四大区域板块之间经济增长存在绝对β收敛，而且不同区域的俱乐部收敛特征差异很大，东部各省存在明显的收敛，中部地区各省收敛不显著，西部地区和东北地区内部则不存在收敛。
二、西部地区和东北地区收敛性不明显的分析
（一）西部地区
汇总2000—2010年西部各省区市的人均GDP增长率。数据显示，十年间，西部地区有四个省区市人均GDP年均增长率超过12%，且期初人均GDP高于西部地区平均水平，分别是内蒙古、重庆、四川、陕西四省区。西部各省人均GDP增长率见图2。
去掉内蒙古、四川、重庆、陕西四省后，再次对西部地区剩余八省区市的经济增长进行收敛性检验。结果见图3。
数据显示，2000—2010年间，西部八省区市（不包括内蒙古、四川、重庆、陕西四省区）经济增长存在明显的β收敛和σ收敛。这说明西部地区经济增长趋异主要是由于内部出现了分化，内蒙古、四川、重庆、陕西四省区的经济增长显著高于其他省区。
（二）东北地区
汇总整理东北三省人均GDP增长率见图4。
统计数据显示，黑龙江人均GDP增长率偏低，较低的增长率导致黑龙江省人均GDP占辽宁省比重从2000年的64.78%降低到2010年的60.75%，而同期吉林省从63.77%上升到67.13%。
剔除黑龙江省数据后再次检验，结果见图5。
数据显示，吉林省与辽宁省的σ值从2005年后不断地下降，这说明东北三省中，吉林省与辽宁省的经济增长差异在不断缩小，而黑龙江与两者的差异在扩大。
三、有关政策建议
根据以上分析可以看出，实施区域协调发展总体战略以来，取得了巨大的成效，成功遏制了区域差距扩大的趋势，四大区域板块人均GDP增长率的差距正在缩小，区域协调发展的局面正在形成。但是，四大区域板块内部的分化却有所扩大，困难区域和问题区域的发展仍然面临着很大的挑战。据此，提出如下建议：
（一）进一步坚持和完善区域发展总体战略
建立在“四大板块”上的区域经济政策，主要从地理位置和行政区划对我国区域进行了大致的划分，这种划分对不同地区解决其面临的主要问题，如西部地区解决贫困问题，东北地区解决工业衰退问题，东部地区解决无序发展问题具有很大的指导意义，构成了我国区域发展战略的基石。建议总结过去十年促进区域协调发展的成就、经验和做法，继续推动新十年西部开发工作，制定新十年全面振兴东北地区等老工业基地的政策措施，大力促进中部地区崛起，积极支持东部地区率先发展，促进四大区域板块经济协调发展。
（二）更加关注困难省区的发展
从对过去十年的数据分析中可以看出，对于地域辽阔，地区间自然条件、历史基础和经济发展水平差距较大的西部地区和东北地区来说，四大板块的划分从空间尺度来看可能仍然偏大，掩盖了部分困难省区发展中存在的问题，也使得区域政策针对性有所降低。建议下一阶段在四大区域板块之内，更加重视解决新疆、西藏、青海、甘肃、贵州等“西部的西部”和黑龙江等“东北的东北”等特殊困难省区的发展问题，制定特殊的政策，更好的发挥其在沿边开放、富民安邦中的作用。
（三）解决离散型问题区域的发展问题
进一步分析发现，各省内部的贫困地区、革命老区、少数民族地区、衰退老工业城市和资源枯竭城市，以及生态脆弱地区和粮食主产区经济增长较慢，而这些区域在国土分布上很多都是离散的，与四大区域板块或省级行政区域的范围不一致，省级数据的平均掩盖了这些“问题区域”的特征，如全国60多个资源枯竭城市涵盖22个省级行政区域，又不是集中分布，用行政区划和集中连片的方式较难准确识别，按四大区域板块和省域划分也很难制定有针对性的扶持政策。建议结合主体功能区战略的落实和推进，建立对离散分布“问题区域”的统计、识别、界定方法，建立统筹设计，分类指导，有进有出的支持机制和扶持政策，进一步完善区域发展总体战略，促进区域经济协调发展。
经济增长与就业弹性地区差异分析 篇5
(一) 浙江省就业增长率明显快于陕西省
2000—2005年陕西省就业增长率除了在2002年时达到4.93%外, 在其余年份里一直较低, 其中有3年的就业增长率为负, 6年平均就业增长率仅为0.96%;而同期浙江省的就业率在整体上有所提高, 虽然在2000年时其就业率较低, 为1.47%, 但是在随后的几年里出现了明显增长, 2003年和2004年的就业增长率分别达到了4.48%和4.39%, 6年的平均就业增长率为3.14%, 高出陕西省2.18个百分点。
(二) 浙江省经济增长与就业的关联性高于陕西省
浙江省就业增长率与经济增长率呈现较强的关联性, 经济增长速度快的年份, 就业增长率相应较高, 如2000年的经济增长速度较低, 为12.52%, 就业增长率仅为1.47%, 2003年的增长速度较快21.26%, 就业增长率也相应达到4.48%。而同期陕西省经济增长对就业增加的促进作用却没有显现出来, 经济增长速度的加快不仅没有引起就业增长速度的相应调整, 反而造成就业的负增长。如经济增速最慢的2002年, 同期的就业增速却是6年间最快的, 达到4.93%。
(三) 两省就业弹性系数变化存在明显差异
6年间浙江省的就业弹性系数呈现逐年增强的趋势, 弹性系数从2000年的0.1171增加到2005年的0.2335, 这一趋势表明随着经济的发展, 浙江省GDP每增加一个单位所创造的就业数量在逐步增加。但是陕西省的就业弹性系数变化却呈现正负交替的趋势, 弹性系数为负说明, 陕西省的经济增长不仅没有带来就业的相应增加, 反而使得就业出现负增长, 2004年陕西省经济增速高达22.72%, 同期的就业弹性系数却为负0.0139。
二、原因分析
(一) 两省的产业结构存在差异
陕西省经济结构呈现重工业特征, 近年来经济增长主要依靠能源行业与装备制造业两大行业。煤炭行业与石油天然气行业容易受到国家宏观政策调控的影响, 进而对就业造成影响。近年来国家对煤炭行业的规范整顿, 关停大量违规小煤窑是造成煤炭行业从业人员减少的主要原因。而石油生产企业进行的主辅分离改革, 将大量非主业经营剥离出去, 是其从业人员大幅减少的重要原因。而交通运输设备制造业生产经营则受到市场竞争和市场容量的限制, 决定了其从业人员不能出现大幅度增长。
浙江省的优势产业主要集中在轻工纺织业和高新技术产业。纺织业, 服装、鞋、帽制造业, 通信设备、计算机及其他电子设备制造业等对浙江省经济增长的贡献较大。一方面企业数量不断激增, 另一方面企业生产经营规模逐步扩大, 有力地带动就业的增长。而通信设备、计算机及其他电子设备制造业作为国家大力扶持的高新产业, 正在以超常的速度发展, 相应创造了大量的就业机会, 该行业的高速发展也必然带来就业人数的快速增长。
(二) 两省企业发展状况不同
1. 浙江省企业数量远高于陕西省
以工业企业为例, 浙江省企业数量要远高于陕西省, 2000—2005年, 浙江省企业数量分别是陕西省企业数量的5.71倍、7.63倍、8.9倍、10.24倍、12.52倍和13.44倍。在其他条件相同的情况下, 企业数量增加会相应增加对劳动力的需求, 带来就业增长。因此, 两省企业数量与增长变化不同使得两省的就业弹性存在差异。
2. 浙江省中小企业发展情况好于陕西省
经济发展实践证明, 中小企业是解决就业的主要渠道。中小企业虽然规模较小, 但是数量众多, 广泛分布于轻工业与第三产业, 大都属于劳动密集型产业, 对劳动力能够产生旺盛的需求。因此, 中小企业的发展状况越来越成为影响地区就业的重要因素。浙江省中小企业发展十分迅速, 以轻工纺织、机电产品、小商品批发为特色的中小企业不仅数量众多, 而且经营良好, 围绕核心产业各自形成了具备较强竞争力的产业集群, 对经济增长的贡献作用日益增强, 同时也创造了大量就业机会。而陕西省中小企业受当地产业结构和地域限制, 发展比较缓慢, 以乡镇企业为主, 不仅数量很少, 而且经营不善, 多数企业的存续时间较短。当地还有部分煤炭行业的小煤窑, 这部分企业安全事故频发, 乱采滥挖现象严重, 受到国家政策的严格控制, 发展受到很大的限制, 当地中小企业创造就业的作用十分有限。
三、结论与建议
陕西省与浙江省的实例表明, 在经济相对发达的地区, 由于经济结构合理, 企业充满活力以及投资旺盛等因素, 使其经济增长的就业弹性相对较强, 在经济发展速度相似的情况下, 经济发达地区能够创造更多的就业机会, 而经济欠发达地区则由于就业弹性较弱, 即使是加快经济发展速度, 增加就业的效果也并不理想。因此, 经济欠发达地区要缓解地方就业压力, 除了继续加快当地经济发展速度外, 还应重视如何提高经济增长的就业弹性。
(一) 优化地方就业结构
继续合理引导农村劳动力转向第二、第三产业。在农业中加快诸如农产品深加工企业这类劳动密集型企业, 增强农业对劳动力的吸纳能力。
(二) 把主导产业与劳动密集型产业有效结合
一方面要大力扶持劳动密集型产业发展, 促进劳动密集型产业逐步转化为地方支柱产业;另一方面要增强非劳动密集型主导产业吸纳就业的能力, 逐步提高劳动力在生产要素投入中的比重。
(三) 通过低息贷款、减税等方法扶持中小企业的发展, 扩大就业渠道
努力发挥经济增长的差异性优势 篇6
随着经济全球化和区域经济一体化的加速推进, 区域间的竞争日趋激烈。一个地区既是一个层次又是一个系统, 要在激烈的竞争中赢得主动、实现又好又快发展, 应在科学发展观的指导下, 认真研究方法论, 分析区域和系统的内在联系及外在联系, 找准发展的突破口, 充分发挥差异性优势。换一句话说就是, 应找准发展方向, 方向决定成败;应注重细节, 细节影响成败。差异性优势是一个地区的独特资源, 包括区位条件、自然资源禀赋、特色产业基础等。在市场经济条件下, 这种人无我有、人有我优的优势, 就是一个地区的竞争优势, 就是核心竞争力。树立和落实科学发展观, 要求我们必须从本地实际出发, 发挥差异性优势, 走自己的路, 推动经济又好又快发展。
首先, 要发挥独特的区位差异优势
区位综合地反映一个地区与其他地区空间和经济联系的便捷程度, 这种联系决定着一个地区参与国际劳动分工和接受资金、技术信息等生产要素的便捷程度。正确认识、充分发挥区位优势, 对于经济社会发展具有巨大的推动作用。
内蒙古区位独特, 横跨西北、华北、东北三个经济区, 毗邻八省 (黑龙江、吉林、辽宁、河北、山西、陕西、宁夏、甘肃) , 北与俄罗斯、蒙古国接壤。从连接国内市场角度来分析, 内蒙古靠近京津、东北等中心市场和出海口, 是环渤海经济圈的腹地和东北经济区的重要组成部分, 也是华北连接大西北的经济通道, 区域间的经济合作、横向联合的发展空间广阔 (各个盟市还分别与近邻的省区特别是省会城市有着密切的协作关系) 。国家主体功能区战略规划已将总面积11.4万平方公里的呼包鄂确定为国家级重点开发区。同时内蒙古全力打造沿黄河、沿交通干线经济带, 培育国家新的经济增长极, 必将吸引大量生产要素向这里聚集, 对推动沿黄区域经济和环渤海经济圈发展发挥积极的作用。近期, 内蒙古还制定出台了《主体功能区总体规划》, 明确了鼓励开发、限制开发、禁止开发的区域, 将进一步明确差异化发展的指导思想和政策措施。从连接国外市场角度来分析, 内蒙古是国家向北开放的前沿, 在国家向北开放战略格局中占有重要地位, 国务院《关于进一步促进内蒙古经济社会又好又快发展的若干意见》将内蒙古定位为“我国向北开放的重要桥头堡”。内蒙古4221公里的边境线上有满洲里、二连浩特等19个口岸, 全自治区目前已有14个通航机场, 具有依托口岸、机场, 利用两种资源、两个市场, 发展国际物流、进出口加工、边境旅游和跨国旅游等产业的独特优势, 也为国内各省区向北开放提供了有利条件。2011年, 内蒙古口岸的过货量达到6172.8万吨, 同比增长17.7%;与俄罗斯、蒙古国的进出口额分别为28.93亿美元、28.45亿美元, 同比分别增长20.5%、68.3%。
随着区域经济一体化的快速发展, 内蒙古的区位优势将进一步凸显。发挥这一优势, 加快金融、物流、旅游、会展、信息等服务业的发展, 是实现内蒙古经济社会又好又快发展的必然选择。
其次, 要发挥叠加的政策差异优势
内蒙古作为少数民族地区, 继2000年整体纳入国家西部大开发战略范围后, 2007年蒙东地区又被纳入国家振兴东北等老工业基地战略规划范围, 是全国唯一一个同时享受国家西部大开发和东北振兴优惠政策的地区。同时, 内蒙古还享受扶贫开发、民族区域自治等优惠政策, 各种政策的叠加优势明显。特别是2011年6月, 国务院出台了《关于进一步促进内蒙古经济社会又好又快发展的若干意见》, 赋予内蒙古差别化的产业政策, 扶持银行、保险、证券发展的金融政策, 倾斜的财税、投资、土地政策等一系列优惠政策。明确提出对具有比较优势的煤炭、电力、煤化工、有色金属加工等项目, 在资源配置、项目核准等方面给予重点支持。新世纪以来, 全区上下紧紧抓住西部大开发和振兴东北老工业基地的重大历史机遇, 发挥优势, 加快推进工业化、城镇化和农牧业现代化, 经济社会取得了长足进步。2000-2011年, 全区生产总值从1539亿元增加到14246亿元 (GDP总量在全国排序第15位, 人均在全国排序第6位) , 年均增长17.1%;地方财政总收入从110.7亿元增加到2262亿元, 年均增长31.6%;固定资产投资从430.4亿元增加到10900亿元, 年均增长34.2%;城镇居民人均可支配收入从5129元增加到20408元, 年均增长11.5%;农牧民人均纯收入从2038元增加到6642元, 年均增长8.9%。
西部大开发和振兴东北老工业基地战略的深入实施, 以及《进一步促进内蒙古经济社会又好又快发展若干意见》的出台, 为推动内蒙古经济加快发展带来了难得的历史机遇。抓住这些重大机遇, 用足用好各项政策, 充分发挥政策的叠加效应, 才能使内蒙古在新一轮的区域竞争中把握主动权, 为全国经济社会发展作出更大贡献。
再次, 要发挥富集的资源差异优势
发展区域经济的基本依托就是本地的资源条件。内蒙古拥有丰富的矿产资源, 这既是现实的优势, 也是潜在的优势, 充分利用这一优势, 突出特色, 才能走出一条切合实际的差异化发展道路, 实现富民强区的奋斗目标。
内蒙古已探明矿种141种, 其中70种矿产的查明储量居全国前10位。煤炭累计已探明储量突破8080亿吨, 2011年煤炭产量达到近10亿吨, 均居全国之首;天然气探明储量超过l万亿立方米, 居全国第4位, 2011年天然气产量达到249亿立方米。2011年, 发电装机达到7554万千瓦, 居全国第1位。有色金属矿产资源储量2540万吨, 其中铅、锌、铜储量居全国前列。已探明稀土工业可开采储量4350万吨, 占我国已探明储量的84%, 占世界的38.6%。同时, 内蒙古拥有13亿亩草原、3.6亿亩森林、1.07亿亩耕地, 草原面积、森林面积和人均耕地面积均居全国第1。此外, 内蒙古水资源、光能资源、野生动植物资源、旅游资源等也十分丰富。近年来, 内蒙古大力推进工业化进程, 依托丰富的资源, 加快将资源优势转化为经济优势, 能源、冶金、化工、装备制造、农畜产品加工、新兴战略性产业等不断发展壮大, 成为带动经济增长的主导力量。
对现有资源进行认真分析, 对比国内外特别是周边经济区域开发利用情况, 扬长避短、突出重点、注重差异、有序开发, 就能够把资源优势充分凸显出来, 形成经济增长的基础, 产业升级的依托。我们应立足现有产业基础, 充分发挥比较优势, 紧紧围绕建设国家重要的能源基地、新型化工基地、装备制造基地、有色金属生产加工基地和绿色农畜产品生产加工基地的战略定位, 做大做强优势特色产业, 大力推进产业多元、产业延伸、产业升级, 打造产业链、发展产业集群, 形成多极支撑的产业发展格局。
增长差异 篇7
当下,我国已进入一个与高速增长期不同的“新常态”阶段。这是个经济增长换挡期、结构调整阵痛期、前期政策消化期三重叠加的复杂局面,[1]给我国带来无数新的发展机遇,也是我国步入工业化后期亟需经历的阶段。作为异质性大国,我国各个地区的工业化发展阶段存在明显差异,[2]东部地区工业化进程最快、中部次之、西部最慢,其经济增长动力也明显呈现出东、中、西分异特征。我国异质性大国区间“雁阵模式”已形成,东南沿海发达地区作为领头雁,已成为我国创新驱动发展的先行者。[3]
在对我国改革开放以来经济增长动力的研究中,武鹏认为,资本投入是我国经济增长持续稳定的最主要来源,TFP贡献率逐渐降低。[4]而余泳泽则分析了经济增长动力的时空特征。[5]在工业经济方面,江飞涛等根据我国工业部门投入产出数据,得出:目前我国工业已由效率与要素协同驱动,转向资本投入主导驱动,经济增长可持续性面临严峻考验。[6]张卫华等从许多工业数据入手,分析劳动力投入、固定资产投资和技术进步对工业发展的影响,发现前两者对工业发展的驱动作用在下降,技术创新有望成为新的驱动力。[7]
以上研究对相关指标核算方法和数据选取存在差异,研究过程和结论有很大差别。另外,对工业经济增长动力的时空特征也研究甚少。因此,依据我国制造业的相关数据,建立面板数据模型,分析近些年东中西部地区工业经济增长动力,以更客观地识别区域经济发展差距的来源。
模型建立与数据选取
1.相关模型
Solow、Swan模型中,经济增长的动力在于积累资本、增加劳动力和提高生产效率。[8,9]而以Romero、Lucas为代表的内生经济增长理论认为,人力资本的积累以及由于研发和“干中学”效应等带来的持续技术进步,才是推动经济长期增长的动力。[10,11]1957年,索罗提出了改进的C—D生产函数模型,假定A(t)A0eλt,则Y=A(t)KαLβ,Y、K、L分别代表经济中的产出、资本投入和劳动投入,t代表时间,α、β分别代表资本和劳动的产出弹性系数。但α+β可以大于1(规模报酬递增)、等于1(规模报酬不变)、小于1(规模报酬递减)。
2.数据选取
以制造业为主,分析不同区间的经济增长动力,所用数据皆来自2001—2015年《中国工业经济统计年鉴》。结合年鉴提供的数据,2000—2010年,以工业总产值衡量制造业的总产出,2011—2014年,以工业销售产值衡量制造业的总产出,采用不同指标衡量总产出所造成的误差暂不考虑。而制造业部门的资本和劳动投入,分别以固定资产合计数和全部从业人员年平均人数来衡量。
由于制造业行业分类标准在2011年之后有所改变,2012—2015年统计年鉴中没有“交通运输设备制造业”,代之以“汽车制造业”和“铁路、船舶、航空航天和其他运输设备制造业”两个行业。为方便研究,将这两个行业的相应数据求和,作为“交通运输设备制造业”。另外,由于统计年鉴里的数据不全,每个省份的制造业主要包括,农副食品加工、食品制造、饮料制造、烟草制品、纺织服装等21个行业,相应的投入产出数值为这21个行业的相应数据之和。其他制造业行业暂不考虑。
3.建立面板数据模型
将31个省市按东、中、西部地区分成三部分。东部地区包括,北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东;中部地区包括,山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、海南、重庆;其余属于西部地区。分别对东、中、西部地区的制造业数据建立面板数据模型:
其中,Yijt表示i地区j省份在第t年的制造业工业总产值(或工业销售产值)(亿元),Kijt表示i地区j省份在第t年制造业固定资产合计数(亿元),Lijt表示i地区j省份在第t年制造业全部从业人员年平均人数(万人)。i取1、2、3,分别表示东、中、西部地区,j取1,2,…,表示东、中、西部地区的相应省市,t代表不同年份。
实证分析与检验
1.面板数据模型的效应检验
运用E—views8.0统计软件,对东、中、西部地区制造业面板数,首先进行单位根检验和协整检验,发现面板数据中各序列平稳且数据之间存在协整关系(这里不多加阐述)。然后,确定面板数据模型的形式,具体选择哪一种模型,进行如下检验:
面板数据模型的效应检验主要有两种方法:F检验、Hausman检验。其中,F检验用来判断模型适合使用固定效应还是混合效应;Hausman检验用来判断模型适合使用固定效应还是随机效应。我国三大地区面板模型效应检验结果见表1。
三大地区F统计量和Hausman统计量所对应的p值均小于0.01,通过显著性检验。所以应建立固定效应模型,而横截面固定效应模型比时间固定效应模型结果更显著,因此选择横截面固定效应模型。时间固定效应模型不再阐述。
表2显示,三大地区检验方程整体显著性F统计量对应的p值显著,因此,面板数据模型整体是显著的。三大地区回归方程的拟合优度分别为0.98、0.98、0.99,说明方程的拟合效果非常好。再对系数的显著性进行检验,三大地区资本投入和劳动投入系数都通过了显著性检验,所以资本投入和劳动投入对总产值的增加都有显著影响作用。东、中、西部地区的固定效应模型分别为:
2.实证分析
观察各变量系数可知,三大地区资本投入的产出弹性都大于劳动投入的产出弹性,说明当资本投入和劳动投入每增加1%时,所带来的产出增长较多。而西部地区资本投入、劳动投入每增加1%,可分别带来0.63%、0.52%的产出增长,两者差距较少。进一步求出每一年东、中、西部地区制造业的产出、资本和劳动,再根据公式(只考虑东、中、西部三个地区,取1、2、3),以及(2)—(4)式得出的东、中、西部地区的、,就可求出历年东、中、西部地区制造业的全要素生产率,用TFP表示。另外,根据,也可求AYKL出2000—2014年期间,东、中、西部地区全要素生产率的增长率(即TFP增长率),如表3所示。
从表3可看出,2006年之前,东部地区制造业的TFP最高、中部次之、西部最低,但中部地区制造业凭借高TFP增长率,于2006年之后超越东部地区,发展态势迅猛。2009年,由于受金融危机影响,东、中、西部地区制造业的全要素生产率增长率皆处于负值。
从2000—2014年东、中、西部地区制造业资本、劳动和技术投入对产出增长的贡献率情况(见表4)可发现,2009年三大地区制造业的发展主要依靠大规模资本的投入,资本对产出增长的贡献率分别高达307.47%、195.81%、286.49%,而技术投入对产出增长的贡献率达到了负值。另外,三大地区制造业资本投入的贡献率都远远高于劳动力投入。
为了更清楚地了解三大地区资本、劳动和技术投入对制造业产出增长的贡献情况,将表4的部分数据以折线图的方式呈现出来,如图1—图3所示。
从图1可看出,2008年之前,东部地区制造业劳动投入对产出增长的贡献率高于中西部地区。但之后,其劳动投入对产出增长的贡献率一直处于强烈波动状态,在2009年、2011年甚至出现负值,说明东部地区制造业发展需要合理配置劳动力,否则会阻碍经济增长的进程。而2001—2014年,中西部地区制造业劳动投入对产出增长的贡献率整体呈上升趋势。
从图2、图3可看出,2009年之前,东部地区资本投入对产出增长的贡献率一直处于领先地位,而技术进步的贡献率低于中西部地区。但从2010年开始,东部地区资本投入对产出增长的贡献率低于西部地区,而技术进步对产出增长的贡献率则高于中西部地区。
通过计算2013年31个省市和东、中、西部地区制造业的高技术产业就业人员占比、主营业务收入占比、规模以上工业企业有R&D活动的企业数占比、新产品产值率(见表5。由于篇幅有限,不具体列出31个省市的相关数据),结果发现,无论是创新投入还是产出,东部地区都高于全国平均水平,特别是北京、上海、广东、江苏等东南沿海发达省市。而中西部地区的创新水平还较低,说明目前创新这个生产要素在东、中、西部地区的分配极不均匀。
结论与建议
1.结论
(1)三大地区资本的产出弹性都大于劳动的产出弹性,说明资本投入依然是支撑我国制造业经济增长最重要的因素。其中,东部地区资本的产出弹性最高,西部地区劳动的产出弹性最高,说明增加一单位资本投入对东部地区产出影响最大,而增加一单位劳动力投入对西部地区产出影响最大。
(2)东部地区劳动力投入对产出增长的贡献率存在下降的趋势,劳动力配置存在不合理的现象。中西部地区情况相反,劳动力投入对产出增长的贡献率整体呈上升趋势。
(3)2009年之前,东部地区资本投入对产出增长的贡献率一直处于领先地位,而技术进步对产出增长的贡献率较低,但从2010年开始,东部地区资本投入对产出增长的贡献率低于西部地区,而技术进步对产出增长的贡献率高于中西部地区。从2013年东、中、西部地区制造业的创新指标可以看出,东部地区拥有最丰富的技术创新资源,特别是东南沿海发达地区,创新投入和产出水平绝对是国内最高水准。
总之,我国制造业乃至整个工业行业的发展仍是粗放型经济增长方式,而且东、中、西部地区经济增长的动力存在明显差异。
2.建议
(1)加快金融体制改革,使得利率和汇率市场化,提高企业的资金使用效率。积极促进金融市场融资渠道多元化,改善银行主导性特征的金融现状。
(2)针对我国东、中、西部地区生产要素分配不均的现象,政府要制定相应激励政策,来引导东部地区进行产业转移,减少因集聚过度产生的行业恶性竞争,以及土地等资源价格不断上涨的不合理现象,提高要素配置效率。
(3)在我国进入新常态和“一带一路”发展背景下,继续加强人力资本、科学技术等要素投入,驱动经济长期可持续增长。利用财务杠杠,将资金更多地流向高技术性、高成长性的新兴产业中去,调整和优化产业结构。
(4)中西部经济发展十分迅速,正在缩小与东部地区的差距,应进一步学习、借鉴、引进东部地区的先进技术、制度、管理经验等,结合现实情况,最大程度地发挥后发优势。
参考文献
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[10]Romer,Paul M.Increasing Returns and Long-run Growth[J].Journal of Political Economy,1986,94(5):1002-1037.
增长差异 篇8
关键词：经济增长,政府投资,面板数据
1 西部大开发以来我国经济增长差异
中国的经济增长差异在改革开放前就已经存在, 改革开放后, 在邓小平“两个大局”的思想指导下, 我国经济发展重点优先向东部沿海地区倾斜, 使得本就落后的中西部地区更加落后。2000年, 为了平衡地区之间的发展差异, 我国政府制定了西部大开发战略, 投资、政府政策等开始向西部地区倾斜, 继西部大开发战略提出5年后, 2005年, 为促进中部地区 (山西、江西、河南、湖北、湖南和安徽六省) 经济快速发展, 中共中央提出了中部崛起的战略。尽管我国实施了西部大开发战略和中部崛起战略, 但是我国区域经济增长差异的现状并没有得到多少的改善。见下图。
数据来源:《新中国60年统计资料汇编》。
从上图我们可以发现, 中西部地区GDP占东部地区GDP的比重在这9年间并没有发生多大的变化, 从而可以认为东中西部地区经济增长差异并没有出现实质性缩小的趋势。
2 政府投资对经济增长的作用
政府投资对经济增长具有促进作用, 扩大公共投资是政府推动区域经济增长的重要手段, 尤其是在“投资拉动型”的我国, 政府投资对促进经济增长的作用更加显著。政府投资促进经济增长的机理在于:一是政府投资通过提供基础设施和改善地区的投资环境, 促进了民间投资的发展, 形成政府投资、民间投资共同促进经济增长的良性互动局面, 也即政府投资的引致效应。二是政府投资本身能够创造需求, 也即政府投资具有需求效应, 直接构成总需求的一部分。政府投资的需求效应, 是指政府投资在形成固定资产和流动资产的过程中, 政府需要不断地用货币资金购买物资和支付工资, 从而使得经济生活中的总需求增加。三是政府投资还具有供给效应, 是指政府投资项目建成投产后, 形成了新的生产能力, 引起经济中总供给增加。政府投资的引致效应、需求效应和供给效应是促进经济增长的主要源动力, 这也是西方大多数学者尤其是凯恩斯学派分析政府投资在经济增长中的作用的三条主线。
3 我国政府投资与区域经济增长差异实证分析
3.1 变量的选取和数据来源
第一, 关于政府投资变量的选取。国内学者在定义政府投资时, 采取了不同的口径, 有用预算内投资来定义政府投资, 也有用国有政府来定义政府投资, 甚至也有用具有垄断性质的行业的投资来定义政府投资, 本文更倾向于选择第二种定义来定义政府投资, 原因在于我国国有企业的特殊性质。第二, 经济增长差异指标采用各省市GDP来代替。由于西藏自治区GDP总量和政府投资总量都较小, 因此本文在实证分析过程中, 剔除了西藏自治区, 即本文在实证分析过程中, 选取了30个省市自治区。数据均来源于《新中国60年统计资料汇编》。
3.2 实证研究结果
本部分内容构造了以GDP为因变量, 政府投资为自变量的面板数据模型 (个体固定效应模型) , 实证分析了全国数据、东部数据、中部数据和西部数据, 并进行了简要的对比, 实证分析结果见下表。
下表显示, 不管是全国模型还是东、中、西部模型, 政府投资对于经济增长的拉动作用都很明显, 其中, 从全国模型来看, 政府投资的系数是2.79, 即政府投资每增长1个百分点, GDP增长约2.79个百分点;从东部地区模型来看, 政府投资每增长1个百分点, GDP增长约4.53个百分点;从中部地区模型来看, 政府投资每增长1个百分点, GDP增长约3.78个百分点;从西部地区模型来看, 政府投资每增长1个百分点, GDP增长约1.26个百分点。在四个模型中, 政府投资系数都在1%左右, 模型的其他判定指标也表明该模型的实证结果和现实是吻合的。因此我们认为政府投资确实在很大程度上促进了我国经济增长, 但是对不同地区的拉动作用是不一样的, 东部地区政府投资拉动经济增长的作用最明显, 中部地区次之, 西部地区最不明显, 即我国政府投资是地区经济增长差异的重要原因。
我国经济增长和政府投资关系的个体固定效应模型表
注:限于篇幅本文删除了固定效应部分的结果。数据来源:《新中国60年统计资料汇编》。
3.3 实证研究结果分析
本文认为之所以东部地区政府投资拉动经济增长最明显, 中西部地区依次减弱的原因在于:第一, 制度方面, 尤其是投资环境。经过30多年的改革开放, 东部沿海地区的投资硬环境和软环境建设都较中西部地区领先, 而良好的投资环境是促进经济增长的主要原因之一。东部地区良好的投资环境, 吸引了大量的FDI并带动了民间投资的发展, 进而拉动了经济增长。第二, 政府财力方面。政府投资需要花费大量的财力, 东部地区省份财力相对雄厚, 可以支持大规模的政府投资支出, 拉动经济增长, 经济增长又促进了财力的提高, 形成了经济发展的良性局面。
4 结论与政策建议
本文通过理论与实证分析, 认为政府投资是造成区域经济增长差异的重要原因。其中, 东部地区政府投资拉动经济增长作用最明显, 中部地区次之, 西部地区最不明显。产生这种现象的原因在于东中西部地区制度差异和政府财力差异。要缓解这种差异, 本文认为要做好以下几个方面:一是中西部地区要加强投资环境建设, 尤其是投资软环境的建设, 如改变思想观念、激发创业激情等。二是中央政府要加大政府转移支付力度, 尤其是对于落后地区要加大财力支持。三是东部省份要支持中西部省份, 改革开放之初, 中西部省份为东部地区发展作出了重大的贡献, 现在东部省份发达了, 要转过来支持中西部地区省份的发展。
参考文献
增长差异 篇9
摘要：区域性差异是我国经济增长和产业结构转型过程中的重要特征。文章利用我国东、中、西部地区三次产业发展数据从产业对经济增长贡献率、产业结构转型速度以及产业结构转型内生力三个角度对其进行量化，三个维度的量化结果均表明我国经济增长和结构转型过程中存在较为明显的区域性差异；依据量化结果就当前经济下行环境下如何有效促进我国区域经济发展这一问题提出了相关政策建议。
关键词：经济增长；产业结构转型；区域性差异；定量分析
一、 引言
就国内而言，1978年以来的经济改革使得中国经济迈入快速发展轨道的同时也使得我国产业结构发生了重大变化。依据国家统计局公布的最新统计数据可知，1978年～2013年间，我国三次产业就业占比共经历了“一二三”“一三二”“三一二”三个阶段；自2014年起，三次产业就业占比首次呈现“三二一”模式。三次产业就业占比的变化说明我国经济正处在产业结构转型期。从宏观层面来讲，这一变化使得我国产业结构朝着更加合理化的方向发展，为我国经济稳步发展起到推动作用。但需要指出的是随着改革的进一步深入，经济发展中的诸多矛盾将会日益凸显，区域经济发展不平衡就是其中的一个，该问题如果长期得不到改善将会严重阻碍我国经济发展。国内学者张平（2007）在研究区域产业结构时指出，产业结构的区域性差异是造成区域差距的主要原因。近期，王智勇（2013）通过研究进一步证实区域差距与区域产业结构之间有着必然的逻辑联系。由此可见，对于正处在转型期的中国经济而言，增长与结构转型过程中的区域性差异值得人们高度关注。
当前我国正处在深化改革的关键时期，合理调整产业结构、协调区域经济发展已成为该时期的重要任务。鉴于此，为了进一步明确我国经济增长与产业结构转型过程中的区域性差异，从而更好地为我国产业结构调整和区域经济发展政策的制定提供科学依据，本文将利用我国东、中、西部地区产业发展数据，应用统计核算法和已有的结构转型动力分解模型，从产业对经济增长贡献率、产业结构转型速度以及产业结构转型内生力三个角度来对这一差异性进行量化。之后，依据测算结果就当前经济下行环境下如何有效促进我国区域经济发展这一问题提出相关政策建议。
二、 增长和结构转型过程中的区域性差异比较
1. 产业对经济增长贡献率的区域性差异。图1描述的是1993年～2013年间我国东、中、西部地区三次产业产值变化情况。
图1较为明显地反映了我国经济增长和结构转型过程中的区域性差异。从动态视角来看，增长和产业结构转型过程中的区域性差异是一个长期积累的过程。为了能够对这一过程进行深入分析，我们从三次产业对经济增长贡献率的角度来对其进行量化。在统计核算中，三次产业贡献率是指三次产业对国内生产总值增长速度的贡献率，某产业对经济增长贡献率可按如下公式计算（石韵珞，2011）：
有关1993年～2013年间我国东、中、西部地区三次产业经济增长贡献率测算结果见表1。
从上述测算数据来看，产业经济增长贡献率的区域性差异可以从区域和产业两个层面来分析。首先，从区域层面来看，各区域经济增长所依赖的主导产业存在明显差异。对于东部地区而言，第一产业年均经济增长贡献率仅为6.04%；而二、三产业年均经济增长贡献率分别达到47.87%和46.09%，并且二、三产业对东部地区的经济增长贡献率总和高达93.96%。由此可见，拉动东部地区经济增长的核心引擎是二、三产业。而对于中、西部地区而言，第一产业年均经济增长贡献率均不足15%；而二、三产业的经济增长贡献率差距都在10%以上，其中中部地区二、三产业年均经济增长贡献率差距高达20.98%。从这一点来讲，第二产业可视为中、西部地区经济发展中的主导产业。其次，从产业层面来看，西部地区第一产业年均经济增长贡献率为13.08%，略高于东、中部地区；第二产业年均经济增长贡献率，中部地区为54.38%，位居三大区域之首；第三产业的年均经济增长贡献率，东、中、西部地区分别为46.09%、33.40%和37.27%，东部地区要远高于中、西部地区。
2. 产业结构转型速度的区域性差异。在结构转型理论中，劳动力占比变动情况能够较好地刻画产业结构转型的动态过程。图2描述的是1993年～2013年间，我国东、中、西部地区三次产业劳动力占比变化图。
图2清晰地反映了我国产业结构转型过程中的区域差异性。为了能够更进一步明确这一差异性，我们以各产业劳动力年均变动幅度作为该产业转型速度的衡量指标，从产业结构转型速度的视角对其进行量化分析，其结果见表2。
由表2可知1993年～2013年间，我国东、中、西部地区第一产业劳动力占比分别以年均3.16%、2.20%和1.63%的速度下降；第二产业劳动力占比分别以年均1.40%、1.34%和1.24%的速度上升。从横向比较来看，我国东部地区第一产业和第二产业转型速度要明显快于中、西部地区；中部地区第一产业和第二产业转型速度略快于西部地区。对于第三产业而言，西部地区劳动力占比以年均3.65%的速度上升，而东、中部地区第三产业劳动力占比年均变动幅度分别为2.75%和3.34%。这表明西部地区第三产业结构转型速度要快于东、中部地区。
3. 产业结构转型内生动力的区域性差异。现有的结构转型理论（Herrendorf，2013）认为，促使产业结构转型的市场内生力来源于供给和需求两个方面。就需求端而言，由于不同产业品之间需求的收入弹性不同，收入水平的变动会引起消费结构的变动从而促使产业结构转型。就供给端而言，部门间技术进步的差异和全社会资本深化引起不同产业品之间相对价格的变动从而推动产业结构转型。通常将由收入水平变动、技术进步以及资本深化引起的产业结构转型分别称作收入效应、技术进步效应和资本深化效应。于泽（2014）等人通过构建三部门结构转型动力分解模型，從全国层面测算了上述三大效应在我国产业结构转型中的相对重要性。依据现有分析框架，对于一个包含第一产业、第二产业和第三产业（分别用a，m，s）的三部门的结构转型模型，其结构转型动力分解表达式如下（推导过程见参考文献（于泽，2014））：
鉴于上述模型能够从深层次揭示结构转型，本文利用该模型对1993年～2003年间我国东、中、西部地区产业结构转型过程中内生动力的差异性进行独立测算。各区域三次产业产值和劳动数据通过各省统计年鉴加总得到，三次产业资本存量依据文献[7]中的省级数据加总得到，产值和资本以1978年为基期（单位：亿元）。由于上述分解并不能完全排除各效应间的相互影响，因此该分解结果反映的是三者之间的相对重要性。
依据表3从相对重要性来看，东、中、西部地区的共同特点是收入效应和资本深化效应在结构转型中的重要性要大于技术进步效应。此外，对于东部和中部地区而言，收入效应在各区域结构转型中具有绝对优势，其平均贡献度分别达到86.51%和83.64%。对西部地区而言，收入效应和资本深化效应的重要性不相上下，从平均值来看其贡献程度分别为54.44%和50.66%。单纯就技术进步效应而言，其在东、中、西部地区结构转型中的平均贡献度分为6.46%、1.87%和3.74%。该数据表明，技术进步效应在促使东部地区结构转型中的贡献度要强于中、西部地区，相比之下，技术进步效应在中部地区结构转型中的作用微弱，其平均贡献度仅有1.87%。综合上述分析可知，各区域在产业结构转型过程中除了要注重发挥收入效应和资本深化效应作用的同时，也需要通过努力提高技术进步水平来发挥技术进步效应的作用。
三、 有关促进区域经济发展的政策建议
上述研究从多角度证实我国经济增长和产业结构转型过程中存在不同程度的区域性差异。当前我国经济面临较大下行压力，有效促进我国区域经济发展已成为拉动我国经济增长的重要手段，对此我们提出如下政策建议：
1. 调整产业结构布局，提升中、西部地区第三产业发展水平。上述研究表明二、三产业对中、西部地区经济发展的贡献处于失衡状态。综合产业经济增长贡献率和产业结构转型速度两方面数据可知，尽管中、西部地区第三产业转型速度要快于东部地区，但第三产业对中、西部地区经济增长贡献率要远低于东部地区。这表明中、西部地区第三产业的发展质量有待提高。因此，在未来经济发展中，中、西部地区在加大第三产业投入力度的同时要合理调整产业布局，注重培育优质产业，进而激发第三产业对中、西部区域经济增长的推动作用。
2. 提高收入水平，提升消费层次，激发潜在市场需求，促进区域产业结构转型。上述研究表明由收入水平提高引致的收入效应是促使我国区域产业结构转型的主要力量。当前，我国区域间以及区域内部城乡之间收入差距较大使得我国各区域消费层次良莠不齐，部分潜在消费需求受到抑制。对此，可以通过扩大社会保障覆盖面和覆盖深度，同时建立稳定长效的工资增长机制来提升居民整体收入水平，激发潜在市场需求，以实现消费层次的提升，进而促进各区域产业结构转型。
3. 实行差异化外商投资战略，通过充分发挥技术溢出效应对技术进步的促进作用，来实现区域产业结构的转型升级。当前东部地区在技术水平方面具有绝对优势，因此东部地区应重点加强先进制造业和技术密集型产业的外资引进力度，同时充分发挥人才优势来提升东部地区的自主创新能力，从而实现产业结构的转型升级。而对于中、西部地区而言，在引资政策的制定方面则需要依据其资源禀赋特色，发展与该地区资源禀赋相适应的产业，在有选择的承接东部地区产业的同时，通过利用外资技术实现产业结构转型升级。
参考文献：
[1] 曹新.产业结构与经济增长[J].经济学家，1996，（6）： 94-96.
[2] 张平.论中国三大区域产业结构的差异[J].经济评论，2007，（5）：53-57.
[3] 王智勇.产业结构，城市化与地区经济增长——基于地市级单元的研究[J].产业经济研究，2013，（5）： 23-34.
[4] 石韵珞，李品高.中国经济增长与产业结构转型[J]. 物流技术，2011，30（8）：48-51.
[5] 于泽，章潇萌，刘凤良.中国产业结构升级内生动力： 需求还是供给[J].经济理论与经济管理，2014，（3）： 25-35.
[6] Herrendorf B， Rogerson R， Valentinyi ？. Growth and structural transformation[R]. National Bureau of Economic Research，2013.
[7] 黄榕.经济增长阶段转换下的结构转变及其演化[D].南京：南京大学学位论文，2015.
基金项目：国家社科基金重点项目“中高速增长阶段收入分配调整与产业结构升级研究”（项目号：14AZD019）。
作者简介：戴腾辉（1988-），男，汉族，河南省新县人，中国人民大学经济学院博士生，研究方向為经济增长与产业结构转型；董永亮（1985-），男，汉族，河南省固始县人，中国科学院科技政策与管理科学研究所博士生，研究方向为科技政策、地方治理。
增长差异 篇10
实际销售增长率是本年销售额比上年销售额的增长百分比。而可持续增长率是指在不耗尽财务资源条件下销售增长率的上限, 它是由当前经营效率和财务政策决定的内在增长能力。两者本质上都是销售增长率, 可持续增长率代表企业适宜的发展速度, 实际销售增长率是企业现实的实际发展速度。两者的差异代表实际情况与理想情况之间的距离。作为企业的管理者, 对于这两个增长率之间的差异有理由引起关注。
二、实际销售增长率大于可持续增长率的策略
1. 非核心业务剥离
一个企业的资源有限, 不可能同时在很多领域形成强大的竞争能力, 有时只能充当跟随者, 使得企业的资源不能发挥最佳的效用。当资源分散在很多不同的领域、无法开展有力的竞争时, 充当二流角色的经营风险更大。所以, 将资金抽回投入到企业的核心业务上来, 进行“非核心业务剥离”, 可以用于解决增长问题。非核心业务剥离可以从两方面解决财务可持续增长问题:一是从卖掉的非核心业务中可以直接产生现金以支持核心业务的增长;二是通过剥离非核心业务, 将因非核心业务引起的增长压力消除, 从而降低企业的增长速度。非核心业务剥离不仅适用于多元化经营的企业, 其指导思想对单一行业的企业也同样适用。单一行业经营的企业可以通过处理一些周转缓慢的存货项目和取消与一些经常延期付款客户的交易来实现剥离的目的, 这样做至少可以从三个方面解决增长问题:产生多余的现金支持增长、降低一些低质量销售收入以控制增长、提高资产周转率。
2. 寻求外购
一个企业的生产活动包括很多不同的环节, 其中能确定其独特性的环节往往只有那么少数的几个, 企业只要把握住这些“核心能力”, 可以把其他一些工作交给外单位实施, 这样就能把原来自制所占用的资产释放出来, 从而提高资产周转率, 帮助解决财务可持续增长问题。如将一些零部件由自制改为外购, 将销售工作交由外部的专业销售公司来进行等。这种情况最典型的就是特许经营, 通过这种方式, 授权者将所有的资本密集型活动均交给被授权者, 结果自己投入的资本非常少, 却能获得较快的增长率。企业能否有效地进行外购, 主要取决于企业的核心竞争能力是什么。如果一种活动的外购不会损害企业的核心竞争能力, 则这部分活动适于外购。
3. 兼并现金充足的公司
当其他所有的办法都失败时, 可能就需要找一个腰包鼓鼓的伙伴, 进行企业的兼并, 其实质是寻求外部投资。有两类公司有能力提供所需的现金。一类是在交易中以“现金牛”出名的成熟期的企业, 它们正为多余的现金流量寻找有利可图的投资。另一类是相对保守, 但能够给双方的结合带来变现性和借款能力的财务公司。收购其他公司或被其他公司收购皆是解决增长问题的一帖猛药, 不过, 最好是在公司仍然有较强的财务能力是就当机立断, 而不是等到过度的增长造成问题时再说。
4. 控制销售增长率
当企业不能够举债或发行股票融资获取外部资金支持, 企业留存收益已达最大限度, 内部资源调整也不可能提供足够的资金的话。此时, 就要考虑限制公司销售的增长, 将销售增长率限定在财务可持续增长率的水平上, 以避免企业由于失去财务资源的支持, 盲目增长而导致财务状况恶化的情况发生。对需求弹性较大的产品来讲, 销售量与销售价格往往向相反的方向变动。当企业增长超过了其财务能力许可的范围, 提价也不失为限制销售的增长的一种解决方法。通过提价, 不仅可以降低增长速度, 而且可以增加企业的边际利润率, 从而提高企业的财务可持续增长率。
三、实际增长率小于财务可持续增长率的策略
实际增长率小于财务可持续增长率意味着企业有多余现金。处于成熟期和衰退期的企业容易产生多余的现金。当企业的实际增长率达不到财务可持续增长率时, 企业的现金将出现富余而没有适当的投资机会, 企业所处的这种状况常常令现金短缺的企业极为羡慕, 但实际上也同样是个令人为难的问题。当多余现金出现时, 管理者首先应该判断较低的增长率是属于短期现象还是长期现象。如果管理者认为这种现象是暂时的, 在不久的将来企业仍将会出现较大的增长。这时, 管理者应将目前多余的现金积累起来, 如购买一些安全性较高的债券来进行短期投资。若当这种现象长期存在时, 管理者必须从根本上给予解决。长期的低增长, 一种情况是行业性的影响, 即该行业已经进入了成熟期, 市场容量难以快速扩大。另一种情况是企业自身的问题, 常常表现为增长速度落后于行业整体增长率, 市场份额逐渐缩小。这时企业管理者应该检讨自己的经营方针和经营方式, 找出内部妨碍企业快速增长的因素, 并尽力予以消除。
1. 保持现状
保持现状有两种方式:一是继续投资于回报率很低的核心业务, 二是坐享闲置现金资源。这种忽视问题存在的不负责任的行为方式对管理者来讲并不是长久之计。在讲求效率的今天, 这种低效率会使企业的股票价格下跌。接下来, 便宜的股票和充裕的现金很容易使企业成为被人收购的对象。一旦被人收购后, 收购者将对企业的资源予以重组以发挥更高的效率。不过, 这些被兼并企业的管理者很可能是被重组的第一对象。即使企业不被收购, 企业的所有者往往也会因企业的业绩不佳而对管理者施压, 直至将其解雇。
2. 兼并现金匮乏而增长较快的公司
消除增长过慢问题的最积极方法是购买增长。管理者为了证明自己的管理能力、保留住优秀雇员、避免被人收购, 他们常常试图采取多元化的经营战略将多余的现金投入其他行业特别是正处于成长期的行业。多元化经营策略的选择必须谨慎, 企业要选择与企业核心生产能力相辅相成的行业, 否则因多元化经营导致资源分散、削弱竞争力就会造成不好的结果了。出于时间的考虑, 企业的多元化经营往往是通过收购现有企业来完成的, 也就是兼并增长较快而财务资源匮乏的成长性企业。成长期的企业往往正是现金短缺的企业, 与现金多余的企业进行合并对解决双方的问题都有利, 所以两者很容易一拍即合。不过, 收购的价格往往由于收购者的过分自信和乐观而高的有一些离谱, 事后证明这对股东并不有利。在支付了被收购企业股东高额的价格后, 收购对企业来讲往往会变成一项回报并不十分诱人的投资了。
3. 发放股利
理论上说, 当实际增长率小于财务可持续增长率时, 这些公司处于现金多余的状态, 可以增加股利发放来减少资金的囤积。但在实施这一战略时需要考虑税收因素和管理者偏好因素, 管理者往往会因其增长偏好而对此战略持抵触情绪。因为把钱还给股东意味着管理者没能为股东寻找到获利的机会, 这暗示着失败。对于我国上市公司来说, 对股利政策不够重视, 股利政策制定的盲目性和随意性较大。在股利支付率不高, 不分配公司逐年增多的今天, 要其增发股利无疑很难。大多数公司宁可把多余的资金用于多元化经营, 如果实在无项目可投, 也被用来委托理财和股票的投资, 这些高风险的资本运作显然容易遭受失败的结果。如果到了难以挽回的地步, 还极有可能靠负债和原本用于正常经营的资金去弥补。这样下去, 公司便会慢慢进入增长的低谷, 严重影响公司的生存发展。所以中国的上市公司必须注重股利政策, 特别是发放现金股利的规范化, 这样有利于投资者对股票市场持有正确的心态, 从而纠正我国股市过度投机的倾向, 有利于证券市场的健康发展。因此, 对于实行分配股利的上市公司应规定最低的派现比例。这样一方面有利于减少上市公司做假帐、虚增利润的问题, 因为进行现金股利的发放需要真实的利润作保证才行, 同时, 通过派现可以为股市注入一部分的新增资金, 有利于完成股市自身的造血功能。
总之, 财务可持续增长率是依靠自身滚存利润按资本结构增加债务实现自我平衡增长的潜力, 旨在保持财务收益的增长与资产增长的动态平衡, 因而就其本质而言, 是一种财务规划的预测工具。它集中体现了企业运用资产获取收益的综合实力和权衡收益与风险的财务政策。企业的综合实力和承担风险的能力决定了企业的发展潜力。从长远的角度出发, 企业应根据自身经营实力、风险偏好、获取外部资源的能力等多方面因素, 动态规划好发展速度。增长过快可能陷入财务困境甚至破产, 增长过慢说明企业缺乏新的增长点甚至被其他企业兼并。企业要实时分析实际增长率与财务可持续增长率的差异及导致差异的原因, 为将来进一步的规划和管理指明方向。
参考文献
[1]贺胜军:可持续增长的上市公司财务对策[J].中国审计, 2006.09