新疆经济增长波动分析

新疆经济增长波动分析（共10篇）

新疆经济增长波动分析 篇1

经济时刻处于增长、演变和波动的运动状态。经济学中常把国民总产出、总收入和总就业的波动称为经济周期[1]。国外对经济周期的研究已经形成比较完整的理论体系,普遍认为经济周期一般经过繁荣、衰退、萧条、复苏四个阶段,其中繁荣与萧条是两个主要阶段,衰退与复苏是两个过渡性阶段。国外研究者通过大量的数据分析提出了以下几种周期:以基钦为代表的3～4年的短周期理论,朱格拉提出的9～10年的中周期,康德拉季耶夫提出的50～60年的长周期或长波,库兹涅茨提出的15～25年,平均长度为20年左右的长周期,熊皮特提出的综合周期,即长周期包含若干中周期,中周期中又包括若干短周期。

国内经济周期的研究,在建国以后由否定和批判经济危机和经济周期到逐步认可和接受。改革开放以后国内学者开始系统地对社会主义经济周期进行研究,主要研究了我国经济周期波动的性质和分类、经济周期的运行轨迹和特点、经济周期波动的原因及对策[2]等内容。刘树成把我国经济周期分为四个阶段:回升阶段、高峰阶段、持续增长阶段、低谷阶段[3]。研究者通常把我国经济周期分为长波、中波、短波三类,周期长度分别为几十年、5～10年、2～3年等。本文以现有经济周期研究为基础,对新疆区域子系统经济波动的类型、特征和原因进行了分析,弄清新疆经济波动的演变过程,对新疆经济有一个初步的整体认识,为后继新疆宏观经济运行分析和监测研究奠定基础。

1 新疆经济增长变化

1.1 指标选取和数据来源

在现实的经济活动中,经济增长是通过经济波动实现的,经济波动又是在经济增长趋势中进行的。现代的经济理论中,周期常指“增长周期”,表现为总体经济活动的相对水平有规律的上升、下降等交替和循环。比如在经济的扩张阶段,国内生产总值仍然表现为正增长,在经济收缩阶段,国内生产总值表现为增长速度的滞缓等状态。所以本文主要考虑借助新疆生产总值的增长波动变化分析新疆经济波动情况。新疆和全国1953年～2010年国内生产总值和指数等数据主要来源于《新中国60年统计资料汇编》、《新疆五十年》、2011年《新疆统计年鉴》和《中国统计年鉴》。国民生产总值换算为1952年为基年的不变价,然后进行数据分析。

1.2 新疆经济增长变化分析

1953年以来新疆和全国经济增长率描述在图1中,从图中初步可以看出新疆经济增长率和全国经济增长率在波动的幅度和时间上有一定的差异,但趋势基本是一致。新疆经济增长波动特征在改革开放前后差异较大。改革开放以前经济增长波动频繁,波动幅度大,扩张和衰退的长度短,部分时期出现经济绝对量的下降,经济增长最高是1958年的30%,最低是1962年的-22.2%,平均增长率是6.45%。改革开放以后整体波动趋缓,没有经济总量的绝对减少,只有经济增长减慢现象。在1978年到1996年之间波动幅度相对还是比较明显的,经济增长最高是1985年的16.91%,最低是1989年的6.1%,1997年以后,新疆经济增长稳步发展,变动幅度较小,这一时期最高是2007年的12.2%,最低是1999年的7.4%,1978年～2010年平均经济增长率为10.37%。

2 新疆经济波动周期的谱分析

2.1 图基—汉宁(Tukey-Hanning)窗谱估计法

时间序列分析的谱分析是捕捉波动周期和探究序列结构的有效工具,主要是从频域角度进一步获得数据信息。本文借助图基—汉宁(Tukey-Hanning)窗谱估计法对新疆经济波动周期特征进行初步分析,判断周期的存在性,为后文划分波动周期提供参考。经济波动指标时间序列{Xt}的谱密度和标准谱密度函数的估计值如下[4]:

undefined为样本自协方差函数undefined为样本均值)N是样本个数;M是窗参数,窗参数的选取直接影响到谱估计的准确性;频率点fj=j/N,j=0,1,…,[N/2];w(k)为图基—汉宁滞后窗。

同时可以计算出序列的标准化谱密度函数:

2.2 谱估计结果分析

本文样本数据是N=58,所以取M的值在至之间[4],具体分析时取M=15。相应的标准化谱密度分析结果如下图2所示,谱密度图显示出新疆经济波动有一个5.27年的主周期和次谱峰对应的2.32年的周期波动,因此初步判断新疆经济波动存在周期现象,而且它的循环变动平均以5年左右为主要周期,还有一个2年左右的次周期波动。

3 新疆经济波动周期分析

3.1 趋势百分比法分析经济周期

趋势百分比法可以分析出新疆国内生产总值的绝对量水平围绕其长期历史趋势所作的波动,公式如下[3]:

其中,Y为各年国内生产总值绝对量的实际值(按可比价格,以指数表示,1952=100);T代表年份序号(1953年为1);a、b、p为参数,b=1+p,p为国内生产总值年平均增长率;undefined是按(3-3)式求出的各年国内生产总值绝对量指数的历史趋势值;y是国内生产总值绝对量指数的实际值指数与历史趋势值的百分比。

根据表1中国内生产总值的实际值(指数),用最小二乘法估计结果如下:

新疆生产总值绝对量的实际值指数曲线和历史趋势值曲线如图3所示,两者的百分比曲线如图4所示。依据趋势百分比法划分的大周期见表1,大周期的特征分析见表2。

3.2 经济滤波分析

谱分析的作用主要是分析经济周期是否存在,主次周期长度等,趋势百分比法可以进行初步的大周期的划分,这里借助HP滤波方法对大周期内的中小周期做具体的划分。借助Eviews6.0软件分析经济趋势成分和周期成分如图5所示。

3.3 新疆经济波动周期划分

以谱分析存在5年左右的主周期和2年左右的次周期为基础,首先以趋势百分比法划分了6个周期,如表1的第一列所示,划分出的主要是大周期。其次以6个大周期为基础,用HP滤波分析结果结合“谷—谷”分析法进一步划分出中小周期9个,如表1的第二列所示。最后,按经济波动的性质划分所有波动,主要分为古典型和增长型两类,结果如表1的第三列所示。古典型是经济波动的低谷为社会生产绝对量的下降,即其增长率呈现负值;增长型是经济波动的低谷是增长率仍为正值,但增长率的相对减缓[3]。

在表2中对各周期内的波动幅度、高度、深度、平均位势等特征做了分析描述。波动的幅度是指各周期内经济增长率上下波动的离差;波动高(深)度分别指每个周期内波峰(谷)年份的经济增长率;波动平均位势是指周期内各年度经济平均增长率;扩张长度是指每个周期内扩张的时间长度[5]。

1949年至1952年解放初期,新疆乃至全国的国民经济几乎处于瘫痪状态,这三年主要是各项事业的整顿和恢复。新疆经济建设遵守《共同纲领》的政策方针,即以公私兼顾、劳资两利、城乡互助、内外交流的政策,发展生产,繁荣经济。农牧业完成了减租反霸斗争和土地改革,并开始了人民军队大生产运动,农业得到了迅速的恢复和发展,1952年农业总产值已达到46261万元(1952年不变价)。在1952年的“五反”运动中对工商业者实行宽大政策;大力兴办新疆现代工业,建成了多个规模较大的现代厂矿,1952年工业总产值达到1.72亿元(1952年不变价);整理财政,建立各项财政制度等,财政赤字由1949年的99%到1952年财政收支相抵略有盈余;总就业人员达到228万人。在这三年里新疆经济发生了翻天覆地的变化,各项事业都处于快速发展状态[6]。

通过表1和表2的内容,对1953年以来新疆经济周期波动情况概述如下:

第一个周期(1953年～1957年)。这一时期是“一五”期间,此期间逐步开展了农业、手工业的合作化运动,对工商业进行了公私合营的改造,到1957年底进入社会主义初级阶段。农牧业占新疆国民经济主体,占工农业总产值的70%以上;期间煤炭、纺织等工业也有了很大的发展,石油工业开始起步,1957年工业总产值达到5.69亿元(1952年不变价),是1953年的1.9倍。新疆农垦事业也取得了较快的发展,1957年工农业总产值达到22871万元(绝对值),占自治区工农业总产值的14%。在此5年期间,新疆经济波动幅度达到15.8,平均位势是9.18。

第二个周期(1958年～1962年)。这一周期相应的为我国的“二五”期间,这一时期有总路线、“大跃进”和人民公社化等政治运动。新疆国民经济存在指标高、结构严重失调、基本建设投资过大、资金和物资极度缺乏等严峻问题。1962年发生了边民外逃事件,给新疆农牧业的发展造成了一定的影响。期间,总体经济落差幅度达到52.2个点,经济增长率由1958年的30%下降到1962年的-22.2%。

第三个周期(1963年～1968年)。这一时期开展的政治运动主要有社会主义教育运动,1966年开始了“文化大革命”,政治运动对经济产生了很大的冲击,周期内的最后两年都为负增长。周期内,经济增长波动幅度达到30.4,增长率最高是1965年达到14%,最低是1967年的-16.4%。

第四个周期(1969年～1974年)。这一周期还处于“文化大革命”的中期,全民进行政治斗争,各项经济生产处于混乱,甚至停滞状态,经济大幅度波动,并且波动频繁,国民经济比例严重失调,市场供应紧张,人民生活水平下降。1970年经济总体投资规模膨胀,造成经济增长激增,达到17.6%,后四年投资放缓,增长率波动式下降。六年中,经济波动幅度为24。

第五个周期(1975年～1982年)。从这个周期开始,经济不再有总量的绝对下降,而是出现增长速度的减慢。这一时期是“文革”结束和改革开放初期的一个过渡和转折时期,明显可以看出政治影响的减弱。1977年全面恢复经济生产,经济增长率达到17.3%,由于农、轻、工、重及积累和消费的比例失调严重,1978年提出集中力量搞好农牧业生产,围绕农牧业办工业的方针。1979年前后粮食作物播种面积持续下降,基本建设规模较大,财政收入连续下降。此次波动幅度达到11.1,与之前的周期相比,平均位势提高明显,达到11.03。

第六个周期(1983年～1989年)。这一时期是改革开放的初期阶段,农村经济体制改革,调整农村产业结构,从“以粮为纲”到“南粮棉,北粮糖”,农业生产发展迅速。同时加快了国有企业体制改革、财税和金融体制改革等,加大对外开放,先后开放24个县(市)和5个陆路口岸,对外贸易蓬勃发展。到1986年由于前期基础建设规模膨胀,在1985年～1987年全区基建投资中,预算外投资44.38亿元,达到预算内投资的1.3倍。国家货币发行过多,导致全国通货膨胀和经济过热。1986年之后开始进行治理整顿,深化改革,在随后的几年经济增长有所回落。1989年受到学潮运动的影响,经济下降明显。经济增长最高是1985年16.91%,总体经济平均位势较高,达到11.7。

第七个周期(1990年～1996年)。本周期7年,包含了1991年～1995年的“八五”计划时期,延续上一周期的治理整顿,同时深化改革发展,社会主义市场经济体制逐步推进,扩大对外开放,政府提出“全方位开放,向西倾斜,外引内联,东联西出”的方针促进了对外贸易的发展。1993年受到全国和地区紧缩政策的影响,随后几年经济增长放缓。波动幅度为7.91,平均位势为11.02。

第八周期(1997年～2002年)。1997年受亚洲金融危机的影响,这6年经济增长速度不高,但基本保持稳定,并且包含两个3年的短周期增长型波动。2000年开始西部大开发,国家加大对新疆在农业、工业、能源、基础设施等的投资和建设,推动了新疆经济社会的全面发展。这一时期经济稳步发展,波动幅度仅为1.3,平均位势达到8.13,有4年的扩张长度。

第九个周期(2003年～2010年)。经济增长波动持续8年,基本保持10以上的稳定增长。2008年受到全球金融危机的影响,经济开始下滑,2009年受到“七五”事件的影响,经济增长降到最低8.1%。2010年对口援疆工作为新疆经济增添了活力,经济增长达到10.6%,经初步统计2011年经济增长12%[7]。这一时期经济发展波动幅度4.1,扩张长度为5年。

总体来说,新疆经济增长波动主要有以下特征:

(1)整体波动趋势和变化特征与全国经济周期波动基本保持一致,尤其是在改革开放以前基本是同步的。

(2)改革开放前后的经济增长波动特征差异较大。改革开放以前波动频繁,波动幅度很大、峰位高、谷位深、平均位势低,基本都是5年左右的主周期,还包括若干2～3年的次周期,衰退期会有经济绝对量的下降;改革开放以后经济增长波动趋缓,周期变长,都是5年以上长度,扩张长度增大,经济衰退都是经济增长速度减缓,不再有经济绝对量的下降。

(3)经济体制、政治因素、经济危机、突发事件等影响显著。如改革开放以前主要是计划经济体制,全国政治运动频繁,涉及面广而深,经济增长忽高忽低,规律性很差;1997年金融危机、2008年世界经济危机、2009年“七五”事件等都对经济产生了一定的冲击,但随着市场化体制的完善和政府应对危机能力的提高,经济危机和突发性冲击的影响程度降低,影响时间变短。一些倾斜性的政策会对经济的发展产生长期有效的激励,如西部大开发政策和对口援疆等都对新疆经济起到了积极的促进作用。

4 总结

新疆经济增长波动虽然和全国经济波动基本保持一致,但新疆经济也表现出自身的一些特征。经济波动周期时间比全国短,波动幅度大,经济风险或突发事件冲击影响明显等。对新疆经济增长波动影响因素较多,首先,是政治、政策因素和突发事件的冲击作用很大。如改革前经济周期基本上是和政治周期相一致的。政治命令和动员的冲击,扩张政策和紧缩政策引起的经济波动大起大落。其次,市场化经济体制促进了经济合理稳定发展,经济内部产业结构、所有制结构和对外开放等都对经济发展产生长期的影响。随着改革开放的进程,新疆经济由农牧业为主向围绕农牧业工业发展,再到大力发展现代工业,由国有、集体所有制经营向多种经营方式共存发展,扩大陆路口岸贸易,加快对外开放力度等,都对新疆经济生产了有力的推动作用。最后,随着开放程度的提高,新疆经济不仅受到国内经济的影响,同时对国际环境变化和世界经济波动的冲击也有明显响应。

针对新疆经济增长波动特征和影响因素,为了保障新疆经济稳定可持续发展,首先应完善投资、贸易等经济运行机制,促进市场化进程,强化市场在资源配置中的作用。但同时也要健全区域宏观经济调控机制,对全区宏观经济进行科学、合理的预测和有效的监测,提高经济宏观决策水平,尽量规避市场调节的缺陷。其次,借助当前对新疆的各项支持政策,加快经济发展方式的转变,调整经济结构,协调产业结构平衡发展,以农牧业为基础,加快现代工业的发展。最后,提高对社会、政治、灾害等突发事件的监测预警和决策能力,防患于未然,保障社会安全和稳定,把突发事件对经济的影响降到最低。

参考文献

[1]高鸿业.西方经济学(宏观部分)[M].4版.北京:中国人民大学出版社,2007

[2]邓春玲.建国60年经济周期波动理论研究回顾与展望[J].深圳大学学报:人文社会科学版,2009,26(5):49-57

[3]刘树成.中国经济的周期波动[M].北京:社会科学文献出版社,2007

[4]董文泉,高铁梅,等.经济周期波动的分析与预测方法[M].吉林:吉林大学出版社,1998

[5]林兆木.经济周期与宏观调控[M].北京:中国计划出版社,2008

[6]当代新疆简史编委会.当代新疆简史[M].北京:当代中国出版社,2003

[7]新疆统计信息网.新疆维吾尔自治区2011年国民经济和社会发展统计公报[EB/OL].(2012-03-09)[2012-10-15]http://www.xjtj.gov.cn/stats_info/tjgb/12391010502238.html

新疆经济增长波动分析 篇2

【关键词】居民消费；经济增长；相关性

一、引言

自2015年以来，供给侧改革在各领域不断深入推进，消费也纳入到供给侧改革当中。在2015年11月22日、23日，国务院出台两项指导意见旨在促消费。《中国统计年鉴（2015年）》数据显示，2014年三大需求对GDP增长的贡献中，消费占比51.6%，投资占比46.7%，出口则仅占1.7%。“三驾马车”中，消费拉动GDP增长3.8%，投资则为3.4%，出口仅是0.1%。比较贡献比例和拉动比例，消费无不是影响国民生长总值的首要因素。根据此背景，经济增长对城乡居民消费所起的作用有何差异值得研究。

二、文献综述

在国内，早期对居民消费的研究大多是围绕消费、出口、投资与经济增长的关系展开进行。如：徐永兵（2006）以消费、投资、出口作为自变量，研究三者与GDP的关系，结论发现三者均能正向促进经济增长，但是投资对经济增长的影响更大。与徐永兵的研究不同，李占风、袁知英（2009）则是分析经济增长对该三者的影响，研究结果表明进出口受到经济增长的影响最大，其后依次是居民消费和投资。随后，有学者将研究方向更为细化，具体研究居民消费构成与经济增长之间的相关性。如，王怡、李树民（2012）以东部十省市作为研究样本，采用VAR模型深入研究城镇居民消费对经济增长的影响，认为二者之间存在一定的相互影响。也有学者将研究方向转到城乡居民消费结构这一领域。查道中、吉文惠（2011）引入产业结构这一变量，指出三者之间存在一定关联性。孙皓、胡鞍钢（2013）也指出城乡居民消费结构升级能够提高GDP，未来时期以刺激居民消费推动GDP增长实为必要。

三、实证分析

1.研究变量与模型

本文选用多元线性回归法，选取城镇居民消费支出（UH）、农村居民消费支出（RH）、总居民消费支出（HC）作为因变量，全国GDP为解释变量。为了避免异方差影响回归结果准确性，将各变量取对数纳入方程，回归方程为：

其中，C1 、C2、C3为截距项，α1、α2 、α3为GDP对HC、UH、RH的影响系数，ε1、ε2、ε3是随机扰动项。本文的HC、UH、RH及GDP数据均来自于《中国统计年鉴（2015）》，研究时间跨度为1978-2014年。

2.描述性分析

利用计量软件EVIEWS8.0对各变量作初步处理。描述性统计结果中，GDP由1978年的3650.2亿元增长到2014年的636138.7亿元，后者是前者的174倍。总消费支出从1978年的1759.1亿元增长到2014年242927.4亿元，提升了138倍。比较城镇居民消费支出和农村居民消费支出，RH的平均值和最大值远低于UH，但二者中位值较为接近，说明RH和UH之间的差距在不断扩大， UH的增速远高于RH。同时，比较各项指标的偏度和峰度，均是在1和4附近，说明各变量的分布为高窄峰。

3.单位根检验

在LLC方法下，P值为0.01，小于0.05，表明各变量原始数列是平稳的，但在IPS和ADF方法下，P值均是大于0.1，原始数据为非平稳序列。将变量做一阶差分处理后，各变量伴随概率均通过检验，说明各变量为一阶单整的时间序列。

4.回归分析

根据回归模型，计算各方程系数。结果分析如下：lnGDP对lnHC的弹性系数为0.97，

说明GDP增加1各单位，HC就会增长0.97。方程（1）的可决系数为0.95，表明方程（1）的自变量能解释95%的因变量变化。F统计量的P值为0.00，小于0.01，变量之间线性关系显著。同时，本文将HC分为UH和RH，分别进行回归，用来分析GDP对UH和RH 的影响差异。表3显示，UH的系数为1.09，大于RH的系数，说明GDP对UH的影响更大。同时，方程（2）和（3）的R2和Adj-R2都比较高，说明lnGDP是lnUH、lnRH的主要影响因素，F值均显著，表明回归结果有较高的可信度。

四、研究总结

根据研究结果，本文得出以下结论：第一，总的来讲，GDP能正向促进总居民消费。居民收入水平是影响消费能力的额重要因素。第二，相对于农村居民消费，GDP增加明显影响城镇居民消费。主要原因可能在于这两方面：第一，城镇居民收入普遍高于农村居民，较高的收入水平是高消费支出的经济保障。高收入水平有着更高的消费基础。城乡居民消费差距大也从侧面体现城乡居民收入的极大距离。第三，城镇的物价水平一般高于农村。城镇居民的生活成本要高于农村居民，相应会增多消费支出。

参考文献：

[1]许永兵.消费需求影响经济的实证研究[J].经济与管理，2006（5）：5-8.

[2]李占风，袁知英.我国消费、投资、净出口与经济增长[J].统计研究，2009（2）：39-42.

[3]查道中，吉文惠.城乡居民消费结构与产业结构、经济增长关联研究——基于VAR模型的实证分析[J].经济问题，2011（7）：19-22.

[4]王怡，李树民.城镇居民消费结构与经济增长关系的实证研究[J].统计与决策，2012（10）：133-135.

[5]孙皓，胡鞍钢.城乡居民消费结构升级的消费增长效应分析[J].财政研究，2013（7）：56-62.

作者简介：

新疆经济增长波动分析 篇3

股市是经济发展到一定阶段的产物,其加快了全球经济的进程,改变了经济发展的形式。自上海证券交易所和深圳证券交易所成立以来,我国股市走过了风风雨雨的二十来年,对我国的经济发展发挥了很大的作用,也逐渐成为我国社会主义市场经济不可分割的一部分。

波动性是股市与生俱来的属性,要想让股市的作用发挥到最大,就必须让股市进行合理的波动。幅度过大的波动会引起经济的恐慌和混乱,不利于经济的发展。所以,对于股市波动的研究分析就显得十分重要。股市波动的影响因素很多,本文仅从经济增长水平角度来对股市波动进行相应的实证分析研究,论证股市波动与宏观经济之间的关系以及股市是否可作为宏观经济的“晴雨表”。

1 文献回顾

国外对股市波动的研究较早,芝加哥大学的Fama利用美国1953—1987年月度、季度和年度的数据进行分析,发现股市收益率和未来产出的增长率之间有显著的正相关关系,认为股市在美国起到了经济晴雨表的作用。Schwert(1989)采用向量自回归模型研究了名义通货膨胀率、工业生产值等宏观经济变量波动性和股市波动性之间的关系,发现股票市场的波动性能够很好地预测宏观经济变量的波动[1]。Morelli(2002)采用ARCH/GARCH模型以及VAR模型,研究了英国股市条件波动性和宏观经济条件波动性(包括工业生产、货币供应量、通货膨胀率汇率和实际零售额)之间的关系,发现宏观经济中的汇率波动对股市波动性的预测能力是显著的,但是这些宏观变量波动性对股市波动性的联合解释能力比较弱。Jakob B.Madsen、FRU and EPRU(2009)研究了基于宏观模型的预测股价和红利的预测模型。这个模型分析了技术冲击、供给冲击、信用市场的缺陷,税率的变化对股票价格的影响,以及股票在长期中是否比在短期中风险更大[2]。

国内的研究起步较晚,叶青(2000)运用Granger因果检验和协整检验研究了股市波动与经济增长之间的关系。通过研究发现,股市波动和经济增长之间没有长期均衡的,并且股市波动存在自相关性。王春峰等(2003)的研究表明,股市波动性只对物价指数、出口额增长率、进口额增长率的未来波动有显著解释能力,对其他的宏观经济变量,特别是对实体经济运行的主要指标——工业生产总值增长率的未来波动没有显著的预测能力。晏艳阳等(2004)研究了中国股市波动与部分宏观经济因素之间的协整关系,发现股票指数与GDP、CPI的关系较弱,股市还深受其他因素的影响。马进等(2006)对股票市场、宏观经济这两者之间的关系进行了分析,肯定了股票市场在我国经济发展中的重要性,并进一步得出我国当前股票市场与宏观经济存在一定的长期稳定关系,但其互相影响的程度较小的结论[3]。申小刚(2010)运用协整分析方法,实证研究了宏观经济与GDP之间的长期关系。研究发现:中国的股市与经济增长之间不存在协整关系,股票市场还不具备促进经济增长的作用[4]。

3 样本选择与研究设计

3.1 股市波动的影响因素的选取

宏观经济因素众多,由于利率等指标在经济政策方面的表现更加明显,所以本文采取能够反映宏观经济增长的指标,即GDP、CPI、PPI增长率作为自变量来解释股市波动。对于因变量,股市波动的衡量指标有很多,由于上证指数在很大层面上具有一定的代表性,因而选取上证指数为被解释变量。最后本文选取了2007年到2011年12月31日期间数据,以GDP、CPI、PPI指标的增长率以及每年年底上证指数的收盘价来进行研究,具体如下:

Y:上证指数,以2007年到2011年12月31日的收盘价为取值标准;X1:GDP增长率,X2:CPI增长率,X3:PPI增长率,均以2007年到2011年12月31日的年度增长率为取值标准。

本文研究以《中国统计年鉴》为基础,结合中国统计局官方网站、锐思数据库的数据整理而得,选取2007—2011年五年间的数据作为研究依据。

3.2 研究方法

本文利用spss软件对3个变量因子与股市波动进行了多元回归分析,回归方程如下:Y=e+aX1+bX2+cX3+ε,其中,e为常数项,a、b、c分别为X1、X2、X3的回归系数,ε为随机扰动项。

4 实证分析

运用SPSS17.0统计软件,对所选区间的数据进行了处理分析。

表一是对各变量之间相关性的一个检验。从表中我们可以发现,上证指数和GDP增长率之间呈正相关关系,与CPI增长率、PPI增长率呈负相关关系。而p值(sig),只有GDP增长率与上证指数的值、CPI增长率与PPI增长率的值是小于0.05,因而也就解释了两者间的关系是显著的。另一方面,表明上证指数与GDP增长率相关性最高,与CPI增长率和PPI增长率相关性不明显。我们还可以看到,各相应自变量之间呈现的是正相关的关系。

表二中的标准估计的误差表明,自变量不能预测因变量的程度。358.77433说明用GDP增长率、CPI增长率和PPI增长率预测上证指数时,回归方程在预测上证指数时平均偏离大约358.77。这也表示了这三个自变量不能很好地用来解释上证指数的波动。

从表三方差分析中,p值为0.168大于0.05,再一次说明回归方程并不能显著地描述和预测上证指数的波动。

根据表四数据,我们可以得到上证指数变动的回归方程:Y=-2794.729+579.786*X1+55.243*X2-148.427*X3。由于我们的目的是对结果进行解释,所以,选取标准系数来对结果进行描述。GDP增长率的β权重为0.903,CPI增长率的β权重为0.109,PPI增长率的β权重为-0.549。这表示当GDP、CPI增长时,上证指数也呈增长趋势;而当PPI增长时,上证指数则呈现出下降的趋势。当然因变量随自变量的变化而变化,这些情况都是在假定其他两个自变量不变的前提下出现的。

用GDP增长率、CPI增长率和PPI增长率三个变量建立一个多元回归模型来描述和解释股市波动,总的来说这个模型并不是很显著,F(3,1)=18.762,p>0.05,R2=0.98。在被调查的变量中,GDP增长率(β=0.903,t(1)=6.043,p>0.05),CPI增长率(β=0.109,t(1)=0.271,p>0.05),PPI增长率(β=-0.549,t(1)=-1.414,p>0.05)不是显著的预测量,但GDP增长率对上证指数的波动却有很大的相关性。

4 结束语

通过多元线性模型对数据进行研究分析,总体而言,股市波动与CPI以及PPI之间有负相关的关系,但影响不明显;而与GDP增长率之间存在着一定的正相关关系。与此同时,GDP走势与CPI、PPI相一致。这些都表明,我国经济的发展带动了工业制成品和消费品的增加,也促进了股市的发展,但也展现了物价水平的上涨以及工业制成品价格的攀高造成了股市的低迷现象。可以看到,宏观经济发展与股市波动的走势是一致的,但不排除股市波动与宏观经济存在着背离现象。所以,股市是宏观经济的“晴雨表”这一表述在我国并没有完全展现。

总之,本文所选择的对于表现宏观经济增长的几个变量,从一方面反映出了对股市波动的影响,而并不能解释对股市波动的整体影响,只能作为一个参考。现在中国股市处于“后金融危机”时代,股市波动剧烈,鉴于宏观经济与股市波动之间的影响力,需要政府完善调控手段,促使股市健康地发展。

参考文献

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[5]侯丽华.我国GDP与上证综合指数的关系探讨[J].研究与探索,2009(,10).

[6]国家统计局官方网站.

新疆经济增长波动分析 篇4

【关键词】中国；林业经济；波动；成因

从近年来国际形势的发展来看，在经济社会和生态之间追求统一的同时加强生态建设和发展已经成为了林业发展的大趋势。而且在我国综合国力不断加强的状况之下，生态环境已经逐渐成为了制约经济发展的瓶颈，因而政府部门也更加重视对于林业的建设。林业以其不同于其他部门的社会和经济效益一向受到各界的关注，但也由于此种特殊，它也容易受到政治、技术、自然以及其他方面因素的影响。对于林业的开发和管理也正在逐步进入一个“良性循环”的发展轨道，这不仅可以保护可再生资源，同时也是能够促进林业向着产业化和市场化方向发展的。因而在实际当中我们也必须促进林业方面生态和经济的统一。所以对于以往其波动状况的研究有助于去探究促进林业经济发展的有效方式。在本文当中笔者便会结合对于相关知识的了解来具体论述近年来各种因素所导致的波动以及具体原因，以期能够起到抛砖引玉的作用。

一、中国林业经济发展的波动情况

林业经济发展的波动情况在研究和促进林业经济增长方面有着极其重要的作用，它不仅可以对于今后林业的发展方向有一定的规范和指导作用，同时也是能够彻底了解它对于国民经济发展和生态建设作用的。就“八五”以来我国林业经济的波动状况来看，其总量是呈现出不断增长的态势，但是在这个总增长的过程当中也表现出了不稳定发展的情况，出现了上下波动变化的状况。在这些波动的点来看，主要是与国家政策和自然人口的变化紧密相关的。虽然林业经济的总量呈现上升的趋势，但是就其产值在国民经济发展当中所占有的比重来看却是有所下降的。这种下降并非表明林业经济对于国家经济发展的贡献率在下降，也不是说它的重要性已经退居二线，而是说在林业和树木的贡献方式上发生了一些变化，由先前一种竭泽而渔的不规范和计划的开发方式转向了较为合理的，以满足人类长期和后代生存发展需要为主要内容的计划性开发。而且就具体的年份来看，从1998年特大洪水灾害到至今的林业经济发展当中主要是出现了两次中期波动和四次的短期波动。其中在2002年则是这种波动变化的转折点。并且在近几年的发展变化来看，林业经济的波动情况明显是滞后于国民经济波动变化的。而且总观近年来高峰和低谷的变化，林业经济已经从之前的盲目扩张状态逐步走向并且显现出了稳定增长的趋势。

二、影响中国林业经济发展的主要因素

经济的周期性变化和波动是由多种因素结合而促成的，而且在每次的波动当中也并不是所有的因素都在起着作用，这其中总会有一种主要的因素浮现出来起着主因素的作用。从这个角度来看，影响中国林业经济发展的主要可以分为内部因素和外部因素。

（一）内部因素

内部因素主要指的是由于经济体系自身所存在的内部条件所引起的变化，在大部分情况之下这是影响波动的主要因素，因为内部体系的结构可以决定所发生波动的性质以及这种波动所能够带来的外部影响和表现。但其内部的经济体系和结构管理并不是固定不变的，它是会随着外部市场和政策需要而做出相应的变更，从这个角度来看它并不会造成林业经济的暴涨和暴跌。虽然内部因素是和林业自身发展相关联的，但是在大多数情况下内部因素都是借助外部因素的触动和激发才能够发挥其作用的。这其中毫无疑问会牵涉到多方的利益关系，如果在社会的总体劳动的分配比例当中对于林业部门的分配并不能够满足林业发展的实际需求，或者是林业经济的发展速度和规模不能够与国民经济的发展相协调，那么就会出现林业经济波动的情况。

（二）外部因素

1.政策因素。林业经济本身就具有经济、社会和生态三方面的效益，由于其类型的特殊性和发展模式的重大影响，在近年来国家政策也在逐步影响着林业发展的方向和速度。况且从历次林业经济波动较大的阶段来看，国家政策在其中都起着非常重要的作用。在之前全力推动经济发展的年代，政府将经济增长放在首位，出现了不顾环境大力发展经济的状况。在一段时间的推进之后，经济有了明显的增长，但此时我国的环境问题也进入了一个瓶颈。在这种情况之下国家又开始倡导和号召保护环境的政策，在这种情况下果然环境得到了一定的改善，但是林业经济却落到了低谷，在几番循环拆了东墙补西墙的补救之后，也没有找到一个比较长期而又能够平衡两者发展的措施。在近年来国家日益重视到了林业对于环境和经济发展的重要性，习近平总书记也提出了“既要金山银山，又要绿水青山”的号召，更是明确了我国林业和经济共同推进的战略目标。在两者非得舍弃其一的时候，习近平总书记也给予了明确的指示“宁要绿水青山，不要金山银山”，这种为后代造福，推动生态效益的政策更是指导了许多林业经济发展的方向。

2.技术因素。林业经济的发展是需要进行全面规划的，由于近年来国家对于林业发展的重视和科技水平的提高，高科技的设备和技术也被实际运用到了林业管理当中。以往由于林业技术的限制，有些出现疫情的珍贵树木会被直接砍掉，这会给林业树种和经济发展带来一定损失，而且由于并没有将疫情控制住也是容易引发大面积树种感染的。一旦遇到这种情况，会给林业经济发展带来巨大的损失，同时也会造成生态失衡，不利于林业的稳定发展。在近年来由于高科技和专业人才的引入，网络化的监控和管理可以及时了解到树种出现的疫情和意外状况，而后再安排专业的技术人员进行管理和养护是能够促使树木健康恢复的。在科技和林业技术进步的年代，能够有效避免意外事件对于大面积树种的影响，也才能够更好的保证林业经济稳步增长。

三、小结

本文是基于笔者对于林业经济的相关知识的了解展开的，首先是论述了中国林业经济发展的波动情况，而后又从内部因素和外部因素这两个大的方面论述了影响中国林业经济发展的主要因素，其中在对于外部因素的分析当中又主要从政策因素和技术因素这两个方面阐明了外部因素的影响。然而宥于个人知识水平的限制，笔者并没有能够对此问题进行全面详尽的论述，仅希望能够起到一些借鉴的作用。

参考文献：

[1]高阳.中国林业经济发展的波动及成因分析.北京林业大学，2015年.

[2]李峻.唐华.中国林业经济管理学发展的分析.科技创新五应用，2015年15期.

[3]陈伟.基于碳中和的中国林业碳汇交易市场研究.北京林业大学，2014年.

新疆经济增长波动分析 篇5

关键词：经济波动,经济增长,宏观政策

市场经济条件下, 由于要素禀赋的差异, 各区域在经济发展中会形成自身的特殊性, 要加快区域经济发展, 需要制定最适合该区域的经济政策, 而不是实行整齐规划的经济政策。目前, 相关各界对社会主义市场经济体制下市场在区域经济发展中的独立运行机制、相对特殊规律以及区域之间的差异性缺乏充分的认识。在计划经济体制下区域经济发展完全执行国家的计划安排, 区域产业发展服从国家的计划布局、产品服从国家的计划调拨, 市场机制不发挥作用, 因此区域之间发展的差异不是由市场因素造成的, 而是由计划安排和布局所致。改革开放以后, 地方自主权不断扩大, 区域产业受市场经济的影响日益增强, 体现国家和各地区特殊性的经济波动更加突出。

一、全国和各地区经济增长及波动周期

本文将我国分为四个区域, 即东北、东南、中部和西部。其中东北区域包括辽宁、吉林和黑龙江三省, 东南区域包括北京、上海、天津、河北、山东、广东、江苏、浙江、海南和福建十省市, 中部包括安徽、河南、湖北、湖南、江西、内蒙古和山西七省市, 西部地区包括广西、贵州、四川、青海、甘肃、宁夏、陕西、云南、新疆、西藏和重庆十一省市, 运用计量经济学方法, 定量分析区域经济增长和波动的相互传导和冲击响应等问题, 研究的核心内容是全国各区域经济总量波动特点及各区域经济增长与波动的内在关联性。

表1是全国和各省自1953—2004年以来的当年价GDP和按可比价计算的GDP增长率, 并计算了以1952年价格为基价的全国和各省可比价GDP, 以及全国和各区域的GDP增长率。

根据对表1的分析, 改革开放前后全国和四大区域经济波动特征比较主要有以下特点:

1. 改革开放后周期波动长度明显延长, 扩张期比重

明显提高, 全国和各大区域经济稳定性提高且增长动力增强。以全国为例, 改革开放前的25年间 (1955—1979年) , 共发生了7次经济波动, 而改革开放后至今的25年间只发生了4次完整的经济波动。

全国和各区域的平均周期也明显延长, 并且呈现加速延长和趋同化的趋势。早期延长幅度大的区域, 近期延长幅度都减小, 而早期延长幅度小的区域近期延长幅度明显加大。

2. 增长型波动已经成为经济波动的常态, 东南地区进入增长型波动的时间明显早于全国和其他各区域。

出现经济绝对衰退现象的古典型波动全部发生在改革开放前, 改革开放后各区域均没有出现经济总量的绝对衰退现象。东南地区发生古典型波动的次数最少, 而且进入增长型波动阶段的时间最早。从一定程度上看, 东南地区在经济波动性质变化方面有明显的先行性。

二、实证检验

研究各经济变量之间关联度高低最简便的方法是进行相关性检验。表2是改革开放前与后全国与各区域经济波动的相关系数。

结果显示, 各个时期、各个区域之间的经济波动均呈高度相关关系。为了深入研究全国与各区域经济波动之间的因果关系和相互冲击关系, 本文运用格兰杰因果检验、向量自回归模型和脉冲响应函数研究区域间的互动关系。

为提高和保证检验结果的显著性, 首先将全国和各区域的年度GDP增长率换算以1952年为100的GDP指数, 然后对其进行了对数化处理, 以对数化指数为数据序列, 对全国和各区域间经济波动的因果关系进行了格兰杰因果关系检验 (见图1) 。

三、计量分析结果

1. 全国与各区域之间经济波动的内在关联性呈增强趋势。

首先各区域经济波动的相互解释能力总体呈增强趋势。从两个时期的格兰杰因果关系检验来看, 西部和中部区域与全国经济波动的因果关系由改革开放前的统计检验的不显著到改革开放后的显著;由东南区域的经济波动对全国经济波动的解释力也呈增强趋势;而全国对东南的解释力也在增强。

其次, 区域间经济波动的相互解释力呈增强趋势。其中东北区域在改革开放前后与其他区域经济波动的因果关系在统计上一直是显著的。东南地区与其他区域经济波动因果关系呈全面增强的趋势。

2. 改革开放后全国经济波动主要由东南地区决定。

主要表现在两个方面:一是东南经济波动对全国经济波动的影响力远远大于其他地区, 并且其对全国经济波动的相对影响力呈不断增强的趋势。尤其在改革开放后, 东南区域对全国经济波动的相对影响力超过了其他三个地区之和。二是东南区域对其他区域经济波动的反应程度远远小于其他区域对东南经济波动的反应程度。在改革开放前和后两张脉冲响应函数曲线图上的第一列反映的是其他区域对东南经济波动的反应程度, 而第一行反映的是东南对其他区域经济波动的反应程度, 从曲线的弯曲和延长程度可以清晰得出以上的结论。冲击反应比较明显, 东北和西部则变化不够明显。这说明改革开放后东南和中部区域经济的自主增长能力提高比较快, 而东北和西部区域则比较小。

3. 改革开放后, 东南和中部区域对自身波动的正向

蔡昉等人将改革开放以来我国区域经济增长的形成原因, 归结为我国经济改革在时间和空间上的梯度安排。中国经济改革遵循两条主线推进:一是在微观层次上放权让利和进行产权改革, 如农村的家庭承包制和城市国有改革, 二是在宏观层次上进行体制再造, 如价格、金融、财政体制改革和培育生产要素市场。改革开放前期所进行的微观机制创新发端于中西部地区, 继而推广到东部地区;而改革后期的宏观体制再造特别是产品市场和要素市场的发育, 则首先在东部地区取得进展, 随后才逐渐向中西部扩散。

分析区域视野下的中国经济波动和增长, 应确立以下思想:并不希望落后不发达区域照搬发达区域的模式或做法, 也不希望国家把原来给予发达区域的优惠政策简单搬到不发达区域的改革建设中。在中国加入WTO, 市场经济体制初步确立的现实环境下, 政治动员具有不可替代的作用。东部地区的发展是在国家宏观经济政策偏重下得以实现超常规的发展, 西部欠发达地区也需要国家偏重的经济政策。

参考文献

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[5]刘树成.论中国经济增长与波动的新态势[J].经济研究1, 998 (10) .

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[7]Ruey S.Tsay.金融时间序列分析[M].北京:机械工业出版社, 2006.

新疆经济增长波动分析 篇6

科技创新是人类财富的源泉,是经济增长的根本动力[1]。当今世界,科技创新能力成为体现各个国家实力的关键,一个国家拥有强大的科技创新能力才能处在世界产业分工链的上游,创造出国家经济的新业态,在竞争日趋激烈的国际竞争中获得重要的自主知识产权,从而引领社会的发展。当前, 我国正处在调整经济结构、转变经济增长的关键时期,外有全球经济动荡的挑战,内有面临经济总体增速回落的压力,而我国的经济增长却依然主要是以靠资金和人力的追加投入来拉动经济增长的粗放型经济增长模式[2]。目前,我国每万元国内生产总值能耗是世界平均水平的2. 5倍、日本的7倍、美国的3. 3倍,同时也高于巴西、墨西哥等发展中国家[3]。可见,我国的资源利用效率令我国经济发展前景不容乐观,资源短缺对我国的经济发展更是雪上加霜。据研究表明,从生产要素和投资推动的粗放型经济增长阶段过渡到创新推动的集约型经济增长阶段,借助科技创新重新组合生产要素以提高效率水平已成为西方发达国家推动经济增长的主要方式[4]。所以,只有大力发展科技创新,才能解决在资源短缺的前提下资源浪费的问题,从而实现经济以集约模式增长。

在知识经济的时代,竞争将会愈来愈激烈和残酷,我国要在竞争中掌握主动权,必须发展科学技术创新,从而实施资源节约型战略,以早日实现中华民族的伟大复兴,因此,处理好科技创新与经济增长关系问题已成为我国经济可持续发展的新焦点; 而 “十三五”作为我国实施创新驱动发展战略的关键时期,也是建设创新型国家的决战阶段,是全面完成2006年颁布的 《国家中长期科技发展规划纲要》的冲刺之年,更需要该方面的理论支持。本文结合谱分析与交叉谱分析方法对科技创新与经济增长的周期性进行分析,为决策者制定科技创新的政策提供理论支持。

2模型简介

时间序列分析主要在时间域与频率域2个领域实现,其中,时间域主要讲自相关分析,频率域主要是功率谱分。谱分析主要借助Fourier变换将时间序列分解成不同谐波的叠加,从而分析其周期特征[5]。

2.1单谱分析

单谱分析是对单个经济时间序列的周期波动进行分析,要求该时间序列为剔除季节性和趋势性因素的平稳性序列,根据其谱密度函数可以找出其主要频率分量,该频率分量对应的谱密度会出现一个尖峰,该频率所对应的周期为该序列的主周期。根据谱分析的原理,一个具有平稳随机过程的时间序列Y,(c=1,2,…,N),一般用Fourier级数来拟合[6],即:

其中:t=1,2,…,N,为时间指数;N=2m,m=1,2,…,n,为样本容量,样本容量的倒数是频率1/N;m/N是以1/N为基波的第m次谐波;εt是随机误差项。

Fourier级数拟合方程系数、Yt的密度及周长可以分别表示成:

其中,m=1,2,…,n。

周期长度为:

2.2交叉谱分析

交叉谱分析即2个经济时间序列之间的谱分析方法。无论是对一个序列还是对2个序列,谱技术都是把一个序列分解成一系列代表固定长度周期的频率。交叉谱分析用于评估成对经济指标波长相关性程度。特别的,交叉谱分析方法所提供的2个交叉谱统计量:一致性和相位谱,可用来分析经济指标对之间的领先与滞后关系。

用x和y表示2个时间序列,它们的交叉落后自相关系数分别用Cxy、Cyx来表示,计算公式如下[5]:

其中

用P表示交叉谱的同相谱,O表示正交谱,其公式如下:

A表示振幅、H表示相位谱、O表示一致,其计算公式如下:

3 中国科技创新与经济增长周期关系实证分析

3.1数据选取与处理

本文数据来源于 《中国科技统计年鉴》。采用科技投入与科技产出表示科技创新情况、国家财政科技拨款增长率f表示科技创新投入情况、技术市场交易额增长率t表示科技创新产出情况、GDP增长率g表示经济增长状况。

谱分析要求数据是平稳序列,由于原始数据是非平稳的,对原始数据做一次差分剔除长期趋势, 最后对处理后的数据进行单位根检验,结果如表1至表3所示。

由表1至表3易见3个序列的t统计量分别在1% 、5% 、10% 的显著水平上都小于其临界值,可知3个序列均通过ADF检验和PP检验1% 的显著性水平检验,可认为处理后的序列数据都是平稳的, 可以进行谱分析。

3. 2单谱分析

基于SPSS19. 0对中国GDP增长率序列和国家财政科技拨款增长率f序列以及技术市场交易额增长率t序列进行谱分析,为减少方差,选择Tukey - Hamming窗函数对样本谱进行平滑,窗宽选择没有固定标准,本文依据相关文献多次试验后选择较为常用的窗宽5[7,8],结果如图1至图3所示。

在图1经济增长序列的谱密度曲线中,第一峰值出现在频率为0. 167处,谱密度为999. 3,这说明在1990—2013年期间我国经济主要以长度为6年左右的周期波动; 由图2国家财政科技拨款增长序列的谱密度曲线可以看出,第一峰值出现在频率为0. 25处,谱密度为604. 7,说明在1990—2013年期间我国财政对科技的拨款主要以长度为4年的周期波动; 根据图3,可以看出我国技术市场交易额增长序列谱密度曲线的第一峰值的频率为0. 25,说明在1990—2013年期间我国财政对科技的拨款与财政对科技的拨款相同,主要以长度为4年左右的周期波动。由此可见,我国的科技创新增长与经济增长共有一个大约5年左右的周期,这与我国实施5年规划的年限相符合,由于我国是发展中国家,政府对经济的发展作用特别明显,科技创新增长速度与经济增长速度基本处于规划内。

3. 3交叉谱分析

本文利用SPSS19. 0计算了国家财政科技拨款增长率、技术市场交易额增长率分别与GDP增长率交叉谱中的一致性和相位谱。

3. 3. 1国家财政科技拨款增长率与增长率GDP增长率交叉谱分析

由表4知,在所选的周期长度里,一致性全部为正值,表明国家财政科技拨款的增长周期与经济增长周期存在正相关的关系。在周期长度为4. 8年时,交叉振幅最大、一致性达到最大,表明国家财政科技拨款增长周期与经济周期在4. 8年的周期长度上存在着强烈的相关性。相位谱除了在周期长度为2. 2年时为负值,在其它周期长度里全为正值, 说明国家财政科技拨款增长的变化领先于经济增长的变化。在周期长度为4. 8年的经济周期波动中, 国家财政科技拨款增长周期领先与经济增长周期波动的相位谱为0. 086,这表明虽然国家财政科技拨款的增长领先于经济增长的变化,但领先时长仅为0. 066年( 时差= 相位谱 ÷ 2πx周期长度[7,8]) ,换句话说,领先时长不到一个月,所以科技投入的增长与经济增长在4. 8年的周期里几乎处于同一水平。

上述分析表明我国科技投入的增长与经济增长之间存在着正相关关系,二者间存在较强的一致性, 且在4. 8年周期时达到最大的一致性; 而且从相位谱来看,科技投入增长相对领先于经济增长的水平。 科技投入增长与经济增长呈同方向变动,且与我国实施5年计划基本相符合,可以看出我国科技投入的增长与经济增长基本处于规划内。由于科技投入由国家财政科技拨款这个指标来代表,而该指标主要由政府控制其增长,又从20世纪90年代 “科教兴国”战略的提出到如今的创新驱动战略,科技创新已被摆放在国家发展全局的核心位置,科技创新政策的顶层设计会随着国际形势的变化而改变,科技政策的改变最直接影响到科技的投入,因而科技投入增长稍微领先经济增长。

3. 3. 2技术市场交易额增长率与GDP增长率交叉谱分析

由表5知,在所选的周期长度里,一致性全部为正值,表明技术市场交易额的增长周期与经济增长周期存在正相关的关系。在周期长度为8年时, 交叉振幅最大、一致性( 除去在周期长度为23. 8和12时) 也达到最大,表明技术市场交易额增长周期与经济周期在8年的周期长度上存在着强烈的相关性。相位谱除了在短周期长度为3年和2年时为正值,在其它周期长度里全为负值,说明技术市场交易额增长的变化滞后于经济增长的变化,在周期长度为8年的经济周期波动中,技术市场交易额增长周期领先与经济增长周期波动的相位谱为- 1. 135, 这表明虽然技术市场交易额的增长领先于经济增长的变化,滞后时长为1. 445年( 时差= 相位谱 ÷ 2πx周期长度[7,8]) 。

由上述可知,科技产出的增长与经济增长之间存在着正相关关系,二者间存在较强的一致性,除去最长的周期23. 8年与12年后,在8年周期时达到最大的一致性; 而且从相位谱来看,科技产出增长相对落后于经济增长的水平,且滞后于经济增长大约1. 5年。科技产出由技术市场交易额指标来代表,而在2012年党的十八大提出创新驱动战略到2013年仅仅一年时间,我国科技创新将还处在经济增长拉动阶段,技术市场主要依靠经济的快速增长引发对技术的需求,因而科技产出增长滞后于经济增长速度。

结合表4和表5可知,我国科技投入与科技产出与经济增长分别在短周期长度为4. 8年与8年时存在强烈的相关性,说明科技创新的投入存在 “滞后期”,科技的投入并不是在短时间可以看到成效, 需要经过中间阶段的转化才能发挥其巨大的优势作用。科技投入的增长受主观因素的影响居多,由于我国政府干预较强,因此与我国经济增长共有一个大约5年的周期。从科技创新的投入到科技创新产出这段时间里,主要受到市场调控,而且创新链的每个环节都耗时耗力,再将其渗透到其他产业领域以及带动其他产业的发展都需要相当一段时间,科技产出增长周期滞后经济增长1. 5年左右,说明科技创新水平落后于经济发展水平( 由于科技投入受主观因素较多,主要考虑科技产出与经济发展关系) 。从理论上讲,科技创新对经济增长的贡献基本上得到了一致性认同,科学技术作为第一生产力, 从长期来看,其发展的滞后会阻碍经济的增长。

4结论

本文基于谱分析方法定量分析我国科技创新与经济增长之间的互动关系,经分析得到以下结论与建议:

( 1) 从单个谱分析来看,我国经济增长和科技创新都有较为显著的波动周期,我国经济增长的周期波动大约为6年,科技创新包括科技投入和科技产出的波动周期为4年。由于我国从1953年开始根据国家当时的发展状况以及国际形势对国民经济发展制定5年规划,经济增长与规划周期基本吻合。

( 2) 由交叉谱来看,科技投入增长速度虽领先于经济增长速度,但领先时长还不到一个月,说明我国政府干预对科技投入影响作用明显; 科技产出增长速度滞后于经济增长,而在创新驱动的模式下科技产出往往领先于经济的复苏与繁荣,可见我国经济增长尚未真正实现创新驱动。 “十三五” 是我国实施创新驱动发展战略的关键时期,要想真正实现创新驱动,就要大力推进科技体制改革,提高自主创新能力,构建以企业为主体、市场为导向、产学研相结合的技术创新体系。

( 3) 在交叉谱分析中,科技投入和科技产出与经济增长分别在短周期长度4. 8年与8年存在强烈的相关性,说明科技政策出台需要经过一段时间才能达到预期的科技成果,因此,科技政策的制定需要考虑到这种滞后性,长期的科技政策体系再加上平稳的政治环境才能有效发挥其引导作用。

摘要：科技创新是促进经济社会发展的首要动力,是经济增长的源泉。创新驱动战略的实施表明中国未来的发展要靠科技创新驱动,而不是传统的劳动力以及资源能源驱动。选取GDP增长率代表经济增长状况、国家财政科技拨款增长率代表科技投入情况、技术市场交易额增长率表示科技产出情况,基于我国关于3个指标1990—2013年的时间序列数据,通过谱分析对我国科技创新与经济增长的周期关系进行研究。单谱分析结果表明,我国经济增长与科技创新都有一个主周期,分别为6年和4年;交叉谱分析结果表明,科技投入增长速度略领先于经济增长速度,科技产出增长速度明显落后于经济增长速度。

关键词：科技创新,经济增长,谱分析,创新驱动

参考文献

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物价波动与经济增长关系研究 篇7

在我国通常用居民消费价格指数 (CPI) 变动率来衡量物价水平的波动, 一般认为若CPI持续在0%~3%, 意味着经济运行基本正常;3%~5%表示有通货膨胀压力;若长期大于5%, 说明物价水平普遍上涨, 会诱发大规模的通货膨胀。近几年, 我国的经济发展迅猛, 出现了经济过热的现象, 2010年以来又出现了新一轮的价格波动, 据国家统计局公布的数据, CPI从2009年的最低点99.3%上升到2010年入冬以来的103.3%, 以农产品价格上涨为前锋的物价指数CPI迅猛上涨, 带动物价不断攀升, 商品零售价格等也开始有较大波动, 通货膨胀打乱了普通人原有的生活。2011年随着我国经济发展速度的趋缓, CIP指数也有所回落, 这使得我们开始考虑经济增长与物价上涨有没有关系, 因此, 针对当前物价水平波动较大的现实, 分析其产生的原因是否与经济增长较快有关系, 以便及时采取相应的措施, 是十分迫切和必要的。

二、物价波动与经济增长关系定性分析

(一) 理论基础-菲利普斯曲线

本文主要运用“产出-物价”菲利普斯曲线, 来分析经济增长率与物价波动率之间的关系。在这一关系的研究中, 不是直接采用经济增长率指标, 而是采用“实际经济增长率对潜在经济增长率的偏离”, 这一“偏离”, 表明一定时期内社会总供求的缺口和物价上涨的压力。

实际GDP增长率表明一定时期内由社会总需求所决定的产出增长情况, 而潜在GDP增长率则表明一定时期内社会资源所能提供的总供给的状况。因此我们用实际GDP代表总需求, 潜在GDP代表总供给, 二者的差值代表总需求对总供给的差值, 差值越大, 代表总需求和总供给越不平衡。该理论关系如下:

通过膨胀率-预期通货膨胀率=a (实际GDP增长率-潜在GDP增长率) 。

(二) 描述性分析

本文采用近几年的实际GDP增长率数据与潜在GDP增长率的数据, 构建菲利普斯曲线:在以现实经济增长率对潜在经济增长率的偏离为横轴、物价上涨率为纵轴的坐标图上, 得出一条从左下方向右上方倾斜的、具有正斜率的曲线, 如图1所示。

从该曲线中可以看出:实际经济增长率对潜在经济增长率的偏离与物价上涨率二者呈同向的对应变动关系, 即正相关关系。因此, 我们可以定性地判断, 当前物价波动的根本原因在于短期内经济增长期总需求和总供给不平衡。而经济增长率与物价波动率之间具体的关系程度, 需要用如下定量分析方法验证。

三、物价波动与经济增长关系的定量分析

本文从计量经济的角度通过建立自向量回归模型, 用Eviews软件来定量验证1990年~2011年GDP增长率和物价波动关系, 原始数据如表1。

(单位:%)

(一) 平稳性检验

在对时间序列变量做回归分析前, 必须分别检验其是否具有平稳性, 即他们的单整阶数是否相等, 否则所做的回归有谬误回归之嫌, 是没有意义的。本文使用单位根检验 (unit root test) 对GDP增长率和CPI变化率这两个时间序列变量进行平稳性检验, 原假设为:序列存在单位根, 为非平稳序列, 结果如下表2:

注:DC代表CPI变动率一阶差分, DG代表GDP增长率一阶差分。

从表2中可见, 在5%显著水平下, CPI变化率的ADF统计量大于其临界值, 说明不能拒绝原假设, 即它为非平稳序列, 而GDP增长率的ADF统计量小于其临界值, 拒绝原假设, 因此, 二者不能同时作为平稳序列。但是对他们的一阶差分序列进行平方根检验发现, 其P值都小于5%的显著水平, 说明其一阶差分序列都拒绝了原假设, 可信度比较高。因此, 我们认为它们是平稳性序列, 可以对CPI变动率和GDP增长率建立回归方程。

(二) 回归方程建立及修正

1. 建立GDP增长率对CPI变化率的回归方程。首先建立公式如下:

其中ε为随机误差项, 然后利用表1数据进行回归, 结果如下:

Á其中R2=0.25, Adjusted R2=0.22, F-statistic=6.83, DW=0.76

从结果中可看出, C1的P值为0.0167, 通过了5%显著性检验, 但是C系数的P值为0.122, 大于5%显著性水平, 没有通过检验。此外, 该回归方程判定系数R2=0.25, F统计量也不是很高, 说明该回归方程拟合的不是很好, 综上, 不能使用方程 (1) 来简单地反映CPI变化率与GDP增长率之间的关系。

那么, 它们之间的关系应该怎样来表示呢?我们先绘制二者的时间序列趋势图, 如下所示:

从图中可看出, 1990年GDP增长率和CPI变动率都处于较低位置, 但是1992年我国经济又开始新一轮增长, GDP增长率达到最高值14%, 而CPI却从1992年开始上涨, 但是其峰值出现在1994年, 达到24.1%。2008年世界经济危机出现, 我国GDP增长率下降到低点9.8%, 而此时CPI达到最高值, 到了2009年时才降到最低点。因此, 经过分析后发现CPI的变动似乎总是滞后于GDP增长率的变化。

2. 为了验证上述结论, 再次建立GDP增长率对CPI变化率的滞后回归方程, 如下:

其中, GDP (-1) 和GDP (-2) 分别表示滞后一期和滞后二期的GDP增长率, 利用表1数据进行回归, 结果如下:

Á其中, R2=0.62, Adjusted R2=0.55, F-statistic=8.79, DW=0.63

从上述结果中可以看出, 当期的GDP和滞后二期的GDP系数C1、C3的P值都很大, 均大于5%的显著水平, 没有通过t检验, 而滞后一期的GDP系数C2的P值为0.0565, 虽然略微大于5%显著性水平, 但却小于10%的显著性水平, 说明系数在10%显著性水平下拒绝了系数为零的假设, 滞后一期的GDP可以列入到修正后的回归方程中来进一步检验。这一结果表明, GDP增长率对物价水平的影响要经过一年累积后才明显地显现出来。

3. 综上分析结果, 修正后的回归方程如下:

再利用表1数据进行回归, 结果如下:

从中表5中可看出, C和C1的P值都比较小, 均通过5%显著性检验, 且拟合系数R2=0.44, 因此, 该回归方程从总体上来说拟合度比较适中, 可以进行下一步的协整检验。

Á其中, R2=0.44, Adjusted R2=0.41, F-statistic=14.99, DW=0.55

(三) 协整检验

对建立好回归方程后要对残差ε的序列进行单位根检验, 以判断是否具有平稳性, 这里我们对方程 (2) 和方程 (3) 进行单位根检验以此来进行比较, 原假设为:残差ε序列有单位根, 结果如下表6所示:

从表6中可知, 回归方程 (3) 在5%显著水平下通过了平稳性检验, 即拒绝了残差ε有单位根的原假设, 从而也就说明其平稳序列, 一方面可以说明CPI变化率与GDP增长率之间存在长期均衡关系, 它们是有联系的两个经济变量;另一方面也说明这两个变量建立的回归方程:CPI=C+C1GDP (-1) +ε是正确的。

(四) 异方差检验

这里使用White检验方法来检验回归方程的随机误差项是否存在异方差, 结果如下表7所示:

查Á表后可知, 在5%显著性水平下, χ2>2.14, 因此, 该回归方程的随机误差项不存在异方差。

(五) 自相关检验及修正

在5%显著性水平下, 查表得DW的临界值的上下界分别为Di=1.2, Du=1.41, 而回归方程 (3) 中的DW=0.55, DW

修正结果为:CPI=15.35+1.86GDP (-1) +[AR (1) =0.60], 最小二乘结果如下表8所示。

从以上结果中可看出, DW=1.67>Du, 修正后的回归方程消除了自相关, 其拟合度R2=0.77, 调整后的R2=0.75, 各系数P值均很小, 均通过了5%显著性检验。因此, 该回归模型拟合度比较好, 表明CPI上涨有75%的是受GDP增长率变化滞后一年影响的。

Á其中, R2=0.77, Adjusted R2=0.75, F-statistic=29.09, DW=1.67

(六) 格兰杰因果检验

通过上述检验, 我们已建立了CPI变动率与GDP增长率的回归方程, 但它仅仅说明了后者为自变量, 前者为因变量, CPI变化是受GDP滞后一年累积影响。但是GDP受不受CPI变化的影响, 在回归方程中并没有涉及。因此, 对于GDP增长率与CPI变动率这两个有联系的经济变量, 谁是真正原因, 谁是真正结果, 需要进一步使用格兰杰因果检验, 检验结果如表9所示。

从上述结果中可知, 假设“CPI变动不是引起GDP增长率变动的原因”, 其P值为0.91, 没有通过显著性检验, 因为不拒绝原假设;而假设“GDP增长率变动不是引起CPI变动的原因”, 其P值为0.02, 通过了5%显著性水平检验, 因此, 拒绝原假设, 即GDP增长率变动确实是引起CPI变化的原因。

四、结论

综上所述, 从总需求角度看, 我国物价波动的原因是经济增长带来的总需求和总供给之间的不平衡, 这种不平衡对宏观经济的影响在是滞后一年后才开始发挥作用的, 即短期需求拉动的经济增长对物价波动有同向滞后影响。因此, 为了抑制物价涨动幅度太大, 使CPI指数维持在一个稳定的幅度, 政府应该根据我国经济发展的特性适当发挥宏观经济调控的作用, 抑制总的消费需求, 使GDP的增长速度不要增长过快, 尽量维持在一个比较稳定的比率上, 一般认为GDP增长率在9%左右是比较合适的。在经济增长发生一个很大的变动后, 政府可在其后一年适当采取一些措施来尽量减少物价波动, 从而更好地保证人们的日常生活水平不受影响。

摘要：近年来随着我国经济的迅速发展, 我国的物价波动比较明显, 针对这种现象, 文章通过定性与定量相结合的方法分析了物价波动和经济增长之间的相关关系。主要运用“产出-物价”菲利普斯曲线对经济增长率与物价变动率的关系进行定性分析, 指出由于GDP高速增长, 引起总需求和总供给不平衡而出现价格波动;并依据1990～2011年的统计数据, 建立线性回归模型, 用Eviews软件对经济增长和物价波动之间的关系进行定量分析, 指出GDP增长率对CPI波动有同向滞后影响。

关键词：CIP波动,GDP增长率,菲利普斯曲线,线性回归模型,滞后影响

参考文献

[1].国家统计局网站.居民消费价格分类指数.http://www.stats.gov.cn/tjsj/.

[2].姚小剑.我国经济增长与物价波动关系分析.西安石油大学学报, 2008 (17)

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[4].刘树成.中国经济增长与周期波动.宏观经济研究, 2005 (12)

新疆经济增长波动分析 篇8

关键词：经济波动,经济增长,关系

在市场经济的社会背景下，中国目前各个省份之间存在的差异是非常大的，同时也各自形成了一些鲜明的特点。因此，要想促进不同区域的经济发展，就必须按照该区域的特殊情况制定相应的对策，而不能够简单制定出笼统的经济对策。在这一背景下，中国各区域的经济增长所呈现出的状况是不一样的，一些经济发展较好的地区，其经济增长速度也就非常快，相反，经济发展不好的地区，其经济增长速度就比较缓慢。因此，我们可以看出，在市场经济条件下，国家与各地区的特殊性使得区域经济波动性非常明显。那么什么是经济增长呢?

一、经济增长的含义及鉴定

所谓经济增长，指的是国家或地区在某一个固定时间段里，由于各种要素投入的持续增加使得社会财富总量得到提升，这就是经济增长，它通常用国民生产总值和国内生产总值来衡量经济是否增长。

在现实生活中，如何鉴定经济是否增长，主要从以下几个方面进行鉴定：

首先，该地区的中小型企业是否从过去传统的、分散式的形式变成现代型新企业。企业是经济发展的一个重要因素，如果企业效益提升了，经济自然也就有所发展。其次，三大产业之间的合理化，不存在某一产业特发达，而其他产业相对较弱的现象存在。再次，人们生活水平较之以前有所提高，同样是经济发展的结果。最后，人均收入分配相对合理，贫富差距缩小到一定的程度，也意味着经济的发展。

总之，经济增长是经济发展的动力和源泉，同时也是经济发展的重要组成部分，如果一个国家或地区经济没有增长，这个国家或地区的经济也就不会有所发展。

二、经济波动的含义及造成经济波动的原因

（一）经济波动的含义

生产力水平或高或低，经济增长率忽上忽下，也就是经济不能稳定的呈增长趋势，这种现象就叫经济波动。

（二）经济波动产生的原因

造成经济波动的原因有很多，基本上与以下几个方面有着比较密切的关系。

1. 资本性投入中的周期性波动

在中国的经济增长中，全要素生产率水平很低，对增长的贡献微弱 (经济体制改革以前)，增长主要依靠要素投入支持，由此我们可以推断，经济增长率的波动应该由要素投入增长的波动来说明。我国劳动力资源丰富，供给稳定增长，劳动力成为要素投入增长波动的发动因素可能性不大。因此，是资本投入波动影响了要素投入波动并最终引发了国民经济波动。

2. 政治因素

政治因素是导致经济波动的另外一个因素，国家政治环境的稳定直接关系到经济发展的缓慢。因此，一个稳定的政治区域，对经济增长起到关键的作用。在这里，政治因素主要包括集权与放权的循环往复、政策变动、政治生活等。

3. 其他因素

除了上述几个因素外，社会市场经济下的一些特殊的经济产物也是促使经济波动的因素，存货变动、固定资产更新、产业结构调整、科技进步及宏观经济政策等都会在一定程度上造成经济的波动。

三、区域经济波动与经济增长的关系

（一）经济波动制约经济的增长

不管经济周期产生的原因是什么，经济波动的出现都是因为总需求与总供给之间的关系不一致造成的，而这两者之间的不一致最终会对经济的运作产生较大的影响。因此，经济的波动会在一定程度上制约经济的发展。在相对较短的时间里，当经济的需求量有所增加的时候，经济就会呈现出上升状况，而当总需求量降低的时候，经济也就会有所下降，同时就会导致通货膨胀或者经济超速发展。因此，经济的波动对经济的发展产生的影响是非常巨大的，它严重阻碍了经济的持续发展。同时会对该地区的各行各业产生巨大的影响。

（二）经济波动到一定程度自然会出现经济增长

当然，经济波动不全是一件不好的事情，短期的经济波动对未来经济的发展还是有一定的促进作用的。我们都知道，一个地区的经济出现波动的时候，就是该地区在处理经济时有很多地方存在不当的地方，这时候也正是政府出面干预经济的时候。为了保证经济能够快速的恢复正常的运行状况，政府会使用一些紧缩性的财政政策或者一些货币增长，来遏制经济的波动，使经济波动能够迅速的减小，从而最终达到稳定经济发展的目的。因此，我们可以得出这样一个结论，经济波动对未来经济的增长产生一定的促进作用。

四、总结

总之，经济增长是衡量一个国家和地区是否发达的一个标准，也直接关系到居民生活水平及质量。因此一个国家的经济必须稳定增长，才能够实现繁荣与富强。在经济增长过程中，由于政治因素、经济因素及其他因素的影响，难免会出现一些经济忽上忽下的不稳定状况，这就是经济波动。当经济波动出现时，该地区的经济肯定会受到一定的影响，但是经济波动也暴露了该地区的经济问题，当政府通过一定的经济手段遏制住经济波动的时候，也就会促进该地区经济的进一步增长。

参考文献

[1]陈彦斌, 韩旭.中国经济波动可预测性的福利分析[J].经济理论与经济管理, 2007 (02) .

[2]黄瑞宝, 马伟, 刘彦军.膨胀型投资波动与中国经济增长的实证分析[J].西安石油大学学报 (社会科学版) , 2007 (02) .

[3]饶晓辉, 廖进球.递归偏好、经济波动与增长的福利成本:基于中国的实证分析[J].经济科学, 2008 (04) .

[4]陈享光, 袁辉.我国宏观经济研究的最新进展[J].当代经济管理, 2009 (06) .

新疆经济增长波动分析 篇9

关键词：宏观调控；海南经济；周期波动

中图分类号：F224 文献标识码：Ａ 文章编号:１００３－９０３１(２０11)03－００24－０6DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2011.03.05

海南建省办特区仅20多年的历史，在此期间海南却经历了深刻的社会变革。从一个比较封闭的海岛发展成为全国对外开放的前沿，海南经济发展体现出较多的特殊性。历次宏观调控成为直接影响海南经济的外部环境因素，而海南经济基础与经济结构则是影响海南经济发展的内生性原因。

一、建省以来海南经济的运行特征

（一）海南经济整体走势与全国经济同周期

建省以来，海南经济增长的周期性波动明显，经济发展经历了从高峰到低谷，再从平稳恢复到较快增长的经济运行轨迹。与全国经济运行周期相比，海南经济经历了建省初期泡沫快速累积与破灭的特殊阶段，但海南经济的发展终归离不开全国大的宏观经济环境。如图1所示，除了中间一段时间经济增长相对平稳以外，海南和全国的经济增长几乎同时经历了两个大的经济周期：经济同步从收缩走向扩张，再从扩张步入下一个经济收缩的循环。总体来看，海南经济与全国经济具有显著的同周期性。

（二）消费增速与全国趋同，投资增速“两头高中间低”

在拉动经济增长的三驾马车中，投资和消费是拉动海南经济增长的主要动力，进出口对经济增长的贡献十分有限。消费方面，海南社会消费品零售总额增速表现出了与全国高度的一致和趋同。从图2可看出，自有统计记录以来，海南社会消费品零售总额增速基本与全国水平相当，未出现明显的背离，海南的消费增速与全国保持了较好的同步性和一致性。投资方面，从图3中可看出，建省以来海南固定资产投资增速经历了一个“高—低—高”的增长过程，固定资产投资增速呈现出了明显的“两头高中间低”的形态。

（三）三次产业的增长呈“两高一低”态势

分产业来看，海南三次产业中，第二产业和第三产业的增速较高，第一产业的增速相对较低，三次产业增长呈现出明显的“两高一低”态势。如图4所示，从波动程度来看，在构成海南经济总量的三大产业中，第二产业和第三产业的增速波动较大，波动幅度分别达到了55.8和75个百分点，而第一产业增长相对平稳，波动幅度不足10个百分点。从增长速度来看，建省以来第二、三产业的平均增速分别为14.6%和13.5%，明显高于第一产业8.4%的平均增速。

从三次产业对经济的贡献来看，建省之初，第一产业在经济中占据着最重要的地位，1991年以前GDP中第一产业占比一直维持在40%以上；随着经济的发展和产业结构的调整，到1992年三产业在海南经济中的占比超过了50%，并且在随后的年份中一直保持在40%以上；近年来在“大企业进驻、大项目带动”的指导思想下，海南工业有了较大的发展，第二产业在经济的中的比重从上世纪90年代末的20%稳步提升至2008年时创记录的29.04%的，但该比重长期未突破30%。目前海南三次产业结构特点表现为：第一产业比重远高于全国平均水平，第二产业比重远低于全国平均水平，第三产业比重与全国平均水平接近，海南产业结构还有较大优化空间。

二、宏观调控对海南经济的效应分析

自建省以来，海南经历了多次重要的宏观调控。尽管由于各次宏观调控出台的背景和调控的重点有所不同，对处于不同发展阶段的海南经济历次宏观调控效应有所差异，但整体而言宏观政策环境的变化对海南经济发展产生了深远影响。

（一）当经济处于起步阶段时，经济总量小和基础薄弱的特点使海南易受外部环境干扰

海南建省之初便遇到了我国改革开放以来力度较大的一次宏观调控。1989年，针对我国经济运行长期积累的不平衡，十三届五中全会明确提出将治理经济环境和整顿经济秩序作为当时的工作重点。由于当时全国经济失控的范围广、影响大，因而宏观调控也体现出一刀切、力度大的特点，基本采用行政命令的方法进行“急刹车”。海南经济发展刚刚起步，经济基础还不稳固，在这种大的宏观经济环境下不可避免地受到了直接冲击，经济增长速度从建省第一年的9.7%快速下降至1989年的5.7%，经济稳定增长的势头受到影响。

（二）宏观调控冲击下经济大起大落，地方经济金融机制长期难以恢复

地方经济的脆弱性决定其应对外部冲击能力较弱，上世纪90年代海南房地产市场泡沫的破灭便是典型证明。1993年中央开始以整顿金融秩序为重点和治理通货膨胀为首要任务的宏观调控，对海南经济金融运行影响十分深远。宏观调控后海南全省遗留的“烂尾楼”总面积达1631万平方米，当时海南房地产积压量占到全国的十分之一。经济大起大落致使全省经济金融运行机制被严重破坏，之后海南经济发展一直背负沉重的历史包袱，很长一段时间里处于衰退和缓慢恢复阶段。区域金融发展一度停滞，近十年时间里无一家股份制银行进驻海南，岛外资金撤离加剧导致融资功能严重萎缩，海南信用环境在很长时间都未能得以恢复[1]。

（三）区域经济的“小气候”与国家宏观调控的“大气候”相叠加时，海南经济波动性明显

作为我国最大的经济特区，海南一度以优惠的投资政策和较好的投资收益成为全国投资热点地区，海南经济一度超常规增长，1992年全省GDP增速比全国平均水平高出27个百分点。1993年中央开始宏观调控后，海南经济快速下滑，1992—1995年4年间年均下降9.5个百分点。海南国际旅游岛发展战略颁布后，海南经济发展再度提速和升温。2010年第1个季度，海南经济增速同比增长25.1%，高出全国平均增速13个百分点。在国家连续出台两轮针对房地产市场的调控举措后，海南经济增速持续回落，上半年GDP增速比一季度回落5.7个百分点，前3季度GDP增速比一季度回落7.5个百分点。

三、海南经济易受宏观调控影响的结构性原因

（一）经济增长过分倚重投资拉动的格局有待改变

自1988以来，海南的资本形成率一直高于全国水平，年均高出全国水平近13个百分点，个别年份海南的资本形成率甚至达到了67.7%，高出全国水平30多个百分点，经济增长对投资需求的过分依赖程度可见一斑。作为海南经济内生增长最主要动力的社会消费却一直落后于全国平均水平，消费对经济增长的贡献存在明显的不足。自建省以来海南的最终消费率始终低于全国平均水平，最终消费率年均较全国低近10个百分点，社会总体消费能力与全国相比有不小差距，消费对经济的拉动能力不足。同时，作为一个典型的海岛型经济体，进出口在海南经济中的地位又一直微不足道，对经济的贡献十分有限。

在驱动海南经济增长的三大“引擎”中，消费和进出口两大“引擎”动力不足，唯一的给力的“引擎”是投资，而投资又是最容易受到国家宏观经济政策影响的，这就决定了在海南在目前过分倚重投资拉动的经济增长模式下受全国宏观调控政策的影响必然会较大。海南经济增速与投资增长存在强烈“共振”的特征在图6中得到了直观的反应，海南投资增速较快的年份往往是经济增长较快的年份，而一旦受国家宏观调控政策的影响投资增速放缓，海南经济增长就动力不足，经济增长的步伐也相应放缓。

（二）经济增长受建筑业和房地产业等周期性行业影响较大

按照产业经济理论，如果某一个产业在GDP中的比重超过5%就可以认为该产业已经成长为拉动经济增长的支柱产业。根据这一判断标准，一直以来建筑业和房地产业都是海南经济发展不可或缺的支柱产业。统计数据显示，海南建筑业对经济的贡献度就一直高于全国平均水平，是支持海南经济发展的一个重要支柱产业。1988年以来海南建筑业在GDP中的平均比重为7.6%，同期全国的建筑业在GDP中的比重约为5.6%，海南建筑业对经济的贡献高于全国平均水平2个百分点。图7是房地产开发投资总额增速情况，从中可看出海南房地产开发投资一直大幅领先于全国水平，房地产行业是带动海南投资乃至经济增长的另一个重要力量。虽然受上一轮房地产泡沫破裂的影响，房地产业在海南GDP中的占比在较长一段时间里低于全国水平，但是自2007年以来房地产对海南经济的贡献越来越大，已连续3年高于全国平均水平，至2009年房地产业在全省GDP中的占比已达7.36%。综合来看，自1988年以来海南建筑业和房地产业在海南GDP中的共同占比平均约为12%，同期全国这两个产业在GDP中的平均占比只有9.8%（见图8），可见海南的建筑业和房地产业对经济的贡献度远高于全国平均水平，是拉动海南经济增长的两个重要支柱产业。

然而，根据一般的周期性行业划分标准，建筑业和房地产业受宏观经济政策效应的影响明显，属于典型的周期性产业（见表2）。典型的周期性行业在宏观调控中往往都会受到首当其冲的冲击，表现出较强的周期性。在建筑和房地产两大周期性产业对海南经济增长的平均贡献率超过12%，2009年建筑和房地产业对海南经济的贡献率高达16%的情况下，建筑和房地产产业对经济的影响较大，经济增长就难免会受到宏观调控“指挥棒”的显著影响[2]。如图9所示，海南房地产开发总投资增速与海南GDP增长之间表现出了高度的一致性，海南经济与房地产开发投资之间存在明显的“共生共荣”关系。上世纪90年代初国家宏观政策宽松，海南房地产投资开发增速快时，房地产热拉动了海南经济的快速增长；到90年代中期，国家宏观政策紧缩，海南房地产投资开发增速出现“急刹车”时，海南经济的增长速度也随之急转而下；近年来在走出房地产泡沫破灭的阴霾后，房地产投资的较快增长又重新拉动了海南经济的较快增长。

（三）工业基础仍不稳固，工业增长波动过大

海南省工业基础不稳固突出表现在以下三个方面：

一是工业企业经营能力较差。盈利企业的盈利能力不足。1999年以前海南国有及规模以上工业企业的盈利能力差的问题十分突出，企业的资本收益率长期低于全国的平均水平，特别是1996年的海南国有及规模以上企业的资本收益率甚至一度超过了-3%。虽然在1998年推行国企改革后海南企业的盈利能力有了一定程度的提高，但从2000至2008年的绝大多数年份中，海南国有及规模以上工业企业的资本收益仍低于全国的平均水平（见图10）。

二是工业企业利润增长结构不合理，影响其可持续性。一方面，工业企业利润增长仍主要由上游资源型部门和中下游行业具有较高定价能力的部门的高额利润拉动。这种粗放式增长不仅难以维持，而且收益于价格上涨的增长基础也不稳固，一旦经济减速，企业利润将在外部需求减弱背景下大幅压缩。另一方面，逐渐拉大的生产价格“剪刀差”制约了工业企业利润的提高。自2005年以来，海南上游行业价格涨幅一直高于下游行业，这在一定程度上挤压了下游企业盈利空间，对工业经济可持续发展形成较强的约束。特别是2009年在海南工业经济逐步走出全球金融危机的影响之后，上下游产业间的生产价格“剪刀差”在快速拉大，严重挤压了海南工业企业的利润增长空间。如图11所示，自2009年中以来海南省原材料、燃料、动力购进价格指数与工业品出厂价格指数之间的“剪刀差”在不断增加，至2010年5、6月，海南省原材料、燃料、动力购进价格指数比工业品出厂价格指数分别高出了11.4和12.7个百分点，为10多年来的历史新高。

三是工业结构中优势产业相对单一，对石油化工、汽车制造和医药制造业的依赖过大。海南是一个典型的海岛型经济体，工业的产业种类并不齐全，工业结构中的优势产业也相对较少，目前推动海南工业发展主要是石油化工、汽车制造和医药制造业。从表3中可看出，2006年来石油化工、汽车制造和医药制造业的产值在海南工业总产值中的比重占到了32.15%，而在2007年一些大的石化项目在洋浦开发区投产后，这三个产业的产值在工业总产值中的比重进一步上升，2008和2009年分别达到了46.2%和46.7%，几乎占到了整个海南工业的半壁江山。海南工业结构单一，工业增长主要依赖少数几个产业的发展，一旦外部经济环境发生变化，石油化工等几个主要产业带来冲击就容易导致整个海南工业的剧烈波动。

海南工业基础的不稳固直接导致了工业增长缺乏持续性和连贯性。从图12可看出，海南工业增加值增速上下跳跃的特征十分明显，增速的最大值为45%，最小值为-5.4%，波动幅度高达近50个百分点，波动程度远比全国剧烈。工业是海南省近年来重点发展的产业，在国民经济中已经占到了“三分天下有其一”的地位，对海南经济的发展起着重要的拉动作用。海南原本就工业基础薄弱，一旦遇到宏观调控的叠加效应，海南工业增长的波动幅度会被进一步放大，工业的波动也最终会在经济增速的涨落上得到反映。

四、对新一轮宏观调控背景下海南经济发展的启示与建议

从海南经济的发展历程和历次宏观调控对其影响来看，总结出以下几点经验：一是经济总量小的地区在自身经济基础不牢固和经济结构不合理的情况下，容易受到区域发展政策和宏观调控政策的双重影响，进而引起经济的较大波动；二是经济的大起通常伴随着大落的过程，经济金融机制在这种波动中受到破坏并需要很长时间才能恢复；三是短期超常规增长并不能夯实经济长期发展的基础，任何脱离内在价值的价格泡沫都将破灭，过度依托房地产业发展来推动经济增长，极易导致风险不断的积累。

因此，当前随着国际旅游岛建设的不断深入推进，海南地方经济发展需要更为持续稳健的增长策略，在经济金融规模高速扩张的同时，重点解决一些结构性矛盾，增强海南经济发展的内生机制，并以此增强地方经济应对外部冲击的能力。

一是要加快优化产业结构。围绕建设海南国际旅游岛的战略目标，切实建立以旅游业为龙头的现代服务业体系，并体现海南优势和可持续发展特点。大力发挥海南发展战略性新兴产业的后发优势，积极推动海南工业产业结构的调整。挖掘新的经济增长点，加快发展高技术产业，引导企业进行技术创新和产品创新，重点扶持包括现代交通、现代物流、信息产业，生物产业、新能源、新材料产业以及海洋工业等新兴产业的发展，促进海南产业全面升级[3]。

二是要注重优化投资结构。在推进海南国际旅游岛的基础设施建设，特别是在推进以十大工程为重点的基础设施建设过程中，要制定切实有效的实施意见，把扩大投资和增加就业、改善民生、促进城镇化有机结合起来。地方投资要进一步防止对房地产的过度依赖，避免经济增长的空心化和由此产生的经济泡沫。强化地方房地产业的长期发展规划，防止项目一哄而上，维护房地产市场的健康持续发展，当前特别要加强市县房地产发展的规划[4]。

三是要进一步扩大消费，促进投资与消费良性互动。海南应结合我国“十二五”规划政策重点，出台更为持续稳健的增长政策。在逐步淡化GDP增长单一目标的宏观背景下，紧密结合海南国际旅游岛发展战略，利用政策优势大力改善海南消费环境，加强和完善社会保障制度，形成扩大投资和促进消费良性互动、平衡发展格局。

参考文献：

[1]罗海平，钟坚.海南经济特区20年的审视与展望[J].经济前沿，2008（9）.

[2]佚名.海南经济发展五大教训应记取[J/OL].[2001-02-05],http://gzdaily.dayoo.com/gb/content/2001-02/05/content_65

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[3]陈一夫.海南转变经济发展方式 构建具有海南特色的经济结构[J/OL].[2010-12-10],http://house.hinews.cn/pagenew-32818.html.

新疆经济增长波动分析 篇10

一、国际原油价格序列与我国宏观经济增长率序列的选取和描述

由于中国的国内石油价格是在1998年开始才真正实现了与国际市场中原油价格全方位地并轨, 自1998年起在国际范围内石油价格的作用机制以及传导机制的影响之下,国际范围内石油价格的波动特征能够较为直接地影响到我国国内的原油价格和成品油价格。在目前的国际原油交易过程中主要是以WTI、Brent以及Dubi原油价格作为最重要的借鉴和参考基础,有50% 左右的原油贸易又都集中于借鉴和参照Brent原油的具体实际定价,Brent原油价格与WTI以及Dubi原油价格相比较,具有更鲜明的代表性。本文选取1998年第1季度至2013年第1季度区间范围内的Brent现货价格的季度数据,具体度量国际原油价格,通过对Brent现货价格取自然对数后,用BRENT表示。本文选取1998年第1季度至2013年第1季度区间范围内我国实际GDP增长率的季度数据,具体度量我国宏观经济增长,用GDP表示。本文所研究的具体数据来自于中经网( http: / /db. cei. gov. cn) 数据库、锐思( RESSET) 金融研究数据库,以及美国能源情报署网站( http: / /www. eia. doe. gov) 。本文在图1和图2中给出了Brent现货价格对数时间序列图和我国GDP增长率时间序列图。

二、国际原油价格波动与我国宏观经济增长之间的关联性检验

1. 向量自回归( VAR) 模型的构建与估计

基于经典的多元向量自回归( VAR) 模型能够很好地刻画和描述多个变量之间所存在的影响关系问题,本文具体考虑滞后阶数为P的多元VAR模型,其具体形式如下:

其中Yt代表向量Y在时刻t时刻的具体取值,C代表常数项,Yt -1,Yt -2,… ,Yt -p则分别表示向量Y在t -1期到t - p期的滞后值。因此,能够进一步给出如下形式的VAR模型简化方程的表达形式:

其中L代表滞后算子多项式,而A代表滞后算子多项式的具体构成矩阵,B和 Γi分别是参数矩阵,εt代表作用在所有向量上的结构式冲击。本文基于Brent现货价格数据( BRENT ) 以及我国实际GDP增长率数据( GDP) 构建二元向量自回归( VAR) 模型,旨在分析国际原油价格波动对我国宏观经济增长之间的关联性问题: 首先,遵循经典的AIC准则以及BIC准则的判断标准,最终确定所构建的二元向量自回归( VAR) 模型的最优滞后阶数为3; 其次,在表1中给出了二元向量自回归( VAR) 模型中各参数的具体估计结果。

观察表1中所给出的具体计算结果,发现滞后一阶的Brent现货价格对Brent现货价格自身呈现出一定程度的正向影响,滞后二阶的Brent现货价格对Brent现货价格自身呈现较弱的负向影响,而滞后三阶的Brent现货价格对Brent现货价格自身再一次呈现出微弱的正向影响。另外,滞后一阶的Brent现货价格对我国实际GDP增长率呈现出一定程度的正向影响,滞后二阶的Brent现货价格对我国实际GDP增长率呈现更强的负向影响,而滞后三阶的Brent现货价格对我国实际GDP增长率再一次呈现出微弱的正向影响。

观察表1中所给出的具体计算结果还能够发现滞后一阶的我国实际GDP增长率对Brent现货价格呈现出微弱的负向影响,滞后二阶的我国实际GDP增长率对Brent现货价格呈现出微弱的正向影响,而滞后三阶的我国实际GDP增长率对Brent现货价格自身再一次呈现出微弱的负向影响。滞后一阶的我国实际GDP增长率对我国实际GDP增长率自身呈现出一定程度的正向影响,滞后二阶的我国实际GDP增长率对我国实际GDP增长率自身呈现出微弱的正向影响,而滞后三阶的我国实际GDP增长率对我国实际GDP增长率自身却呈现出微弱的负向影响。

2. Granger因果关系检验

为了检验两个时间序列Xt和Yt之间是否存在因果关系,本文构建如下形式的两个具体模型:

其中,如果 βj= 0 ,对所有的j = 1,2,…k,都成立的话,则说明Xt不会引起Yt的发生,即时间序列Xt和Yt之间不构成因果关系,滞后期的选择是任意的。在进一步获得残差平方EES1和EES2以及残差平方和RSS1的基础之上,本文构造如下形式的统计量:

其中F统计量服从第一自由度为m ,第二自由度为T - ( k - m + 1) 的分布。如果设定显著性水平为 α ,那么与其相对应的临界值为Fα,当F > Fα的时候,就意味着在( 1 - α) 的置信水平上拒绝H0的原假设,即Xt是Yt的Granger原因,否则接受H0假设,即Yt的变化与Xt的变化无关。在表2中具体给出了最终的Granger因果关系检验结果发现Brent现货价格非Granger影响我国实际GDP增长率的统计P值估计结果为0. 0286,这意味着,在95% 的显著性水平下,Brent现货价格能够显著影响我国实际GDP增长率。另外,我国实际GDP增长率非Granger影响Brent现货价格的统计P值估计结果为0. 5898,这意味着无法获得支持我国实际GDP增长率能够显著影响Brent现货价格的可靠证据。

3. 冲击响应函数估计

在构造出前文所介绍的向量自回归( VAR) 模型的基础之上还能够识别出向量自回归( VAR) 模型当中所包含的具体经济变量对于结构式冲击的动态反应乘数,其中结构变量xit相对于结构式冲击 εjt的冲击反应函数可以表示为如下形式:

其中n代表冲击作用的时间滞后间隔,f( n) 代表算子多项式( A-1εt) 展开后所获得的对应系数。 本文运用冲击响应函数分析方法,旨在对Brent现货价格数据( BRENT ) 与我国实际GDP增长率数据( GDP) 之间的作用机制以及传导机制问题进行分析和刻画,最终给出了如图3所示的Brent现货价格对我国实际GDP增长率的冲击反应时间变化路径。其中横坐标表示的是在冲击发生以后的时间间隔范围,而纵坐标则表示具体的冲击反应程度,图中所示的虚线表示1倍标准差范围内的置信曲线。

观察图3能够清晰地发现当Brent现货价格发生1标准单位正向冲击以后,我国实际GDP增长率在该冲击发生的第1个季度就达到0. 197502个单位的正向反应水平,随后不断攀升,并在第2个季度达到0. 285082个单位的正向最大值,该冲击响应在此之后逐渐缓慢减弱,并在第8个季度至第9个季度之间达到0值水平,自第9个季度起,我国实际GDP增长率的冲击影响方向发生改变,即变为负向,但是在第9个季度至第12个季度的时间范围内,我国实际GDP增长率序列对Brent现货价格的正向冲击影响的反应一直维持在较低的负向水平。

三、基本结论及政策启示

本文基于向量自回归( VAR) 模型构建与估计、Granger因果关系检验、冲击响应函数估计方法,具体检验国际原油价格波动与我国宏观经济增长之间的关联性问题,最终获得了如下几方面的重要结论:

首先,基于二元向量自回归( VAR) 模型的实证检验结果,表明Brent现货价格在滞后一阶、二阶以及三阶的情况下,不仅对Brent现货价格自身的影响都发生了显著的改变,而且对我国实际GDP增长率的影响也都发生了显著的改变。此外, 我国实际GDP增长率在滞后一阶、二阶以及三阶的情况下,不仅对Brent现货价格的影响都发生了显著的改变,而且对我国实际GDP增长率自身的影响也都发生了显著的改变。

其次,基于经典Granger因果关系检验方法的实证结果,表明在95% 的显著性水平下,Brent现货价格能够显著影响我国实际GDP增长率。我们无法获得支持我国实际GDP增长率能够显著影响Brent现货价格的可靠证据,即在Brent现货价格与我国实际GDP增长率序列之间存在较为显著的单向Granger影响关系。

最后,基于冲击反应函数估计的实证结果,表明当Brent现货价格发生1标准单位正向冲击以后,我国实际GDP增长率在该冲击发生的第1个季度就达到正向反应水平,随后不断攀升,并在第2个季度达到正向最大值,该冲击响应在此之后逐渐缓慢减弱,并自第9个季度起,我国实际GDP增长率的冲击影响方向发生改变,即变为负向。但是,在第9个季度至第12个季度的时间范围内, 我国实际GDP增长率序列对Brent现货价格的正向冲击影响的反应一直维持在较低的负向水平。因此,国际原油价格的上升对我国宏观经济增长所产生的抑制作用并不十分显著。究其原因,主要是因为我国坚持对国内成品油价格进行积极的财政补贴,使得成品油价格长期处于较低的水平。所以,我国在进一步理顺成品油价格以及天然气价格的同时,应积极推动和健全石油价格的改革机制,健全和完善石油期货市场,以有效阻断由于国际原油价格的剧烈波动而引发我国国内宏观经济增长所产生的抑制作用。此外,我国还应该尽快构建和完备我国的石油战略储备系统,通过多种途径积极吸引民间资本能够参与我国石油战略储备的长期建设; 同时,应该不断放开石油市场,并且应该引入竞争机制作为保障。当然,我国还应该大力推广有效的节能技术,并不断培养节能意识,真正实现能源的多元化战略。

摘要：基于Brent现货价格以及我国实际GDP增长率的季度数据,本文利用向量自回归(VAR)模型构建与估计、Granger因果关系检验,以及冲击响应函数估计方法检验国际原油价格波动与我国宏观经济增长之间的关联性问题。研究表明:在不同滞后阶数的情况下,Brent现货价格自身的影响作用发生了显著的改变,对我国实际GDP增长率的影响作用也都发生了显著改变;在不同滞后阶数的情况下,我国实际GDP增长率对Brent现货价格的影响作用发生了显著改变,Brent现货价格对我国实际GDP增长率的影响作用也都发生了显著改变;在Brent现货价格与我国实际GDP增长率序列之间存在较为显著的单向Granger影响关系,即Brent现货价格能够显著影响我国实际GDP增长率,Brent现货价格正向冲击会对我国实际GDP增长率产生显著影响。