经济增长结构

经济增长结构（共11篇）

经济增长结构 篇1

一、引言

越来越多的学者关注于中国经济增长的可持续性, 中国经济结构升级已经成为学术界最热烈讨论的话题之一。近期, 央行坐视银行间市场出现钱慌, 未循惯例予以救援, 表明政府已决心牺牲一定的经济增速, 以求抑制乃至逆转加杠杆行为, 从而引导实体经济结构的调整。刘海影刊文指出这一举措的底线是“不发生财务金融危机”, 压迫实体经济去产能的政策并未考虑到信贷扩张背后的制度性约束与实体经济根源, 在没有纠正实体经济结构性问题之前对货币金融体系动刀, 有可能导致事先没有预料到的、不可控的后果。

为了验证上述政策生效的可能性, 笔者对金融结构和经济增长、经济波动问题进行了探讨。本文思路如下, 第二部分文献综述, 陈述关于经济增长与金融结构的相关学术成就以及本文参考文献;第三部分理论分析, 从理论上分析金融结构影响经济增长的路径;第四部分为结论。

二、文献综述

近代关于经济增长的理论主要有索洛的新古典增长理论, 以及围绕对新古典增长模理论完善发展起来的内生增长理论。关于增长因素分析方面, 舒元和徐现祥在《中国经济增长模型设定1952~1998》中论证, 制度原因是AK模型增长理论能够刻画我国经济增长主要解释。胡文国和吴栋在《中国经济增长因素的理论与实证分析》一文中分析了影响中国经济增长的各种因素, 同时在设定经济指标时充分考虑了制度因素。本文中, 笔者在以上理论基础上充分囊括以上指标并将试图将金融结构因素加进去。

国内学者对金融结构的研究大约始于上一世纪80年代, 大体可以总结为金融结构成分分析、金融结构定量实证分析和金融结构优化问题研究这几个方面。其中, 吴超在 (2012) 《我国金融结构优化和经济增长稳定性研究》中合理设定了金融结构效率衡量指标, 反映了我国国家主导型金融结构的特点。笔者在本文中将金融结构影响视为制度因素之一, 希望分析经济增长中不同因素影响程度, 得出更合理的结论。

三、理论分析

(一) 理理论基础

根索洛新古典经济增长模型 (此处不详述) :

拉莫维茨 (1956) 和索洛 (1957) 等提出的增长因素分析表达式:

其中产量 (Y) , 资本 (K) , 劳动 (L) , 劳动有效性 (A) , 折旧率 (δ) , 储蓄率 (s) 。

(二) 传导路径

首先, 金融结构通过资本投入变动影响产出。由索洛增长模型我们可以得知, 储蓄率的提高有利于经济增长。金融机构通过金融结构提供相对于耐用品等实物资产较高的资本回报率, 分散投资项风险, 满足人们预防投资动机吸引储蓄。当储蓄供给供给, 引起储蓄供求均衡的变动, 使得利率变动, 进而促进投资变动, 从而使资本投入K改变, 进一步使产出Y变动。金融机构的运作状况和金融市场的发达程度以及金融机构和金融市场的效率高低, 决定着储蓄向投资的转化数量和质量, 从而影响着经济增长。

同时, 金融结构通过“劳动有效性”变动影响产出。索洛并没有对“劳动有效性”具体含义将做出解释, 内生经济增长理论则提出A代表着研究与开发投入, 技术进步, 知识积累或者人力资本的观点。但无论是研发或人力资本的积累, 都需要投企业入大量的资本。良好的金融环境有助于企业的外部融资同, 同时强有效的金融市场可以通过价格信号引导金融资源投向技术创新项目, 提高资本利用效率, 减低融资成本。

最后, 金融结构通过增长因素贡献变动影响产出。金融市场的信号作用引导着资本流向技术先进的新型部门, 从而促进实体经济产业升级。根据前文的增长因素分析公式, 当K, A, s, g变动时, 将引起经济增长中各因素贡献率的变化, 这一变化的积累使得经济结构变动, 又反过来影响经济增长。

四、结论

本文从理论的角度分析了我国金融结构与经济增长间的关系。通过借鉴索洛经济增长模型, 因素分析模型进行了理论分析。利用柯布道格拉斯生产函数, 将金融结构作为一种生产要素引入到模型中, 建立了相应的模型阐释了央行抑制加杠杆行为, 从而引导实体经济结构的调整传导机制。

参考文献

[1]舒元, 徐现祥.中国经济增长模型设定1952-1998[J].经济研究, 2002, (11) .

[2]胡文国, 吴栋.中国经济增长因素的理论与实证分析[J].清华大学学报, 2004, (4) .

[3]吴超.我国金融结构优化和经济增长稳定性研究[J].博士论文, 2012.

[4]Romer.d.2001:Advanced Macroeconomics, McGraw Hill.

经济增长结构 篇2

摘要：长久以来，经济学家们一直给予重大关注的经济要素便是经济增长，而产业结构与经济增长之间的关系非常密切，二者之间的关系也成为众多学者研究的主题。本文通过收集广西玉林市第一产业、第二产业、第三产业及GDP的数据，系统的阐述玉林市产业结构和经济增长的现状，分析玉林市产业结构和经济增长存在的问题，并提出相关政策建议。

关键词：广西;产业结构;经济增长

广西玉林市的地理位置优势非常明显，位于广西东南区域，和广东接壤，背靠祖国的大西南地区，交通十分便捷，是对接协调广西沿海城市和广西区内腹地经济区最为重要的端点城市之一，作为中国大陆走向“东盟”的最重要大陆通道和节点，依靠多个经济圈互相重叠的巨大优势，玉林经济在近年来取得了巨大进展。由于产业结构与经济增长的关系十分密切，分析玉林市产业结构的现状及问题，能够帮助玉林及时发现问题，采取措施，更好地促进玉林地区的经济发展。

1广西玉林市产业结构及经济增长现状

1.1玉林市产业结构的现状描述

1.1.1产业结构的涵义对于产业结构的涵义，我国一般把产业结构定义为产业间的关系，即在社会再生产过程中，国民经济各产业之间的生产技术经济联系和数量比例关系。我国目前将产业按一定标准划为三次产业：第一产业是指广义上的农业，包括种植业、林业、牧业和渔业;第二产业是指广义上的工业，主要有采掘业、制造业、电力、煤气、水的生产和供应业以及建筑业等;第三产业是指广义上的服务业，其活动是为了满足人们生活中不同于物质需要的需要，主要包括除了第一、第二产业以外的其他行业。1.1.2玉林市产业结构比率玉林市产业结构的调整和优化，原则上按“三二一”模型的产业结构比例来调整和优化。具体调整模式为：逐年调整第一产业，使其比重逐步下降;以及调整工业为主体的第二产业，使其比重增大;而第三产业则在不断拓展优化。玉林市的产业结构比例调整为17.9:42.7:39.4。可见玉林市第二产业占比重较大，是经济增长的主要因素，其次，第三产业对地区的经济增长贡献也较大。当然与其他地区的经济发展还是有很大差距，因此三次产业需要不断地调整和优化，使得玉林市经济增长速度快速提升。1.1.3农业结构方面玉林市是农业大市，近年来坚持以工业理念引领农业发展，构建现代农业体系，带动生产总值增长，使得经济增长速度快速上升。玉林市的农林牧渔业变化不大，与的总值404.75亿元相比，总值增长到426.69亿元，其中农业产值占41%，林业产值占6.1%，牧业产值占42.4%，渔业产值占4.4%，其他相关占6.1%。1.1.4工业结构方面玉林市即将进入工业化中级阶段，工业占据玉林市经济发展主导地位，产品产值迅速增长，规模以上工业保持较快的增长态势。20玉林市工业生产总值由上年的12337038万元增加到14299751万元，占玉林市GDP比重大，工业的贡献率高达48.4%，推动着全市的经济发展。1.1.5第三产业结构方面玉林市大力投资项目，扩大对外贸易，拉动内需，促进传统服务业发展，以及形成多样化的新市场格局。消费市场逐渐兴旺，第三产业稳步上升，对经济增长起到很大的作用。年社会消费品零售总额545.71亿元，比20增长了62.8亿元。第三产业总值由年的428.01亿元增长到2014年的501.08亿元。

1.2玉林市经济增长现状

1.2.1玉林市经济发展现状玉林市通过中国-东盟自由贸易区、与港澳地区合作等大型活动的优势，利用原有基础优势以及政府优惠政策，加强国际合作，面向世界，打造新产业基地。制定战略部署，以玉柴为主导企业，建立汽车动力制造基地以及汽车零配件生产基地，带动工业企业发展;建立以服装、皮具、编织主体等劳动密集型企业群体，发挥玉林市大量劳动力资源;构建以玉林制药企业为主体的中药生产基地，以陶瓷产业为主体的陶瓷产品生产基地，还有水泥生产基地，以及将农产品发展成食品加工基地，加快产业升级。通过产业基地的构建，大力推进产业结构的调整和优化，大力发展优势产业群，促进玉林市经济发展。1.2.2经济总量增加，三次产业发展迅速从2014年玉林市国民经济和社会发展统计公报可知，2014年玉林市地区生产总值(GDP)达1341.75亿元，比上年增加了8.4%。其中，第一产业比上年增长了248.81亿元，对经济增长的贡献率是6.9%;第二产业比上年增加长了591.66亿元，对经济增长的贡献率是63.3%，工业的贡献率高达48.4%;第三产业比上年增加了501.27亿元，对经济增长的贡献率是29.8%。全市的财政收入则达128.17亿元，比同期增加了12.6%。总体来说，三次产业发展迅速，玉林市的生产总值逐步上升，2013年以前经济增长速度连续实现十位数以上，2014年经济增长速度下降至个位数。这些数据说明三次产业的结构和经济增长是有一定的关系。

2玉林市产业结构存在的问题

由数据分析可知，玉林市第一产业比重在逐年降低，但比重相对来说偏大，其劳动生产率也偏低;第二产业比重在不断增大，数据表明工业还没有得到充分的发展，效益没有最大化;第三产业发展较落后，且是由玉林市经济快速增长带动发展的，与第一产业、第二产业没有形成良好的相互关系。玉林市产业结构调整或升级相对缓慢，并且产业结构内部之间存在矛盾和不足之处。将玉林市产业结构和广西产业结构相比较，广西三产业的比重由的22.9%、37.9%、39.2%，到2014年的15.4%、46.7%、37.9%，第一产业的比重下降，第二、三产业的比重是呈上升趋势，而玉林市产业结构也是在不断变化，但与广西的`产业结构变化是有区别的。

2.1第一产业

2014年玉林市第一产业增加值占地区生产总值的比重为18.5%，高于广西，数据表明玉林市是一个相对落后的农业城市。分析其部结构，2014年玉林市农、林、牧、渔业或其他相关的比重为41%、6.1%、42.4%、4.4%、6.1%，传统农业所占的比例仍较大，其他产业比重有所增加。虽然第一产业内部结构有所调整和优化，种植业比例降低，其他产业比重提高，但是第一产业劳动生产率偏低，现代化的科技技术在农业运用上受到限制，农业的发展在区域上有所限制。由于农业的基础设施不完备，自然灾害，地理环境，农业产品结构单一且分布不合理，以及农产品受到各种内外因素的影响，如市场化不足、经营方式落后、市场竞争力不足等原因，使得第一产业内部结构存在许多问题，不能及时适应市场上的供需求变化，即使玉林市人口众多，土地面积大，但在收益上还是有所偏低，不光影响着第一产业所占比重，也影响玉林市的经济增长速度。

2.2第二产业

玉林市的工业在持续发展中，大力引进先进技术，大中小企业也在不断地增加，企业总体效益明显，工业对玉林市的增长贡献不断地提高，拉动全市的经济发展。比起广西工业贡献的水平，玉林市第二产业比重是偏低。根据统计年鉴可知，第二产业内部结构，中小型企业多于大型企业，先进技术有限，即使第二产业比重稳步地提高，实际上存在许多不足之处，如内部结构升级和转型慢，在技术和创新上的水平是很低的，新兴产业少，传统工业比重偏大。玉林市在高新技术产业这方面发展缓慢，对于推动产业结构升级和经济发展有一定的影响。从2014年工业增加值来看，玉林市的新兴产业处于初级阶段，加快玉林市工业现代化，需要进一步的调整和优化内部结构。

2.3第三产业

玉林市第三产业比重是37.4%，低于广西水平。玉林市第三产业发展相对落后，与国内外理论上情况相符合，且其内部结构也存在不合理的地方。玉林市以批发零售贸易、交通运输等传统服务行业为主，所占比重偏大，发展意识不够强，在其他市快速发展时，玉林市许多行业处于劣势，竞争力压力大;新兴现代服务行业发展缓慢，数量较少，服务水平较低，竞争力水平也较低。即使现代化服务业中，如信息服务、电子科技、金融、新闻、出版社等信息化行业发展较快，但其发育不足，吸纳就业潜力还未得到充足的发展。

3对策建议

玉林市的产业结构变动和经济增长相互影响。若玉林市科学、充分地利用中国-东盟自由贸易区、北部湾经济发展区、“一带一路”倡议机遇和本市的区域优势，对产业结构采取恰当的措施，则能更好地实现本市经济良好发展。产业结构的优化需要从整体规划，注重产业结构内部协调，制定适合玉林市经济发展的战略方向，走可持续经济发展道路。遵循“增强第一产业、大力发展第二产业、升华第三产业”的指导方向，调整和优化三次产业。

3.1从整体优化产业结构

玉林市产业结构的调整，需要从整体上来分析，有计划、有步骤地按某比例调整第一、二、三产业的比重，引导产业转移，提高整体经济效益。对产业结构建立完善的综合评价制度，定时对现有产业进行分析和评价，再由所得结果，采取相关措施，使各产业按经济规律相互竞争达到动态平衡，有效地实现动态优化。

3.2从产业结构内部调整和优化

3.2.1第一产业由传统型农业向现代集约化生态农业方向发展第一产业由传统型农业向现代集约化生态农业方向发展，提高农业竞争力，加快现代农业化。因地制宜，发挥玉林市地区特色，加大发展农业龙头企业的力度。从品种多样化、技术创新、知识与实践相结合进行研究，强力打造玉林市主导农业。大力引进投资，发展产业;通过各渠道进行筹资，建立农业园、示范企业，推动农业的现代化进程。3.2.2发展第二产业成为支柱产业，改造传统工业，走向新型工业化道路玉林市按照布局集中、土地集约、产业集聚、生态环保，积极引导企业向工业园集中，形成产业群。目前，玉林市大力发展新型工业园区，引进投资，优化传统，提高技术创新，加快新兴产业发展。着力发展机械、健康、水泥陶瓷、服装皮革四大行业，打造玉林市主品牌，提高市场竞争力，同时引导产业全面升级，加快传统工业向新兴型工业转化。3.2.3优化第三产业，促进现代化服务业发展制定适当的优化政策，创造良好的环境，加快对交通运输仓储、批发零售业、住宿餐饮业等传统服务业的改造，加快对现代服务业的开发，尤其是金融保险、旅游、房地产、通讯、咨询服务、科技服务等新兴服务业。大力发掘服务业新优势，提高服务行业的发展空间。通过参与交易会、博览会、西部大开发政策等大型活动，以及抓住“一带一路”倡议的机遇，促进玉林市经济、创意发展，将东部第三产业向玉林市转移，提高新兴服务业竞争力。

参考文献

[1]杜超,李宇普.广西产业结构与经济增长关系的实证分析[J].经济管理者,(5).

[2]岑佳霖,邓国和.玉林市产业结构与经济增长关系实证分析[J].现代经济信息,(24).

[3]刘松竹.柳州市产业结构与经济增长相互关系的实证分析[J].广西财经学院学报,(2).

优化财政支出结构 促进经济增长 篇3

【关键词】财政支出；支出结构；经济增长

财政支出对于经济增长有着重要的作用，这种作用不仅是从总量上影响，更重要的是支出结构各部分对于经济增长的不同作用。分析我国财政支出中存在的问题，从而优化支出结构，可以促进我国经济的稳定增长。

1.目前我们财政支出中存在着的阻碍经济增长的问题

1.1行政管理支出过度膨胀

行政管理支出用来维持政府的正常运转，从而提供公共所需要的服务。政府提供的公共服务有很强的外部性，可以维持社会秩序，降低交易成本，保护产权，为经济增长提供良好的环境。但是，毕竟行政管理支出不能直接增加产出，是社会财富的纯消耗，因此行政管理支出需要保持一个合理的规模。我国改革开放之后，随着经济的持续增长，财政收入也迅速增长，同时行政管理支出也急剧增长，并超过财政收入的增长速度，在财政收入中比重迅速上升。从目前世界范围来看，我国行政管理支出在财政支出中的比重属于最高的国家之一。这样，财政支出中其它开支的比重就不断下降，挤占了其它开支，影响了其它开支的正常增长。尤其它所挤出的科教文卫、基础设施建设等财政支出，对经济增长产生了很大的阻碍作用。另外，行政管理支出过度膨胀，增加的行政管理支出不是用于提供更多的和更好的公共服务，而是由政府机构和人员膨胀消耗掉，使行政管理成本大大提高，这样，非但不能达到降低经济运行成本的效果，反而会大大增加经济运行成本，阻碍经济增长。

1.2基础设施投资不足

基础设施投资，不仅可以弥补国内有效需求不足，扩大产出，拉动经济增长，更重要的是基础设施投资有外部性，可以有效的降低经济运行成本，提高企业的效率，促进经济增长。我国的基础设施投资在结构上集中存在着对农村基础设施和中西部基础设施投资不足。农村地区基础设施落后，投资力度远远低于城市，造成农村经济增长速度远低于城市，经济发展水平低，严重影响到了国民经济的农村和城市的协调发展。中西部地区基础设施落后，阻碍了中西部地区经济的发展，使本来就落后于东部地区的中西部与东部的差距不断扩大，严重影响到了区域经济的协调发展，也对国家整体经济增长造成影响。

1.3教育投资力度不足

目前我国教育支出占财政支出的比重，我国财政教育投入占GDP的比重不仅低于发达国家的平均水平，也低于欠发达国家的平均水平。根据新经济增长理论，人力资本和技术在经济增长中起着决定性的作用，可以促使经济持续，稳定的增长。而教育投资作为生产人力资本和技术的单位，对于一国的经济增长起着非常大的作用，教育投资不足，从长期来看，会降低我国的经济增长速度。

1.4社会保障支出明显不足

社会保障是保障人民基本生活，维护社会安全、稳定的重要手段，是经济发展的“稳定器”，可以为经济增长创造稳定，安全的环境，间接的促进经济增长。同时社会保障可以增加人们的可支配收入，有效的扩大消费需求，促进经济良性增长。改革开放以后，社会保障支出的款项随着财政总收入的增加逐年递增，而且占财政总支出的比重也越来越大，因此受益的人群也在不断增加。但实际上，从所占的比例来看，财政用于社会保障支出的比例远远要低于一些发达国家。同时保障覆盖面不够大，实施范围不够宽。社会保障主要覆盖国家机关工作人员和国有企业人员，和部分城市就业人员，而个体私营经济工作人员大多数和农民排除在外。这样社会保障制度就失去了其“稳定器”的作用，从而不能为经济增长创造良好的社会环境。

2.优化财政支出结构的建议措施

基于以上财政支出中存在的问题，需要优化财政支出结构，从而促进经济的持续稳定增长。

2.1压缩行政管理支出

首先要压缩行政管理费用，构建科学合理的定员和定额管理标准，清理超编人员，以提高这些机构的行政管理水平和行政运行效率，控制人员经费。其次要明确加强财政监督，控制公用费用。只有对政府进行监督，才能保证权力不会滥用，防止公用费用开支的膨胀。

2.2加大教育投资力度，优化教育投资结构

改革教育体制和政府公共教育支出体制，鼓励社会力量办学，把某些可以转移给准公共产品性质和私人产品性质的教育服务逐步转移，以便使有限的政府教育支出能用到起更大作用的公共教育领域。改革教育的投资分配体制，调整教育投资结构，实现教育投资在初、中、高三级教育之间的合理配置，加大对农村和贫困地区教育的投资力度，加大职业教育的重视程度，加强职业教育支出，促进职业教育发展。

2.3进一步加大财政投资支持基础设施建设的力度

深化我国基础设施领域投融资体制改革，要以市场为依托，通过政府投入，带动外资和民间资本进入，实行“两条腿走路”的方针，建立和完善政府投入和市场补偿相结合的投融资体制，加快基础设施建设进程。优化财政支出结构，不断减少在竞争性领域的投资，集中财力加大对非经营性领域的投资力，同时对于一些如能源、电信、高速公路等基础设施建设可运用市场化手段进行。加强对于中西部和农村地区基础设施的投资力度，由于相对于东部和城市地区巨大的基础设施投资来说，中西部和农村地区投资力度非常不足，基础设施落后，在这种情况下，加强对可其投资规模，可以增强投资的社会效率和收益。

2.4扩大社会保障的覆盖范围

在目前社会保障基金困难的情况下，扩大覆盖面是当务之急。我国是一个农村人口占80%以上的农业大国社会保障覆盖范围缺少占人口绝大多数的农村群体是不符合社会保障的本质概念的，应大力发展农村的社会保障体系。另外要积极发展企业补充养老保险，在医疗卫生领域的主要功能应该主要集中财力和借助财政转移支付，解决医疗服务公平性和可及性的问题，让城市的低收入人群和落后地区的广大农民尽早得到基本医疗服务要加快社区卫生服务体系的建设。在财政力量有限的情况下，社会保障基金应着眼于提供全民的生活基本保障，应主要用在提供低水平的全民保障，随着经济的不断出现发展，再逐渐提高保障水平，不断完善保障体系。

【参考文献】

[1]刘怡.财政学[M].北京：北京大学出版社，2004.

[2]谭建立.财政学[M].北京：中国经济出版社，l999.

就业结构对经济增长的影响 篇4

从1978年开始实施改革开放政策我国经济通过实施渐进式的市场化改革, 实现了巨大的经济增长。我国经济在最近的30年里保持了快速增长的势头, GDP平均增长超过9%, 是同期世界经济增长最快的国家之一。但同时, 我国作为世界上人口最多的发展中国家, 近年来失业问题在经济发展中表现得尤为突出。库兹涅茨、钱纳里等经济学家研究表明:当就业结构优化的时候, 劳动力资源重新得到配置, 结构效应则变得非常明显, 即就业结构的转换会影响到经济的增长。

二、就业结构变化对经济增长影响的模型

1、回归模型的设立

本文借鉴世界银行在1996年通过劳动力的配置效应解释中国的经济增长的计量模型与日本经济产业研究所在2004年分析资本、就业变化等因素对中国经济增长影响模型, 因此在对我国1978—2007经济增长的源泉进行解析时, 把资本、人口、就业结构变化因素与人力资本要素, 但不同于传统的柯布—道格拉斯函数形式, 本文除人力资本变量外, 其他变量都采用变量的增长率形式, 构造回归方程如下:

其中GR是人均GDP增长率, R_pop是人口自然增长率, G_capital是我国固定资产占GDP比重的增加率, H_capital是就业人员的人均人力资本, △stru代表就业结构变化因素, 则为随机扰动项, t=1, 2……29。

2、数据选择与处理

GR:人均GDP增长率, 用以代表各年的经济增长, 以扣除通货膨胀因素后的1978年不变价计算出来的实际增长率。

R_pop:人口自然增长率, 用来代表对经济增长的人口要素影响。

G_Capital:是我国社会固定资本存量占GDP比例的比上一年的增加率, 是反映我国投资增长对经济的影响根据 (吕彬彬, 2008) 运用固定资产投资价格指数推算出以1978年不变价标值的实际固定资产投资额, 即新增投资额It, 再采用 (韩廷春, 1999) 估算出来的1978年的固定资本存量为8516.64亿元, 最后运用永续盘存法公式计算各年的实际资本存量:K=It+Kt-1 (1-δ) , 其中Kt为t年资本存量净值, It为t年新增投资额, δ为折旧率, 本文拟选 (王小鲁, 2000) 给出的建议性的折旧率5%。

H_capital:人均人力资本存量, 是以计算出的就业人口的总人力资本存量除以就业人口数得到, 可以衡量就业结构中的就业人员人力资本对经济增长的影响程度。本文采用受教育年限法来度量人力资本存量, 计算公式为:HC=∑wihi, 其中, HC为就业人员的人均人力资本, Hi为受教育层次i的就业人数构成, wi为受教育层次i的教育年限。为使分析方便, 本文把受教育水平分为5个层次 (i=1, 2, 3, 4, 5) 对应未上过学的、小学水平、初中教育水平、高中教育水平、大学专科以上的就业人员。其中1978—1998年数据来自 (谭永生, 2007) , 其他数据来自《中国劳动统计年鉴》。

△stru:就业结构变化, 采用非农就业比重的增长率, 即是非农就业比重相对于上一年该比重的变化率, 代表劳动力从农业向非农产业的转移情况, 增长率越大, 意味着劳动力的流动迅速发展, 人口就业结构的变化进一步加快。

3、模型参数估计与检验

从模型结果来看, 虽然判定系数R2=0.728, 拟合效果一般, 但是F值通过了检验, 表示多元线性回归方程整体上是显著的, 解释变量能够反映被解释变量的变化;另外, 明显可以看出解释变量都通过了t检验, 表示每个解释变量对被解释变量有显著的线性统计关系;还有du (0.05) =1.74

4、对计量结果的分析

(1) 非农就业比重的变化促进了我国经济的增长。从回归系数表可以看出:非农就业比重变化的系数为0.874, 这表明在其他解释变量不变的情况下, 非农就业结构份额比上年增加一个百分点, 人均实际GDP增长率将提高0.878百分点, 这体现了劳动力再配置效应对经济增长的显著影响。国际经验也表明, 无论早期工业化国家还是当今的发展中国家, 农村劳动力转移对经济发展与城市化等具有积极的促进作用。

1978—2007期间, 由于农村劳动力不断向城镇转移, 相应地非农就业比例从1978的29.5%上升到2007年的59.2%, 非农产业从业人员由1.18亿迅速升至4.55亿, 29年中增加了3.37亿, 非农就业人数有了很大的提高, 城乡就业结构得到优化, 结构效应才得以发挥城乡就业结构得到优化, 结构效应才得以发挥。实践也证明, 农村劳动力转移是促进国民经济增长的重要因素, 农业劳动力从劳动生产率较低的农业部门向劳动生产率较高的非农产业转移, 将促进劳动力资源配置效率的提高, 从而推动经济增长 (蔡昉、王德文, 1999) , 而且对我国农民的收入增长有着重要的影响。

但近几年, (都阳、蔡昉, 2004) 发现制度改革缓慢、农村推力有限和城市拉力不足阻碍了农村劳动力向城市的大规模合理流动, 导致就业结构的升级滞后于产业结构的升级, 并进而恶化了产业结构与就业结构的同步性, 在一定程度上影响了经济的发展。

(2) 人力资本是经济持续增长的决定性因素。人均人力资本对人均GDP增长率的系数是1.802, 表示在控制其他解释变量后, 人均人力资本绝对量每提高一个单位, 人均GDP增长率将增加1.802个百分点。这一系数在所有四个解释变量中是最高的, 突出了人均人力资本对经济增长的积极意义。但是人均人力资本的增长速度是比较慢的, 人力资本在1978年为5.285 (年/人) , 到2007年时, 也只是达到8.504 (年/人) , 平均年增长只有0.111 (年) 。但近年来就业人员的受教育程度的构成逐渐合理化, 大学专科及以上的比例逐年增加, 而未上过学的就业的人员大幅度的下降。

但经过近30年的改革调整, 我国教育的层次结构水平有了很大提高, 结构比例正不断取向均衡合理, 特别是接受中高等教育就业人员的比例逐年增加。从长期来看, 我国的人口结构正在朝老龄化转变, 人口红利逐渐消失, 所以要继续发挥劳动力对经济增长的作用, 关键在于加快人力资本的积累。因此, 劳动力素质的提高将促进企业吸收劳动力与劳动力在产业间的转移流动, 对就业结构的高级化具有重要作用。

三、小结

以上理论分析与模型结果说明, 从1978年改革开放以来, 农村劳动力由农业向非农产业的产业间转移, 极大提高了经济整体的劳动生产率, 实现了经济快速增长。通过就业结构的变化对我国经济增长的影响实证分析, 发现非农就业结构影响经济的增长速度, 所以未来几年我国保持经济稳定并创造出更多就业机会与加速农村劳动力转移是艰巨的任务。

文中得到人力资本的回归系数比较高, 就业人员受教育程度结构也逐渐合理化, 但由于我国教育水平比较落后, 人力资本积累效应还没有体现出来, 而经济的进一步发展对劳动力的素质提出了更高的要求, 所以进一步加快劳动力转移速度, 提高劳动力素质, 促进就业结构的优化, 将有利于经济的持续增长以及粗放型向集约型转变。

摘要：通过对1978—2007年我国经济增长与就业结构的实证分析发现就业结构的变化对我国经济增长贡献程度较大, 后者影响经济的增长速度;而同时人力资本对经济增长的影响比较高, 就业人员受教育程度结构也逐渐合理化, 但由于我国教育水平还比较落后, 人力资本的积累效应还没有体现出来;

关键词：就业结构,经济增长,人力资本

参考文献

[1]、韩廷春.经济持续增长的机制分析[J].北京大学中国经济研究中心, 工作研究论文, 1999.

[2]、王小鲁.中国经济增长的可持续性与制度变革[J].经济研究, 2000 (7) .

[3]、谭永生.人力资本与经济增长—基于中国数据的实证研究[M].中国财经出版社, 2007年版.

[4]、蔡昉, 王德文.中国经济增长可持续性与劳动贡献[J].经济研究, 1999第10期:62-68

向结构调整要经济增长动力 篇5

从上半年产业发展情况看，化解产能过剩矛盾有序进行，改造提升制造业各项工作稳步推进，服务业发展保持良好势头，产业结构调整取得新进展。

工业运行逐步趋稳。规模以上工业增加值同比增长8.8%，增幅比一季度加快0.1个百分点，其中6月份同比增长9. 2%，增幅比前两个月均有所提高。分地区看，东部地区工业增加值同比增长8. 4%，中部地区增长8.8%，西部地区增长10. 8%。分产品看，464种产品中有346种产量同比增长。1-6月，规模以上工业出口交货值56143亿元，同比增长5. 3%，增速同比提高0.5个百分点。1-5月，制造业完成投资53044亿元，同比增长14.2%，较前4个月回落1个百分点，降幅有所收窄。1-5月，规模以卜工业企业实现利润22764亿元，同比增长9.8%。

化解产能过剩初见成效。1-6月，钢铁、电解铝行业投资同比分别下降8. 4%、31%。重点钢铁企业从3月份开始实现盈利，其中5月份实现利润28.5亿元，环比增长1.3倍，钢铁行业4、5月份利润增长的主要原因是铁矿、煤炭价格大幅下降。前4个月水泥行业实现利润172亿元，同比增长109. 3%。平板玻璃行业实现利润18亿元，同比增长78%。船舶行业逐步企稳向好，上半年承接新船订单4080万载重吨，同比增长78. 2%，前5个月规模以上企业实现利润25.3亿元，同比增 长9.2%。

服务业发展继续呈现良好态势。上半年服务业增长速度8. 0%，比同期经济增幅高0.6个百分点，服务业增加值比重达到46. 6%，比去年同期提高1.3个百分点，己连续6个季度超过第二产业，对经济增长的支撑作用日益明显。服务业固定资产投资118764亿元，占全社会固定资产投资的55. 8%，增速19.5%，分别高于全社会固定资产投资和第二产业投资2.2和5.2个百分点。移动互联网接入流跫同比增长52.1%，月户均手机上网流量同比增长93. 2%，商务部重点监测的5000家重点零售企业中，网络购物同比增长29.5%。服务业新增企业数量达129.06万户，占新登记企业总数的78.1%，对扩大就业起到积极作用。

下半年，推进产业结构调整要抓住和用好“倒逼”机制，以解决重大结构性矛盾为突破口，积极发展结构优化、技术先进、清洁安全、附加值高、吸纳就业能力强的现代产业体系。

一是增强产业发展的协调性。认真执行好产业结构调整指导目录，引导社会资本合理流动，促进要素资源更有效地配置到国家鼓励发展的领域和行业。继续降低市场准入门槛，探索负面清单管理模式，简化行政审批，推进投资贸易便利化。落实企业自主权，支持非公有制经济发展，推动各类市场主体平等参与市场竞争，促进区域产业协调发展。

二是改造提升制造业。继续推进化解产能严重过剩矛盾，抓好己出台配套政策措施的落实，确保各项措施方案落地，坚定不移推进各项工作。落实好重点产业布局调整和产业转移的政策措施，优化生产力布局，推动重点产业有序转移，打造一批具有国际竞争能力的先进制造业基地和发展一批专业特色鲜明、品牌形象突出、服务平台完备的现代产业集群。支持企业技术改造，应用新技术、新材料、新工艺、新装备发展先进装备制造业，调整优化原材料工业，改造提升消费品工业。坚持市场化运作，发挥企业主体作用，推动优势企业实施强强联合、跨地区兼并重组，提高产业集中度。

三是培育发展新兴产业。以重大技术突破和重大发展需求为基础，促进新兴科技与新兴产业深度融合，推动战略性新兴产业重点领域跨越发展。实施产业创新发展工程，依托优势企业、产业集聚区和重大项目，统筹技术开发、工程化、标准制定、应用示范等环节，支持商业模式创新和市场拓展，培育一批战略性新兴产业骨干企业和示范基地。

四是加快服务业发展。推动生产性服务业向中高端发展，深化产业融合，细化专业分工，增强服务功能，提高产业整体素质和核心竞争力。大力发展生活性服务业，丰富服务供给，完善服务标准，提高服务质量，不断满足广大人民群众日益增长的物质文化生活需要。深入开展国家服务业综合改革试点和服务业发展示范区建设，加强制造业集聚区、服务业集聚区公共平台建设，积极探索、先行先试，创新发展模式，完善体制机制和政策措施，破解制约服务业发展的瓶颈。

我国产业结构与经济增长关系 篇6

改革开放以来, 我国围绕着发展的主题, 不断调整产业结构, 实现了产业结构与经济增长的双向互动, 使得GDP连续多年高速增长。为了分析我国产业结构与经济增长的关系, 在此搜集了1991—2012年我国GDP及三大产业产值的数据, 利用计量经济学方法建立多元线性回归模型。

一、我国产业结构与经济增长的现状

中国在20世纪80年代中期引入了三次产业分类法。进入21世纪以来, 我国产业结构持续优化。第一产业增长相对缓慢, 第二产业增长快速, 第三产业突破以商贸、餐饮为主的单一发展格局, 加速了金融、保险、研发、咨询等行业的发展。与此同时, 第一产业就业比重明显下降, 第二产业就业比重增长缓慢, 第三产业的就业比重增长速度高于第二产业的增长速度。总体上看来我国产业结构在保持二、三、一型基础上不断的优化。但是, 无论从静态还是动态的角度来分析我国现阶段的产业结构, 许多问题仍然存在。

二、实证分析

1. 建立模型。

新古典经济理论认为, 经济增长是由资本积累、劳动力增加和技术进步长期共同作用的结果。对于既定的资本、劳动力和技术, 不同的产业结构会导致不同的经济增长效率。通常我们会假设生产函数为:

式中Y表示总产出, Xi表示第i产业的产出量, A表示技术水平, 通常可以建立Y与各产业之间的一个多元回归模型:

为了消除数据的异方差性, 分别对其两边分别取对数后表示:

对模型 (3) 进行变换, 可得到第一、二、三产业对经济增长贡献的基本模型:

2. 数据来源。

产业结构指国民经济各个产业之间的组织和构成, 以及它们在国民经济所占的比重和相互关系。本文产业划分及数据均来自《中国统计年鉴》, 样本年限为1991-2012年;选取国内生产总值GDP为经济总量指标Y、第一产业产值X1、第二产业产值X2、第三产业产值X3、工业产值X21、建筑业产值X22、交通运输仓储及邮政业产值X31、批发零售贸易餐饮业产值X32、金融业和房地产业值X33、第三产业其他值X34。

3. 回归分析。

依据模型 (4) , 取我国国内生产总值和第一、二、三产业产值在1991-2012年的样本观测值, 运用经济计量软件对我国经济增长与产业结构的关系进行回归分析, 可以得到以下结果:

从上面的回归结果可以看到, 回归系数通过了t检验, 方程整体也通过了F检验, 而且方程的拟合优度很好 (Adjust R2=0.999949) , 方程自变量对因变量的解释能力很强, 说明三个产业产值与国内生产总值相关性显著。

第一产业产值的弹性系数是0.1862, 第二产业产值的弹性系数是0.4208, 第三产业产值的弹性系数是0.4019, 说明第二产业产值对经济增长的贡献是最大的, 是经济增长的中流砥柱的力量, 第三产业产值的增长不断加快, 从与第二产业产值相差二十多个百分点到与之持平, 与第二产业共同支持经济增长。而第一产业产值所占比重日益减小, 已不再是我国经济增长的中坚力量, 成为基础性支撑力量。

为了进一步细分各产业对国内生产总值的贡献, 将继续用第一产业产值X1、第二产业中的工业产值X21、第三产业中的交通运输仓储及邮政业产值X31、批发零售贸易餐饮业产值X32、金融业和房地产业值X33作为自变量建立如下模型:

依据模型 (5) , 取我国国内生产总值和第一产业产值、第二产业中的工业和产值、建筑业产值、第三产业中的交通运输仓储及邮政业产值、批发零售贸易餐饮业产值、金融业和房地产业产值在1991-2012年的样本观测值, 运用经济计量软件对我国经济增长与产业结构的关系进行回归分析, 可以得到以下结果:

从上面的回归结果可以看到, 回归系数通过了t检验, 方程整体也通过了F检验, 而且方程的拟合优度很好 (Adjust R2=0.99995) , 方程自变量对因变量的解释能力很强, 说明三个产业细分产值与国内生产总值相关性显著。

4. 回归结果分析。

由分析结果可见:首先, 产业结构调整和经济增长之间是互为因果的关系。一方面, 产业结构调整促进了经济增长, 另一方面, 经济增长也加速了产业结构调整。以上分析证明, 用产业结构调整和经济增长之间互为因果的关系指导我国依靠产业结构调整促进经济增长, 依靠经济增长带动产业结构调整在理论上和实践上都是可行的。其次, 从三次产业产值增长对经济增长的贡献来看, 1991年以来, 第一产业对经济增长的贡献逐渐减弱, 第三产业的贡献逐渐增强, 而第二产业一直是经济增长强有力的中坚力量。从弹性系数看, 第三产业的增长贡献具有巨大的潜力。

三、政策建议

鉴于上述实证分析结论, 今后我们应将产业结构调整的重点放在推进产业结构优化升级上, 保持第一产业基础地位, 使第二产业由粗放经营向集约型转变, 合理引导第三产业。优化产业结构, 由第二产业领先向第三产业优先转变。优化三次产业结构, 把稳一产、强二产、扩三产有机结合起来, 把大力发展服务业特别是现代服务业放在突出位置, 促进经济增长由主要依靠第二产业带动向依靠第一、第二、第三产业协调带动转变。

1. 农业基础地位不变。

农业在国民经济中的比重将持续下降, 但其重要性和基础地位不会改变。农业生产关系到人民的切身利益、社会的安定和国民经济的发展和我国在国际竞争中能否保持独立自主的地位, 因此, 我们必须要高度重视农业生产, 在经济发展的任何阶段, 农业的基础地位都不能削弱而只能加强。

2. 工业内部结构调整。

首先, 重工业化阶段不可逾越, 霍夫曼法则表明, 工业化中后期产业结构出现重工业化趋势, 是许多国家工业化过程中的一个普遍规律。其次, 信息产业将成为我国未来的主导产业。高技术产业正在逐步替代传统产业变为主导制造业的部门。最后, 坚持走新型工业化道路。以信息化带动工业化, 以工业化促进信息化, 走科技含量高、经济效益好、资源消耗低、环境污染少、安全有保障、人力资源优势得到充分发挥的发展道路, 努力推进经济增长方式的根本转变。

3. 服务业快速发展。

经济增长结构 篇7

经济增长问题向来是经济学家研究和关注的重点,现代经济增长理论认为,技术进步和人力资本是经济持续增长的动因。阿罗(Arrow1962)提出了“干中学”模型,将技术进步作为资本积累的副产品率先引入了经济增长模型[1]。宇泽弘文(Uzawa 1965)提出了第一个人力资本内生化增长模型,他定义人力资本的生产函数具有线性性质,试图通过人力资本的不断积累解释长期经济的持续增长[2]。罗默(Romer 1986)将Arrow模型向前推进一步,他认为,知识积累是厂商投资决策的产物,而非人类经济活动的副产品,知识具有很强的外部效应,可以使知识投资的社会收益呈现不变或递增趋势,这样即使人口增长增长率为零,经济也能持续增长[3]。卢卡斯(Lucas 1988)在Uzawa的基础上,把人力资本作为一种生产要素直接引入了生产函数中,他假设技术进步率是一个常数,人力资本积累不需要资本投入,与劳动者用于人力资本积累的时间份额有关,并在此基础上得出了没有人力资本积累就没有经济增长的结论[4]。罗默(Romer 1990)建立了一个中间产品扩大型技术进步内生增长模型[5]。他假设人口和劳动力供给不变,经济体中人力资本总量不变。得出了均衡经济增长速度只与一个社会的人力资本总量呈现正向关系的结论。雷贝洛(Rebelo 1991)在生产函数中引入了非可再生资源,重点研究了税收、储蓄率对长期经济增长率的影响[6]。他的包含人力资本积累的模型,考虑了物质资本投入对人力资本积累的影响,是对传统人力资本积累方程的一个改进。里德(Redding 1996)将人力资本积累和研发投资同时内生于经济增长模型,他假设人力资本积累和研究开发都需要投资才能进行,得出了研发投资与人力资本投资是一个互动决策的博弈过程[7]。

上述增长模型给我们的一个启示是新技术和人力资本这两种要素是经济持续增长的动因,而新技术、人力资本的生产又依赖于现有物质资本、人力资本的投入。考察物质资本和人力资本的分配结构,究竟多少投入产品生产、多少投入研究开发、多少投入人力资本生产才能最大限度地促进经济增长?对这一问题的研究,不仅有助于从理论上弄清投资结构与长期经济增长的关系,也有助于政府投资策略的选择,因此在理论上和政策上都具有重要意义。

本文将在经典内生增长模型研究的基础上,同时将人力资本和技术进步内生于经济体中。文章通过引入“物质资本投资比例系数”和“人力资本分配比例系数”重点考察物质资本和人力资本在教育部门、研发部门和物质生产部门的分配对均衡经济增长速率的影响。此外,本文的模型设定,全面考虑了人力资本对经济增长作用的各种机制;人力资本的要素作用,人力资本的本部门溢出效应,以及人力资本对于其他部门的溢出效应。关于新技术,本文也同时考虑了技术进步对研发部门、人力资本生产和物质生产部门的影响。因而,本文的模型设定,使研发部门、人力资本生产部门、物质生产部门之间相互作用的逻辑更加严密。

二、一个引入投资结构的三部门内生经济增长模型构建

假设:经济系统中有三个部门,物质生产部门、研发部门和教育部门。1.所有的人力资本H均由教育部门生产,HE用于本部门人力资本生产,HA投入研发,HY投入生产;2.所有的新技术A均由研发部门生产,新技术对人力资本生产部门和研发部门具有不同的外部效应,可以用不同的外部性参数来表示;3.物质生产部门的产出Y一部分为政府财政收入KG,一部分为居民消费C和储蓄KC。假设居民储蓄完全转化为投资,和政府财政收入一起由政府部门统一进行规划,分别投入到教育和生产中,为KE,KY。根据以上假设,我们可以把经济系统描述为如下所示的三部门生产模型简图:

考虑一个社会计划者问题,假设代表性家庭的效用函数为:

其中,σ表示相对风险规避系数(σ>0);ρ表示时间贴现率。

假设物质生产部门的技术进步为哈罗德中性技术进步,生产函数具体设定为如下形式:Y=KYα(AHY)1-α0<α<1

其中,A为现有技术水平,KY表示投入到物质生产部门的资本品;HY表示投入到物质生产部门的人力资本。假设资本的折旧率为0,则资本的动态积累方程为:=Y-C

假设教育部门人力资本的积累与人力资本积累因子,教育部门现有人力资本存量,政府对教育部门的投资和现有技术水平对教育部门的溢出效应有关。则人力资本的动态积累方程为:=ωAγHEKE

其中,ω表示人力资本积累因子;A为现有技术水平;γ代表现有技术对教育部门的外部性;HE表示教育部门现有人力资本存量;KE表示对教育部门人力资本生产的物质资本投入。

假设研发部门新技术的发明与投入到技术研发中的人力资本数量,以及现有技术水平有关,则技术积累的动态方程为:

其中,δ表示技术积累因子;HA为投入到技术研发中的人力资本数量;A表示现有技术水平;Ф代表技术的外部性;Ф<0表示随着技术水平的提高,技术创新越来越难;Ф>0为技术具有正的外部性;Ф=0为技术的进步独立于现有的技术水平。

在分析了消费者和各生产部门的行为以后,我们来求解均衡经济增长路径。

假设:HA=(1-θ1-θ2)H,Hγ=θ1,HE=θ2H,Kγ=μK,KE=(1-μ)K

构建模型如下:

这个最优化问题的现值Hamilton函数为:

其中,λ1,λ2,λ3分别为人力资本、新技术、物质资本的影子价格。根据动态最优化理论,

对控制变量C、μ、θ1、θ2的一阶偏导为0,可得:

影子价格的变化率为:

根据以上条件,我们可以解得:

三、模型结果分析

由模型推导结果可以看出,平衡增长路径上总产出的增长率等于人力资本增长率加技术增长率。这说明人力资本和技术进步是决定均衡经济增长速度的主要因素。此外,平衡增长路径上,人力资本增长率与技术水平的增长率存在线性关系。技术水平的外部性参数准,决定了人力资本增长率和技术进步率的大小。准越大,均衡经济增长率也越大,说明现有技术对研发部门的溢出效应会对均衡经济增长速率产生影响,而现有技术对人力资本生产部门的溢出水平γ不会对均衡经济增长速率产生影响,说明技术进步对人力资本生产影响不大,人力资本生产主要依靠现有人力资本存量和政府对人力生产的物质资本投入。最后,总产出的增长率、技术的增长率、人力资本增长率与分配到人力资本生产部门的人力资本比例正向相关。这意味着留在教育部门的人力资本越多,均衡经济增长率越大,也即对人力资本分配时,应该让尽可能多的人留在人力资本生产部门。根据θ2,θ1与μ的关系式,可知μ越小,θ2越大;θ1越大,θ2越大。这意味着,对于物质资本,分配到人力资本生产部门的物质资本越多时,均衡增长率越大;而对于人力资本,分配到人力资本生产部门和物质生产部门的人力资本越多,均衡经济增长率越大。也即,无论是物质资本还是人力资本都应该尽可能多地分配到人力资本生产部门,均衡经济增长率才会越大。

摘要：针对已有的内生增长模型忽视物质资本投资对人力资本生产和技术研发影响的现状,文章建立了一个考虑物质资本投资结构和人力资本分配比例的三部门内生经济增长模型。模型推导结果表明:均衡经济增长率与分配到教育部门的人力资本比例和物质资本比例成正比,而与分配到物质生产部门的物质资本比例和分配到研发部门的人力资本数量呈反比。

关键词：人力资本,技术进步,投资结构,经济增长

参考文献

[1]Arrow,Kenneth J.,The Economic Implications of Learning by Doing[J],Review of Economic Studies,1962,29(2):155～173

[2]Uzawa H.,Optimum Technical Change in an Aggregative Model of Economic Growth[J],International Economic Review,1965,6(1):18～31

[3]Romer P.M.,Increasing Returns and Long-run Growth[J],Journal of Political Economy,1986,94(5):1002～1037.

[4]Lucas R.E.,On the Mechanics of Economic Development[J],Journal of Monetary Economics,1988,22(1):3～42

[5]Romer P.M.,Endogenous Technological Change[J],Journal of Political Economy,1990,98(5):71～102

[6]Rebelo,Long-run Policy Analysis and Long-run Growth[J],Journal of Political Economy,1991,99:500～521.

经济增长结构 篇8

我国城乡二元经济结构仍然显著, 城市化滞后于工业化, 通过改进能释放出巨大的经济增长潜力。目前正处在工业化继续深化、城市化加速发展阶段, 这种结构转变的趋势日益强烈, 在促进经济增长上仍可期待, 很可能导致收入差距的拉大, 尤其是城乡收入差距。因此, 在研究经济增长与城乡收入关系时, 有必要引入中国的结构转变。那么, 经济增长是否能够缩小城乡收入差距?在经济增长过程中的结构转变特征又给城乡收入差距带来什么样的影响?为此, 本文在梳理相关文献的基础上, 从产业结构和城乡结构两大方面切入, 并结合改革开放以来的经济增长, 对结构转变、经济增长与城乡收入差距的关系进行揭示。

一、文献回顾

关于产业结构对经济发展和收入差距的影响, 国内外学者进行了很多研究。早在15世纪, 威廉·配第首次提出各国收入水平的差距在于产业结构的差异。国内的毕先萍和简新华 (2002) 指出, 经济欠发达国家的产业结构转变过程不同于发达国家的转变过程, 在经济欠发达国家的转变过程中, 产业间的产业比重与就业比重会出现严重偏离, 使得农业与非农产业之间劳动生产率差距不断扩大, 从而进一步使得非农产业部门的收入水平越来越高于农业部门, 拉大了城乡收入差距[3]。傅振邦和陈先勇 (2012) 以湖北省为例, 也证实了这一观点。产业结构由低级向高级转换, 必然是工业化水平提升的结果[4]。张红宇 (2004) 认为在世界各国工业化过程中, 城乡收入差距是普遍存在的基本事实, 在经济发展过程中是能够自动克服收入差距的, 只是过程比较漫长[5]。马晓河等 (2005) 研究了各国工业化阶段与工业反哺农业的关系及其对农民收入的影响[6]。他们基本一致认为城乡收入差距是由城乡 (工农) 生产力水平差异、要素收入差距等因素所致。

在城市化与城乡收入差距的研究中, 理论方面, 陈锡文 (2011) 认为资源、财富大量、快速地向城市集中, 以及农村人口向城镇转移明显滞后的增长方式, 农村人口向城镇的转移没能与改革以来农业增加值比重不断下降这一事实同步推进, 导致了农民收入增长的明显滞后[7]。李文 (2000) 认为, 城市化滞后使农业劳动力严重过剩, 影响了农业经营的规模化、产业化和劳动生产率的提高;低下的比较收益制约了农民收入的增长和农村市场的开拓[8]。快速推进城市化, 转移农业剩余劳动力, 是推动农村和农业现代化、缩小城乡差距的的根本途径。在实证方面, 陆铭和陈钊 (2004) 采用省际面板数据证实了城市化具有显著的缩小城乡收入差距的作用[9]。姚耀军 (2005) 利用协整分析及Granger因果检验方法实证研究表明城市化水平与城乡收入差距呈负相关, 并且城市化是城乡收入差距的Granger原因, 城市化有利于缩小城乡收入差距[10]。程开明和李金昌 (2007) 的研究表明城市偏向与城市化扩大了城乡收入差距, 城乡收入差距从反面也提高了城市化水平[11]。周少甫等 (2010) 通过门槛面板模型对我国1993—2007年城市化进程中城乡收入差距问题进行分析, 结果显示城市化水平对城乡收入差距具有显著的门槛效应[12]。从上述研究结果来看, 城市化与城乡收入差距的作用关系不完全一致。

关于经济增长对城乡收入差距的影响研究中, 刘耀森和李庆 (2012) 认为经济增长在一定程度上是收入差距拉大的原因[13]。张嫘和方天堃 (2007) 利用协整及Granger因果检验方法研究了我国城乡收入差距变化与经济增长的关系, 认为无论在长期还是在短期, 经济增长都是城乡收入差距变化的Granger原因, 与库兹涅茨倒U型假说对经济增长与收入分配关系的结论一致[14]。张建辉和靳涛 (2011) 通过实证研究转型式经济增长与城乡收入差距, 结果证实存在库兹涅茨倒U型曲线, 转型因素如所有制结构调整有利于缩小城乡收入差距, 而市场化进程、对外开放以及地方政府行为模式都在不同程度上扩大了城乡收入差距[15]。晏艳阳和宋美喆 (2011) 利用面板空间计量经济学方法也验证了我国城乡居民收入差距与经济增长间的关系符合库兹涅茨假说[16]。

综上所述, 在结构转变、经济增长与城乡收入差距的研究上, 大多基于其中两个方面进行研究, 缺乏将三者放在一个统一的框架下的研究。因此, 本文将首先分析结构转变、经济增长对城乡收入差距的影响机理, 然后通过构建结构转变指数, 刻画经济增长、结构转变关于城乡收入差距的动态演进趋势, 在此基础上进行实证分析。

二、理论框架

(一) 产业结构对城乡收入差距的影响机理

产业结构是指各产业在国民经济中的构成比例, 它通过改变要素的边际生产力来影响居民收入分配。产业结构的转变使得原有的资源在整个经济体系中的地位和作用发生了根本性的变化, 从而这些要素的边际生产力也随之发生变化, 在产品市场与要素市场出清的条件下, 要素价格等于其边际生产力, 因此, 要素的边际报酬在产业结构转换中会发生相应的变动。显然, 在按要素分配的经济体制下, 要素边际报酬变动会直接对要素所有者的收入水平造成冲击, 从而使整个经济的收入分配状况发生变化[17]。非农产业往往比农业生产使用更多的资本品, 同时非农产业的生产过程衔接紧密, 分工更为具体和细致, 斯密谈到分工所带来的种种好处便在紧凑和科学的生产过程中得以体现。此外, 非农产业所产生的聚集效应可以使得身处其中的相关行业享受到程度不同的外部经济, 这也有助于提高企业生产要素的生产效率。在土地面积给定的情况下, 劳动者的密度越大, 劳动的边际效率就越低, 人多地少的矛盾也将迫使一部分农村劳动力必须选择向外迁移。因此, 随着产业结构的转变, 第一产业比重不断降低, 第二、三产业比重不断升高, 人们在现代产业部门的劳动报酬要高于农业部门, 出于对更高收入的追求, 农村中的劳动者就会自发地从第一产业涌向报酬高的二、三产业, 寻求在现代产业部门中就业, 所获得的收入也相应提高, 有助于提高农民收入, 缩小城乡收入差距。

(二) 城乡结构对城乡收入差距的影响机理

城乡结构转变体现为城市化水平的提升。一方面, 城市化有可能扩大城乡收人差距。一是在我国户籍管理制度下, 城乡劳动力自由流动性较差, 农村居民主要通过户籍买卖、农地征用、子女考上大学及城乡联姻等几种渠道才能转为城市居民, 而这部分人大多针对富裕的农民, 其进入城市必然导致城乡收入差距的进一步扩大。二是随着农村剩余劳动力转移到城市, 城市的规模聚集效应更为明显, 生产效率的提高有利于增加城市居民的收入水平, 而对于转移到城市的农民工, 各种因素的限制则使他们只能在非正规部门就业, 高昂的城市生活成本与背土离乡的情感成本使得原本工作强度大、收入低的农民工收入更低, 进一步拉大了城乡收入差距。三是随着大量农村剩余劳动力的转移, 城市基础设施的承载压力不断增大, 更多投资将投向城市基础设施建设以缓解人口流动引起的城市基础设施供需矛盾, 这样投向农村的资金就相应减少, 也使得城乡收入差距扩大。另一方面, 城市化也有可能缩小城乡收人的差距。一是劳动力由农村流向城市后, 城市的劳动力数量增加, 加剧了城市劳动力市场竞争, 使得城市均衡工资水平下降, 而且人口的乡—城流动有利于合理配置资源, 提高农村劳动生产效率和人均耕地面积, 有利于增加农民收人。二是农民工倾向于在城市工作积累的资金带回农村, 通过用于基础设施建设和农业投资, 改善农村生产生活条件、提高农民收入。三是随着城市化的推进, 城市数量增加、城市规模扩大, 城市的辐射效应更大, 这样也有利于带动农村地区发展、缩小城乡收入差距。

(三) 经济增长对城乡收入差距的影响机理

经济增长对城乡收入差距的作用主要通过“库兹涅茨倒U型曲线”来体现, 它说明了经济发展是一个农业部门人口向城市部门转移的过程, 农业部门收入较低, 内部收入差距较小, 城市部门收入较高, 且收入差距也较大。农业相对于非农产业而言, 劳动生产率较低, 随着经济增长, 城乡两部门之间的收入差距不断扩大。然而, 当一国经济发展达到中等收入水平, 部门之间的收入差距才会相应得以收敛。另外, 刘易斯模式也体现了这一变化过程。他认为经济增长主要源泉在于城市现代工业部门, 由于其凭借较高的工资水平和劳动生产率, 相较于农村传统农业部门而言, 收入差距在经济发展之初会迅速扩大。随后, 农业部门的劳动生产率会随着劳动力的不断吸纳而逐步提高, 城市现代工业部门和农村传统农业部门的边际生产率最终达到相等, 城乡收入也开始缩小。然而, 该模式只强调工业部门的扩张, 而忽视农业的发展, 假设较为简单[18]。后来, G.拉尼斯和J.C.H.费在刘易斯模型的基础上, 假设在农业技术不断进步的条件下, 农业劳动生产率的提高将出现劳动力剩余, 随着农村剩余劳动力都流入城市现代工业部门, “刘易斯拐点”则会出现, 二元经济结构将逐渐消失, 城乡收入差距也将缩小。

三、指标选择、模型设定与实证分析

(一) 指标选择与模型设定

结构转变指数 (sci) 。我们从产业结构和城乡结构两个主要方面进行考察。以城乡二元对比系数 (dc) , 即第一产业比较劳动生产率与第二、三产业比较劳动生产率的比值, 来反映劳动力配置的效率和合理程度, 进而用以衡量产业结构转变的趋势和效率。产业结构强度越高, 第一产业比较劳动生产率与第二、三产业比较劳动生产率的差距越小, 农业现代化水平越高, 城乡收入差距就小;第一产业比较劳动生产率与第二、三产业比较劳动生产率的差距越大, 农业现代化水平越低, 城乡收入差距就大。其中某产业比较劳动生产率由该产业总产值GDP比重同该产业就业的劳动力比重的比率来表示。城乡结构体现为城市化水平的变化, 以城市化率 (ur) 来表示。城市化率为城镇人口占总人口的比重。因此, 本文以城乡二元对比系数和城市化率的平均值来表示结构转变指数 (sci) 。

经济增长 (pgdp) 。人均GDP能最直接地反映出人口对经济发展的影响。因此, 本文以人均国内生产总值pgdp表示度量经济增长。

城乡收入差距 (dis) 。本文选择泰尔指数度量我国的城乡收入差距。泰尔指数对高收入和低收入阶层收入的变动比较敏感, 城乡收入差距主要体现高低收入两端的变化[19], 泰尔指数不仅可以考虑到城乡居民绝对收入的变化, 并且对城乡人口结构的变化也能加以考虑。以dist表示t时期的泰尔指数, 其定义和计算公式为:

其中, i=1, 2分别表示城镇和农村地区, Pit表示t时期城镇 (i=1) 或农村 (i=2) 人口数量, Pt表示t时期的总人口, Yit表示城镇 (i=1) 或农村 (i=2) 的总收入 (城镇用相应的人口与人均可支配收入之积表示, 农村用相应人口与人均纯收入之积表示) , Yt表示t时期的总收入。

为了描述结构转变下经济增长对城乡收入差距的影响, 我们分别构建如下模型:

其中, lnpgdp、lnsci、lndc、lnur和lndis分别为pgdp、sci、dc、ur和dis的对数形式, 一方面在于变量对数的差分近似地等于该变量的变化率, 可以消除异方差和指数趋势的影响;另一方面也是为了反映各模型变量之间的长期弹性关系, ε为随机误差项, t代表时间。模型 (1) 主要估计经济增长和结构转变对城乡收入差距的影响;模型 (2) 主要估计将结构转变作为条件要素引入经济增长变量后对城乡收入差距的影响;模型 (3) 主要估计三个典型的结构转变特征对城乡收入差距的影响。

为了捕捉经济增长对城乡收入差距, 结构转变下经济增长对城乡收入差距以及结构转变中的城市化水平对城乡收入差距是否有非线性关系, 在模型 (1) 、模型 (2) 和模型 (3) 中分别引入了lnpgdp、lnpgdp·lnsci和lnur的平方项。在模型 (2) 中引入lnpgdp·lnsci这一交互项以揭示引入结构转变后的经济增长对我国城乡收入差距的效应。

本文样本期间选择1978—2011年。原始数据来源于中经网统计数据库。以1978年不变价格为基数, 对人均国内生产总值pgdp作了调整, 以此度量人均实际经济增长。表1给出了所有变量的描述性统计。图1和图2为城乡收入差距、经济增长和结构转变的特征性变化趋势。

从整体上可以看出, 改革开放以来, 我国城乡收入差距的泰尔指数总体上在波动中呈逐步扩大的趋势 (如图1所示) , 从1978年的0.091上升到2011年的0.137, 上升了50.5%。局部而言, 城乡收入差距呈阶段性变化。第一阶段:下降阶段 (1978—1983年) , 泰尔指数从0.091下降到1983年的0.037;第二阶段:上升阶段 (1984—1994年) , 泰尔指数从1984年的0.039上升到1995年的0.135, 第一、二阶段在“V”型波动上升;第三阶段:小幅回落阶段 (1995—1997年) , 从1995年0.121回落到了1997年的0.1;第四阶段:持续扩大阶段 (1998—2007年) , 2007年达到最高水平0.161;第五阶段:逐步下降阶段 (2008—2011年) , 自2007年之后, 泰尔指数开始从2008年的0.158下降到2011年的0.137, 说明随着我国城乡统筹力度的加大, 城乡收入差距缩小的趋势开始显现, 但绝对差距依然很大, 实现城乡统筹发展仍然任重而道远。1993年之前, 人均GDP增长率经历了“W”型的先下降后上升, 再下降再上升的波动。两最低点为1981年和1990年;两个最高点为1984年和1992年。1993年后, 人均GDP增长率经历了“V”型先下降再上升的变化, 1999年为最低点。泰尔指数的变化和人均GDP增长率的变化基本相似, 尤其是1998年后, 两者均呈逐步上升趋势, 自2007年后, 虽然在2010年有小幅上升, 但整体处于下降趋势。

从图2中可以看到, 我国城乡二元对比系数在1978—2003年经历了一个先增大后减小, 再扩大再减小的“M”型波动, 那么这说明我国城乡二元经济结构强度经历了一个先减小后增大, 再减小再扩大的“W”型波动, 从2004年之后, 二元对比系数开始上升, 城乡二元结构强度不断减小;城市化率则逐年上升, 2011年城市化率超过50%;综合二元对比系数和城市化率后计算出结构转变指数, 自1978年以来, 整体呈现上升趋势。

图3~图6刻画了经济增长、结构转变以及结构转变式增长与城乡收入差距之间的相关关系。由图3可见, 经济增长与城乡收入差距之间具有库兹涅茨的倒U关系, 但是下降趋势还很平缓。图4中, 将结构转变因素引入到经济增长变量时 (结构转变指数与经济增长的交互项) , 同经济增长与城乡收入差距之间的关系图相似, 也具有库兹涅茨的倒U关系。在图5中和图6中, 城乡收入差距随城乡二元对比系数的上升而呈现线性下降, 随城市化水平的变化而呈非线性变动。这些变量相关关系的描述也进一步说明模型设定形式的合理性。本文将在后面部分的模型估计过程中对这些关系作定量分析和揭示。

(二) 实证研究与结果分析

首先采取OLS法对设定模型 (1) 、 (2) 、 (3) 逐步进行回归, 回归结果发现, D-W统计值都较小。这说明残差序列存在自相关, 需要进行自相关校正。一般来说, 经济变量的滞后性容易导致自相关现象的出现。差分法和Cochrane-Orcutt迭代法是克服自相关的常用方法。本文用较简单的高阶自相关校正法, 逐步加入被解释变量的滞后一期 (AR (1) ) 、滞后两期 (AR (2) ) 等作为解释变量, 直至消除自相关为止。自相关校正后, 各模型的回归结果如表2所示。

注:表中括号内列出的为系数的t统计值;*、**、***分别表示10%、5%和1%的水平上显著。

结合M11和M12可知, 经济增长会扩大城乡收入差距。城乡收入差距将随着经济的增长逐步缩小, 这说明经济增长在缩小城乡收入差距上仍起着重要的作用。虽然最初经济增长会扩大城乡收入差距, 但从长期来看, 有助于缩小城乡收入差距。经济增长与城乡收入差距符合库兹涅茨倒“U”型规律。从2007年以来, 中国城乡收入差距的泰尔指数开始从1.61逐年下降到2011年的1.37, 虽然绝对值仍然很大, 但总体上呈现出收敛性, 城乡收入差距正在显示出改善的迹象, 印证了中国城乡统筹大方向的正确性。这也表明了目前中国正在进行试点改革的城乡统筹发展具有积极的意义, 终结城乡二元经济体制应该成为中国下一歩改革开放的重点内容。

从M13、M21、M22可知, 中国的结构转变有助于缩小城乡收入差距, 同时, 结构转变与城乡收入差距存在线性关系, 其曲线关系为倒N型关系, 实证结果显示城乡收入差距将随着结构转变指数的提高而逐步缩小。当结构转变纳入经济增长时 (经济增长和结构转变的交互项) , 对城乡收入差距的影响为负且显著, 但当把交叉项的二次项纳入时, 系数仍然为负数, 效果仍然显著, 说明了结构转变在长期有助于缩小城乡收入差距。

从结构转变的两个具体方面来看, 首先, 城乡二元经济结构的转变有助于缩小城乡收入差距。从模型M31来看, 系数为负且显著。这说明改革以来, 虽然有些年份产业间的产业比重与就业比重会出现严重偏离, 使得农业与非农产业之间劳动生产率差距不断扩大, 从而进一步使得非农产业部门的收入水平越来越高于农业部门, 拉大了城乡收入差距。但整体而言, 城乡二元经济结构在趋于缓解, 有利于缩小城乡收入差距。其次, 城市化对城乡收入差距的影响则出现阶段性特征, 城乡收入差距随城市化水平的提高呈现出先扩大后缩小的特征。起初城乡收入差距的扩大不仅在于城市化偏向的政策所致, 而且也在于起初农村劳动力的转移, 是具有人力资本优势的劳动力的净流出, 这部分转化成了城市户口的农村劳动力, 导致城乡收入差距的扩大。但随着我国户籍制度和城市政策相对宽松以后, 大量的劳动者从农业转移到城市中的第二、三产业, 最终劳动力的流动通过要素报酬的均等化缩小了城乡收入差距。模型M33从城乡二元经济结构和城市化共同考察了城乡收入差距, 实证研究表明两者在总体上都有助于缩小城乡收入差距。这也说明了面对当前城乡收入差距绝对值还很大的状况, 缩小二元经济结构和不断推进城市化有助于缩小城乡收入差距。

四、结论与政策建议

本文主要对经济增长、结构转变和城乡收入差距的关系进行了实证研究。通过理论及实证分析发现经济增长与城乡收入差距存在库兹涅茨的倒U型曲线关系。尽管我国城乡收入差距的绝对值仍然较大, 但是已经开始出现改善的迹象, 在此改善过程中, 经济增长仍起着重要的作用。但由于经济增长必然伴随着结构转变, 因此, 将结构转变因素纳入到经济增长, 从经济增长背后起重要作用的结构性因素来分析城乡收入差距问题才能真正理解经济增长与城乡收入差距之间的关系。实证研究进一步证明了结构转变下的经济增长有助于缩小城乡收入差距, 具体而言, 促进产业结构升级, 缩小城乡二元经济结构, 以及不断推进城市化有助于缩小城乡收入差距。基于以上分析, 中国要在未来有效地解决中国城乡收入差距持续扩大的问题, 有赖于在我国结构转变中去解决。根据研究结论, 本文提出以下政策建议。

1.注重经济增长, 尤其要注重经济增长的质量, 继续实施城乡统筹战略, 逐渐消除城乡二元经济结构。加大对农村与落后地区基础设施建设的财政支出, 缩小农村地区与城镇地区经济发展外部环境的差距, 降低农村工业化的成本, 为加快农村经济的发展创造有利条件。加大对农村地区公共服务建设的倾斜, 努力提高农村居民享受的基本公共服务质量, 逐步实现城乡就业、教育、医疗、社保等公共服务的均等化, 特别要在保障义务教育制度实施的同时, 加强农村居民的在职教育、职业教育和高等教育, 提高其劳动力的素质和就业能力, 加大经济增长给其所带来的机会。

2.转变经济发展方式, 合理调整产业结构, 促进产业结构高级化、现代化。采取符合比较优势的产业政策和经济发展战略, 为农村剩余劳动力的转移提供更广阔的空间;把工业化与农业产业化相结合, 实施工业反哺农业的政策, 以工业推动农业的发展, 实施农业产业化经营, 促进农业产业结构调整和优化, 提高农业的附加值和比较劳动生产率, 增加农业经营者的收入。

3.以科学发展观推进城市化发展。尽管高速城市化可以在短期内促进经济增长, 但在高速城市化推进过程中, 失衡的资源配置、不公的分配将导致城乡收人差距不断拉大, 从而增加了长期全面改革开放的成本。城市化是大势所趋, 但要理性发展城市化, 而不是盲目推进, 不能把资源过度偏向大城市, 应该以小城镇的建设为重点, 充分发挥城镇对农村的辐射和带动作用。

摘要：经济增长体现为一个结构转变的过程, 并通过结构转变影响城乡收入差距。综合分析产业结构、城乡结构转变, 以及经济增长对城乡收入差距的作用机理, 并基于1978—2011年的相关统计数据进行实证检验。结果显示:中国的经济增长与城乡收入差距存在库兹涅茨倒U型关系;城乡二元经济结构的转变有助于缩小城乡收入差距;城市化对城乡收入差距的影响则出现阶段性特征, 城乡收入差距随城市化水平的提高呈现出先扩大后缩小的特征。应注重经济增长、转变经济发展方式、以科学发展观推进城市化发展。

中国人口年龄结构变化与经济增长 篇9

一、中国人口年龄结构变化趋势

中国人口年龄结构主要表现在出生率、死亡率、人口增长率和总负担比、儿童抚养比以及老年抚养比两个方面。中国人口年龄结构转变是在国家政策的实施下提前发生和进行的。20世纪70年代, 中国人口年龄结构开始发生巨大的变化, 到90年代人口红利的机会窗口开始显示, 但是随之2000年, 全国65岁以上老人占全国人口总数达到了7%以上, 也预示着中国人口老龄化也提前到来。

从下图可以看出, 中国人口出生率从1978年到1987年都处以一个上升时期, 最高点在1987年达到23.33个百分点。但从该年以后出生率都处于一个下降趋势, 从最高点开始下降到2010年11.90个百分点;死亡率的变动情况一直处于一个变幅不大的水平区间, 但是2000以后可以看出, 死亡率开始上升。由于死亡率保持一种不变的速率, 人口增长率的起伏与出生率正相关, 在1987年是一个临界点, 该点之前, 人口增长率表现出高增长水平, 1987年以后, 人口增长率开始下降。

从人口总负担比、儿童抚养比和老人赡养比的情况来看, 总抚养比与少儿抚养比正相关。自改革开放后, 人口总负担比与少儿抚养比开始下降, 大致可以分为三个阶段:第一阶段是1978年到1987年, 在这一阶段总负担比和儿童负担比迅速下降, 可表现为计划生育政策实施后, 儿童数量开始下降而劳动者开始增加;第二阶段是1987年到1999年, 总负担比和儿童负担比变化不大, 处于平稳波动过程, 可认为经过计划生育政策后, 出生率陡然下降, 但是随后出生率达到平稳下降水平, 此时劳动力却在之前儿童成长后开始增多, 也达到劳动者数量略有增长的平稳过程;第三阶段是2000年到现在, 经过十多年人口变化后, 十年前的劳动者开始走向老人阶段, 老龄化开始出现。因此, 总负担比中老人负担比开始增加, 儿童负担比随着社会经济的发展, 人们更加理性地对待“一个孩子“的问题, 出生率下降。老人抚养比在三十多处于平稳增长阶段, 以2000年是一个临界点, 在2000年老人负担比上涨到7.0%以上, 中国开始进入老龄化阶段。

中国经济奇迹有很大因素是来源于中国人口年龄结构的变动。中国经济增长中人口劳动力的贡献超过了25%。中国的人口红利逐渐式微, 对于劳动力的减少和老人抚养比的上升会影响中国经济的可持续增长。也就是说人口年龄结构的进一步的发生改变, 对中国经济会产生不确定的影响。

从下表中可以看出, 15岁-59岁的劳动者在2008年出现下降, 2012年出现负值, 15岁-65岁这一年龄段的人口增长将会持续到2014年, 达到9.97亿人口。社会总供给劳动力数量开始递减, 劳动力出现短缺既能表现在总数量, 也能表现在质量上面, 中国对儿童成长教育的观点是以读大学本科、硕士研究生和博士生为荣, 而对少年去参加技校, 学一门技术的职业学校却带有鄙视心理, 这种心理的作用也造成了我国劳动者在蓝领阶层出现短缺, 在大学生及以上学历的水平上毕业生出现过剩的现象。

资料来源:根据张为民等 (2004) 《人口变动预测》计算。

通过分析中国近三十年来的变动轨迹可以总结出我国人口年龄结构变动的总体呈现以下特征:第一, 劳动人口在总人口比重逐渐上升, 其中劳动人口中的就业人数也呈增长态势;第二, 相比劳动人口比重, 少年和老人人数在总人数的比重呈现相反趋势, 儿童少年人数逐渐下降, 老人人数比例逐渐增加;第三, 与经济增长速度相比, 人口结构转变速度要高与经济增长速度, 这种人口转变速度不是指的是人口增长速度, 而是人口逐渐老龄化速度加快, 与之相配套的经济增长总体结构并不能与之相适应, 会呈现养老福利基金缺口现象;第四, 人口年龄结构变动特征和人口红利的出现、消失以及老龄化的出现是在计划性政策的干预和经济发展共同驱动的结果;第五, 人口年龄结构变动具有不均衡特征, 表现在城乡变动不均衡和地区变动不均衡。城乡人口年龄结构变动不均衡是因为农村中存在无限劳动供给使农村劳动力大量向城市迁移, 地区人口年龄结构变动不均衡是因为东部地区经济发展程度要高于中西部地区, 是中西部地区劳动力相东部地区迁移, 随着西部地区的大开发政策和中部地区的崛起政策, 以及东部发达城市生存成本过高导致东部地区劳动者又开始向中西部地区流动。

二、人口负债分析

随着人口红利机会窗口逐渐消失, 人口老龄化就是人口变迁所呈现的经济、社会负债。老人的增加, 势必会增加财政支付和较少生产劳动力, 降低社会总体收入, 对于这一系列的影响, 可认为是人口负债。

老龄化对经济的影响主要表现在人口负债上面。中国在2000年就已经进入老龄化时期, 但是中国经济尚未达到应有的发达水平, 人民生活水平还没有得到质的提高, 社会养老保险机制尚未完全建立, 中国现行家庭的“四二一”格局使得家庭赡养压力增大, 中国将会出现“未富先老”的局面。中国由于在政策上对人口变动实行强制性的管理, 使得我国人口年龄结构与其他国家变动不一致, 在中国经济运行规律上也表现不一致, 使中国在没有达到富裕水平的时候人口就已经在开始老龄化, 而这种“先老”的局面也增加了社会劳动力供给紧张的情况。

根据联合国对中国人口年龄结构的预测, 在2030年以前, 中国0-14岁区间的人口比重逐步下降, 15-64岁区间的人数呈现先上升后下降的变动情况。劳动人口的绝对规模在2015年将会达到最高点。从而可以得出一个重要的信息, 中国人口总体不仅出现老龄化, 并且劳动力人口也在将来出现老龄化现象, 这种现象对经济增长将会产生一定的副作用, 也可以认为是提前到来的人口红利对在未来进行经济补偿, 也就是人口负债会在我国出现。

三、人口年龄结构变动与经济增长可持续性分析

中国经济自改革开放后其增长速度年平均达到了9.79%, 这种高速增长状况一直保持着持续性, 被世界称为“经济奇迹”。中国经济增长模式一直是以高投资为主要形式, 拉动中国经济的“三驾马车”———消费、投资和出口, 其中投资对经济增长的贡献超过了50%, 较高的资本形成率促使了中国经济的持续增长。但这与索洛模型所得出来的结论向左。索洛模型认为, 资本对经济增长具有边际报酬递减规律, 储蓄向投资转化的比率与人均产生水平成正相关, 高的储蓄投资转化率可以促使人均产生的增加, 但是这种稳定状态不是稳定的, 具有不可持续性。中国能够保持经济增长的持续性, 是因为中国人口年龄结构变动导致在劳动力市场供给方面有充足的劳动者。劳动者在各部门自由流动, 由低生产率部门向高生产率部门转移, 从农村向城市地区迁移, 使得中国经济保持持续增长。

但是随着中国人口结构中老年人口逐渐增加, 劳动者所占比开始下降, 劳动力市场的无限供给开始向有限供给方向发展, “刘易斯拐点”即将出现。基于此背景, 中国一直保持的高投资驱动高增长的模式可能受到挑战。另外, 具有工作收入的人群具有投资扩散效应, 他们对投资和储蓄的需求会导致外资流入国内;但随着人口偏向老年型转移, 这种投资扩散效应也开始消失, 随之对资本流入造成影响, 甚至可能出现资本外流的情况。

人口红利对经济增长的贡献不仅表现在劳动力无限供给规模, 也体现在人口质量上。社会对教育的投入, 使得劳动者中有一部分具有学历成分, 而且通过“边干边学”的模式增加了人力资本, 人力资本对经济增长的贡献对冲了资本边际报酬递减对经济的负作用。但是, 中国在20世纪末的大学扩招, 是高等教育规模增长到了一个极限值, 所带来的结果是人力资本的增加速度也开始放缓。人口质量对经济增长的贡献也会达到一个极致水平。

经济增长结构 篇10

关键词：稳增长；调整结构；增长方式；垄断部门；货币政策；财政政策；产业结构；节能环保

中图分类号：F120.3 文献标识码：A 文章编号：1007-2101（2014）01-0006-03

一、关于稳增长

这次稳增长与2008年保增长有重大区别，主要有五个区别：第一，中央目前提出的稳增长的目标是7.5%，这次稳增长的底线是经济增长率7%。这个目标是理性和符合实际的，这个目标同过去的确保8%的目标有很大不同，这个目标必然引起我国出口、投资、消费以及社会经济生活的各个方面出现新的变化和问题，需要我们认真探讨。第二，中央提出稳增长要有新的思路和政策，例如不再使用一般的短期的刺激政策，而是要把稳增长与经济长期可持续发展结合起来，更加关注调整结构与深化改革在稳增长中的作用，强调去“杠杆化”与去“行政化”，要充分利用改革与结构的“红利”。第三，就是这次在投资上不再像2008年那样全面开花，而是有重点，比如说在基础投资上选择了四个重点，即：棚户区改造、城市地下管网改造、中西部铁路建设以及城际间的高铁。这四个重点是短期与中长期的结合，它不仅对稳增长以及以后的长期投资都有重要意义，即在投资上不再搞全面启动的大一统方式而是强调重点，尤其是在基础设施投资中注重这四个重点等关乎长远利益并有利于化解短缺的投资。第四，这次的投资不是简单地强调政府投资，而是强调启动社会资本投资，所以强调放开垄断性部门，要社会资本进入，在这样的领域要形成混合性经济形式，更加强调在金融、铁路、石油、电力等垄断性部门更大程度上向社会资本开放，充分利用好社会资本的作用。第五，将稳健的货币政策与积极的财政政策有效结合，强调在政府负债过高和货币供应量太大的条件下，更加关注盘活存量，一般不扩大赤字和松动货币投放，确保经济高效益地增长，而不至于为了增长而引发通胀和政府高负债。我们不再简单地讲货币政策财政政策上的存在，或货币的多投放，而强调在不增加政策负债或不增加太多的货币投放的基础上实现稳增长，所以要去杠杆化去行政化，就是强调我们不应该过多地像2008年那样高负债或货币大量的投放。稳增长已经开始起作用，2013年第三季度我们经济实际已经止跌反弹了，即第一季度7.7%，第二季度7.5%，到第三季度7.8%，估计第四季度应该还在7.7%左右，这就是增长政策已经开始见效了。但是这次稳增长还有个不太牢固的地方，主要是从这次的稳增长分析发现，增长抓手主要还是靠投资，消费、出口在这方面的贡献，仍然处在不太稳定的状态。未来怎样促进出口、消费，仍是很大的问题，尤其是结构调整、深化改革、持续稳增长的路径还需做考虑。

二、关于调整经济结构

大家知道，经济结构调整分为同期性结构调整和升级性结构调整，我国此次是升级性结构调整。升级性结构调整涉及到国民收入分配结构调整，投资结构调整，出口、消费、投资之间的结构调整，尤其是涉及到产业结构调整。产业结构调整主要涉及到房地产产业、制造业（包括传统制造业与现代制造业）、服务业（包括消费服务、商务服务和生产服务等）、战略新兴产业（包括新能源、新材料、新一代信息技术、生命生物工程、节能环保、新能源汽车、高端装备制造业）、资源类产业等（包括能源与原材料）等五大产业。第一，房地产产业。房地产产业的调整，不能再像过去那样短期的政策，而要重点分析市场和政策各自的功能哪些属于市场来管，哪些属于政府来管，应该理清楚它们各个关系、定位，同时应该根据现在的情况逐步由“一刀切”的管理，转向分类指导系统管理。第二，制造业需要升级调整。因为中国号称制造业大国，制造业分为传统制造业，现代制造业，那么对传统制造业未来调整方向主要有二个：一个是产品升级换代，一个是产业转移，对现代制造业的提法叫大力发展现代制造业。因为中国现在还不是一个现代制造大国，但是我国是一个现代制造业需求大国，既然我们是现代制造业需求大国，当然我们要大力发展现代制造业了，提高现代制造业在整个制造业的比重。第三，服务业。之所以谈到服务业就是因为服务业在一个国家产业结构比重大小，决定了一个国家产业比重的档次，我国现在服务业比重偏低，再加上服务业是最大解决就业的行业，最少消费资源的产业，应大力发展服务业，发展服务业分为四个组成部分：第一是消费服务主要包括餐饮和商贸、养老消费、儿童消费、信息消费；第二个是商务服务，主要包括金融、投资、会计师事务所，审计师事务所、各类投资咨询公司等；第三个是生产服务，如设计类等；第四个是精神服务类，比如娱乐、影视、旅游、文化服务类。所以这次提出发展服务业是全面性的发展，不再是简单注重所谓消费服务，而是全方位提高服务业在我国经济结构中的比例。第四，战略性新兴产业。它有七个要点，它包括新能源，新材料，新一代信息技术，生物工程，节能环保，新能源汽车，高端装备制造业等。经过一年多实践，战略性新兴产业的关键在于技术问题，任何技术创新都可使这七个要点发生重大调整，例如：美国页岩气技术的发展，导致对中国光伏产业、煤炭产业的巨大冲击，因为每一次世界性技术的发现将会影响到这七个要点，也预示着未来这个产业的调整。而中国也会把更多力量放在技术创新上。第五，资源类产业。它涉及到能源与原材料。资源类产业在中国的发展显然是不够的。按照现在7%增长率算下来，中国很快成为世界消耗能源最大的国家，在资源不够的条件下，还要完成我国经济的增长，必然导致中国进入新的历史阶段，那就是整合世界资源，中国虽然强调在资源整合中实行双赢原则，但这也会不可避免地引发中国与世界利益结构的博杀，因此这类产业变动，它不仅涉及国内问题，也将涉及国际问题，它是更为广泛的一种调整。但整体来看，我们这次的调整很快就会到来，调整的代价主要表现在二个方面，一是结构调整与银行坏账的关系，截至2013年7月，坏账最多的是江苏省、浙江省，结构调整导致大量坏账上升，这是需要警惕的，结构调整与呆坏账之间应该有一个平衡点。二是产能过剩与结构调整的关系，因为我们会深切地感到产能过剩的压力，总能释放出一些负面的东西，所以怎样解决结构调整与产能平衡的关系将是大问题。endprint

三、转变增长方式

此次转变增长方式，主要涉及到五个重点：一是如何从以成本优势为特征的增长方式转变成为以技术优势为特征的增长方式，关键是推动技术创新，我们叫创新趋动战略；二是如何从盲目强调扩大出口和吸引外资的增长方式转变成为内需支撑性增长方式，关键是如何实现国际收支平衡与调整，关注贸易平衡和资本项目平衡；三是如何从单纯强调政府投资拉动的增长方式转向同时重视社会资本和消费的增长方式，关键是提高居民收入与反垄断；四是如何从高消耗能源与高污染的增长方式转向节约与环境友好型增长方式，关键是如何推进节能与环保；五是如何从收入分配差距过大和社会矛盾突显的增长方式转向公平公正与和谐性的增长方式，关键是如何解决初次分配与再分配的问题。所以这次经济方式转变，涉及到我们经济学几乎所有领域，对未来研究发展将有重要意义。

四、关于深化改革

对于深化改革，目前逐渐形成五条共识：

1. 政府体制改革，重点是简政放权。一是向社会放权，就是形成一大批次把政府过去的权力交给民间组织，民间组织主要有慈善类、科技类、商会类、社区类，这四大类组织要在2014年6月前大量启动，政府要把大部分权力交给民间组织完成，这就是向社会放权。二是向市场放权，就是市场能够解决的问题，政府就不参与了。比如：资格评审、品牌、评论，这些都应该交给市场，甚至包括企业的上市过程也交给市场去做，这就是向市场放权。三是向企业放权，就是凡是不涉及纳税人前提的投资项目，政府不再审批了，要逐渐从审批制转向备案制，企业应有权力必须交还企业，明确资本金后就不应实行实缴制而逐渐转向认缴制。这种实缴制给企业带来了两宗罪，一宗是偷逃资金罪，一宗是虚报资金罪。所以政府要向企业放权，目的是消除腐败机制，倡导社会公平、公正，从根本上解决权力寻租的问题，消除腐败的体制基础。

2. 金融体制改革，包括利率市场化、汇率市场化、外汇在资本项目下的可自由兑换、放开民营银行等，彻底改革金融垄断问题，将金融转向服务业，更好地为实体经济服务。大家看到：央行已提出利率市场化，货款利率已经市场化了，存款可能将从大额存单开始，然后逐步放开存款利率。

3. 财税体制改革，包括税制改革和预算体制改革。税制改革，重点是增加直接税务，减少间接税务。预算改革主要界定中央政府与地方政府的财权与事权的关系，从根本上解决土地财政及地方的过高负债问题。现在中央政府财权太大事权过小，地方政府事权过大，财权过小，这样就导致了土地财政，从而从根本解决土地财政及地方过高的债务负担的问题，即重新界定中央政府与地方政府在财权与事权的关系。

4. 城乡一体化改革。其重点是人的城镇化，消除市民与农民的差别，首先解决2.6亿民的市民化问题，包括实现民生享受的公平化原则等。

5.重塑经济新活力。包括国有企业改革和大力发展民营经济、推动技术创新等，重新寻找经济增长的新活力。对这五点改革形成共识，对我国经济改革有重大重义。

经济增长、产业结构与工业用水 篇11

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。