国内经济增长精选(十四篇)

序言：作为思想的载体和知识的探索者，写作是一种独特的艺术，我们为您准备了不同风格的14篇国内经济增长，期待它们能激发您的灵感。

篇1

政府把扩大内需作为2012年国内经济增长的重点，也是未来国内经济持续增长的源头所在。因为，无论是13亿多人口的消费力还是国内民众的内需水平；无论城乡之间还是东西部之间消费差距来看，都有巨大增长潜力。

可以说，只要13亿人口的消费水平达到香港当前消费水平一半，或只要当前农村居民的消费水平达到国内城市居民的消费水平，无论是哪种情况，中国的GDP至少要翻一倍以上。可见，中国居民消费潜力究竟有多大。

不过，就目前的情况来说，为何会出现国内民众消费水平远远低于发达国家居民的消费水平，或农村居民的消费水平远远低于城市居民的消费水平，这里既有历史上的原因，也有制度安排的原因。而后者更为重要。比如教育制度、户口制度、收入分配制度等都需要进行重大的改革。不进行这些制度重大改革，要真正实现让国内居民的潜在消费力转化为现实的消费力是不容易的。因此，政府把扩大内需作为经济的增长点，并与民生结合起来，这是正确的经济战略选择。不过，作为经济战略是一种长期行为，扩大内需只能是一种经济持续增长的长期战略。

那么推动2012年国内经济增长的动力是什么呢?从表面看，现在的货币政策及房地产政策不会过多放松，但这些政策细微的调整是一种趋势。特别是早几年货币政策所导致的畸形现象将在这种细微的调整中回归常态。比如存款准备金率，早几年的货币政策价格机制不动用，老是在数量工具打转，从而导致国内银行存款准备金率上升到不可思议的地步。因此，2012年存款准备金率的下调会比较频繁。更何况，市场上认为2011年十分紧缩的银行信贷增长仍然与2010年相差不多，因此，在此基础上2012年的银行信贷增长会远远高于2011年，市场的流动性会比较多。

与2009～2010年不同，2012年更为强调把整个经济增长建立在发展实体经济基础上，因此，大量的流动性流出，不会如早几年那样全部流入资产市场，特别是不会流入房地产市场。因为遏制住房地产市场投机炒作需求已经成了一个共识，估计没有哪个部门会出来打破这个共识。当大量的流动性涌出，并要求流入实体经济，固定投资扩张在所难免。这不仅包括在建项目逐渐收尾，而且也会有一些新开项目的上马。当政府有意识地要求银行信贷支持中小企业及保障性住房建设时，这些方面投资的增长会快上一年。

篇2

关键词：经济增长；经济增长动力；外国直接投资；金融发展

一、关于经济增长源泉和动力的研究

改革开放以来，国内学者对我国经济增长源泉和动力因素的研究一直没有停止，其分析大多利用索洛提出的新古典经济增长模型或其改进模型，将经济增长归因为要素投入增加和全要素生产率(TFP)的提高两方面。国内多位学者的研究结果表明，要素投入是我国经济增长的主要源泉和动力，而全要素生产率对生产率增长的贡献有限。由于研究期间和数据处理方法不同，研究结论亦不尽相同。沈坤荣(1999)运用增长速度方程对1953—1997年我国经济增长源泉进行分解，结果表明经济增长主要是由生产要素投入的增量带来的。王德劲(2007)运用误差校正模型分析方法估计了我国1952～1998年期间扩展的索洛模型，得出物质资本存量是经济增长主要因素的结论。董直庆等(2007)认为，我国约70％的经济增长来自于资本和劳动投入，但物质资本、人力资本、技术进步等在经济发展不同时期或不同阶段，对经济增长有着不同影响，即要素对经济增长作用存在阶段性变化特征。种观点认为，资本投入增加是我国经济增长最主要的源泉，由于我国劳动力供给相对过剩且劳动边际效率较低，有关劳动投入增加的贡献相对较弱。一些学者认为，考虑结构调整、要素投入与技术内生情况时，要素投入对我国经济增长的贡献率大幅下降。樊胜根等(2002)进行实证研究结果表明，研究期间我国17％的经济增长来源于结构变化，TFP带来4.2％的年增长率，要素投入增加解释了41％的增长。迟巍等(2007)研究发现，在1996～2004年间，一个地区高水平的人力资本能吸引固定资产向该地区的投入，从而促进经济增长。固定资本投资为内生，对经济增长并不起决定性作用。这说明我国经济增长的质量已有很大提高，已在按照发达国家的内生性经济增长的模式发展。孙超等(2004)研究发现技术进步和人力资本的增长率对我国经济增长起决定性作用。

二、关于FDI与经济增长关系的研究

(一)通过计量模型直接检验外商直接投资(FDI)对经济增长的作用

魏巍贤(1997)应用协整检验和格兰杰因果关系检验法研究我国经济增长与FDI的关系，结果表明经济增长与FDI增长之间具有双向因果关系，但经济增长与FDI之间不存在长期稳定关系。贺红波等(2005)认为，我国FDI和经济增长之间存在单向因果关系，FDI是经济增长的单向Granger原因，且两者之间存在长期稳定的关系，这表明FDI在促进我国经济增长过程中发挥了重要作用。而经济增长不是FDI的Granger原因，表明我国经济增长不是吸引FDI的直接原因。魏后凯(2002)利用1985～1999年时间序列和横断面数据，将FDI对我国区域经济增长的影响进行实证分析。结果表明，东部发达地区与西部落后地区之间GDP增长率的差异约有90％是由FDI引起的。王成岐等(2000)运用计量模型考察了影响我国FDI与经济增长关系的诸因素，认为经济技术水平和政策因素均强烈影响FDI与经济增长的关系。萧政等(2002)从我国和其他23个发展中国家总量时间序列资料的分析中发现，稳定可靠的组织机构和城市化的发展在吸引外商直接投资方面发挥着相当重要的作用。代谦等(2006)在利用我国1979～2003年数据检验FDI对经济增长的效应时发现，国内投资和人力资本起着相当重要的作用；FDI的增长效应集中在短期，人力资本则有明显的长期效应。

(二)从不同视角研究FDI对我国经济增长的作用

首先，从需求效应和供给效应角度研究。房汉廷(1996)通过分析外商直接投资对社会总需求的拉动力和对固定资产投资的影响后认为，FDI推动了我国经济加速增长。沈坤荣(1999)认为，FDI对我国经济增长的需求效应和供给效应都十分明显。其次，从“挤出”效应角度研究。杨海燕(2005)通过对我国1998～2003年FDI与经济增长的因果关系分析后认为，由于利用FDI过程中存在外资利用结构引发的对国内投资的挤出以及国内储蓄的低效利用，削弱了FDI对GDP增长的正向效应。杨新房等(2006)对FDI对我国国内资本的“挤出”效应和“挤入”进行了研究，结果表明，FDI虽然对我国国内资本有“净挤入”的效果，但从资本形成的角度看，FDI促进了我国的经济增长。第三，从资本效应和外溢效应角度研究。胡翊竑等(2001)认为，FDI有助于改善我国资本形成质量、推动人力资源开发、提高资源配置效率、推动技术进步，进而对经济增长起到积极的作用。张海星(2005)对外商直接投资和国内投资的增长效应、资本积累效应以及技术进步效应进行了比较分析。结果表明，FDI和国内投资对经济增长都具有显著的正向推动作用，但国内投资贡献较大，且二者促进经济增长的路径亦不相同。庞英等(2008)在对转型期中国民族资本与FDI企业生产效率测度的基础上，具体研究其生产资源配置效率与技术效率。结果表明，民族资本的效率优于FDI。因此，民族资本是推动我国未来经济持续高效增长的主要动力。第四，从地理空间结构角度研究。郑月明等(2004)研究表明FDI在地理空间上的非均衡分布及其变动趋势对我国区域经济的平衡发展和持续增长产生了深远影响。陈柳等(2006)通过1987～2003年27个省份的面板数据综合分析了本土创新能力与FDI技术外溢两者对我国经济增长的作用，认为本土的技术创新能力对经济增长具有显著的正面作用；在控制本土的技术创新能力之后，FDI本身产生的技术外溢对经济增长的推动作用并不显著，但FDI与人力资本的交互作用仍能促进经济增长；创新能力在中西部地区经济增长中的作用比东部地区更强；本土创新能力的差异在某种程度上可能是区域发展不平衡的原因。第五，从传递途径和其他效应角度研究。周春应(2007)研究了FDI如何通过进出口贸易、国内资本积累、R&D、产业结构升级、就业、人力资本、市场化程度等途径影响经济增长及影响强度的大小，结果表明，FDI通过不同的传导途径对经济增长产生显著影响。赵娜等(2008)对外国直接投资影响我国经济增长的六种效应进行研究，结果显示，FDI可通过资本积累、出口促进、投资拉动、技术溢出、产业结构优化和制度变迁六种具体效应来促进我国经济增长；FDI对各种不同具体效应的时滞期各不相同。

三、关于金融发展与经济增长关系的研究

(一)金融发展与经济增长存在正相关关系

殷醒民等(2001)研究表明，我国股票市场规模的扩大、交易率的提高增加了国有企业的固定资产投资，加快了企业的技术进步，推动了我国经济更快的增长，因而股票市场发展与经济增长之间有很强的正相关性。刘柯杰(2003)的研究结果表明，股票市场分散风险功能的提高能显著促进长期经济增长。范学俊(2006)运用最大似然协整分析法及1992年第一季度至2004年第三季度数据检验我国金融发展与经济增长之间的动态关系。结果表明，股票市场与银行部门在长期都对经济增长有正的影响。康继军等(2005)使用基于误差修正模型的格兰杰因果关系检验法研究我国金融发展与GDP增长的长短期因果关系。结果表明，在短期，GDP增长和股市发展之间存在双向因果关系；在长期，金融中介发展和股市发展都是GDP增长的单向动因。

(二)我国金融发展对经济增长的作用并不显著或存在负相关关系

林义相(1999)指出，我国股票市场功能由于定位在为国有企业和国有经济融资，使得股票市场对经济增长的作用相当有限。唐齐鸣等(2000)实证研究的结论是我国股市还不能充分发挥货币政策传导功能，因此股票市场对经济增长的作用不显著。赵振全等(2004)研究指出，股票市场由于融资利用效率低下和资源的逆配置，对经济增长几乎没有作用。韩廷春(2001)采用金融发展与经济增长关联机制的计量模型，运用我国经济发展过程中的有关数据进行实证分析表明，技术进步与制度创新是经济增长最为关键的因素，而金融发展对经济增长的作用极其有限。陈伟国等(2008)利用VAR因果关系检验和方差分解探索我国金融发展与经济增长之间的关系结果表明，金融发展与经济增长不存在明显的因果关系，金融发展与经济增长存在单向因果关系，属于需求追随型。

四、经济增长问题研究的不足及改进思路

(一)经济增长问题研究的不足

尽管国内学者对经济增长问题进行了深入研究，但由于理论的复杂性，许多经济增长理论方面的问题至今没有达成共识，有待进一步研究。首先，经济增长源泉和动力研究的不足。国内的研究多运用静态分析，强调静态要素贡献，而很少涉及不同发展阶段下要素贡献变化问题，即只集中于静态而非动态的分析。同时，多数文献的实证检验只关注某类样本，或不将样本进行分类对比，无法有效分离和认识不同要素贡献的差异。全要素生产率对经济增长的高贡献率只有在经济进入低速成熟阶段才会出现，简单地根据TFP对经济增长贡献的大小不能判断我国经济增长的质量。其次，FDI与经济增长研究的不足。目前国内关于FDI对经济增长的作用机制研究不全面系统，多局限于FDI对经济增长的某个或少数几个效应进行分析，计量方法和指标的选取也存在不同程度的瑕疵，而对能反映FDI真实作用机制的时滞效应研究很少涉及。再次，金融发展与经济增长问题研究的不足。一是研究方法上，对时间序列数据进行简单的回归分析时，多违背回归方法的基本原则，包括数据是非平稳的，变量之间具有相关，尤其是金融发展的各个指标之间具有高度相关，从而产生共线性问题等，因此研究结果可能是建立在伪回归的基础之上；而运用多元VAR方法研究时，一些至关重要的滞后期的选择比较简单，因此研究结论缺乏稳健性。二是关于金融发展对经济增长作用的实证研究方面，现有模型没有很好地控制对经济发展具有重要影响的其他因素，从而放大了金融发展对经济增长的影响。三是几乎所有文献都在检验金融发展与经济增长的相关关系或因果关系，其实证检验一般都选取GDP或GDP增长率的绝对值或对数值作为因变量。而事实上，经济增长并不一定意味着经济效率的提高。因此，研究结果也就无法说明金融对增长的贡献是源于金融的资本积累效应还是资本配置效应。四是没有深入分析金融发展对经济增长的作用机理，没有全面探索金融发展的内在关联机制对经济增长的影响，研究结果对金融体制改革缺乏政策操作性。

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【关键词】就业增长，经济增长，资本积累

一、我国经济增长与就业增长相关性的现状分析

我国是一个拥有13亿多人口的大国，由于人口基数大，每年新增加的劳动力就有1000万左右，加上每年转移的剩余农村劳动力、企业破产产生的失业人员以及由于建立现代企业制度而排出的大量富余人员，我国每年城镇新增劳动力供给约为2000万个。改革开放以来，我国一直保持了较高的经济增长速度，依靠经济扩张拉动就业增长。20世纪80年代，我国GDP平均增长率为9.75%，平均就业增长率为3.03%；进入二十一世纪，我国经济增速基本保持稳定，为9.26%（2000—2008年），但是就业增长率却下降为0.89%，比80年代减少了2.14个百分点。虽然我国保持了较高的经济增速，但每年创造的就业也只有900万个左右。上世纪八十年代，GDP每增加一个百分点，我国就业岗位就能增加200万个，而到了本世纪，仅能增加60万个岗位左右。经济增长对就业增长的促进已经越来越乏力了。

二、我国经济增长与就业增长的非一致性原因

马克思在《资本论》中曾指出，在资本积累中，如果资本有机构成不变，可变资本就会随着总资本的增长而增加，对劳动力的需求也会相应扩大。上世纪80年代，由于改革开放，我国经济处于快速的量的扩张阶段，资本总量的迅速扩大导致可变资本的绝对量的增加，从而吸收了大量劳动力。

整个80年代我国将轻工业确定为主导产业，由于轻工业属于劳动密集型产业，资本有机构成低，所以随着资本量的扩大就业人数也大大增加。而90年代后，由于世界技术革命对我国的渗透和扩张，以及我国国内技术改造和进步的作用，我国经济逐步从量的快速扩张向质量提高与规模积极方向发展，我国第二产业从以劳动密集型产业为主向以资本密集型产业为主过渡，主导产业为基础产业和基础设施，这使我国资本的有机构成大大提高，从而大大减少了对劳动力的需求，导致我国就业增长率的下降。

三、马克思的资本积累理论对促进我国就业增长的启示

社会主义的生产是不断发展的，转变经济发展方式，提高生产效率是社会主义生产发展的内在要求，而这无疑是失业产生的基础，但是，我们不能只看到技术进步对就业产生挤出效应的片面观，正如马克思所分析的，“积累的增进虽然使资本可变部分的相对量减少，但是决不因此排斥它的绝对量的增加。”从单个生产部门看，只要该部门资本总量的增长快于资本构成的提高，就业人数也是会绝对增加的。此外，在资本积累中，劳动生产率的提高往往是由于新机器的使用，“虽然机器在应用它的劳动部门必然排挤工人，但是它能引起其他劳动部门就业的增加。”因为，大工业下机器的使用会创造新的物质文化需求和新的产业部门，还会创造配套的产业服务，使产品生产呈现多元化，扩大社会的就业需求，从而对就业产生创造效应。对此，我们可以从以下几个方面促进我国就业增长。

（一）保持经济的持续增长。要保证我国就业的稳定增长，首先必须保持我国经济的持续增长。因为，只有资本总量扩大了，可变资本才会增加，进而才有劳动力需求增加的可能性。因此，保持经济的稳定增长，从而保证资本总量的绝对增加，是就业增长的前提。

（二）大力发展第三产业。根据马克思的理论，资本积累中生产效率的提高会使被用于非生产劳动和仆役阶级的人数增加。而随着人们生活水平的提高，人们也会从简单的物质需求向更高层次的物质文化需要和精神需要发展。所以，劳动力从农业、制造业向服务业转移，是经济发展的必然趋势。而第三产业主要是资本有机构成低的劳动密集型产业，把它作为我国今后主要的就业增长点对扩大我国就业容量具有重要意义。

（三）大力发展知识信息产业等新兴产业，加大人力资本投入。按照马克思的观点，资本积累中，技术进步会促进社会分工的发展和新产业的诞生，从而创造出巨大的就业需求。进入21世纪，知识经济产业蓬勃兴起，正在替代工业经济主导着经济发展。根据我国劳动力市场的信息显示，在总体劳动力供给大于需求的情形下，各技术等级岗位的求人倍率均大于1，其中较大的是高级技师、高级工程师等。因此，大力发展知识密集型产业，同时加大对人力资本教育和培训的投资，提高劳动者素质，减少结构性失业，对促进我国就业增长和和经济增长方式的转变都具有积极意义。

参考文献：

[1]马克思.资本论·第一卷[M].人民出版社.2004.

[2]秦兴方.《资本论》中技术进步与就业关系的理论阐释[J].当代经济研究.2008，8.

[3]于林.我国经济增长与就业增长的非对称性分析与建议[J].山西财经大学学报.2010，2.

[4]崔友平.利用技术进步增加就业[J].当代经济研究.2001，10.

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1我国加工贸易概况

从1981年到2009年加工贸易进出口总额在我国贸易进出口总额中所占的比重超过50%，整体呈上升趋势;加工贸易净出口呈剧烈上升趋势。而其他贸易净出口则呈现递减趋势。据《中国对外贸易战略性进展研究》统计，截至2009年年底我国从事加工贸易的企业共计12.6万家，直接从业人员达3000余万人，约占我国第二产业就业人数的20%。由此可见，加工贸易已经成为我国对外贸易的主要力量，对全国经济增长的贡献功不可没，在我国国民经济体系中占据举足轻重的地位(见下页表1、图1)。自2001年至今，我国贸易顺差逐步递增，至2008年达到2954.6亿美元，2009年金融危机让顺差有所调整。

从贸易结构看，形成顺差的主要有三大块:加工贸易、一般贸易、其他贸易。近10年的数据显示，加工贸易顺差基本逐年提高，而一般贸易和其他贸易几乎均为逆差，这意味着顺差来自于加工贸易，特别是进料加工占比重的96%，增长速度远远高于一般贸易(见下页图2，JG代表加工贸易，YB代表一般贸易)。20世纪90年代以来。加工贸易发展迅速，加工贸易进出口额持续稳定增长，且在对外贸易进出口额中占有相当大的比重。与其他贸易方式相比，加工贸易增长速度快，加工贸易进出口总额从1990年的441.8亿美元增长到2008年的10534.91亿美元，加工贸易进出口对外贸易中的比重由1990年的29.2%上升到57.6%。同时，加工贸易出口增长速度明显快于进口的增长，并且出口长期大于进口，净出口大幅提高(见下页图3)。

2加工贸易对我国经济增长影响的理论分析

根据亚当•斯密的“剩余产品出路”学说，假定一国在开展国际贸易之前，存在着闲置的土地和劳动力，这些多余的资源用来生产产品以供出口，就为本国的剩余产品提供了“出路”。这种剩余产品的生产不需要从其他部门转移资源，也不必减少其他国内经济活动，这样这个国家可以很小的代价，根据国际市场的需求而不需按照国内资源的供给优势或比较成本来安排出口生产，从而打破国际专业分工限制，利用闲置能力来促进经济增长。

在一国存在闲置资源的情况下，加工贸易净出口增加会导致国民收入成倍地增加。当利用剩余的资源生产加工贸易产品并出口时，获得货币收入，这会使生产加工贸易产品的劳动者的收入增加，从而刺激消费和投资。根据凯恩斯的对外贸易乘数理论，最终使得由一次性的静态贸易利益增加的国民收入总量会等于最初增量的若干倍。若再考虑由于生产的扩大产生的规模经济效应时，加工贸易对经济增长的作用会进一步扩大。与此同时，加工贸易缓解了中国劳动力有余而原材料不足的矛盾。中国的工业化进程受到生产要素不均衡的严重束缚，加工贸易是全球化条件下一国参与国际分工的重要途径，是推进工业化的一条新道路。据统计，目前中国加工贸易企业直接就业人员在3000万以上，加上依托贸易从事配套产业和服务业的就业人员总计达4000万以上。另外，加工贸易带来许多具有竞争优势的新产业，这无疑增加了中国国内的就业岗位，缓解了就业压力，促进了社会的安定与和谐［3］。

此外，从近几年来加工贸易和直接投资的关系来看，直接投资有一定加工贸易倾向，同时加工贸易的迅速发展，又促进了外商直接投资的增加，从而为国民经济的发展提供了资本积累。我国引进外资、发展加工贸易，有可能带来先进技术，产生技术外溢，进而带动东道国产业的技术进步。由于加工贸易“两头在外”与其投资主体大多是先进技术的携带者等特点，它为发展中国家提供了一个从其他国家学习的渠道。通过加工贸易的技术扩散，能够减少学习成本，提高学习效率，在技术发展和技术升级的阶梯上得以提升。

3加工贸易对我国经济增长影响的实证分析

以上理论分析了加工贸易对我国经济增长的影响，那么加工贸易对我国经济增长的影响程度有多大?下面就用Eviews3.1软件进行实证分析。

3.1经济指标数据的选取

加工贸易影响经济增长的方式主要有两条:一是与加工贸易进出口总额有关;二是与加工贸易净出口有关。因此，从这两个方面来实证分析加工贸易对经济增长的影响，即加工贸易出口与进口总额对经济增长的影响，和加工贸易净出口对经济增长的影响。为实证分析浙江加工贸易对经济增长的影响，将选取的变量为国内生产总值(GDP)、加工贸易进口额(IM)、加工贸易出口额(EX)，且都以亿美元为单位［4］。用于分析的数据全部来自《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》、中国统计局网站和中国加工贸易指南网，样本数据为1989年至2009年的年度数据(见表1)。模型中各变量的含义是:IM代表加工贸易进口额，EX代表加工贸易的出口额，ALL代表加工贸易总额，NET代表加工贸易的加工贸易净出口额。

通过对以上数据的观察，发现GDP分别与加工贸易进出口总额、加工贸易净出口之间呈非线性关系。通过散点图(见图4、图5)比较分析，趋势线最接近于对数形式，所以对原变量取对数，并通过Eviews3.1用最小二乘法运算，建立对数模型:lnGDP=3.819575+0.722307lnALL(1)lnGDP=6.147649+0.546882lnNEX(2)通过回归方程(1)、(2)中GDP总额对加工贸易进出口总额、加工贸易净出口的简单回归模型，自变量(GDP)和常数项的回归系数t都小于0.05，表明加工贸易出口GDP的影响是显著的。GDP与加工贸易出口总额的复相关系数为0.954246，与加工贸易净出口的复相关系数为6.147649。回归方程的F也都小于0.05，也达到了较高的显著性水平．以上分析表明:我国的加工贸易进出口总额、净出口额与GDP总额之间都具有很密切的正相关性，而且拟和优度很好，说明加工贸易出口规模的扩大对经济增长具有促进作用，对我国GDP具有较强的推动作用。又由于加工贸易的发展对我国国民经济的体现主要在出口创汇方面，所以在此选取加工贸易净出口额作为加工贸易的数据，GDP作为经济增长的指标作如下计量分析。

3.2净出口额和我国GDP的计量分析

3.2.1平稳性及协整分析

为消除异方差，对各变量取自然对数，分别记为lnGDP、lnIM、lnEX，lnNEX，其中，GDP为国内生产总值，IM为加工贸易进口，EX为加工贸易出口，lnNEX为加工贸易净出口。

(1)单位根检验。

在进行经典的回归分析时，要求所用的时间序列数据必须是平稳的，以避免由于“变化趋势”存在而导致的“伪回归问题”。但大多数情况下，时间序列都是非平稳的，不满足经典回归分析中对数据平稳性的假定。计量分析时，首先要对时间序列数据进行平稳性检验。本文采用ADF方法进行检验，检验结果见表2。从检验结果看，原始序列、一阶差分序列ADF的值大于临界值(10%)，说明原始序列及一阶差分序列都是非平稳的二阶差分序列，ADF的值小于临界值，可以认为经过两次差分后序列达到平稳，即lnGDP、lnEX、lnIM都是二阶单整序列，它们之间可能存在协整关系。

(2)协整检验。

单位根检验表明，加工的净出口及GDP的对数序列数据都是二阶单整的，所以它们存在一个平稳的线性组合，即加工的净出口及GDP之间应该存在长期的稳定关系，做出其趋势线，如图6所示。可见加工贸易净出口的对数和我国GDP的对数有相同的趋势，所以有理由相信它们之间存在长期的协整关系，下面通过对式(2):lnGDP=6.147649+0.546882lnNEX的残差做单位根检验，看是否平稳。如果平稳，即两者之间具有长期的关系。协整检验的结果见表3。

由表3可知，ADF值通过10%临界值，所以可以近似看成它是平稳的。协整方程如下:lnGDP=6.147651+0.54688lnNEX从协整方程可看出，经济增长与加工净出口呈正相关关系，且经济增长的弹性为0.54，即加工贸易净出口增长1%将导致经济增长0.54%。3.2.2误差修正模型的建立由上可知，存在协整关系的非平稳变量的非均衡误差是平稳的。根据格兰杰定理:如果若干个非平稳变量存在协整关系，那么这些变量必有误差修正模型表达式存在。因为本文的两个变量都是二阶单整，所以，设误差修正模型(errorcorrectionmodel)如下:D2(lnGDP)=β0+β1D2(lnNEX)+β2ECM－1+u根据式(2)可求出ECM的值，再代入上式用最小二乘法即可求得，该方程为:D2(lnGDP)=0.0036+0.1069D2(lnNEX)+－0.2713ECM－13.2.3格兰杰因果关系检验协整检验结果只告诉我们变量之间是否存在长期的均衡关系，但是这种关系是否构成因果关系还需要进一步验证。格兰杰因果关系检验可以解决此类问题。对各变量的因果关系检验结果如表4所示。

格兰杰检验结果表明，加工贸易净出口是GDP增长的格兰杰原因;GDP增长不是加工贸易净出口的格兰杰原因。综合以上所有的实证部分，可以看出，加工贸易顺差额与代表经济增长的GDP都是不平稳的经济变量，但从单位根检验中得出，其都符合二阶单整，且残差平稳，所以加工贸易顺差额和GDP存在长期的协整关系，并通过误差修正模型说明也具有短期的平稳关系，最终加工贸易顺差额还是GDP的格兰杰原因，说明两者之间的正相关性是存在的。

4总结

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关键词：收入分配；经济增长；收入分配差距

中图分类号：F126 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2014）010-0000-01

一、引言

收入分配与经济增长关系是经济学中一个古老而又永恒的论题。近年来，世界上包括我国在内的许多国家和地区都经历过经济快速增长的过程，尽管我国经济一直保持着快速发展的势头，但很多国家在繁荣之后表现出了经济的持续萧条，这不得不让人担忧。因此，探求经济增长过程中收入分配的变化以及收入分配差距扩大对经济增长的影响显得格外重要，而对学术界关于收入分配与经济增长关系的研究进行梳理就有着广泛的理论价值和现实意义。

二、收入分配与经济增长关系文献梳理

近年来，有关收入分配与经济增长的关系研究主要表现为对收入分配与经济增长关系经典理论的经验检验，结论主要支持四种观点：倒U型曲线关系、正向关系、负向关系以及不确定关系。

国内经济增长与收入分配关系的研究文献主要集中在对我国的实证研究，理论研究方面的文献较少，其中比较有代表性的有：陈宗胜（1995，2012）在公有制经济的框架下，研究了影响收入分配与经济增长的多种因素，提出了基于公有制经济的倒U型假设，论证了我国经济增长与收入分配差距两者之间倒U型关系的存在，在此基础上指出并验证了我国居民收入差别正在沿着公有经济收入差别倒U曲线的前半段“阶梯形”上升；史大林、王玉婷、郑扬眉（2012）在公共选择理论以及内生人口增长理论的基础上，构建了一个以家庭教育―生育决策为传导机制的政治均衡模型，认为收入分配差距与经济增长呈负相关。张世伟（2007）等利用两部门经济模型进行研究后发现，在部门内部收入不平等水平固定的条件下，两部门人均收入差距越大，倒U型假说越容易成立；在两部门人均收入差距固定的条件下，部门内部收入不平等水平越小，倒U型假说越容易成立。

在实证研究方面，（1）周云波（2009）、高宏伟、王素莲（2009）、许冰、章上峰（2010）、薛嘉春（2011）、廖信林（2012）、高帆（2012）等支持我国经济增长与收入分配差距倒U型曲线的存在。廖信林等利用7个具有代表性转型国家1986-2009年的数据，对经济增长与收入分配差距的倒U型关系进行了验证，结果表明经济转型国家经济增长与收入分配差距之间存在倒U型曲线关系。（2）王小鲁、樊纲（2005）等实证研究结果表明我国收入分配差距与经济增长呈正向关系。王小鲁、樊纲分城镇、乡村以及城乡收入差距对我国的库兹涅茨曲线进行了验证，结果表明城镇、农村的收入差距符合库兹涅茨曲线，而城乡收入差距只近似具有倒U形曲线的上升段的特征，总体上，经济发展并不必然与收入差距呈倒U结果，这种关系受到很多因素的影响，就我国的实际情况来看，收入差距仍将持续上升，倒U曲线的下降阶段仍远不能确证。（3）米增渝、刘霞辉、刘穷志（2012）、姚萍、李长青（2013）等实证结果表明我国收入分配差距与经济增长呈负向关系。米增渝、刘霞辉、刘穷志使用1998―2006年中国省级面板数据构建了增长、不平等与财政政策之间的动态关联理论模型，分析后得出中国税收多征于穷人，富人得到了更多的补贴，收入不平等加剧，资本雇佣劳动遭遇困难，经济增长放缓，增长与不平等负向相关。（4）李实、赵人伟（1998、1999）、陈弘（2012）、王立勇（2013）等研究结果显示我国收入分配差距与经济增长的关系不明确。李实、赵人伟等（1998、1999）通过入户调查以及参考统计年鉴数据，计算了各省份的基尼系数，对省内收入分配差距与实际收入水平关系进行统计分析，结果没有从经验上支持倒U型曲线的存在；王立勇等利用我国28个省、市1985-2008年的面板数据，研究了收入差距对经济增长的动态影响，结果显示，收入差距较低和过高时，收入差距与经济增长的关系都是呈负向的，收入差距对经济增长的影响存在一个由负转正、又由正转负的过程。

三、简单的总结和展望

综观现有研究，大部分学者认为：经济增长的过程中伴随着收入分配格局的变化，在经济发展的早期，收入分配差距会随着经济增长而扩大，而当收入分配差距达到一定程度以后，将会阻碍经济增长。目前学术界存在的争议主要是：（1）收入分配差距达到什么程度时会阻碍经济的发展；（2）随着经济的增长，收入分配差距是否会如库兹涅茨倒“U”曲线后半段一样下降。对于这些问题的解答，还有待学者们进一步探讨。

参考文献：

[1]钱敏泽.库兹涅茨倒U字形曲线假说的形成与拓展[J].世界经济，2007（9）.

[2]周云波.城市化、城乡差距以及全国居民总体收入差距的变动――收入差距倒U形假说的实证检验[J].经济学（季刊），2009（4）.

[3]高宏伟，王素莲.经济增长与收入分配关系的实证分析[J].当代经济研究，2009（12）.

[4]薛嘉春，韩建雨.我国居民收入差距发展趋势研究――基于ARIMA模型的预测分析[J].当代经济研究，2011（12）.

[5]廖信林，王立勇，陈娜.收入差距对经济增长的影响轨迹呈倒U型曲线吗――来自转型国际的经验证据[J].财贸经济，2012（9）.

[6]史大林，王玉婷，郑扬眉.收入分配与经济增长――基于家庭教育―生育决策的政治均衡模型[J].宏观经济研究，2012（4）.

[7]王小鲁，樊纲.中国收入差距的走势和影响因素分析[J].经济研究，2005（10）.

[8]米增渝，刘霞辉，刘穷志.经济增长与收入不平等：财政均衡激励政策研究[J].经济研究，2012（12）.

篇6

[关键词]经济增长；能源消费；误差修正模型；格兰特因果检验

[DOI]1013939/jcnkizgsc2015370156

1引言

内蒙古经济曾经连续多年保持全国增速第一，2002―2013年内蒙古经济产值平均年增长率为1652%。伴随着经济的高速增长，内蒙古的能源消费也在持续增加，从2002年的519012万吨标准煤增加到2013年的2265749万吨标准煤，增幅达326倍。然而，内蒙古经济发展面临着经济产值主要依靠煤炭产业增长拉动的困境，在国家大力提倡节能减排、优化产业结构和转变经济发展方式的大背景下，如何降低经济增长中的能源消耗是亟待解决的问题。

内蒙古“十二五”规划明确提出要将单位地区生产总值能源消耗降低15%的目标，因此，本文基于内蒙古从向多元发展、多极支撑的目标进行产业转型与升级的发展实际，探讨经济增长与能源消费之间的关系，为贯彻落实“8337”发展思路，转变经济发展方式，制定科学的能源政策提供理论与现实参考。

2文献综述

关于经济增长和能源消费之间的关系，国外学者一般从时间序列和面板数据两个视角进行分析，在时间序列方面，Cole（1997）认为OECD国家在1970―1992年的人均交通能源消费会随经济增长而增加[1]。Oh和Lee（2004）研究得出韩国1970―1990年能源消费与经济增长之间存在双向因果关系[2]。在面板数据方面，Lee（2005）采用18个发展中国家的面板数据分析出无论在长期还是在短期都存在生产总值到能源消费的单向因果关系[3]。Lee和Chang（2008）采用16个亚洲国家的面板数据分析出短期内能源消费与生产总值间不存在因果关系，长期内只存在能源消费到生产总值的单向因果关系[4]。Apergis和Payne（2010）在面板协整框架下考察15个新兴国家1980―2006年煤炭消费与经济增长的关系并指出短期和长期煤消费与经济增长都存在双向因果关系[5]。

在国内研究方面，能源消费与经济增长之间的关系是国内学者研究的热点之一，但分析路径与以往国外学者的研究有所不同，有代表性的学者包括王思斯和崔庆军等（2011），杨子晖（2011），史亚东（2011），赵湘莲、李岩岩和陆敏（2012），陈红梅、宁云才（2012），以及徐盈之、王进（2013）等[6-11]。

通过梳理国内外关于经济增长与能源消费关系的研究成果发现，现阶段国内外研究结果并未取得一致性的结论，目前达成共识的观点主要有三点：一是经济增长与能源消费是否具有因果关系存在不确定性；二是经济增长与能源消费二者之间如果存在因果关系，可能是双向因果也可能是单向因果；三是由于选取样本和选择时期的差别，不同经济体或者不同时期的同一经济体，经济增长与能源消费二者之间存在不同的关系，并存在很强的规律性。

鉴于此，本文利用1985―2013年内蒙古经济增长与能源消费的统计数据，基于误差修正模型的研究方法分析内蒙古经济增长与能源消费之间的关系，从而得出相关结论和启示，旨在为相关部门制定经济发展和产业调整方面的相关决策提供具有一定价值的参考与借鉴。

3实证分析

31数据说明和方法介绍

本文研究使用的统计数据来源于《内蒙古统计年鉴2014》。选取内蒙古地区生产总值（Y）作为被解释变量（单位：亿元），能源消费总量（C）作为解释变量（单位：万吨标准煤）。考虑到价格因素对生产总值的影响，本文以1985年为基期（1985=100），将1986―2013年各年的生产总值换算到1985年水平。另外，为使生产总值与能源消费总量时间序列更加平稳，对变量Y和C分别进行了取对数处理，记为lnY和lnC。

由于现实中的大部分经济时间序列均是非平稳的，如果直接建模会产生“伪回归”现象，因此对时间序列进行平稳性检验和协整检验。在检验的基础上，采用误差修正模型分析时间序列的均衡关系，采用格兰特检验方法分析时间序列的因果关系。

32时间序列平稳性检验

通过采用ADF检验的方法来判断时间序列是否为平稳序列，得出如图1和表1所示的检验结果。如图1所示，（a）图为生产总值和能源消费总量的原始序列的平稳性，可知并未表现出平稳性；（b）图为生产总值和能源消费总量的一阶差分序列的平稳性，可知其具有平稳性；采用ADF方法进行平稳性检验，也可以验证图1的结论，结果如表1所示。因此，生产总值和能源消费均是一阶单整序列，可以对其进行协整检验与格兰特因果关系检验。

通过误差修正模型中的差分项可知，生产总值的短期波动受能源消费波动的影响，而且受偏离长期均衡的影响。通过误差修正模型可知，内蒙古能源消费变动将会引起生产总值的同方向变动，能源消费每增加1%，生产总值则会增加01046%。另外，误差修正系数（-04405）显著，说明当能源消费短期偏离均衡状态时，误差修正项将使其向长期均衡状态收敛，即存在误差修正机制。

35格兰特因果关系检验

协整检验只能说明时间序列之间具有长期均衡关系，但这种关系是否为因果关系，还需要进行格兰特因果关系检验。内蒙古经济增长与能源消费的因果关系检验结果如表2所示。检验结果显示，内蒙古经济增长与生产总值之间均存在双向因果关系，也就是说能源消费的增加会引起生产总值的增加；反之，生产总值的增加同样会带来能源消费的增加。

4结论与政策启示

41结论

通过以上分析，本文可得出以下结论：①通过分析二者之间的长期均衡与短期动态关系，结果显示：在短期内经济增长与能源消费之间存在波动关系，但是在长期内二者之间存在稳定的均衡关系。内蒙古能源消费变动将会引起生产总值的同方向变动，能源消费每增加1%，生产总值则会增加01046%。②格兰特因果关系检验结果显示，内蒙古经济增长与能源消费之间存在双向的因果关系，这与Oh、Lee（2004），韩智勇（2004）等学者的研究结论相一致，说明内蒙古经济增长存在较强的“能源依赖”特征。

42启示

基于以上结论，本文得出三点启示：①面对建设“两型社会”的发展要求，结合内蒙古对经济增长和能源中长期需求的预测，制定科学合理的能源发展规划与能源政策；②根据内蒙古“8337”发展思路，调整产业结构，把清洁能源作为产业结构优化升级的重要着力点，促进能源可持续发展；③针对“资源高消耗、污染高排放”的发展现状，应该加快发展高效、清洁的能源转换技术，提高能源技术创新和进步水平，进而着力提高能源的利用效率。

参考文献：

[1]Cole， M. A.， A. J. Rayner， and J. M. Bates. The Environmental Kuznets Curve： an Empirical Analysis [J]. Environment and Development Economics， 1997， 2（4）： 433-450.

[2]Oh W.， and K. Lee. Causal Relationship between Energy Consumption and GDP Revisited： the case of Korea 1970―1999 [J].Energy Economics， 2004， 26 （1）： 51-59.

[3]Lee， C. C. Energy Consumption and GDP in Developing Countries： A Co integrated Panel Analysis [J]. Energy Economics， 2005， 27（3）： 415-426.

[4]Chen-Chang Lee， and Chun-Ping Chang. Energy Consumption and Economic Growth in Asian Economies： A More Comprehensive Analysis Using Panel Data [J]. Resource and Energy Economics， 2008， 30（1）： 50-65.

[5]Apergis， N.， and J. E.， Payne. The Causal Dynamics between Coal Consumption and Growth： Evidence from Emerging Market Economies [J]. Applied Energy， 2010， 87（6）： 1972-1977.

[6]王思斯，崔庆军，蒋月星，等. 基于ARDL模型的我国三次产业能源消费与经济增长关系研究[J]. 软科学，2011（5）：74-76，90.

[7]杨子晖. 经济增长、能源消费与二氧化碳排放的动态关系研究[J]. 世界经济，2011（6）：100-125.

[8]史亚东. 能源消费对经济增长溢出效应的差异分析――以人均消费作为减排门限的实证检验[J]. 经济评论，2011（6）：121-129.

[9]赵湘莲，李岩岩，陆敏我国能源消费与经济增长的空间计量分析[J]. 软科学，2012（3）：33-38.

篇7

【关键词】国防开支 经济增长 内生增长模型

一、引言

随着经济全球化的不断推进，全球经济飞速增长，各国各经济体之间的联系日益密切，人们也逐渐了解到和平发展的重要性。经济增长为国防开支提供了来源，而一些国家国防开支的飞速增加也惹来争议，一方面，国防开支的增加对国内来说抵御侵略的能力增加了，安全因素增加了，另一方面，对于其他国家来说，不安全的威胁增加了，也可能导致他国国防开支也相应增加，而国防开支本身是没有生产效应的，可能会导致一场恶性循环。基于这些，对于国防开支与经济增长关系的研究由来已久，研究的方法各异，也没有达成一致的结论。

二、理论回顾

1973年著名经济学家benoit在研究44个欠发达国家1950-1965年的经济数据样本时发现，“国防负担重的国家通常具有最快的经济增长率，而那些国防负担最轻的国家经济增长率却往往是最低的”。从此以后国外学者对于此问题的研究进入新阶段，在实证层面主要通过三种模型：凯恩斯模型，两部门模型和公共产品模型。防务经济学家faini，annez&taylor（1984）运用凯恩斯模型和基本的结构主义原理分别研究了军费开支对于投资、进口、工业生产和税收的影响，得出国防对农业所产生的负效应会妨碍经济的发展；stewart（1991）用凯恩斯的需求效应理论研究了军费开支对非洲和拉丁美洲国家经济的影响，结果表明，军费开支对经济增长的净效应为正。Biswas&ram（1986）首次采用两部门模型，用20世纪60-70年间58个发展中国家的横截面数据对发展中国家进行了研究，但并未发现国防开支对经济增长有明显的影响。Deger（1986）在公共产品投资的基础上，使用非线性关系，提出了若干经验分析方法；landau（1993）以1969-1989年人口在200万以上的非社会主义的71个发展中国家为样本，发现在一定范围内，增加军费开支将会有利于经济增长。

我国自20世纪80年代以后，对国防费用与经济发展的关系研究取得了不少成就，对国防费用的认识在广度和深度上都取得了进步，形成了以陈明志为代表的国防费用相关论、以姜鲁鸣为代表的国防费制约因素论、以库桂生为代表的国防调控论等。

在研究方法上，大多使用国外的三种经典理论模型，再利用数据进行实证，同时也有一些创新。陈波（2005）在凯恩斯模型结构分析方法的基础上利用一个包含经济增长、储蓄、贸易平衡与国防负担在内的联立方程模型，研究了我国国防支出与经济增长之间的关系，发现中国国防支出对经济增长有促进作用；李双杰、陈渤（2002）利用私人部门、非国防公共部门和国防部门的三部门的费德尔-拉姆模型，对中国1980-2000年的国防支出与经济增长的相关性进行了实证分析，得出适度增加国防支出对经济增长有一定的促进作用；刘涛雄、胡鞍钢（2005）采用两部门外部性模型，将中国国防开支对经济增长的影响分解为规模效应和外部性效应两部分，利用中国1960-2000年时间序列数据进行检验，得出国防开支的规模效应为正，外部性为负。

也有不用理论模型只从计量的实证角度研究国防开支与经济增长之间关系的。陈波（2006）通过对国国防开支与GDP时间序列进行了协整分析和格兰杰因果检验，对国防支出和经济增长之间的长期均衡做了研究，认为在1954-2000年样本区间内国防支出与经济增长之间没有长期的均衡关系，1980-2000年样本区间内则存在这种长期的均衡关系，在这一区间内，经济增长是国防支出的格兰杰原因，而国防支出并不是经济增长的格兰杰原因；魏华等（2007）以我国1952-2004年的数据为基础，采用向量自回归模型的脉冲响应函数对我国国防支出和GDP的动态影响进行了分析。

三、模型、变量和数据

本文拟采用尚发光（2009）采用的内生增长模型进行估计，模型的公式为：y=α+β0x0t+β1x1t+β2x2t+μt，其中y为实际产出增长率，x0t为t时期的税率，用财政支出与国内生产总值的比率来表示，x1t为t国防支出份额，即国防支出占财政支出的比重，x2t为非国防支出份额。由于x1t+x2t=1，从而模型存在多重共线性，改进后的模型为：y=α+β0x0t+（β1-β2）x1t+μt。

数据全部来源于中国统计年鉴，所收集到的数据主要包括从1952年到2013年的国民生产总值、国防开支、税收。经计算可得财政支出与国内生产总值的比率、国防开支与财政支出的比率、产出的实际增长率等。

四、实证检验

对模型进行最小二乘估计：

检验结果为：y=3.56-0.35x0+10.13x1

0.83 2.17 2.13

可知变量的T统计量均大于2，F统计量也很大，表示模型显著。根据检验结果，我们可知税率的增加对经济增长有负面影响，而国防开支的增加则会对经济增长有很大的促进作用，这可能是由于我国特殊的国情决定的。

参考文献：

[1]陈波.国防经济学前言专题[M]，北京：经济科学出版社，2010.

[2]龚六堂，邹恒甫.政府公共开支的增长和波动对经济增长的影响[J]，经济学动态，2001.

篇8

摘要：2002年，在世界不景气的的情况下，经济仍然保持了8%的增长率。扩大内需政策功不可没。从1997年起，国家在通货紧缩的威胁下，果断实施扩大内需的政策。经过几年的贯彻执行，如今扩大内需已不再是简单的增加投资和消费，它已经延伸至结构调整、改革、增加就业、改善人民生活、可持续等方方面面。可以说扩大内需是中国经济增长的最大动力。

1997年，东南亚发生危机，中国出口额出现大幅下降，投资也出现一定的下滑趋势。在拉动经济增长的三驾马车中，投资，出口已雄风不再，中国经济增长的动力必须由消费来提供了。中国经济刚走出通货膨胀的困境，却又走进了通货紧缩的阴影。

如何走出通货紧缩的困境，如何解决内需不足的，是当今中国经济发展的热点。围绕这一问题许多学者从不同的前提出发，得出了许多不同的结论。其中，“中国的紧缩问题相当严重，政府应以解决紧缩问题为主。”应该比较符合中国当前的实际。政府确实也将扩大内需，防止紧缩作为了政策制定的出发点。从1997年起，国家连续实施积极的财政政策，并将其定为今后政府工作的重点。

本次寒假，我将扩大内需政策作为自己的对象。在假期即将结束时，将我个人的一些观点撰写成文，对扩大内需政策作一些浅显的，姑且当作。由于本人水平有限，观点、分析过程必将显得稚嫩，还望各位老师能够加以批评指导。

首先，我们先明确何谓内需，何谓扩大内需。“内需”， 顾名思义就是指国内需求。“需求”，按照经典的西方经济学的解释，就是指在某个时期内，在某种经济条件下，人们愿意而且能够购买的商品和劳务的总和。任何厂商进行生产都必须根据预期人们的需求来定。因而需求可以对生产产生重大的，一旦需求萎缩必然导致产出的减少，从而影响各产业的发展。需求的减少又会使产出显得相对过剩，供过于求导致物价水平持续走低，这又会使居民产生物价还会降低的错误预期，这种预期的存在必然使消费水平继续下滑，需求不足。如此循环往复，经济必然陷入困境。很不幸，在1997年以后，中国就存在这种现象。据国家统计局的统计数据，商品零售价格总指数从1995年的114.8下降到了1999年的97.0。居民消费价格总指数从1995年的117.1下降到了1999年的98.6，农产品收购价格指数更是从1995年的119.9下降到了1999年的87.8。虽然国家统计局没有2000年后的统计数据，但从各大媒体的报导中可以得知，物价指数还有下降的趋势。只是个别年份或个别季度出现上扬。所以中国存在紧缩现象从数字上看是毋庸置疑的。因此要保持中国经济持续、稳定的增长，就必须跳出这一循环，扩大内需就是重要的手段之一。

在具体论述扩大内需政策之前，我有必要对需求作进一步的解释和限定。需求指的是有效需求。根据凯恩斯主义经济理论，令D为雇主们预期由雇佣人数N所获之收益，D与N的关系即为D=f(N)，这就是总需求函数。当D在总需求函数和总供给函数的交点时，其值就称为有效需求。有效需求不足的原则贯穿于凯恩斯经济理论始终，是其理论核心。我国经济就面临着有效需求不足。另外，扩大内需之“需求”不单指居民的消费需求，还应包括厂商的投资需求，政府的购买支出需求等。

下面我将具体分析扩大内需政策。

一， 中国的经济状况必须扩大内需。

在文章的开头我已经写到，在东南亚金融危机后，在投资和出口下降的情况下，扩大内需已成为中国经济能否保持较快增长的关键。内需不足是当前制约中国经济发展的主要因素。全国的物价指数持续下降，就业压力加大，都与内需不足有着直接或间接的联系。特别是最近几年来，人们的就业形势一直不容乐观。根据菲利蒲斯曲线，就业率和通货膨胀率存在着反方向的关系。要抑制通货膨胀就必须牺牲一定的就业率，也就是说就通货膨胀的存在对就业来说是有利的，而紧缩的存在则会使就业率偏低。目前中国就存在这种现象。

二， 实施扩大内需政策所面临的问题。

当前中国要扩大内需，主要是依靠提高居民消费水平来实现的。中国是人口大国，其国内市场应该是相当大的。然而这么大的市场却因居民消费水平低而未得到充分的开发。中国并不是一个以消费为主导的国家，居民的收入大部分用于银行储蓄，而不是用于消费。据银行统计，目前中国的储蓄水平有八万亿之巨。尽管中国人民银行已多次降低利率，但总体上的储蓄却不降反升。据中国人民银行的统计数据，2002年3月末，城乡居民的储蓄存款余额为7.9万亿元，同比增长15.2%，增长幅度比上年升了0.5个百分点。1—3月储蓄存款累计增加了5051亿元，同比增加900亿元。大批的收入用于储蓄必然降低居民的消费水平，对扩大内需形成了制约。究竟是什么原因造成了居民偏好于储蓄？难道这是中国人天生的品质？当然不是。

我认为造成目前中国居民偏好储蓄，居民存款余额居高不下的原因在于：一是收入分配的问题，即收入存在较大的差距。银行的储蓄结构就可以很好的说明这一点。在中国的八万亿储蓄中农民存款只占小部分（1998年这一比例大约为22%）另外金融部门的统计，1998年的城镇居民储蓄中约有1.8万亿分散在80%的储户手上。这种储蓄结构很明显是由收入分配问题引起的。所以说收入差距的扩大严重制约着居民消费，影响了内需的进一步扩大。从经济理论上讲，按照凯恩斯的绝对收入假设，消费和储蓄是收入的函数，且边际消费倾向是递减的。这样收入越高的阶层储蓄率越高，也就是说收入分配越不平等，储蓄率就越高。因此收入分配的差距扩大，储蓄率将提高，这就导致消费率的降低，有效需求的减少将制约整个经济的发展。另一方面，收入分配差距的扩大也抑制了投资需求。平均消费倾向和边际消费倾向逐渐下降，制约了消费需求的增加，而消费需求不足又制约了投资需求的增加，从而导致有效需求或总需求的不足。总而言之，导致储蓄居高不下，消费不足的根本原因就在于少数人收入高，多数人收入低。在这方面我国的形势不容乐观。据国务院发展研究中心信息网公布的统计数据显示，我国的收入差距呈现出不断扩大的趋势。2002年末，我国居民储蓄余额达到8.7万亿元，占总人口比重20%的高收入者拥有其中的大部分。中国目前最富裕的20%家庭的收入占有社会全部家庭收入的50.24%，而最贫穷的20%家庭的收入仅占社会全部家庭收入的4.27%。因此要实现扩大内需，所要解决的最大问题就是收入差距扩大的问题。

造成中国城乡居民储蓄居高不下的另一个原因就是配套改革相对滞后，居民对未来的预期支出较高，信心不足。改革开发以来中国经济持续发展，在由传统的计划经济向市场经济的转化过程中必然会出现种种问题，改革的振痛也是不可避免的。由于近几年我国已经进入了改革的攻坚阶段。各项改革政策相继出台。原来由政府和国有向城镇居民提供的就业、住房、医疗、养老、子女等保障相继转变为由居民自己承担全部或部分风险与费用，影响居民未来生活的不确定因素明显增加。由于预期支出增加，即期消费必然减少。增加储蓄成为大多数居民的必然选择。据有关部门的调查显示，在居民储蓄用途中子女教育、看病就医、养老、购买住房等四项用途共占66.5%。如何解决居民预期支出增加的问题，提高居民的消费信心。也是扩大内需政策的面临的一大难题。三， 实施扩大内需，政府的政策选择。

要扩大内需，政府就必须通过一定的政策加以实现。从经济上看。国家对经济进行干预无非是用两种。一是财政政策，二是货币政策。治理通货膨胀就实施紧缩性政策，即财政上减少政府支出，同时减少货币供应量。治理通货紧缩就刚好相反，实施积极的财政政策和货币政策，即增加政府支出和货币供给量。

我国面临的是紧缩，因而从1998年开始，政府就开始实施积极的财政政策和稳健的货币政策。积极的财政政策包括政府增加支出和减税。由于我国的国情减税效果不会明显，因此积极的财政政策主要是指增支。货币政策主要指中央银行的利率政策，公开市场操作等。我国实施的是稳健的货币政策，这一政策已从1998年延续至今。据国研网的《2003年货币政策展望》中透露，2003年我国仍将实施这一政策，但从货币供给目标看，2003年货币供给计划增速略高于2002年。因而稳中趋松将是2003年货币政策的主要基调。

四， 我国为扩大内需，所采取的具体政策、方针及其效果的评析。

（1） 增加政府的财政开支。

增加政府支出主要是通过发行国债，增加财政赤字。增加公共事业性开支，加大基础设施建设的力度来实现的。据国家统计局的统计数据，1998年的财政赤字为922.23亿元，比1997年增加了339.81亿元。1999年的财政赤字为1743.59亿元，比1998年增加了821.36亿元。赤字增加的的速度是相当快的。另外从1998年到2002年五年累计发行长期建设国债6600亿元，用于基础设施建设和基础产业建设，从而促进了投资的增长。同样来源于国家统计局的数字，在国家财政主要开支项目中，基本建设支出1997年为1019.50，1998年上升为1387.74，1999年为2116.57，增幅也是相当大的。增加财政开支，虽然在很大程度上刺激了国家的经济，起到了扩大内需的效果，还促进了西部落后地区的开发。然而增加政府开支的弊端也是显而易见的。一方面，赤字增加不利于财政的稳定，发行国债也免不了出现风险。虽然政府的赤字率还在国际公认的警戒线以内，但再发展下去情况是否会发生变化呢？还是存在一定风险的。另一方面，增加政府购买支出肯定会出现挤出效应。根据经济学原理，政府购买支出的增加会引起市场利率的升高或是引起有限信贷资金的竞争，导致民间部门的投资减少，这就使政府扩张性财政支出的效应部分或全部地被抵消。所以，过分依赖政府增加开支是不行的。虽然说目前找不到确切的统计数据来说明这一点，但我坚信挤出效应肯定是存在的。

（2） 降低银行存贷款利率以促进居民消费及私人投资。

自1996年以来，中国人民银行连续八次降低银行存贷款利率。并于1999年9月开征利息税，同时适度增加货币投放和信贷投放。这就是国家实施的稳健的货币政策。但是降低利率是否取得了很好的效果，这是值得探讨的。特别是最近几次降息，我认为其效果是不明显的。原因就在于收入及储蓄结构的问题。这我在前面已经详细论述过了，这里就不再重复了。而且降低贷款利率是否 就能增加的投资，也值得商榷。在当今我国信用体系还不完善，银行的坏帐率居高不下，能否找到既有信用又有良好偿债能力的客户是银行发展的关键。然而这样的企业又会有多少。由于体制不健全，出现了很多行政命令式的贷款，国有商业银行把大量资金贷给一些毫无生机的国有企业，导致坏帐。而一些正在蓬勃发展的私营企业却因贷款无门而面临困境。在这种环境下，即便降低利率又能增加多少私人部门的投资呢？值得庆幸的是这样的情况目前正在改变。

（3） 提高城乡居民的收入水平，延长节假日。

为了刺激居民消费，国家制定了增加城乡居民收入水平的政策，并且延长了节假日。目前我国一年有三个黄金周，分别为“十·一”黄金周，“五·一”黄金周和春节黄金周。假日经济从起步开始走向繁荣。据国家局2002年10月8日的统计数据显示，2002年10月8日前的7个黄金周期间，累计出游人数高达4.6亿多人次，实现旅游收入1831亿元，相当于2001年全消费品零售总额的4.87%。很明显，延长节假日确实促进了消费的增长，并且带动了第三产业整体水平的提高。可以说这一政策确实是利国利民。至于增加城乡居民收入，其效果似乎不太明显。原因在于国家的加薪政策似乎太偏向事业单位，而国有企业工人的收入却没有明显的增加。政府承诺在十五期间平均每年为公务员加薪5%，在2001年3月，10月两次分别就基本工资加薪19.8%和15.9%后，2002年7月再次给全国公务员加薪。而与此同时国有企业工人的收入却没有明显的上升。这又产生了一个分配问题。按经济学原理说，边际消费倾向是递减的，富人增加收入用于消费的就越少。公务员整体收入明显高于国企工人。我认为靠给公务员加薪来增加消费不如给农民减负增收，不如给城镇下岗工人增收。这样效果应该会更好。

（4） 高校扩招，启动经济。

从1999年开始，随着教育体制改革的深入，国家开始大规模地扩大高校招生。同时相应提高学费。在前面的论述中我已经说到子女的教育开支是居民进行储蓄的一大原因。为了子女的教育，很多家长是花再多钱也愿意的，根据这一情况，扩招、加收学费不失为一个扩大内需、增加消费的好办法，而且还能使学校获利，学生受益，并且为国家培养大批人才。但是，过高的学费，住宿费是否合适值得探讨。据国家统计局公布的信息显示“教育支出膨胀，半数家庭难受”。中国经济景气监测中心对北京、上海和广州三市的700余位居民进行调查，有54.3%的居民认为各类教育向学生收取费用的增长速度过快。这一结果表明半数家庭对教育支出的膨胀难以承受。值得注意的是，本次调查是在三个发达城市进行的，可想而知贫困地区的家庭将更难承受如此之高的教育开支。我就在我们的南京财经大学碰到过刚上一年级的贫困生。报到时欠交学费，家长表示每月所能提供的生活费不足百元。虽说学校有奖学金，助学贷款，可是如此低的助学金又能提供多少帮助。在一些报导中，有些所谓专家和学者又在高呼提高学费，促进经济增长。真不知道在看到那位新生哭红的双眼时会作何感想。

五， 扩大内需应做好配套改革。

扩大内需难，难就难在它是一项牵一发而动全身的工程。所以要扩大内需必须搞好相应的配套改革。其中建立和完善社会保障制度是重中之重，有了健全的社会保障制度人们在生活中就可以少一些失业、教育、医疗、养老等后顾之忧。从而增加消费开支。

另外还应加强和整顿市场秩序。在一个毫无秩序的市场条件下，要人们增加消费，增加投资那是绝不可能的。目前我国的市场秩序还不完善，假冒伪劣商品充斥于市，诚信缺乏，严重扩大内需政策的贯彻执行。只有对市场秩序整顿规范了，才有可能使人们恢复投资和消费的信心。

还有一些体制方面的改革也在很大程度上制约着扩大内需政策的效果。总而言之，配套改革的成败决定着扩大内需政策能否继续推动经济增长，其重要性不容小视。

2002年在世界经济不景气的情况下，中国经济仍然保持了8%的增长率，扩大内需政策功不可没。如今扩大内需已不再是简单的增加投资和消费，它已经延伸至结构调整、改革、增加就业、改善人民生活、可持续发展等方方面面。可已说扩大内需是中国经济未来几年快速稳定增长的最大动力。

篇9

关键词：金融发展；经济增长；金融市场

一、国外理论研究综述

早期的西方经济学派一致认为，货币量对经济发展无实质性的影响，但与货币相关的金融活动诸如证券业的建立和银行业的发展等，都可以促进经济的快速发展。亚当？斯密在《国富论》指出，慎重的银行活动，可增进一国产出，但增进产出的方法，这一理论对后世影响深远。

Schumpeter将金融的发展置于经济发展的中心地位，他在《经济发展原理》中写到，金融业的发展是现代经济发展的核心之一，金融机构的作用是提高资金的使用效率，向生产水平较高的企业家融通资金，并促进生产技术的创新，其主要论点成为了经济学家McKinnon的金融发展理论来源。在20世纪60年代，Gurley发展了Schumpeter的理论，他指出金融发展可以促进经济的快速增长。他主要分析金融中介系统对经济发展的作用，即金融结构对经济增长的影响，并主张实行金融自由化。由此而引发了后来大批的学者关于金融系统的比较研究：金融结构理论和金融抑制理论假说。上述理论的提出在经济学界引起极大的反响。他们主要观点是把欠发达国家的经济水平归咎于金融抑制，主张在国家或地区实行金融自由化政策，他们创建了一个计量模型，并由此得出金融自由化可快速促进经济的增长，同时也得出了金融抑制对经济的损害。

20世纪90年代，经济学家在内生增长理论的基础上，将内生增长和金融中介（或金融市场） 直接加入模型中，将信息不对称和市场缺陷置于理论模型之中， 使模型与实际情况贴近，从各个方面说明了金融发展与经济增长的关系，Andrew Weiss从市场的信息不对称出发，提出信贷配给观点。道德风险和逆向选择造成了信贷资金分配效率的下降。他认为证券市场的发展可以在弥补货币市场的某些不足，并和货币市场一同成为公司主要的融资方式，进而促进经济的发展。Thorsten Beck利用虚变量将市场环境、会计方法等外生变量纳入模型，发现经济增长与外生变量之间存在显著的正相关。在决策建议上，文中认为有效的市场管理体系可以确保债权人对债务人的权利要求。

自90年代以来，计量经济学的兴起与发展为理论研究提供了大量的方法，西方经济学家还对两者的关系做了大量的实证研究，Levine系统地对经济增长与金融发展的关系进行了研究分析，他使用了4个指标来衡量金融结构的发展程度，并运用了全球57个国家26年的相关数据来表示金融机构的发展规模和效率。实证结果得出金融发展效率可以促进经济的增长，同时经济的发展可以反过来促进金融规模的发展，二者互为格兰杰因果检验。Rousseau利用VAR模型考察了金融发展与GDP的关系，回归结果显著即金融发展是实际GDP的原因。

20世纪90年代经济学家在内生增长理论模型中引入了信息不对称、决策不确定、不完全竞争和外部性之类的影响因子，使假设的模型更加贴近与现实经济行为，由此提出的政策理论更加符合各个国家的真实状况。

二、国内学者的实证分析

中国在进入21世纪以来，随着金融业的迅速发展，国内的学者运用经济学理论和计量方法对我国金融发展与经济增长的关系进行研究。由于方法和数据、指标选取的不同，实证分析得出的结果也不尽相同。李卫国（2003）运用格兰杰因果检验和协整分析的计量方法分析了我国金融规模、市场利率和经济增长之间的关系，实证得出金融业的发展与经济增长之间存在正相关，其相关系数为0.4708。结果说明了金融业的发展存进了我国经济增长。曹云川等（2009）利用中国31个省份的近28年来的面板数据分析了中国经济增长与金融发展的效率与规模之间的关系。研究结果发现，中国经济增长与金融发展二者之间关系显著，具有时空特征，金融发展可以通过金融规模的扩大促进我国经济的增长，但是并不能促进我国金融效率的提高。

三、结论

本文系统综述了国内外现有金融发展与经济增长的研究历程和成果，基本上反映出了国内外研究的概况，较充分地介绍了该领域的代表人物和观点。纵观现有文献，我们可以看出：

1.国外学者对金融发展和经济增长的理论和实证研究比较成熟，而国内的文献主要采用经济学中计量方法对国内的金融和经济关系开展实证分析，得出了我国金融促进经济发展的具体指标。至于经济增长如何对金融发展产生影响的理论研究较少。

2.实证分析论证不足，尽管有详实的数据、先进的统计工具，不同的实证方法所得出的结论不尽相同。现有实证研究在相关指标设定、数据的选取、变量设置和计算方法等方法方面，还是在实证结果的理论解释等方面都存在很大争议，各种分析结果差异较大。

3.目前，后金融危机时代下的世界经济在缓慢复苏，这本身印证了经济增长与金融发展间的关系呈现错综复杂的局面。尽管现有的很多经济学理论在对两者关系进行研究分析，但仍然显得单薄，无法在学术界达成共识。

参看文献：

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综合上述研究文献，显然可以发现水资源与农业经济增长之间存在双向的作用关系:一方面农业经济增长通过规模效应、结构效应与技术效应影响着水资源消耗量的变化。在经济发展的初期阶段，农业产量的提高主要来自于投入要素的大量增加，水资源消耗量加大成为必然结果。当经济增长超过一定临界值后，伴随着农业经济增长方式的转变以及技术进步和产业结构的优化，水资源压力将得到一定程度的缓解;另一方面水资源也影响着农业经济增长。正如新增长理论指出，农业经济发展过程中不可避免地需要消耗水资源，但是由于水资源的有限性，上一阶段水资源的消耗必然会对下一阶段农业经济的投入和发展速度产生影响。然而，现有绝大多数文献仅仅分析了水资源与农业经济增长的单方面关系，并没有考虑到两者的双向影响机制，这会导致模型出现严重的变量内生性偏差，从而使研究结果出现偏误，误导政策建议。

目前，有两种方法可以处理变量内生性带来的估计偏差问题:一是利用联立方程组分别估计以水资源利用与农业经济增长为因变量的两个方程;二是运用向量自回归(VectorAuto-regression，VAR)模型分析水资源和农业经济增长的双向动态作用机制。彭水军的研究指出，相比于联立方程方法，VAR模型可以较少地受既有理论的约束，同时也可以较为方便地分析系统中各个变量之间的动态影响［8］。鉴于此，本文利用1998－2009年中国省级面板数据，建立水资源与农业经济增长的面板VAR模型，并采用新近发展起来的基于面板数据的单位根检验、协整检验、因果检验和面板VAR方法，分析水资源与农业经济增长之间的内在依存和因果关系，从而得出比较可靠的结论，为相关研究和有关决策部门提供参考。

1研究方法和数据

1．1研究方法

本文采用面板VAR方法分析水资源和农业经济增长的关系，该方法最早见于Holtz-Eakin的研究，由于其放松了传统VAR模型需要较大样本观测值的要求，目前在相关问题的分析中得到了广泛应用［9］。本研究构建的面板VAR模型如下:yi，t=α0+∑kj=1αjyi，t－j+ηi+i+εi，t(1)上式中，i代表省份，t代表年份，yi，t包含两个向量，分别是水资源(waterit)和农业经济增长(gdpit)。同时考虑到水资源和农业经济增长的区域异质性，本文在模型的设定中引入了代表地区固定效应的变量ηi，表示可能遗漏的和地区特征相关的因素(例如区位、自然条件以及经济发展不平衡等)。i表征时间效应，用来解释变量的时间趋势特征。εi，t为随机扰动项。

1．2数据说明

鉴于数据的可获得性，本文选取除中国台湾、香港、澳门以外的31个地区1998－2009年的数据实证分析水资源与农业经济发展的相互影响关系。借鉴王学渊等以及刘瑜等的研究，本文以农业用水总量表征水资源，其中1998－2001年的农业水资源数据来自于《中国水资源公报》，2002－2009年的数据取自《中国统计年鉴》;在农业经济增长指标的选取上，本研究用农林牧渔业总产值表示。同时为了消除物价波动的影响，将各年度农林牧渔业总产值折算为1998年可比价，数据来源于历年《中国统计年鉴》。最后，对农林牧渔业总产值和农业用水总量进行对数化处理，以消除异方差和数据的剧烈波动。考虑到中国经济发展的区域差异显著，各区域农业经济增长和水资源演化的关系未必会遵循同一经验规律，因此，本文将中国分为东部、中部和西部地区分别进行考察。其中，东部地区包括辽宁、河北、北京、天津、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东、海南11个省(市、自治区)，中部地区包括吉林、黑龙江、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个省(自治区)，西部地区包括内蒙古、陕西、重庆、青海、宁夏、新疆、甘肃、四川、贵州、云南、、广西12个省(市、自治区)。

2实证结果与分析

实证分析的思路主要包括四步:①进行单位根检验，以检验面板数据的稳定性，为协整分析奠定基础;②进行协整分析，以检验水资源是否与农业经济增长存在长期均衡关系;③如果确立了水资源和农业经济增长的长期均衡关系，应用误差修正模型进行短期和长期的因果关系检验;④对变量进行面板VAR分析，以考察水资源和农业经济增长的双向动态影响关系。

2．1面板单位根检验

面板数据的单位根检验主要包括LLC检验、Breitung检验、IPS检验、ADF-Fisher检验和PP-Fisher检验等五种方法。考虑到各检验方法本身的局限性，为了保证结论的稳健性，本文同时采用这五种方法进行检验，结果见表1。由表1可知，当对东部、中部和西部地区的农业经济增长(lngdp)和水资源(lnwater)的水平值进行检验时，检验结果表明不能完全拒绝“存在单位根”的原假设，变量是非平稳的(尽管有些检验方法的结果并不理想，但并不影响总体效果)，而当对这两个变量的一阶差分值进行检验时，均显著地拒绝“存在单位根”的原假设。由此可以认为，东部、中部和西部地区的lngdp和lnwater都是一阶单整序列。

2．2面板协整检验

在面板单位根检验的基础上，本文接着进行面板协整检验，以检验水资源与农业经济增长之间是否存在长期均衡关系。根据Pedroni提出的异质面板数据的协整检验方法，以回归残差为基础构造出7个统计量进行面板协整检验，结果如表2所示［10］。从表2中可以看出，东部地区的所有统计量均通过显著性检验，所以，东部地区的lngdp和lnwater存在面板协整关系。中部和西部地区分别有Panelv统计量和Panelrho统计量没有通过显著性检验。但是，Pedroni的MonteCarlo模拟实验结果表明，在小样本条件下，PanelADF和GroupADF统计量较其他统计量有着更好的性质，PanelPP和GroupPP统计量次之，其他则最差，所以Panelv和Panelrho统计量没有通过显著性检验对中部和西部地区的lngdp和lnwater存在面板协整关系的结论没有影响。因此，东部、中部和西部地区的lngdp和lnwater之间存在长期协整关系。这说明，在长期内，水资源对农业经济增长有促进作用，并且可以通过误差纠正机制，保持水资源与农业经济增长间的长期协整关系。

2．3面板误差修正模型检验

协整关系只反映变量之间在长期内存在因果关系，并不能明确两者间因果关系的具体方向。因此，本文运用Engle和Granger提出的EG两步法，建立基于面板的误差修正模型，以分析水资源和农业经济增长间具体的因果关系方向。本文构建的面板误差修正模型如下:Δlngdpit=β1+∑kj=1θ1jΔlngdpi，t－j+∑kj=1γ1jΔlnwateri，t－j+λ1ECMi，t－j+μ1it(2)Δlnwaterit=β2+∑kj=1θ2jΔlnwateri，t－j+∑kj=1γ2jΔlngdpi，t－j+λ2ECMi，t－j+μ2it(3)(2)式和(3)式中，Δ表示一阶差分运算，ECMi，t－j表示长期均衡误差。如果对于所有的i，λ1、λ2为零的原假设被拒绝，说明水资源和农业经济增长之间存在着长期的因果关系，反之则不存在;如果γ1j、γ2j为零的原假设被拒绝，说明水资源和农业经济增长之间的短期因果关系成立，反之则不成立。表3报告了面板误差修正模型的检验结果。从表中可知，对东部地区而言，模型(2)的ECM项系数在1%水平上显著为负，这说明反向误差修正机制成立，水资源是农业经济增长的长期原因;模型(3)的ECM项系数尽管为正，但未能通过显著性检验，这表明农业经济增长并不是水资源变化的长期原因。因此，在长期内，东部地区仅存在从水资源到农业经济增长的单向因果关系。考察其他变量的符号和显著性，可以发现，在短期内，东部地区水资源和农业经济增长之间存在着双向因果关系。同理，在中部地区，短期内存在从水资源到农业经济增长的单向因果关系，长期内存在水资源与农业经济增长之间的双向因果关系;在西部地区，无论在短期内，还是在长期内，均只存在从水资源到农业经济增长的单向因果关系。

2．4面板VAR估计

面板VAR主要由三个部分组成:第一是面板矩估计(GMM)，说明变量之间的回归关系;第二是误差项的方差分析，说明误差项的影响因素大小;第三是冲击反应图，观察变量对冲击的反应情况［11］。由于本文重点在于定量把握水资源和农业经济增长的相互关系，因此，着重分析前两个部分。

(1)面板矩估计。面板矩估计系数的有效性要求去除面板VAR模型中的地区固定效应和时间效应。本研究采用横截面上的均值差分法去除时间效应，前向均值差分法去除地区固定效应。估计结果如表4所示。从以上回归结果可以看出:①无论是东部地区，还是中部地区，抑或是西部地区，滞后一期和滞后二期的水资源系数均高于0，且通过了5%的显著性检验，这说明水资源对农业经济增长有显著的正向影响。同时，比较滞后一期和滞后二期的水资源系数大小，可以发现水资源系数随着滞后期的推移而不断增大，这表明我国水资源对农业经济增长的影响是一个逐步加强的过程;②农业经济增长对水资源的影响存在明显的区域差异。在东部地区，滞后一期的农业经济增长对水资源的影响显著为正，滞后二期的影响不显著;在中部地区，滞后一期和滞后二期的农业经济增长均表现出对水资源的显著影响，并且在滞后一期的影响为正，滞后二期的影响为负，这说明中部地区在经济发展初期会带来水资源的大量消耗，但随着农业经济增长方式的转变以及技术进步和产业结构的优化，中部地区的水资源耗费量将逐步得到控制;在西部地区，农业经济增长对水资源无显著影响。

(2)面板方差分解。为了更清楚地刻画和度量水资源与农业经济增长的相互影响程度，本文进一步采用方差分解的方法，获得不同方程的冲击反应对各个变量波动的方差贡献率构成。表5给出了第10个预测期和第20个预测期的方差分解结果。综合方差分解的结果可以发现:①10个预测期与20个预测期对方程分析的结果影响变化不大，说明经过10个预测期以后，系统已基本稳定;②水资源与农业经济增长的波动均主要来自于自身，两者对自身波动的贡献比率均在70%以上;③水资源对农业经济增长的影响在20%－30%之间，其中西部地区所受影响最大，其次为中部，再次为东部;④农业经济增长对水资源的影响在12%－20%之间，其中中部地区所受影响最大，东部次之，西部相对较小。

3结论与启示

本文通过建立水资源与农业经济增长的面板VAR模型，在省级层面检验与分析了中国水资源与农业经济增长之间的相互影响关系。研究发现:

(1)东部、中部和西部地区的水资源和农业经济增长之间存在长期协整关系。这说明在长期内，水资源对农业经济增长有促进作用，并且可以通过误差纠正机制，保持水资源与农业经济增长间的长期协整关系。

(2)中国不同区域水资源与农业经济增长之间的关系具有明显差异。在东部地区，短期内水资源和农业经济增长之间存在双向因果关系，长期内存在从水资源到农业经济增长的单向因果关系;在中部地区，短期内存在从水资源到农业经济增长的单向因果关系，长期内水资源与农业经济增长之间存在着双向因果关系;在西部地区，无论在短期内，还是在长期内，均只存在从水资源到农业经济增长的单向因果关系。

(3)面板VAR模型的结果显示，无论是东部地区，还是中部地区，抑或是西部地区，水资源对农业经济增长均有显著的正向影响，并且随着时间的推移，水资源对农业经济增长的推动作用逐步加强。然而，农业经济增长对水资源的影响大小却因地区而异。

篇11

一、文献回顾

本文首先涉及有关金融发展的决定因素的文献。LaPorta等（1997，1998）从法律的角度解释了金融发展，他们发现，普通法国家在法律条文和执行上对投资者的保护比大陆法国家更强，金融发展水平更高。Beck等（2003）进一步发现法律渊源影响金融发展的主要机制是适应机制，即对环境的适应能力。普通法系的国家实行判例法,法官随时可以根据新的情况来制造新的判例,法律对变化着的经济环境适应能力强，从而有利于金融的发展；大陆法系的国家采用成文法，法官的权限小，法律制度比较僵化，不利于金融的发展。Rajan和Zingales（2002）从政治经济学的角度探讨了金融发展如何受制于利益集团的影响。他们认为，金融发展容易受到非金融业的产业利益集团和金融业利益集团的阻碍。非金融业的产业利益集团可以依靠自己的盈利来为新项目融资，金融发展只会带来新企业的进入和竞争的加剧，故金融发展并不符合他的利益；而对金融业利益集团来说，金融发展不仅消灭了金融业的既得利益集团的租金,也将破坏他与产业的既得利益集团长期形成的信用关系。其次，本文还涉及有关金融发展对经济增长的影响的经验文献。在宏观层面的研究方面，KingandLevine（1993）、Levine（1998,1999）采用跨国截面的数据发现了金融发展对经济增长具有正面影响，尤其后两篇文献还将一国的法律渊源作为金融发展变量的工具变量，以便消除经济增长对金融发展的逆向影响。周立和王子明（2003）基于中国部分省区的数据也表明，中国各地区的金融发展对经济增长的影响显著为正，且初始金融条件对长期经济发展有影响。在微观层面的研究方面，RajanandZingales（1998）根据行业的数据证明，那些比较依赖外部融资的行业更加受益于金融发展，Demirguc-Kunt和Maksimovic（1998）则探讨了企业的超额增长速度，即实际增长速度超过无外部融资的条件下的增长速度。他们发现，一个国家的金融发展水平和法治水平越高，该国超额增长的企业的比例就越大。最后，本文还涉及有关城市经济增长的文献。徐现祥和李郇（2004）搜集了我国216个地级以上城市的数据，结果发现，我国城市的经济增长存在绝对收敛和条件收敛。Zhang等（2012）与本文的内容颇为接近，也采取了中国城市的数据研究金融发展对经济增长的影响，但这篇文献没有注意到城市的行政级别对金融发展及对经济增长的影响。此外，邓伟（2011）根据中国省级面板数据的研究发现，不同行政级别城市的收入差距与国有经济存在一定关系，在1999年之后，越是国有经济比重较大的省份，省会城市与一般地级市之间的收入差距就越大。

二、变量和数据

（一）实证模型本文需要验证的第一个假说是城市的政治地位对金融发展的影响为正，为此设定如下回归模型。1、因变量。在模型（1）中，findev表示金融发展。我们用两个指标来反映城市的金融发展程度，一个是loan，表示城市的贷款总额/GDP，另一个是deposit，表示城市的存款总额/GDP。前一指标可以反映整个城市的融资能力，而后一指标可以反映金融对社会资金的动员能力。在模型（2）中，growth表示城市实际人均GDP的年均增长率。2、解释和控制变量。模型（1）和（2）中的pol为本文所要关注的解释变量———政治地位。在中央集权的权威体制下，城市的政治地位在很大程度上取决于它的行政级别和距离政治中心的距离。本文将城市划分为两类，一类是政治地位较高的城市，包括所有的副省级以上的城市和所有的省会城市，另一级是政治地位较低的城市，也就是除第一类城市之外的普通地级市（以下分别称之为一级城市和二级城市）。如果一个城市属于政治地位较高的城市，变量pol的值就为1，否则为0。为了了解政治地位对经济增长的影响是否是通过金融发展的渠道，我们分别在不加入findev和加入findev的条件下对模型（2）进行回归，观察系数pol的系数β1的变化。如果在不加入findev的条件下β1显著为正，但在加入findev后，β1变得不再显著，而β2显著为正，就能确定政治地位通过金融发展的渠道影响了经济增长。模型（1）中的X代表影响城市金融发展的控制变量，具体变量如下：pgdp，人均GDP的对数。一个城市的金融发展水平与其经济发展水平有关，一般来说，人均GDP越高，对金融的需求就越大，金融的发展水平就越高。popden，人口密度的对数。金融机构的经营存在规模经济，城市的人口密度越大，金融服务的规模经济越显著，金融发展水平就越高。soe：国有经济的比重。金融发展会促进民营企业的发展，使国有企业面临更大的竞争压力和更低的盈利水平。因此，作为对政府决策比较有影响力的利益集团，国有企业对金融发展持抵制态度，国有经济较多的城市不利于金融发展。proad，人均道路面积的对数。城市的基础设施越便利，越有利于金融机构扩张自己的业务，金融的整体发展水平就越高。law，城市政府的执法能力指数，根据法与金融学的文献，法治环境的改善有利于金融发展。模型（2）中的Y代表影响经济增长率的控制变量，具体包括：pgdp的对数，初始的人均GDP，控制经济增长过程中的收敛效应。soe，国有经济的比重。open，对外开放度。我们用换算成人民币的FDI数额除以GDP来表示一个城市的对外开放程度3。gov，政府规模。我们用财政支出/GDP来表示，这一变量反映政府对经济的干预能力。expfd，财政分权程度，我们用城市的人均财政支出除以全国的人均财政支出来表示。较高的财政分权程度意味着城市政府的财力较强，对经济增长就能提供更大的支持。proad，人均道路面积的对数。edu，人口平均受教育时间的对数，代表人力资本的水平。

（二）数据本文采用2000-2010年间中国地级以上城市的截面数据。中国目前共有286个地级以上城市。考虑到近年来资源价格上涨对一些矿产资源富集城市带来的资源红利，本文删除了51个资源性城市，这样最后得到了235个城市的样本。少数地级市在2000年之前属县级市，但因行政级别升级前后的行政区域并未有太大调整，故将它们按现在的行政级别来处理。此外，有些发展较快的城市在2000-2010年间的行政区域有所扩大，我们按现在的行政区域范围对相关变量的数值进行调整。本文的主要数据来自2000-2010年期间的《中国城市统计年鉴》。该年鉴同时提供了各城市市辖区和所辖地区的数据，本文关注的是严格意义上的城市，除特别说明外，所有变量都采用市辖区的口径。金融发展指标的测算涉及城市存贷款的数据，《中国城市统计年鉴》只提供了2003年之后的存贷款数据。幸运的是，《中国区域经济统计年鉴》和《中国县（市）社会经济统计年鉴》分别提供了2000年之后的城市所辖地区和城市所辖各县市的贷款数据，将前者减去后者即可得到2000-2002年市辖区的贷款数据。但是，对于2000-2002年的存款数据，我们仍只能从《中国区域经济统计年鉴》得到城市所辖地区的数据。因此，2000-2010的loan均根据城市市辖区的口径来测算，而对于deposit，2000-2002年的值按城市所辖地区的口径来测算，2003-2010的值则按城市市辖区的口径来测算。国有经济的比重按城市所辖地区的口径来测算，所涉就业人数的数据来自《中国区域经济统计年鉴》。《中国城市统计年鉴》直接提供了各城市的名义人均GDP的数据。对于实际人均GDP的计算，我们采用城市所在省份的GDP平减指数对名义人均GDP进行折算，后一数据来自《中国统计年鉴》。城市人口的平均受教育年龄来自第5次全国人口普查数据。需要注意的是，一些变量的计算涉及城市的人口规模，我们均统一采用常住人口的口径。最后，2001年各城市法治水平的数据来自《中国城市竞争力年鉴2002》4。

（三）变量的统计特征表1提供了主要变量的描述性统计特征。由于我们的回归方法主要根据自变量2000年初始值对因变量进行回归，故除了变量growth之外，表2只显示了各变量2000年统计特征。首先分析该表上半部分的信息，从中可以看到：第一，我国城市近十年来维持了较高的经济增长率，年均增长率的平均值达到10.7%；第二，两个金融发展指标loan和deposit的平均值分别有1.205和1.596，说明我国城市的金融发展水平较高；第三，从各变量的最大值、最小值及标准差来看，我国城市的发展呈现出相当大的不平衡。经济增长率最快的城市达到了23.9%年均增长率，最慢的城市只有1.8%，金融发展水平最低的城市只有0.13，最高则达到2.81，其他发展指标如lpgdp、edu、open、proad及popden等也有很大的差异。

三、政治地位对金融发展的影响

这一部分讨论城市的政治地位对金融发展的影响。表3是分别以loan和deposit作为因变量的估计结果。由于在下一部分关于金融发展对增长率的回归中，我们均采用金融发展变量在2000年的初始值，故表3中的列（1）和（3）的回归均采用2000年的样本值。同时，为确保估计结果的稳健性，我们也在该表中的列（2）和（4）分别给出了按所有变量2000-2010年的平均值和2003-2010年的平均值的估计结果。另外，考虑到城市所在省份的个体差异，我们还在回归中控制了省份虚拟变量。在表2的全部四列估计结果中，政治地位pol的回归系数都显著为正，显著性水平高达1%，说明政治地位更高的城市具有更高的金融发展水平。而且，在经济意义上，pol的系数最低也达到了0.586，最高则有0.948，这意味着一级城市的金融发展水平要比二级城市至少高0.586，政治地位的影响相当明显。比较列（1）与（3），或列（2）与（4）可以看出，金融发展选择loan或deposit，pol的估计系数都相差不大。最后，比较列（2）和列（1），或列（4）和（3）还可以看到，用各变量的平均值回归所得到的pol的系数要比用2000年的样本值回归所得到的结果更大，这可能是因为2000年之后政治地位较高的城市在金融发展上的优势越来越明显5。再看其他控制变量的系数。soe的系数除列（3）显著为负外，其余各列都不显著，这可能是因为2000年之后国有经济的比重已经大幅度减少，对于金融发展的阻碍作用已不太重要。popden和proad和系数基本都显著为正，说明人口密度的提高和城市基础设施的改善有利于金融发展。对于law的系数，除列（3）为正外，其余各列皆为负，只是不太显著，说明法治环境这一变量并不有效地解释中国各城市的金融发展。最后，人均GDP的系数基本上都显著为负，这说明金融发展并不取决于经济发展水平。

四、金融发展对经济增长的影响

这一部分再讨论城市的政治地位如何通过金融发展的渠道最终影响经济增长。本文采用对于增长实证研究常用的截面回归的方法。为消除增长率对金融发展等变量的逆向影响，所有自变量均采用2000年的初始值。为了观察政治地位是否通过金融发展的渠道对经济增长产生影响，我们先不加入金融发展变量，观察变量pol的系数是否显著为正，然后再加入金融发展变量，观察pol的系数的显著性水平或数值是否变小，同时金融发展变量的系数显著为正。与前一部分的回归类似，我们这里也控制省份虚拟变量。与前一部分的回归相对应，金融发展变量我们先采用贷款方面的指标loan，然后再用存款方面的指标de-posit，表4和5分别是相关的回归结果。

（一）回归结果表3和4的列（1）只控制了初始人均GDP，pol显著为正。列（2）则在列（1）的基础上加入金融发展变量loan或deposit，这两个变量都显著为正，而同时pol的显著性水平和数值都变小，这说明pol对因变量的影响被loan或deposit所吸收，政治地位对经济增长的影响正是通过金融发展的渠道而实现的。与列（1）和（2）类似，列（3）和（4）在进一步控制了其他变量的基础上也显示了pol通过金融发展的渠道影响了经济增长。两个表中loan和deposit的系数分别是0.01和0.02，这意味着金融发展水平每提高10%，每年的经济增长率将提高1个百分点，金融发展对经济增长的影响在经济意义上也是比较显著的。此外，对比列（1）和（3）还可以看到，在不加入金融发展变量的情况上，列（3）在加入其他控制变量后，pol的数值变小，但显著性水平仍保持在5%的水平。这说明城市政治地位的高低也与影响经济增长的对外开放、人力资本、基础设施等方面有一定的关系，但不及与金融发展的关系那么显著。换句话说，政治地位对经济增长的影响主要还是通过金融发展的渠道。

（二）稳健性分析6我们从三个方面讨论回归结果的稳健性。首先是样本的选择问题。本文剔除了51个资源性城市。事实上，即使加入这51个城市，以上基本结果仍然大致相同。唯一的区别就是变量edu不再显著，这可能是资源性城市的增长主要还是依赖自然资源禀赋，而不是人力资本。另外，本文的城市样本中包括了四个行政级别最高的直辖市，它们的政治地位最高，可能会强化政治地位的影响。但是，即使删除这四个城市，前面的回归结果基本保持不变。其次是金融发展变量deposit的测度问题。由于数据的缺失，我们只能按地级市所辖地区而不是从市辖区的口径来测度2000年的deposit。为此，我们再用2003年市辖区的deposit及控制变量2003年的样本值对2003-2010的增长率进行回归，只要剔除51个资源性城市，估计结果就依然保持稳健。最后是自变量2000年的初始值的可靠性问题。受经济周期的影响，金融发展等变量的数值容易波动，从而导致回归结果的扭曲。为此，我们用2000-2002年三年的平均值代替2000年的数值，重新对因变量进行回归，估计结果依然保持稳健。

五、结论

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关键词：能源消费 经济增长 Granger因果关系 煤炭消费

问题的提出

进入21世纪以来，能源、环境和经济的可持续协调发展战略成为人类社会发展的首要目标，而中国作为世界上经济增长最快的国家之一，同时也是全球能源消费大国。统计数据显示，我国2010年能源消费总量居世界第二，温室气体排放量居世界第一，综合能源效率比国际先进水平低10%，单位产值能耗是世界平均水平的2倍多。这说明我国能源消费现状中存在能源效率偏低的问题。研究能源消费与经济增长的内在关系，为政府的各项经济政策和能源政策提供理论和实证依据，具有现实意义。

能源在一个经济体中扮演了重要的角色。从需求方面看，能源是消费者用来扩大其效用的社会终端产品之一；从供给方面看，能源跟资本、劳动力和原材料构成终端产品的关键生产要素。能源作为决定经济增长和生活水平上升的决定性变量，在一个国家的经济发展和社会发展中起着关键作用，这意味着能源消费与国民收入或者GDP之间必然具有一种相互影响的关系。

能源消费与经济增长的内在关系研究很早就是国内外学者们研究并重视的问题，但一直不能形成共识。不同的文献利用的模型不同，国别和地区不同，样本数据不同，参数估计和假设检验的方法不同，时间间隔不同，研究结论会产生显著性的差异。J·Kraft（1978）等人分析美国1947-1974年GDP到能源消费的单向因果关系，成为能源消费与经济增长关系研究的先驱。Nachane等人（1988）使用E-G两步法考察了11个发展中国家和5个发达国家二者之间的协整关系，打开了对发展中国家的能源消费与经济增长关系的研究之门。近十年来，国内外大批学者热衷于运用协整和Granger检验研究能源消费与经济增长之间的协整关系和因果关系，部分学者从面板数据和空间计量的角度分析二者之间的内在关系。此外，随着计量方法的进步，也有学者从非线性和动态角度分析二者之间的相互影响。赵进文从非线性角度运用LSTR2模型，张琳等人（2009）建立向量自回归模型和脉冲响应函数探究和测算中国能源消费与经济增长的动态关系。

本文运用格兰杰因果关系理论，以我国1978-2010年的能源消费总量和经济增长的相关数据作为研究样本，检验我国能源消费与经济增长的内在因果关系。基于对能源消费总量内部结构和GDP内部构成结构的现实考虑，在检验能源消费总量和实际GDP之间的因果关系基础上，进一步检验煤炭消费总量与实际GDP，工业增加值与能源消费总量，煤炭消费总量与工业增加值之间的Granger因果关系。这种基于各自内部构成结构讨论能源消费总量与GDP之间因果关系的研究思路算是本文的创新之处。

指标选取

（一）经济增长水平指标

本文选取1978-2010年的年度GDP数据，并根据以1978=100的GDP指数调整为实际GDP（RGDP）。此外，从能源消费的部门构成来看，我国的能源消费以工业部门为主，基本上在70%上下浮动，其他部门所占比例很少。因此，为了进一步考察能源消费与工业生产值的因果关系，根据1978-2010年的GDP各部门构成百分比数据折算出第二产业的实际产值（RSEC02）代表工业生产值。以上数据均来自中国资讯行-高校财经数据库。

（二）能源消费水平指标

本文选取1978-2010年的按照发电煤耗计算法计算的年度能源消费总量数据（EC）。从总体上看，煤在我国能源消费构成中的比重一直保有绝对优势。因此，在考察能源消费总量与经济增加值的因果关系基础上，本文根据统计数据中1978-2010年的能源消费总量种类构成百分比数据，折算出1978-2010年的煤炭消费总量（COAL），考察煤炭消费总量与经济增加值之间的内在关系。具体指标变量如表1所示。

实证分析

本文采用扩展的Dickey-Fuller(ADF)检验，运用Eviews5.0检验EC、COAL、RGDP、RSEC02序列的平稳性，检验结果见表2。根据EC、COAL、DEC、DCOAL的线型时序图和RGDP、RSEC02、DRGDP、DRSEC02的线型时间序图可以看出，应该采用带有常数项、时间趋势、最优滞后阶数采用AIC和SC准则自动选择的ADF检验法检验EC、COAL、RGDP、RSEC02的序列平稳性。

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关键词：房地产投资；经济增长；区域分析；消费拉动

一、全国及区域层面的面板数据分析

通过对1997年至2006年我国31个省、市、区的面板数据，分析了全国及区域房地产投资与经济增长的影响。具体分组：将我国分为中部、西部、东部三个地区，中部地区包括：湖南、湖北、河南、江西、安徽、黑龙江、吉林和山西；西部地区包括：广西、新疆、宁夏、青海、甘肃、四川、重庆、内蒙古、贵州、云南和陕西；东部地区包括海南、广东、山东、福建、浙江、江苏、上海、辽宁、河北、天津和北京；研究结果：1、全国以及各地区房地产业是经济增长的重要原因，并对经济增长起着促进作用；无论是全国还是区域，房地产投资能带动经济增长，其中，东部、西部地区房地产投资与经济增长还存在着反馈作用；2、房地产投资针对经济增长的贡献与影响存在地区差异，当中东部地区最大，中部地区居中，西部地区最小，当地经济增长的快慢决定房地产投资的发展水平。

1997－2003年全国房地产投资对GDP的贡献率属于上升趋势，我国不同地区的房地产投资对GDP增长的贡献均超过10%，其中西部和中部地区的贡献变化比较一致，2000－2004年间，东部地区地房地产投资对整个经济增长的贡献率均超过其他地区。从历年的平均值来看，房地产投资对经济增长平均年贡献最大的是东部，为10.89%；其次为中部地区，为10.55%；最小为西部地区，为10.08%。

由此可见，从全国及各区域来看，经济的增长能引发房地产投资的增长，表现在这些区域经济增长和房地产投资存在着相互反馈的作用。而中部地区的经济增长并不太容易引起房地产业的变化，这说明我国中部地区的经济增长与房地交投资之间的反馈作用不显著。

二、我国第二次经济普查时房地产情况分析

从我国第二次经济普查的数据资料显示，在2008年，我国房地产业的投资总量是30580亿元，比2007年增长5300亿元，同比增长率20.9%，坏比回落了近十个百分点。从GDP比重看，房地产行业增加额为7174亿元，占GDP的比重是5.2%。

自第一次普查到第二次普查，房地产投资业分别从2004年的13158.3亿元增加到第二次的30580亿元，五年的时间翻三倍多，五年中的投资增长率为29.59%、20.91%、22.09%、30.15%、20.97%，全部高于20%,从而形成从1998年以来的第二年房地产业投资高峰期，期间最基本特征是2005年2006年两年中受经济调控最为明显，房地产投资有紧缩现象。但到了2007年，当调控政策出现松动时，全国的投资产业又部分回调到宏观调控前。而在2008年时，受全球金融危机的影响，房地产投资产业的增长开始有所下降。

同时，我们还发现，房地产业的增长有助于国民经济的增长，但是房地产投资在固定资产投资中点的比例过大时，则会在某种程度上降低房地产投资业的贡献。另外，房地产投资业对国民经济的增长做出的贡献并不完全单独属于房地产业，例如消费者在购房后对家具、家电等其他消费品的刺激效应，还有房地产投资业对建筑业、金属采矿业 、交通设备制造业、化学工业、专用仪器设备制造业、通用仪器制造业、金属压延及冶炼加工业、等六大行业所引发的诱发效应，房地产投资业因 为产业附加值高、产业跨度大，具有很强的扩散效应和关联效应，因此房地产投资行业对经济增长的拉动作用全更大，已经成为现阶段我国经济增长当中重要的组成部分。

三、房地产投资对经济增长的直接拉动作用

根据国家发改委房地产投资研究中心的刘琳刘副主任统计，房地产开发投资对我国经济增长起重要作用。1997－2005年期间，综合直接贡献率、引致消费贡献率、间接贡献率得到的房地产开发业对GDP的增长总贡献率平均值达到了22.49%，这说明在每年GDP的增量中，房地产开发业总贡献的平均份额达到五分之一；在GDP的平均增幅8.94%中，房地产开发投资平均贡献达到了2.03%。

其次，房地产投资对经济增长产生的影响最初体现投资时对经济增长的直接拉动作用。房地产开发的发展还可以带动相关行业投资的快速增加，包括水泥、钢铁等60多个行业。房地产投资业对其它行业的影响可通过指标来考虑，即影响力系数指标，此指标是某产业增加产出，增加一个单位的最终需求，相对国民经济所涉及部门产生的产出增加影响。影响力系数的值大于1则表示该产业增加产出会给其他的部门带来更多的增长产出。系数越大则表示该部门的生产对其他产业或部门的影响越大。根据2008年的统计年鉴记载，2005年建筑行业影响力系统是1.86，排在17个行业分类的第五位，足以证明建筑行业对其他行业具有强大的拉动作用。

再次，房地产投资形成的房屋等固定资产最终以资本的形式直接计入了国内生产总值。因此，房地产业投资规模的增加，加速了资本快速形成，所以保证了国民经济的调整增长。房地产业的资金占用量大，资源消费多的一个行业，当经济出现过热的时候，直接严重挤压着其他行业的发展。大额资金由于利益的驱动，会直接流入利润较高的房地产行业，就此会成资源的错配，甚至会出现产业结构失调。

最后，房地产开发业的发展可促进其他产业的职工收入增长，拉动其他消费的增长，通过消费来拉动整个经济增长。最终的消费则远远大于因此增加的收入，从而带动了GDP的增长。房地产带动其他用品消费的同时也会挤压其他行业的消费。

四、 相关意见与建议

1.合理发挥房地产投资对国民经济的拉动作用及协调两者间的良性互动。一方面，房地产业能有效地拉动经济的增长，并积极发挥它的作用；另一方面，房地产投资与经济增长有着相互反馈的作用，即在经济增长放慢时给房地产投资带来的负面影响，同时又将给经济增长存在负面影响。

2.实施区域性房地产调控政策。由于房地产投资业对经济增长的贡献和影响存在区域差异，所以尽量不采取一刀切政策，加以实施区域性房地产调控政策。具体方面：对东部地区，可合理控制房地产业的规模和增长速度，但对于房地产业已在蓬勃发展中的西部、中部地区，应积极继续发挥房地产投资对经济增长所起的拉动作用；

3.采取短期和长期结合的政策。房地产业对经济增长即存在短期波动影响，又存在长期影响。在短期，应减少房地产投资业大起大落时对经济增长成的剧烈波动；在长期，应该充分地认识房地产业对经济增长的时滞作用，合理地控制房地产投资业的增长规模和增长速度，避免房地产业出现过热或过冷，在经济不景气的时候，房地产开发业对国民经济增长产生的作用较明显，可以直接影响许多部门的投资，但由于房地产投资利润率较高，对其他部门的投资排他作用强；房价增长速度过快远远超过了居民可以支配收入的增长速度，所以对房地产业需要进行合理的中长期规划，这样才能满足大部分人的利益。政府可以通过调整廉住房及经济适用房的市场，来做到真真实实的满足中低层老百姓的购房需求。在税收方面，政府可以通过加大对开发满足政策目标企业的补贴及税收抵免；同样还可以放宽对中低收入者的购房补贴及税收优惠。另外官员的绩效考核，分税制财政、土地出让金等问题也极待解决。

参考文献：

[1] 况伟大. 房地产投资、房地交信贷与中国经济增长[J]. 经济理论与经济管理, 2011,(01) .

[2] 黄忠华 吴次芳 杜雪君. 房地产投资与经济增长. 财贸经济, 2008(08) .

[3] 宋建忠. 房地产市场投资与经济增长关系分析. 学术论丛, 2009,(05) .

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关键词：国内居民；旅游消费；经济增长

一、引言

改革开放以来，我国一直致力于工业化和市场经济的建设，逐步由“短缺经济”时代转向“过剩经济”时代，随着居民收入与消费水平的不断提高，消费需求成为经济增长的主要制约因素和拉动经济增长的最根本动力。特别是进入21世纪以来，消费需求对经济增长的影响逐渐增强。旅游消费行为的兴起和发展，是一国社会、经济、文化和居民生活水平达到一定程度时的必然产物。

二、旅游消费影响经济增长的理论分析

旅游消费是一种高层次的居民消费，从宏观的经济影响的角度来看，旅游消费从属于居民消费，是最终消费需求的一部分，所以，对经济增长具有与一般消费相同的拉动作用。基于此，本文以一般消费影响经济增长的机理为基础，结合旅游消费的特点，认为国内旅游消费主要从两个方面影响经济增长：一是旅游消费总量对经济增长的影响，二是旅游消费结构变动对经济增长的影响。

旅游消费总量主要从三方面影响经济增长：一是旅游消费作为最终消费的一部分，对经济增长产生直接的拉动作用；二是旅游消费需求总量的增加导致旅游消费品生产的增长，诱发旅游业和相关行业增加投资，从而拉动经济增长；三是旅游消费需求总量的增加，带动旅游业及相关行业就业，促进经济增长。

旅游消费结构变动也主要从三个方面影响经济增长：一是旅游消费结构变动影响消费总量，进而对经济增长产生拉动作用；二是旅游消费结构引发产业结构的变动，促使产业结构趋于合理，提高资源配置效率，从而对经济增长产生积极影响；三是旅游消费结构的变动引发就业结构的变动，使从业人员从生产率较低的产业流向生产率较高的产业，提高整体劳动生产率，从而促进经济增长。

三、国内居民旅游消费现状分析

近年来，随着人们可自由支配收入的提高，闲暇时间的增多以及国家一系列利好政策的出台，国内旅游日益兴盛。本文将从国内旅游人数及旅游消费支出情况、国内游客增长率及旅游消费增长率情况两个方面对国内居民旅游消费的现状进行分析。

（一）2004-2013年国内旅游人数及旅游消费支出情况

从表1中可以看出，除特殊年份以外，城乡居民国内旅游出游人次、旅游消费支出均表现出强劲的增长态势。从国内游客人数来看，由2004年的1102百万人次增加到2013年的3262百万人次，年均增长12.81%。其中城镇居民游客人数从2004年的459百万人次增加到2013年的2186百万人次，年均增长18.93%；农村居民游客人数由2004年的643百万人次增加到2013年的1076百万人次，年均增长5.86%。从旅游总花费来看，由2004年的4710.7亿元增加到2013年的26276.1亿元，平均每年增长2156.54亿。其中城镇居民旅游总花费从2004年的3359.0亿元增加到2013年的20692.6亿元，平均每年增长1733.36亿；农村居民旅游总花费由2004年的1351.7亿元增加到2013年的5583.5亿元，平均每年增长423.18亿。

（二）2004-2013国内游客增长率及旅游消费增长率情况

国内游客增长率和旅游消费增长率可以根据表1中的数据计算得出，其计算公式如下：

某年国内游客增长率=本年出游人次-上年出游人次上年出游人次×100%（1）

某年旅游消费增长率=本年旅游消费支出-上年旅游消费支出上年旅游消费支出×100%（2）

计算结果见图1、图2所示。

图1 2004-2013年城乡居民国内游客增长率

图2 2004-2013年城乡居民国内旅游消费增长率

图1显示了城乡居民国内游客增长率变化情况。从图1中可以看出，各年的游客增长率上下波动起伏，有的年份城镇居民与农村居民的游客增长率相差较大。例如2009年城镇居民国内游客增长率为28.4%，而农村居民国内游客增长率为-1.0%，相差近30个百分点；2011年城镇居民国内游客增长率为58.4%，而农村居民国内游客增长率为-8.1%，相差近68个百分点。

图2显示了城乡居民国内旅游消费增长率的变化情况。从图2中可以看出，各年的旅游消费增长率变动幅度较大，显现先升后降的趋势，2011年以前整体呈上升趋势，2011年以后下降趋势非常明显。其中城镇居民国内旅游消费增长率从2005年的8.8%上升到2011年的57.5%，然后又从2011年的57.5%下降到2013年的17.1%；农村居民旅游总花费增长率从2005年的20.6%上升到2011年的41.6%，然后又从2011年的41.6%下降到2013年的11.0%。

四、国内居民旅游消费对经济增长的影响

从前文旅游消费影响经济增长的理论分析得知，国内旅游消费主要从两个方面影响经济增长，一是旅游消费总量对经济增长的影响，二是旅游消费结构变动对经济增长的影响。接下来将从这两个方面来分析其对经济增长的影响。

（一）国内居民旅游消费总量对经济增长的影响

国内居民旅游消费总量对经济增长的影响有很多衡量指标，而这里将从旅游消费率和旅游消费贡献率这两个指标来进行分析。

1.旅游消费率分析

国内旅游消费率是指一定时期内，某国家或某地区国内旅游消费支出额占国内生产总值的比重。它反映该国家或地区居民国内旅游消费的强度，也反映国内旅游消费对经济增长影响的大小，其计算公式如下：

国内旅游消费率=国内旅游消费总支出GDP×100%（3）

例如2008年国内旅游消费率=8749.3316751.7×100%=2.8%，其它计算结果见表2所示。从表2中可以看出，2004-2013年间我国城乡居民旅游消费率保持小幅上升态势，波动较小。从2004年的2.9%上升到2013年的4.5%，仅上升了1.6个百分点。

2.旅游消费贡献率分析

旅游消费对经济增长的贡献率是指一定时期旅游消费需求总量的增加量与当期GDP增量的比值。它反映旅游消费需求增量对GDP增量的贡献程度，其计算公式如下：

国内旅游消费贡献率=旅游消费支出增加量GDP增加量×100%（4）

例如2008年国内旅游消费贡献率=8749.3-7770.6316751.7-268019.4×100%=2.0%，其它计算结果见表2所示。从表2中可以看出，2004-2013年间我国居民旅游消费对经济增长的贡献率有较大幅度的上升。从2005年的2.3%上升到2013年的6.6%，年平均贡献率为4.45%，即GDP增长的4.45%是由国内旅游消费引起的，但总体来看，现阶段我国国内旅游消费对经济增长的贡献还较小。

（二）国内居民旅游消费结构变动对经济增长的影响

旅游消费结构是指旅游者在旅游消费过程中消费的相关消费资料的比例关系。按照旅游消费资料用途的不同，可以将旅游消费结构划分为吃、住、行、游、购、娱等六个方面的消费需求，而根据其重要性和必要性的程度又可以将其划分为基本旅游消费和非基本旅游消费，并将餐饮、住宿、交通、景区游览归入基本旅游消费，将购物、娱乐及其他服务归入非基本旅游消费。一般而言，非基本旅游消费被看作是衡量一地旅游消费水平的重要标志，其在旅游消费中的比重越大，比重提高速度越快，消费总量的增加就越快，旅游消费对地区经济增长的影响就会越大。

1.城镇居民国内旅游消费结构变动对经济增长的影响

从表3中可以看出，2004-2013年间，城镇居民国内旅游消费支出主要集中在餐饮、交通、购物这三个部分，约占总消费支出的60%左右。其中，基本旅游消费的比重整体呈现上升趋势，从2004年的66.3%上升到2013年的77.7%，交通支出的比重上升比较明显；非基本消费的比重在下降，从2004年的33.7%下降到2013年的22.3%，其他支出的比重在2010年以后下降较快。说明这10年来城镇居民国内旅游消费结构不太合理，对经济增长的影响在减小。

2.农村居民国内旅游消费结构变动对经济增长的影响

从表4中可以看出，2004-2013年间，城镇居民国内旅游消费支出主要集中在交通、购物这两个部分，约占总消费支出的50%左右。其中，基本旅游消费的比重整体呈现上升趋势，从2004年的48.8%上升到2013年的71.0%，餐饮支出的比重上升比较明显；非基本消费的比重在下降，从2004年的51.2%下降到2013年的29.0%，其他支出的比重在2010年以后下降较快。说明这10年来农村居民国内旅游消费结构不太合理，对经济增长的影响在减小。

城乡比较来看，农村居民非基本消费比重高于城镇居民，这说明农村居民旅游消费结构要高于城镇居民。

五、结论

旅游消费的经济影响研究是旅游学界的焦点问题，同时也是一个难点问题。本文采用比较分析、统计分析等定量分析方法，从理论和实证两方面对我国城乡居民国内旅游消费对经济增长的影响进行了简单的定量研究。理论方面，以一般消费影响经济增长的机理为基础，结合旅游消费的特点，构建了国内旅游消费影响经济增长的理论分析框架。实证方面，在全面分析我国城乡居民国内旅游消费现状的基础上，依据理论分析框架，从旅游消费总量和旅游消费结构两方面，对我国城乡居民国内旅游消费对经济增长的影响进行了较为全面的研究。（作者单位：1.湘潭大学旅游管理学院；2，3.武汉检安石化工程有限公司乙烯维护分公司）

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