工业经济增长精选(五篇)

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5篇工业经济增长，期待它们能激发您的灵感。

篇1

文中的数据来源于《中国统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》、《中国工业经济统计年鉴》和《煤炭工业年鉴》。为剔除价格因素影响，需将煤炭工业总产值处理为以2000年价格为不变价格的数据。

（一）缺失数据的处理本文的缺失数据为2004年煤炭工业年末平均就业人数，采用均值插补法估计2004年煤炭工业的年末平均就业人数，估计值为406.21万人。

（二）资本存量的核算投资价格指数选用固定资产投资价格指数。本文参考王玲［3］对煤炭采选业资本存量的计算结果，并利用投资价格指数将其折算为2000年价格为基数的数据。本文选用新增固定资产作为当年投资。统计年鉴中缺少2000-2003年煤炭采选业的固定资产交付使用率。2000-2003年，煤炭采选业占采掘业的工业总产值比重约为30%。故用2000-2003年采掘业的固定资产交付使用率，来估计煤炭采选业的固定资产交付使用率。本文利用固定资产原值和固定资产净值计算煤炭工业的固定资产折旧率［4］。1986-1991年，我国煤炭工业固定资产折旧率的官方数据在4.43%-4.87%间浮动。随着现代化煤矿开采的机械设备、材料的更新换代加快，固定资产的折旧率可浮动至10%。故对2009、2010、2012年的折旧率进行调整。计算结果如表1所示。

二、实证分析

（一）回归分析1．计量检验各时间序列的平稳性检验结果如表2所示，可知lnY、lnK、lnGL、lnT为一阶单整。协整检验结果如表3所示。可知，在置信度为95%的水平上，lnY、lnK、lnGL、lnT存在协整关系，即煤炭工业总产值与煤炭工业的资本存量、一般人力资本、科技人才具有长期的动态均衡关系。该模型的各回归系数的相伴概率均小于0.05。F=1158.689〉F（3，13-3-1）=6.99，通过检验。R-squared=0.9983，AdjustedR-squared=0.9974，说明该模型的拟合性较好且优于原回归方程。D.W.=2.1374说明修正后的回归方程不存在序列相关。

（二）实证结果由上述分析可知，α=1.4815，β=0.4918，γ=0.3518。正规化处理后，α’=0.6372，β’=0.2115，γ’=0.1513。各要素对煤炭工业经济增长的贡献率如表4所示。2000-2012年科技进步对煤炭工业经济增长的贡献率为68.92%，2000-2003、2004-2006、2007-2009、2010-2012，科技进步的贡献率在50%左右波动，说明科技进步是推动煤炭工业发展的重要动力。2000-2012年资本存量对煤炭工业经济增长的贡献率为17.22%，在各计算基期，资本存量的贡献率逐年增加。这是由于各项目的启动需大量资金支撑，煤炭工业发展呈现对资金的依赖性。2000-2012年一般人力资本、科技人才对煤炭工业经济增长的贡献率分别为2.38%、11.48%。2004-2006、2007-2009、2010-2012，科技人才对煤炭工业经济增长的贡献率稳定在20%左右。2010-2012年一般人力资本的贡献率，则由2.6%左右增加到9.69%。原因在于，煤炭“黄金十年”期，煤炭工业的规模急剧扩大，导致就业人数增加，经2004-2006、2007-2009计算基期的累积，集中表现为2010-2012年一般人力资本的贡献率的骤增。这也与计算模型的选取和计算基期划分的局限性有关。

三、结论与建议

（一）结论首先，科技人才的产出弹性系数为0.2115，资本和一般人力资本的产出弹性系数分别为0.6372、0.1513。当科技人才、资本存量、一般人力资本的投入增加1%，煤炭工业总产值将分别增加0.21155%、0.6372%、0.1513%。可知，科技人才对煤炭工业经济增长的驱动性，弱于资本存量对其的驱动性。其次，2000-2012年科技人才对煤炭工业经济增长的贡献率为11.48%，且在各计算基期，科技人才的贡献率在20%左右波动。2000-2012年，科技进步、资本存量、一般人力资本对煤炭工业经济增长的贡献率分别为68.92%、17.22%、2.38%。可知，科技人才是推动煤炭工业进步的重要驱动因素。

篇2

一、变量及变量的平稳性检验

为了考察南通工业经济增长与劳动、资本、能源消费、科技进步四影响因素之间协整关系，本文首先择取自1978～2009年间的南通地区工业生产总值及其指数、工业从业人员数、全社会固定资产投资完成额、发电量、各类专业技术人员数（相关数据均来自各年《南通统计年鉴》）；其次将南通地区工业生产总值、全社会固定资产投资完成额按1978年不变价格进行调整；最后对各变量取自然对数，从而完成对各数据的预处理工作。

一般地，在分析经济变量之间是否存在长期稳定的均衡关系时，只有在检验变量的平稳性后，才可进一步进行协整分析。如前所述，各经济变量数据在经过价格指数化处理后，为消除数据中存在的异方差，分别取其对数。南通地区工业生产总值、工业从业人员数、全社会固定资产投资完成额、发电量、各类专业技术人员数之对数值分别记为lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj。然后分别使用ADF检验方法进行单位根检验。ADF检验滞后期选取原则是采用降阶搜索法，在保证残差不相关前提下，采用AIC与SC准则，两者最小时的滞后长度为滞后期。对于回归中是否包括常数项和线性趋势项的处理方法，一般地，在回归中首先包含常数项和线性趋势项，如果参数检验显著，应在回归模型中包含，否则应排除之。具体检验结果（见表1）。

通过检验可知，lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj均为一阶单整的时间序列，其一阶差分序列在10%的显著水平上为平稳序列。满足变量协整的条件，即lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj间可能存在协整关系。

二、协整分析及检验

（一）协整检验

协整分析是用于非平稳时间序列变量组成的关系中长期均衡参数估计的技术。目前最常用的协整分析方法是Engle-Granger（EG）两步法和Johnsen和Juseliu（sJJ）的极大似然法。一般地，对多变量之间的协整关系的检验应采用Johnsen检验法（即JJ检验法）。因使用JJ方法建立的VAR模型对滞后期的选择比较敏感，故采用AIC准则和SC准则来确定最佳滞后阶数，经采用降阶搜索法依次验证，发现当P=1时AIC和SC值最小，故可确定滞后期为1。在滞后期确定后，再对协整中是否具有常数项和时间趋势进行验证，然后再对数据进行协整检验，检验结果（见表2）。

由（表2所示）检验结果可知，在5%的显著水平下，序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj之间存在一个协整关系，即在研究的5变量之间存在一种长期均衡关系，系统迟早能将新息变化带来的冲击加以吸收，使系统维持在一个均衡的状态下运行，协整方程为：ln=0.284390lnlab+0.0337830lncap0.067468lnkj0.099368lnny+9.889550由协整方程可以看出，投资每增加1个百分点，则南通工业产值增长0.33个百分点；劳动力每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.28个百分点；科技投入每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.06个百分点；能源消费每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.09个百分点。由此可知，投资和南通工业增长存在长期的正向关系，投资对南通工业经济增长具有拉动作用。但劳动力、科技投入、能源消费与南通工业经济增长存在长期的负向关系，与理论上不是很一致，这可能是与当前此三因素对南通工业经济增长影响力弱有关。

（二）VAR模型估计

根据上面的分析，VAR模型的最优滞后阶数为1，在滞后1阶的情况下，对VAR（1）模型残差进行JB正态性检验、LM自关检验和White异方差检验，显示残差服从正态分布、无自相关、不存在异方差，且所有特征根根模的倒数都小于1，说明VAR（1）模型的结构是稳定的。VAR（1）模型估计结果（如表3所示）。其中5个回归函数的可决系数分别达到0.9704、0.9692、0.9466、0.9942、0.9932，这足以说明5个回归函数的拟合程度很好。

（三）向量误差修正模型（VECM）

Grange（1987）定理证明了协整与误差修正模型的必然联系。

只在一组变量之间存在协整关系，一定具有误差修正模型的表达式存在，即可以建立误差修正模型。建立在协整理论上的VEC模型既能反映不同经济序列间长期信息，又能反映短期偏离长期均衡的修正机制，是长短期结合具有高稳定性和可靠性的一种经验模型，（如表4所示），VEM模型的稳定性条件满足自相关性检验、异方差检验和正态性检验要求。当以lngy为因变量时，误差修正系数为-0.177010，符合反向修正机制，表明每年实际的南通工业总值与其长期均衡值的偏差中的17%被修正。以lngy为因变量的误差修正模型表达式还反映：lnlab的短期变动对lngy存在正向影响，劳动力投入的增长率每增加1%，南通工业产值的增长率将增加0.01%；而lnkj的的短期变动对lngy存在反向影响，科技投入的增长率每增加1%，南通工业产值的增长率将降低0.07%；lncap的短期变动对lngy无影响。

（四）方差分解

方差分解的主要思想是把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程信息相关联的部分，从而了解各信息对模型内生变量的相对重要性，（如表5所示）显示的是南通工业产值（lngy）的方差分解情况，可以看出能源消费（lnny）和科技投入（lnkj）对南通工业产值（lngy）的影响一直较弱。劳动力（lnlab）和资本投资额（lncap）则有不断增强的趋势，且构成对南通工业产值（lngy）最主要的两个因素，其中资本投资额（lncap）影响最大。

（五）脉冲响应函数

脉冲响应函数描述一个内生变量对误差的反应。具体地，其反映的是在扰动项上加一个标准差大小的冲击对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。为充分描述短期内的动态效应，本文采用累积脉冲响应形式。从图1来看，劳动力（lnlab）的一个标准差的正向冲击对南通工业产值（lngy）有正向影响，即会导致南通工业产值逐渐增加，最后在第9期以后稳定在0.18左右。这说明劳动力（lnlab）对南通工业产值有长期的正效应，这与协整方程得到的长期均衡关系表现不一致；资本投资额（ncap）的一个标准差的正向冲击，对南通工业产值（lngy）亦有正向影响，但较劳动力（lnlab）的影响更大，其导致南通工业产值在第4期前增长迅速，然后增长趋缓，至第8期后稳定于0.30附近。这亦反映出资本投资额（ncap）对南通工业产值有长期的正效应；当科技投入（lnkj）出现一个标准差的正向冲击时，它在1～3期内对南通工业产值（lngy）的影响经历了先负后正的过程，第4期到达峰值00.004附近，然后缓慢趋于0值，但这也与长期协整关系的结果稍有不同；能源消费（lnny）的一个标准差的正向冲击，对南通工业产值（lngy）有负向影响。其导致南通工业产值第2期到达峰值-0.007附近，然后缓慢趋于0值。总之，可看出上述四因素中，劳动力（lnlab）和资本投资额（ncap）对南通工业产值（lngy）的影响较大；科技投入（lnkj）和能源消费（lnny）的影响很小，这与前面方差分析中的结论一致。

三、格兰杰因果关系检验

由协整检验结果可知，序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj之间存在长期的均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系及因果关系的方向如何，有待进一步验证。此处分别对序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj的差分序列进行了格兰杰因果检验，选取滞后1~6阶。使用Eviews6.0软件将存在单向或双向因果关系的回归结果整理（如表6所示)。水平上，lncap是lngy的格兰杰原因。也就是说，短期内资本投资对南通工业产值有促进作用。（2）当滞后期为3、4阶时，在10%的显著水平上，lngy是lnkj的格兰杰原因。

也就是说，在中期内，南通工业产值增长对科技投入的提高有促进作用。（3）当滞后期为3阶时，在5%的显著水平上，lngy是lnlab的格兰杰原因。也就是说，在中期内，南通工业产值增长对劳动力投入的提高有促进作用。（4）当滞后期为1、6阶时，lnny是lnlap的格兰杰原因。也就是说，在短期及长期内，南通能源消费的提高对南通地区劳动力增长有促进作用。（5）当滞后期为2、3阶时，lnkj是lnny的格兰杰原因。也就是说，在短中期内，科技投入的增加对南通能源消费的提高有促进作用。（6）当滞后期为1～6阶时，lngy不是lnny的格兰杰原因，lnny也不是lngy的格兰杰原因。也就是说，南通工业产值的提高对南通能源消费的促进作用不明显；同时南通能源消费增长对南通工业产值的促进作用也不明显。

四、结论与研究启示

（1）南通工业经济增长与劳动力投入、资本投资、能源消费及科技投入之间存在长期的均衡关系。其中资本投资每增加1个百分点，则南通工业产值增长0.33个百分点；劳动力每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.28个百分点；科技投入每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.06个百分点；能源消费每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.09个百分点。由此可知，投资和南通工业增长存在长期的正向关系，也就是说，投资对南通工业经济增长具有拉动作用。但劳动力、科技投入、能源消费与南通工业经济增长存在长期的负向关系，与理论上不是很一致，这可能需要进一步的研究与探寻。

（2）向量误差修正模型（VECM）反映出，劳动力投入的短期变动对南通工业产值存在正向影响，劳动力投入的增长率每增加1%，南通工业产值的增长率将增加0.01%；而科技投入的的短期变动对南通工业产值存在反向影响，科技投入的增长率每增加1%，南通工业产值的增长率将降低0.07%；资本投入的的短期变动对南通工业产值无影响。此外，误差修正系数为-0.177010，符合反向修正机制，表明每年实际的南通工业总值与其长期均衡值的偏差中的17%被修正。

篇3

【关键词】中国工业经济；动力机制转换；分析与研究

在社会的发展中，工业的生产是国家经济的核心，在经济增长、劳动力转移以及生产率等方面的提高有着十分重要的作用。有效的推动工业经济增长动力机制的转换，是国家打造经济升级的关键所在。而我国的经济同我国的国情一样都处于发展中阶段，工业的内外不条件在根本上已经发生了变化，导致结构失衡就成为了工业经济可持续发展路上的阻碍。所以将工业经济增长动力体制进行有效的转换，在一定程度上就可以实现新型驱动增长模式，从而为我国的经济发展建设再添光彩。

一、工业经济增长动力机制形成的原因

就现在的形式来看，中国工业经济投入主导的增长动力机制的根源就是政府的主导和投资驱动的增长。在随着城市化建设的不断发展，地方政府对当地的土地资源、矿产资源等方面都有了一定的控制，为了提高当地区域的经济增长的速度而下发了各种优惠政策，希望能够大力的引进投资来促进工业经济的增长，这样就会更一步的突出了政府的主导能力以及投资驱动的工业增长方式的特点。因此就进一步形成了以资本要素投入主导型工业经济的增长方式。

二、我国目前工业经济增长动力机制的缺点

1.降低了增长效率，阻碍了市场经济的发展

地方政府为了给工业投资提供价格获得更低的资源，就给予了更多的优惠政策，这样长期以往就会严重阻碍的工业经济的增长效率。然而对工业投资进行地区性的财务补贴或是提供一些惠民政策，就会导致地区行产能过剩的问题加重，使地区资源的负载压力过大，工业生产性资源在整个工业产业中是配置效率有所降低。另外，地方性补贴的竞争和资源低价竞争就会给一些效率较低的企业获得重新生存发展的机会，就使得本应该被竞争淘汰的企业的生存提供了一定的空间，就在根本上阻碍了企业在市场竞争竞争力上的优势，所以说，这种方式不仅使好的资源得不到有效的利用，而且从一定的角度上来讲对资源也是一种严重的浪费。

2.降低工业内的资源配置

在工业经济的发展中，与上述引进各类工业等现象相反的一种极端方式就是政府抑制或直接淘汰那些效率相对较低的企业。政府部门对资源要素有一定的控制力，在一定程度上还可以决定土地矿产等资源在工业内部或是企业之间的分配和调动，另外政府部门还可以在具有新工艺、新技术的企业中进行重点的扶持和帮助，进而就加快了一些效率较低或是生产方面落后企业的灭亡速度。这种做法不仅违背了市场经济发展的原则，还造成了不顾自身发展情况而盲目的去追求新工艺、新技术的现象，将一些市场中的需求商品逐步归类为淘汰商品，不能够很好的根据需求生产的发展呢原则进行工业的生产，就在一定程度上阻碍了市场竞争力的发展，降低了工业内的资源配置，从而加重了产能过剩的问题。

三、工业经济增长动力机制的缺点的建议和对策

1.政府要对市场制度进行合理的完善

政府在下发一系列政策时，首先要理清工业与市场之间的关系，同时也要加快要素市场的改革，将原有的政府主导要素分配的局面进行有效的改革，使市场在要素资源的配置中 发挥出重要的作用。其次要推进地区的制度，明确土地产权，根据国家的相关国定对土地的管理进行合理有效的完善，防止要素的价格不合理等现象的发生。

2.建立公平合理的市场竞争环境

政府要让市场发挥出优胜劣的作用，积极的创建公平合理的市场竞争环境，就使企业在不断创新中改进其生产效率。要想提高政府的管理效率，就要将一些不必要的审批和程序取消，让不同规模的企业也要拥有合理公平的竞争机会。与此同时，要保障企业的知识产权，提高企业的创新能力，并且要完善知识产权的保护制度。从而在一定程度上加大对知识产权的执行力度。政府还要防止在地方保护主义的存在，确保企业能够得到公平竞争的机会，也使市场的公平竞争环境更加的和谐，企业的发展在其作用下更加辉煌。

四、结束语

在我国经济发展不断加快的同时，工业经济的发展也在不断的进行更新。我国的工业作为我国经济发展的主体，其发展的好坏就直接影响了我国经济的发展状况，在其中起到了重要的作用。工业企业要想能虺ぴ兜姆⒄梗就要适应当代的经济发展需求，将原有的工业经济增长动力机制进行一定的创新。就目前而言，政府主导以及投资驱动的工业经济增长方式才是阻碍工业增长效率的根源。所以，政府必须在市场方面建立相应的制度管理体系，让市场在其中发挥决定性的作用，从而促进技术的创新。

参考文献：

[1]江飞涛，武鹏，李晓萍. 中国工业经济增长动力机制转换[J]. 中国工业经济，2014，05：5-17.

[2]原磊. 推动中国工业经济增长动力机制的转换[J]. 中国发展观察，2014，07：16-19.

[3]来佳飞，杨祖增，冯洁. 浙江经济增长动力结构和机制转换研究[J]. 浙江社会科学，2016，04：144-147+14+160.

篇4

【关键词】工业经济；影响因素；协整分析

近年来，国内不少学者从不同角度对工业经济增长的影响因素进行了分析研究，主要集中于以下三方面：（1）外向经济对工业经济增长影响研究；（2）制度变迁及政府行为对工业经济增长影响研究；（3）传统要素（劳动力、技术进步等）对工业经济增长作用研究。综合来看，尽管学术界在理论上对工业经济增长影响因素的判别及其影响等方面取得不少共识，但在具体分析时仍存在许多差异，如在工业经济增长模型的选择和检验方面，不同的指标及模型就会产生不同的结论。本文拟选取劳动、资本、能源及科技进步作为影响工业经济增长的四因素，建立工业经济增长与上述影响因素关系的多变量协整模型，进行南通工业经济增长与其影响因素的长期均衡和短期波动的实证分析。

一、变量及变量的平稳性检验

为了考察南通工业经济增长与劳动、资本、能源消费、科技进步四影响因素之间协整关系，本文首先择取自1978～2009年间的南通地区工业生产总值及其指数、工业从业人员数、全社会固定资产投资完成额、发电量、各类专业技术人员数（相关数据均来自各年《南通统计年鉴》）；其次将南通地区工业生产总值、全社会固定资产投资完成额按1978年不变价格进行调整；最后对各变量取自然对数，从而完成对各数据的预处理工作。

一般地，在分析经济变量之间是否存在长期稳定的均衡关系时，只有在检验变量的平稳性后，才可进一步进行协整分析。如前所述，各经济变量数据在经过价格指数化处理后，为消除数据中存在的异方差，分别取其对数。南通地区工业生产总值、工业从业人员数、全社会固定资产投资完成额、发电量、各类专业技术人员数之对数值分别记为lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj。然后分别使用ADF检验方法进行单位根检验。ADF检验滞后期选取原则是采用降阶搜索法，在保证残差不相关前提下，采用AIC与SC准则，两者最小时的滞后长度为滞后期。对于回归中是否包括常数项和线性趋势项的处理方法，一般地，在回归中首先包含常数项和线性趋势项，如果参数检验显著，应在回归模型中包含，否则应排除之。具体检验结果（见表1）。

通过检验可知，lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj均为一阶单整的时间序列，其一阶差分序列在10%的显著水平上为平稳序列。满足变量协整的条件，即lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj间可能存在协整关系。

表1ADF单位根检验结果

注：表示对变量进行一阶差分；ADF（c，t，k）中的c为截距项，t为趋势项，k为滞后阶；*、**、***分别为检测值在10%、5%、1%水平上显著。

二、协整分析及检验

（一）协整检验

协整分析是用于非平稳时间序列变量组成的关系中长期均衡参数估计的技术。目前最常用的协整分析方法是Engle-Granger（EG）两步法和Johnsen和Juselius（JJ）的极大似然法。一般地，对多变量之间的协整关系的检验应采用Johnsen检验法（即JJ检验法）。因使用JJ方法建立的VAR模型对滞后期的选择比较敏感，故采用AIC准则和SC准则来确定最佳滞后阶数，经采用降阶搜索法依次验证，发现当P=1时AIC和SC值最小，故可确定滞后期为1。在滞后期确定后，再对协整中是否具有常数项和时间趋势进行验证，然后再对数据进行协整检验，检验结果（见表2）。

表2 Johnsen协整检验结果

*、**、***分别为检测值在10%、5%、1%水平上显著。

由（表2所示）检验结果可知，在5%的显著水平下，序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj之间存在一个协整关系，即在研究的5变量之间存在一种长期均衡关系，系统迟早能将新息变化带来的冲击加以吸收，使系统维持在一个均衡的状态下运行，协整方程为：

ln= 0.284390ln lab + 0.0337830ln cap0.067468lnkj

0.099368ln ny+9.889550

由协整方程可以看出，投资每增加1个百分点，则南通工业产值增长0.33个百分点；劳动力每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.28个百分点；科技投入每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.06个百分点；能源消费每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.09个百分点。由此可知，投资和南通工业增长存在长期的正向关系，投资对南通工业经济增长具有拉动作用。但劳动力、科技投入、能源消费与南通工业经济增长存在长期的负向关系，与理论上不是很一致，这可能是与当前此三因素对南通工业经济增长影响力弱有关。

（二）VAR模型估计

根据上面的分析，VAR模型的最优滞后阶数为1，在滞后1阶的情况下，对VAR（1）模型残差进行JB正态性检验、LM自关检验和White异方差检验，显示残差服从正态分布、无自相关、不存在异方差，且所有特征根根模的倒数都小于1，说明VAR（1）模型的结构是稳定的。VAR（1）模型估计结果（如表3所示）。其中5个回归函数的可决系数分别达到0.9704、0.9692、0.9466、0.9942、0.9932，这足以说明5个回归函数的拟合程度很好。

表3VAR(1)模型的估计结果

（三）向量误差修正模型（VECM）

Grange（1987）定理证明了协整与误差修正模型的必然联系。只在一组变量之间存在协整关系，一定具有误差修正模型的表达式存在，即可以建立误差修正模型。建立在协整理论上的VEC模型既能反映不同经济序列间长期信息，又能反映短期偏离长期均衡的修正机制，是长短期结合具有高稳定性和可靠性的一种经验模型，（如表4所示），VEM模型的稳定性条件满足自相关性检验、异方差检验和正态性检验要求。当以lngy为因变量时，误差修正系数为-0.177010，符合反向修正机制，表明每年实际的南通工业总值与其长期均衡值的偏差中的17%被修正。以lngy为因变量的误差修正模型表达式还反映：lnlab的短期变动对lngy存在正向影响，劳动力投入的增长率每增加1%，南通工业产值的增长率将增加0.01%；而lnkj的的短期变动对lngy存在反向影响，科技投入的增长率每增加1%，南通工业产值的增长率将降低0.07%；lncap的短期变动对lngy无影响。

表4VEC模型整体效果检验及lngy误差修正系数

（四） 方差分解

方差分解的主要思想是把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程信息相关联的部分，从而了解各信息对模型内生变量的相对重要性，（如表5所示）显示的是南通工业产值（lngy）的方差分解情况，可以看出能源消费（lnny）和科技投入（lnkj）对南通工业产值（lngy）的影响一直较弱。劳动力（lnlab）和资本投资额（lncap）则有不断增强的趋势，且构成对南通工业产值（lngy）最主要的两个因素，其中资本投资额（lncap）影响最大。

表5lngy序列的方差分解

（五）脉冲响应函数

脉冲响应函数描述一个内生变量对误差的反应。具体地，其反映的是在扰动项上加一个标准差大小的冲击对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。为充分描述短期内的动态效应，本文采用累积脉冲响应形式。从图1来看，劳动力（lnlab）的一个标准差的正向冲击对南通工业产值（lngy）有正向影响，即会导致南通工业产值逐渐增加，最后在第9期以后稳定在0.18左右。这说明劳动力（lnlab）对南通工业产值有长期的正效应，这与协整方程得到的长期均衡关系表现不一致；资本投资额（ncap）的一个标准差的正向冲击，对南通工业产值（lngy）亦有正向影响，但较劳动力（lnlab）的影响更大，其导致南通工业产值在第4期前增长迅速，然后增长趋缓，至第8期后稳定于0.30附近。这亦反映出资本投资额（ncap）对南通工业产值有长期的正效应；当科技投入（lnkj）出现一个标准差的正向冲击时，它在1～3期内对南通工业产值（lngy）的影响经历了先负后正的过程，第4期到达峰值00.004附近，然后缓慢趋于0值，但这也与长期协整关系的结果稍有不同；能源消费（lnny）的一个标准差的正向冲击，对南通工业产值（lngy）有负向影响。其导致南通工业产值第2期到达峰值-0.007附近，然后缓慢趋于0值。总之，可看出上述四因素中，劳动力（lnlab）和资本投资额（ncap）对南通工业产值（lngy）的影响较大；科技投入（lnkj）和能源消费（lnny）的影响很小，这与前面方差分析中的结论一致。

图1 南通工业产值（lngy）的脉冲响应图

三、格兰杰因果关系检验

由协整检验结果可知，序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj之间存在长期的均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系及因果关系的方向如何，有待进一步验证。此处分别对序列lngy、lnlab、lncap、lnny、lnkj的差分序列进行了格兰杰因果检验，选取滞后1~6阶。使用Eviews6.0软件将存在单向或双向因果关系的回归结果整理（如表6所示)。

表6Granger因果关系检验结果

注： *、**、***分别为检测值在10%、5%、1%水平上显著。

根据（表3所示）可知：（1）当滞后期为1阶时，在10%的显著水平上，lncap是lngy的格兰杰原因。也就是说，短期内资本投资对南通工业产值有促进作用。（2）当滞后期为3、4阶时，在10%的显著水平上，lngy 是lnkj的格兰杰原因。也就是说，在中期内，南通工业产值增长对科技投入的提高有促进作用。（3）当滞后期为3阶时，在5%的显著水平上，lngy是lnlab的格兰杰原因。也就是说，在中期内，南通工业产值增长对劳动力投入的提高有促进作用。（4）当滞后期为1、6阶时，lnny是lnlap的格兰杰原因。也就是说，在短期及长期内，南通能源消费的提高对南通地区劳动力增长有促进作用。（5）当滞后期为2、3阶时，lnkj是lnny的格兰杰原因。也就是说，在短中期内，科技投入的增加对南通能源消费的提高有促进作用。（6）当滞后期为1～6阶时，lngy不是lnny的格兰杰原因，lnny 也不是lngy的格兰杰原因。也就是说，南通工业产值的提高对南通能源消费的促进作用不明显；同时南通能源消费增长对南通工业产值的促进作用也不明显。

四、结论与研究启示

（1）南通工业经济增长与劳动力投入、资本投资、能源消费及科技投入之间存在长期的均衡关系。其中资本投资每增加1个百分点，则南通工业产值增长0.33个百分点；劳动力每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.28个百分点；科技投入每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.06个百分点；能源消费每增加1个百分点，则南通工业产值减少0.09个百分点。由此可知，投资和南通工业增长存在长期的正向关系，也就是说，投资对南通工业经济增长具有拉动作用。但劳动力、科技投入、能源消费与南通工业经济增长存在长期的负向关系，与理论上不是很一致，这可能需要进一步的研究与探寻。

（2）向量误差修正模型（VECM）反映出，劳动力投入的短期变动对南通工业产值存在正向影响，劳动力投入的增长率每增加1%，南通工业产值的增长率将增加0.01%；而科技投入的的短期变动对南通工业产值存在反向影响，科技投入的增长率每增加1%，南通工业产值的增长率将降低0.07%；资本投入的的短期变动对南通工业产值无影响。此外，误差修正系数为-0.177010，符合反向修正机制，表明每年实际的南通工业总值与其长期均衡值的偏差中的17%被修正。

（3）通过方差分解分析，可以看出能源消费和科技投入对南通工业产值的影响一直较弱。而劳动力和资本投资额则有不断增强的趋势，且构成对南通工业产值最主要的两个影响因素，其中资本投资的影响最大。通过脉冲响应分析，可以看出，劳动力对南通工业产值有长期的正效应，这与协整方程得到的长期均衡关系表现不一致；资本投资对南通工业产值亦有长期的正效应，且较劳动力的影响更大；科技投入的正向冲击在1～3期内对南通工业产值的影响经历了先负后正，然后缓慢趋于0值。这也与长期协整关系的结果稍有不同；能源消费正向冲击，对南通工业产值有负向影响，导致南通工业产值第2期到达峰值-0.007附近，然后缓慢趋于0值。总之，可以看出上述四因素中，劳动力和资本投资对南通工业产值的影响较大，而科技投入和能源消费的影响很小，这与方差分析中的结论一致。

（4）本文研究有以下几点不足，首先表现在影响南通工业经济增长的因素选择方面，仅限于劳动力、资本、能源和科技四因素，此外还可考虑对外贸易、对外直接投资、工业结构等的变动对南通工业经济增长的影响。如能先针对这些因素的差异具体分析，后再择优选择，分析结果的准确性或可提高；其次在科技投入和能源消费的指标数据选择方面，用各类科技人员总数来表示科技投入和用年发电量来表示能源消费显然说服力不够充分；最后在模型的选择方面，仅限于南通工业经济与其影响因素之间的协整分析，如能开展基于南通工业经济增长各因素贡献率的实证研究，分析的结果可能更有说服力。

参 考 文 献

[1]严忠．中国经济增长影响因素协整分析[J]．安徽工业大学学报（社科版）．2006（1）

[2]苏辉．南通工业经济发展阶段的判断及推进对策[J]．企业导报．2010（24）

[3]苏辉．南通开放型经济与经济增长关系的实证分析[J]．消费导刊．2009（22）

[4]苏辉．南通经济开放度评析[J]．企业导报．2009（22）

篇5

受国际金融危机的影响,我市工业经济遇到了前所未有的困难。为了进一步贯彻落实国务院、省政府促进工业经济增长的一系列措施，结合我市实际，现就扶持工业企业平稳较快发展提出如下意见：

一、加强工业经济运行监测和服务。市经委和相关部门要加强工业经济运行监测，对所有规模以上工业企业的增减因素和项目建设情况要进行逐一调查分析，建立台账。切实做好经济形势预测预警工作，加强信息，为企业提供决策咨询服务。进一步改善安商服务，要从服务企业外部环境拓展到为服务企业内部管理，帮助企业开展税务、财会、金融、经济法规等知识培训辅导，帮助建立现代企业制度。确定30家重点企业，由市领导和专班进行跟踪协调服务。引导中介服务机构进入行政服务中心集中办公，完善“一条龙”服务机制。

二、加大重大项目和新项目规划建设力度。根据国家产业政策，积极帮助企业向上争取项目和资金，市发改委、市经委、市科技局要指导企业进行项目策划和制作。积极围绕国家和省级重大科技专项、中小企业创新基金、重大新产品开发、创新能力建设、重大装备升级改造、企业融资担保补贴、企业技改贴息、产学研合作等项目进行申报，通过新增一批重大产业项目，加快企业技术改造、创新和产业产品结构优化升级。

支持企业新上项目和技改扩能。对企业竣工投产的新上项目和技改扩能项目，按设备固定资产实际到位额5‰的标准给予奖励。对企业成功引进战略投资伙伴且新增注册资本达3000万元以上的，市政府给予5万元的奖励。鼓励企业设立技术研发中心，加强研发体系建设，提高研发水平，开发一批具有自主知识产权、拥有核心竞争力的产品。企业申报国家级和省级技术研发中心并通过验收的，由市财政分别给予20万元、10万元的奖励。

三、加大财政扶持力度。市政府2009年多方筹措1亿元资金，设立专项扶助资金，支持工业企业发展。把国家、省扶持我市的县域经济发展专项资金、工业生产调度资金、技改贴息资金和市中小企业发展专项资金、产业集群发展专项资金、科技三项资金尽早投放企业，充分发挥资金的使用效益。

四、加大对工业企业的信贷投放。各金融机构要认真贯彻落实适度宽松的货币政策，建立健全金融机构货币政策执行效果综合评价制度，切实加大对工业企业的信贷支持力度，不断创新信贷融资品种，拓宽融资渠道，认真落实银企对接长效活动机制，2009年要为工业企业贷款12亿元以上。各金融机构要按企业扩规和生产经营的实际需要及时放贷，其中在第一、二季度按企业实际需求贷款额至少发放80%以上。在2009年财政预算中设立金融机构工业信贷奖励专项资金，对金融机构新增工业贷款按年度进行考核奖励。金融机构新增工业企业项目贷款另按实际额度的2-5‰给予奖励。积极组建中小企业贷款公司，拓宽民间融资渠道，为企业提供短期贷款服务。

五、积极为中小企业提供融资担保。市财政筹措3000万元专项资金注入兴天担保公司，积极引导社会资本入股兴天担保公司，将兴天担保公司的资本金增加到1-1.2亿元，使其融资担保能力达到5-6亿元。支持兴天担保公司加强与农发行、信用社及其他商业银行的合作，逐步建立利率、收益风险共担机制。兴天担保公司要积极为中小企业提供融资理财、管理咨询和融资担保服务，切实解决中小企业融资难的问题。

六、严格执行扶持企业发展的税收征管政策。严格兑现政府承诺，对享受税款先征后返优惠政策的企业，财政部门要按期足额返还应返税款。认真做好国家出口退税政策调整工作，积极争取退税指标，简化程序，加快工业企业退税办理进度。认真贯彻落实国家增值税转型政策。对投资强度大、贡献大的企业在土地使用税征收上给予一定的优惠奖励。企业符合法定减免、缓征条件的，积极向省主管部门申报、争取。

七、强化危困企业职工的社会劳动保障服务。落实300万元以上再就业资金，用于对企业员工进行技能培训。建立企业间劳动力短期流动和转移机制，千方百计为困难企业的困难职工提供救助，确保不出现大面积下岗失业。

八、切实减轻企业负担。各地、各部门要牢固树立“产业第一，企业至上”的观念和过紧日子的思想，同企业一道共度难关。将以往实行“一卡制收费”和核准制管理的企业范围由重点企业延伸到规模以上工业企业，并严格执行各项费收政策，该降低的一律降低，该取消的一律取消。市财政、国税、地税、劳动保障等部门要制定高效快捷的操作办法，尽快落实国家、省扶持企业发展的各项财税和劳动保障政策。

涉及企业办理他项权证的的审批事项，一律进市行政服务中心。企业在办理资产评估时，土地、房产等评估机构要严格按照市政府关于调整房地产评估收费标准和规范贷款抵押登记及土地分割办证行为的规定收取评估费。用已评估过的资产作抵押办理新的贷款时，若抵押物权属、性质没有发生变化，金融机构和抵押登记机关不得要求企业重新评估。