经济增长的指标精品(七篇)

序论：写作是一种深度的自我表达。它要求我们深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隐藏在内心深处的真相，好投稿为您带来了七篇经济增长的指标范文，愿它们成为您写作过程中的灵感催化剂，助力您的创作。

篇(1)

一、构建税收分权的指标体系

从本质上讲，各地经济增长都很可能受到税收分权导致的影响，针对税收分权涉及到的各项指标也应当予以谨慎的选择。在现阶段的财政体系中，如果设计了各不相同的分权指标，那么与之有关的调研结论也会各不相同。由此可见，税收分权指标本身应当符合现阶段的整体经济形势，在此基础上才能因地制宜选择适当的分权指标并且构建指标体系[2]。

地方如果拥有了自身的税收权，那么代表着地方政府因此拥有了针对地方税收的整体掌控权力。从现阶段来看，地方政府主要拥有如下的收入来源：本级的地方税收、地方的转移支付、中央对于各个地方返还的税收额、非税收的收入等。相比于转移支付，具体在计算返还的地方税收时应当密切结合分税制的比例与基数。因此可以得知，针对返还后的地方税收而言，中央政府实质上并不具备操控权力，地方政府因此就能获得相应的税收分权。由此可见，具体在构建指标体系时有必要考虑到返还部分的地方税收。

在全面分析的基础上，针对地方税收就可以构建完整度较高的分权指标体系，在这其中应当包含自给率及其他相关指标。从地方支出财政的角度来讲，可以自主掌控的地方税收也应当纳入其中。因此可得如下结论：地方税收中的自给率应当等于实际的地方税收除以整体财政支出，二者相除就能?@得精确的分权指标。

二、探析影响效应

经过分析可知，在2009至2015年的时间段里，中央返还各个地方的税收总额表现为5%的年均增长状况，这种增长伴随着GDP的持续上升。由此可见，在这个时间段里GDP与地方税收都表现为正增长的稳定状态。然而与此同时，中央即便返还了特定比例的地方税收，但是并没有彻底满足各个阶段的公共支出，因此仍然有待加以完善[3]。近些年来，地方政府持续降低了自身的税收分权度，与之相应的中央税收却表现为更强的集权趋势。

经济增长率以及税收自给率二者应当具有内在的关联性，对此可以归纳为线性关系。在税收分权的整体背景下，经济增长以及税收自给率通常表现为显著的正向相关关系，这种现状也在本质上推动了整体经济的迅猛发展。税收自给率之所以表现为显著上升的趋势，究其根源就在于返还地方的税收比例以及自主税收的逐步提高。从实务角度来讲，某些地方真正获得的税收额度并没有赶上当年的公共性支出增长速度，因此实际上的影响效应与研究结论相比还会产生特定的偏差。

此外，如果在研究时运用了各不相同的分权指标，那么归纳得到的数值与结论也会表现出显著的差异性特征。某些情况下，研究人员对此选择了不适当的分权指标，因此通过归纳计算获得的经济影响结论也可能带有偏差。从整体角度来讲，推行税收分权的宏观改革具有显著的必要性，这是由于税收机制与宏观经济具有密切的联系，经济增长也不能缺少税收机制作为保障。如果能致力于改进现行的税收分权指标，重构相应的分权指标，那么针对整个的经济增长就能起到显著的推进作用与带动作用[4]。

篇(2)

【关键词】农村金融;金融发展;经济增长

一、农村金融与农村经济增长关系

新农村建设核心是解决农民的增产、增收问题,故发展农村经济是新农村建设的关键。而市场经济体制下资本的筹集和使用主要通过金融活动完成,熊彼特(Schumpeter)认为金融服务在促进经济增长中具有极为重要的作用,因此农村金融与农村经济发展间关系决定了新农村建设的效果。根据产权理论和交易成本理论,降低信息成本和交易成本是提高资源配置效率的关键,其在现实经济活动中表现为金融体系的建立和完善。金融体系的关键在于金融功能的实现,而这离不开金融发展。

自熊彼特提出的金融发展重要性之后,麦金农和肖通过深入研究在1973年建立了金融发展理论。国外学者对金融发展与经济增长相关研究主要由理论分析和实证分析构成,且理论分析主要局限于研究初期。谈儒勇(2004)将金融发展界定为金融体系朝好的方面变化,所以,金融发展理论研究的是金融体系是否促进实体经济增长的功能,即主要用于论证金融发展对经济增长的重要性。后期该类研究主要在金融发展理论框架下就金融拟制和金融结构角度进行,研究主要集中在宏观、中观层面,其立脚点是提供金融服务的金融机构,大都基于金融服务有利于经济增长的假设下或计量验证影响因素。后期研究开始由理论研究转向实证分析,Levine(1997)以作用渠道为研究目的进而证明了金融发展和经济增长存在统计意义上的显著相关,而Granger提出的因果分析方法被大多数学者用于证明两者之间的因果关系。国外的研究成果为国内学者研究该类问题提供了坚实的基础。国内学者对金融发展与经济增长的关系研究视角主要有全局、区域和农村,其中基于农村的视角分析农村金融发展与经济发展(或农民收入增长)间的关系在随着新农村建设提出得到更深入研究。在对金融发展与经济增长关系的研究路径中,针对农村金融发展对农村经济增长关系研究可分为农村金融深化和农村金融中介发展两种。其中,基于金融深化框架下研究主要探讨我国农村金融体系对农村经济的贡献,通过数据分析找出重要影响因素并得出相应结论。而农村金融中介对农村经济增长的研究则突出农村金融功能发挥,试图解释金融服务影响农村经济增长。具体研究中,张春喜、孙伟(2007)从金融演进的内在关系及更长的历史视角下以农村金融的发展现状为背景和李政(2009)用实证的方法证明农村金融发展与经济增长的均衡关系,并通过因果检验得出相应的结果。而方金兵、张兵、曹阳(2009)基于农村经济发展与农民收入增长的关系,选取农民收入作为农村经济发展的替代指标,通过向量误差修正模型和格兰杰因果检验方法检验两者的相关关系和因果关系,并指出扩大农村金融发展规模对提高农民收入、推动农村经济发展有重要意义。李广众、陈平(2002)利用我国1952-1999的相关时间序列数据对于金融中介发展与经济增长的多变量VAR系统研究分析了金融中介发展对经济增长的作用机制,提出经济增长与金融中介效率间存在双向因果关系。同时,丁晓松(2005)研究1986-2002年中国金融发展和经济增长之间的关系时采用单位根检验和协整分析方法,同样认为金融发展和我国经济发展有存在双向作用。姚耀军(2004)从金融发展的视角根据1978-2002数据分析农村金融发展与农村经济增长关系,利用因果检验法做出实证分析,结果表明农村金融发展状况影响到农村经济增长。

二、模型构建

由以上分析可知,现有金融发展与经济增长关系研究主要从实证角度进行,尽管视角不一,但均得出金融发展促进经济增长的结论。因此,在现有经济体制下为更好的建设新农村,通过金融发展支持农村经济增长是最优选择。然而,经济增长的持续性和稳定性是十分有必要的,若想通过金融发展支持农村经济增长应先确定两者间是否存在长期均衡关系,模型构建则探讨两者之间均衡的可能。

(一)分析方法及指标设计说明

1.分析方法。由于单方程的OLS法会出现自变量内生性问题,加之在非平稳变量上的OLS法可能出现伪回归问题,而李广众、陈平(2002)和姚耀军(2004)基于VAR模型及其协整分析的方法能较好的解决OLS法的不足。因此,本文在分析方法采用上借鉴李广众、陈平(2002)和姚耀军的VAR模型及其协整分析,就中国农村经济发展与金融经济增长的相互关系进行研究。

2.指标设计。一般研究,将两者关系置于资金供给、需求和成效角度上进行。所以,在设计指标时主要考虑农村经济增长衡量和金融发展的供给及需求。具体研究中,设计农村经济增长指标、金融发展规模指标、金融结构指标和金融中介支持效率指标等四个指标。在对指标界定中:将农村人均GDP(RPGDP)作为衡量反映农村经济增长状况的指标。哥德史密斯在研究金融发展与金融结构时指出金融发展规模指标(FIR),随着农村金融发展研究深入,我国大部分学者开始计算我国农村金融相关率指标(RFIR),其中张兵等(2002)在农村FIR与农村经济增长将农村FIR确定为农村金融资产和农村GDP之比。农村金融发展结构指标(RLTL)鉴于乡镇企业在农村经济中的重要位置,本文设计了反映农村贷款结构的指标作为金融发展的结构指标,即RLT/RL,其中RLT是指乡镇企业贷款余额, RL是指农村贷款余额,将农村金融发展的结构指标简记为RLTL。王志强、孙刚(2003)认为,可以用储蓄与贷款的比值来衡量金融中介将储蓄转化为贷款的效率,故农村金融发展效率指标(RLD)可定义为农村金融中介将农村储蓄转化为农村贷款支持农村经济增长、促进农民增收的效率。农村金融发展结构指标(RLTL)鉴于乡镇企业在农村经济中的重要位置,本文设计了反映农村贷款结构的指标作为金融发展的结构指标,即RLT/RL,其中RLT是指乡镇企业贷款余额, RL是指农村贷款余额,将农村金融发展的结构指标简记为RLTL。将乡镇企业贷款余额与农村贷款余额比率衡量金融发展结构规模。

(二)模型说明及数据处理

1.模型说明。安翔(2004)从金融发展与经济增长的相关理论出发,以内生增长模型为基础创建农村经济增长模型,并得出农村金融深化是解释农村经济增长的重要变量结论。同样的方法还被王莹(2006)和邱杰、杨林(2009)所采用。本文主要就农村金融发展与农村经济增长的关系进行定性,目的在于判断两者之间的均衡关系及影响方向,故直接设置若干个指标进行衡量。

2.数据处理本文数据均来自各年的《中国金融年鉴》和《中国统计年鉴》,由于未能获得完整数据针对部分数据缺失的事实,在实际处理中仅选择1988-2007年份数据且主要分析1993-2007年数据。同时考虑到农村经济的根本是农业,本文在指标计算中利用所得的数据进行一些替代操作。如在计算农村人均GDP时,在未能获得足够可信的农村人均GDP数据下,本文采取了用农业GDP除以农村人口进行替代,张兵等(2002)同样采用农业GDP代替农村GDP。受我国农村金融体系的现实影响,我国农村金融资产主要是农民在银行的存款,所以,在处理RFIR时用农民存款与农村GDO之比计算。农村存款余额和农村贷款余额在1978-1986期间主要在已给出数据的基础上进行加总计算,在计算金融中介支持效率指标时受条件所限,数据来源主要是《金融年鉴》和《统计年鉴》的数据未能完全描述农村金融机构的贡献。

三、基本分析结论

通过运用EVIEWS5.0处理相关数据,可以发现我国农村人均GDP逐年增长。但与RLD、RLTL之间并未有之间的线性关系,剔除掉替代、CPI等影响本文认为两者间存在一定的正相关。通过Granger因果关系检验可知中国农村金融发展与经济增长存在均衡关系至少在93-07年间表明:农村金融发展对农村经济增长具有明显的影响作用,但农村经济增长却对农村金融发展没有显著的影响。

尽管我国农村金融体系的改革取得一定的成功,基本上形成以国有正规农村金融机构为主,非正规农村金融机构补充的体系,从农村经济增长不是农村金融发展的Granger原因看,虽然中国农村金融体系经过30年的改革发展,但农村经济增长并不是金融发展状况的格兰杰原因,这意味着农村金融发展严重滞后于农村经济增长,证明了邱杰、杨林(2009)的观点。从农村金融发展是农村经济增长的Granger原因看,加快农村金融体制改革,改善农村金融发展状况,对于促进农村经济发展具有极为重要的作用(姚耀军,2004)。实证得出的农村金融体制改革的滞后性将会严重制约农业结构调整,进而影响农村经济增长和农民增收,加快农村金融体制改革已成为当前解决“三农”问题的迫切要求。

根据金融发展理论,金融发展与经济增长的关系应所存在的均衡关系,分析结果表明了我国农村金融发展与农村经济增长存在上述关系。这也说明了我国农村经济增长已经逐步向依靠金融要素投入的内生式增长模式转变。麦金农等认为发展中国家存在较为严重的金融抑制问题,在我国就表现为金融制度变迁主要是政府主导,不适应农村经济发展模式。鉴于农村金融发展是农村经济增长格兰杰原因的事实,加快建立适应农村经济发展的农村金融体系具有十分重要的意义。即在农村经济增长初期,应进一步强化金融发展对经济增长的资金主导供给作用,适度放开竞争,逐步建立合理、完善的农村金融体系。

参考文献

[1]曹啸,吴军.我国金融发展与经济增长关系的格兰杰检验和特征分析[J].财贸经济,2002(5).

篇(3)

关键词：经济增长；金融发展规模；金融结构；金融效率

中图分类号：F32 文献标志码：A 文章编号：1002-2589（2012）35-0077-02

在金融发展中，农村金融是必不可少的一部分。在农村金融发展过程中，一方面，其发展会受到现代金融理论及政策主张的影响。另一方面，农村金融市场的无利可图使得城市商业银行不愿涉足，因此，在我国农村金融有其自身的发展特点。从经济与金融间的双向关系来看，经济水平决定金融发展水平，但经济的增长离不开金融支持，金融同时反作用于经济，可见金融既可以促进也可以阻碍经济的增长。

一、我国农村金融发展对经济增长的作用机制

（一）农村金融发展规模对农村经济增长的作用机制

首先，金融规模的持续扩大可以增加乡镇企业的融资途径。随着整个农村经济的发展，农村生产领域对资金的需求持续扩大，而金融规模的扩大为这一资金需求提供给了途径。其次，农村金融资产的种类和数量会随着金融规模的扩大而增加，这一变化也可以为农村经济提供新的融资方式。

（二）农村金融结构对农村经济增长作用机制

一方面，金融结构的优化可以降低资金的获取成本，资金能够在所有者和使用者之间进行快速的转移，这为农村经济的发展提供了便利。另一方面，金融结构的优化可以提高资源配置的效率。金融机构在资金转移过程中担负媒介作用，结构越优化，资金越能得到有效转移，促使资源在农村各部门中得到有效配置。总的来说，金融结构的优化可以为整个农村经济的发展提供更加专业的投资融资服务，资本也在快速转移的过程中带动了社会资源的优化配置，进而促进农村经济的增长。

（三）农村金融发展效率对农村经济增长作用机制

农村金融效率是一个综合指标体系，主要反应的是农村金融市场上金融机构的储蓄能力、储蓄投资转化的效率以及投资的产出比例。事实证明，农村金融效率在促进资本积累的过程中，农村储蓄增加、储蓄投资转化效率提高，这为农村经济的发展提供了有力的资金支撑。

二、我国农村金融发展与经济增长关系的实证研究

（一）模型设定与指标选取

1.模型设定

为了实证分析农村金融发展水平对经济增长的影响效应，本文构建了如下计量模型。

IN（ARGDP）=β0+β1・FIR+β2・LT+β3・RDL+μ1

式中：LN（ARGDP）为经济增长的自然对数；FIR为金融发展规模；LOAN/TFA为金融结构；RDL为金融效率；μ为随机项。

2.指标选取

为了揭示农村金融发展同农村经济增长之间的关系，本文将采用反映农村金融发展状况和反映农村金融增长状况两组指标，其中农村金融发展指标包括农村金融发展规模（FIR）、结构（LOAN/TFA）、效率（RDL）三个子指标。

本文研究的时间区间为1990-2009年。其中的数据来源，农村人口数、第一产业生产总值来源于《中国统计年鉴》，农业存款、农村居民储蓄存款、农业贷款、乡镇企业贷款均取值于《中国金融年鉴》。

（二）实证检验

1.ADF检验

由于在文中涉及的都是时间序列变量，所以首先对各变量进行单位根检验，以确定变量的平稳性，检验结果如表1。

从检验结果可知，LN（ARGDP）、FIR、LT以及RDL的原始数据都不是平稳的，而一阶差分都是平稳的序列，所以各变量的水平值均为一阶单整的，对于同是一阶单整的平稳序列我们就可以采用协整方法对其检验。

2.协整检验

由于对非平稳的时间序列直接进行回归分析有可能产生虚假回归，恩格尔和格兰杰针对此问题提出了协整的概念。在本文中，我们就使用E-G协整检验法来检验变量之间的协整关系。表2给出了金融发展三个指标与经济增长进行协整检验的结果。

由表2可知，协整检验表明农村经济增长LN（ARGDP）与金融发展规模（FIR）、金融结构（LT）、金融发展效率（RDL）之间存在长期均衡关系，这也意味着我国农村金融发展水平与农村经济之间存在长期稳定的均衡关系。

3.我国农村金融发展与经济增长的格兰杰因果检验

在检验过程中，我们采用LN（ARGDP）、FIR、LT、RDL分别作为衡量经济增长和金融发展的指标，得到的结果如表3所示。

可见，运用1990-2009年间的金融发展与经济增长的数据，可以得出如下格兰杰因果关系检验的结果：第一，金融发展规模是经济增长的原因，经济增长不是金融发展的原因，意味着我国农村金融发展规模的扩大为农村提供更多的融资服务，进而促进农村经济增长。如果从因果关系上分析，若金融发展是经济增长的直接原因，则处于“供给领先型”关系主导阶段；反之，若经济增长是金融发展的直接原因，则处在“需求追随型”关系主导阶段。从格兰杰因果检验结果中我们可以看出，目前我国的农村金融发展与经济增长之间处于“供给领先型”阶段。第二，金融结构是经济增长的格兰杰原因，说明农村金融结构的优化和完善促进资金在所有者和需求者间的流动，从而促进经济的增长。第三，金融效率不是经济增长的原因，这表明在我国农村金融市场上，储蓄转化为投资的渠道还很少，资金没有得到合理的配置。

三、结论

第一，通过协整检验，结果表明我国农村经济增长同农村金融发展规模、结构、效率之间存在长期均衡稳定关系。

第二，在1990-2009年间，金融发展与经济增长的格兰杰检验结果表明，我国农村金融发展是经济增长的格兰杰原因，经济增长不是金融发展的格兰杰原因，因而，农村金融发展与经济增长之间处于“供给领先型”阶段。

第三，从不同金融结构、金融效率与经济增长的角度进行考察，发现在1990-2009年间，我国农村金融结构的变迁是经济增长的直接原因，银行体系的发展对经济增长起到了一定的促进作用。金融效率不是经济增长的直接原因，原因是在农村金融市场中我们过度追逐金融规模的扩大，却忽视了金融机构资源的有效配置，而这也是我国农村金融发展中面临的一大问题。

参考文献：

[1]韩廷春，夏金霞.中国金融发展与经济增长经验分析[J].经济与管理研究，2005，（4）.

[2]钱水土，周永涛.农村金融发展影响农民收入增长的机制研究[J].金融理论与实践，2011，（4）.

篇(4)

关键词：科技进步；技术创新；经济增长；贡献研究

中图分类号：F20 文献标识码：A文章编号：1006-4311（2012）04-0012-020引言

“科学技术是第一生产力”，科技进步已经成为经济发展的动力。知识创新、技术创新和高技术产业化是当今国际竞争的核心，技术创新是推动现代产业发展的动力，是经济增长的源泉。

一般用R&D投入经费指标来反映一国的技术创新水平，用国内生产总值指标来反映一国的经济增长水平。在过去的几年内我国的R&D投入经费以及国内生产总之发生了巨大的变化，R&D投入经费从1987年的74亿元增长到2009年的5802.1亿元，国内生产总值也从12058.6亿元增长到340506.9亿元，这些数据显示我国在技术创新和经济增长上均取得了很大的进步。

技术创新及科技进步对经济增长的贡献如何成为社会共同关注的话题和焦点。

1研究假设

1928年美国数学家Charles Cobb和经济学家Paul Douglas提出了生产函数数学模型，其函数的一般形式为：

Y=AL?琢K?茁 （α+β=1,0≤α≤1,0≤β≤1）（1）

其中Y为产量，L和K分别表示劳动和资本的投入，A表示技术和结构等因素，α、β均为参数，分别表示劳动的产出弹性和资本的产出弹性。

通过对柯布-道格拉斯函数进行一定的处理就得出著名的索洛模型，即索洛经济增长模型，其模型的形式为：a=y-αl-βk（2）

其中，a为科技进步STP年增长速度；y为我国的GDP年增长速度；l为研发人员投入RDL的年增长速度；k为研发投入RDF的年增长速度。α、β分别为RDL与RDF的产出弹性，RDL、RDF每增加1%时产出相应的增加α%，β%。按照国家计委和国家统计局推荐的资本弹性系数确定资本、劳动力的弹性系数分别为α=0.65，β=0.35。

运用索洛剩余模型就可以得出科技进步STP、研发投入RDF及研发人员投入RDL等因素对经济增长的影响度：

Ea=a/y（3）

Ek=?茁k/y（4）

El=al/y（5）

通过（3）、（4）、（5）式，对Ea、Ek、El进行求值，就可以分别求出经济增长中STP贡献率Ea，RDF贡献率Ek 和RDL贡献率El的大小。

1.1 指标的选取和数据本文选取了1994-2009年的相关数据，主要包括我国的国内生产总值GDP（Y），就业人数L，社会固定资产投入K。进而运用索洛模型分析了我国的资本投入、劳动投入以及科技进步对我国经济增长的贡献率。

1.1.1 产出指标本文选择国内生产总值GDP作为产出指标，它是衡量经济增长规模与增长速度的基础指标，其用Y表示，增长速度用y表示。我国历年来的GDP总量以及其增长速度如表1。

1.1.2 劳动投入指标由于统计数据的不完善以及操作上的困难，本文选取我国全社会的就业人数来衡量我国劳动力的投入。其具体的数量及增长速度如表2所示。

1.1.3 资本投入指标资本的投入是构成生产能力的资本存量，包括直接或间接生产、提供各种产品和劳务的固定资产和流动资产。由于流动资产的数据难以获得，本文就选取固定资产存量数据作为资本投入指标。

1.2 科技进步对经济增长贡献率分析在应用索洛经济增长模型来研究科技进步对经济增长的贡献时，就要确定劳动的产出弹性α和资本的产出弹性β。在其他条件不变的情况下，劳动产出弹性是劳动者总收入与GDP之比。考虑到统计资料计算方便，采用人均可支配收入与人均GDP之比来代替劳动的产出弹性α，再假定规模收益不变，即α+β=1成立。在计算好劳动产出弹性以后就很容易推算出资本的产出弹性β=1－α。通过计算得出科技进步、劳动以及资本对我国经济增长的贡献率。

2结论

2.1 从测算的结果可以看出，我国的劳动投入对经济增长的贡献率是微不足道的，近年来的贡献率基本上是在5%或以下。

2.2 资本投入对经济增长的作用还是举足轻重的，对经济增长有很大的正向推动作用。而且在经济增长较快时资本的贡献率就大，在经济增长较慢时资本的贡献率也小。经济的增长在相当长的时间内还是主要依赖与资本的投入，资本要素依然是拉动经济增长的关键要素，这反映了我国的经济增长方式依然是粗放型的增长方式。

2.3 科技进步对经济增长的贡献率在前几年基本上是在30%到50%之间，而且在2009年，科技进步对经济增长的贡献率出现了负值，科技进步对经济增长不但没有起到贡献的作用，而且还需要补贴。而且，科技进步对经济增长的贡献率有下降的趋势，这与科学技术是第一生产力的理论背道而驰。在知识经济社会，科学技术在经济增长中的作用应该越来越大，只有在科技进步上取得成就才可以促进我国经济增长。

参考文献：

[1]易丽，韩兆洲.我国各要素对经济增长贡献率的实证研究[J]．特区经济，2009,（9）：281-282.

[2]黄宝中，唐婧鑫，李莲婧.我国科技进步对经济发展贡献测算方法研究[J]．华侨大学学报：哲学社会科学版，2008,（3）：148-151.

[3]刘敏尚，新玲.基于索洛余值法的西安科技进步贡献率测算研究[J].科技广场，2008,（9）：10-12.

[4]董西明.科技进步对山东经济增长的贡献率分析[J].工业技术经济,2006，25,（1）：98-99.

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【关键词】金融发展 经济增长 实证研究

一、问题的提出

四川是西部大省，改革开放以来，四川的经济增长取得了骄人的成就，国民生产总值从1978年的184.61亿元的增长到2010年的16898.6亿元，增长了约91倍。在经济高速增长的同时，金融也在快速发展，金融体系逐渐完善，金融工具日渐丰富。在中央启动第二轮西部大开发战略和设立成渝经济区的战略规划后，四川面临着前所未有的发展机遇，而在这一过程中如何发挥金融的作用，推动四川经济进一步发展，是至关重要的问题。我国学术界从上世纪90年代起，逐渐开始了对金融发展与经济增长关系的研究，成果也较为丰富，但研究视角多集中于全国范围的金融发展与经济增长关系研究。鉴于我国处于区域二元经济结构的发展格局，针对单一省份的研究具有一定的现实意义。本文将针对四川省的金融发展与经济增长关系展开研究，以期能为促进四川经济增长及金融发展提出适当的政策措施建议。

二、现有研究综述

（一）国外研究现状

20世纪50年代以来，关于金融发展与经济增长关系的研究逐渐得到重视，出现了许多研究成果，其中具有代表性的有：格利和箫、戈德史密斯等的金融发展理论，麦金农和肖的金融深化和金融抑制理论，赫尔曼和斯蒂格利茨等的金融约束理论等；到20世纪90年代，西方学术界掀起了一股实证研究金融发展与经济增长关系的热潮，代表人物是King和Lvine（1993）、Singh（1997）以及Rousseau和Wachtel（1998）等；这些理论和实证分析的出现，既丰富了经济学的内容，又为政策制定提供了借鉴。

1969年，现代比较金融学之父戈德史密斯运用统计数据，对金融结构和金融发展作了横向的国际比较和纵向的历史比较，其主要结论为：从长期看，各国金融发展和经济增长大多存在着平行关系；金融发展与经济增长有着密切的联系，并且发达国家与发展中国家在金融发展中存在着明显的区别；在某些情况下，金融机构的存在和发展也许会给经济带来消极影响，所以，从理论上看，金融发展对经济增长的影响是难以确定的。麦金农和肖（1973）针对发展中国家的具体情况，提出了金融压抑与金融深化理论，把发展中国家的金融与经济增长的关系纳入研究体系之中，他们认为金融深化既可促进经济增长，也会产生一些消极影响。卢卡斯（1988）认为金融因素在经济增长中的作用被夸大了。King和Lvine（1993）在戈德斯密斯研究的基础上，利用更多的数据和指标进行对金融发展与经济增长关系的实证分析，结论表明，金融发展决定经济增长，二者存在正相关关系。

（二）国内研究现状

我国学术界从20世纪90年代开始，逐渐开始了对金融发展与经济增长关系的研究。谈儒勇（1999）选取了1993—1998年有关中国金融发展和经济增长的季度资料，分别对金融中介发展与经济增长、股票市场发展与经济增长、金融中介发展与股票市场发展进行实证分析，其结论为：我国股票市场发展对经济增长的作用是相当有限的，金融中介(特别是存款货币银行在配置国内信贷过程中相对于中央银行的重要性)和经济增长之间有显著的、很强的正相关关系；我国股票市场和金融中介市场之间存在一定程度上的互补关系。

王志强、孙刚（2003）从金融规模、金融结构和金融效率三个角度分别选取了指标来衡量中国的金融发展水平，并加入了三个控制变量：全社会固定资产投资、进出口总额和物价水平，以人均国内生产总值表示经济增长，进行实证分析，其检验结果为：20世纪90年代以来，金融相关比率、金融结构比率和储蓄与贷款之比与人均国内生产总值之间存在双向的因果关系，即以金融相关比率、金融结构比率和储蓄与贷款之比衡量的金融发展与经济增长之间存在双向的因果关系，金融发展对经济增长有促进作用，同时，经济增长又推动了金融的全面发展。

王志虎（2010）年利用1991—2009年间数据，对我国金融发展和经济增长关系进行了实证研究，结论表明：金融发展单向引起经济增长，且金融发展显著地正向影响经济增长率，但对经济增长质量影响显著为负，总体上金融发展对经济增长的推动作用不显著；我国以银行为主导的金融体系效率过低，不利于长期稳定的经济增长。

冉光和、李敬、熊德平和温涛（2006）选择各省国有银行贷款占名义国内生产总值的比率来衡量金融发展水平，实际国内生产总值的对数值衡量经济增长，引入各省资本形成总额占名义国内生产总值的比率、各省通货膨胀率指标作为控制标量，实证研究西部和东部金融发展与经济增长关系的区域差异，得出如下结论：西部地区金融发展水平与经济增长之间具有金融发展水平引导经济增长的单向长期因果关系，而无明显的短期因果关系；东部地区经济增长与金融发展水平既有双向长期因果关系，也有双向短期因果关系。

赵新伟（2010）用选择金融相关比率FIR作为衡量金融发展规模的指标、FAE（贷款余额与存款余额之比）作为衡量金融中介效率的指标、FMD（乡镇企业、私营部门和个体经营户所得信贷之和与总信贷之比）作为衡量金融市场化程度的指标，选取人均实际国内生产总值作为衡量经济增长的指标，对陕西金融发展与经济增长关系进行了实证研究，结果显示：金融相关比率与经济增长之间存在双向的因果关系，金融中介效率是经济增长的格兰杰原因，但二者并不是互为因果的关系，金融市场化程度与经济增长之间不存在因果关系，其中金融相关比率的提高对经济增长的影响要大于后两者。

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关键词 经济波动 经济增长 空间计量

中图分类号：F129.9 文献标识码：A

一、引言与文献梳理

区域经济波动对区域经济增长的影响是经济理论热点，也同时深受政策制定者的关切。目前经济学界对区域经济波动对经济增长的作用有如下的结论：第一，从经济波动而带来的消费者未来收入的不确定性、经济人在风险回报间的选择问题和“创造性破坏”出发，认为经济波动最终对长期经济增长产生一个积极的影响。第二，经济波动使得企业增加了未来不确定性，其投资冲动就会被抑制，最终降低了经济增长。而且在波动的经济环境中，企业鉴于合约的长期制约，一般都会选择以低于最优的生产规模进行生产。第三，目前得出一个统一的结论还很困难。经济波动对经济增长的效应既取决于数据的加总的水平（Imbs，2007），又受所选取指标的影响。

国内对区域波动与增长关系也进行了诸多研究。早期的实证研究得出结论经济波动对经济增长的影响都是单调性。例如：胡鞍钢（1994）最先考察出我国经济波动对经济增长有显著的负面影响。刘金全、张鹤（2003）的回归分析则认为经济波动对经济增产率有正的弹性作用。王泽填（2007）利用我国27个省级地区的面板数据考察了我国短期波动对长期增长的影响。在20世纪90年代以前我国各地区短期波动对长期增长具有相同的负面效应；20世纪90年代后波动对增长总体上有正效应，但这种效应在不同省份间有异质性。

最近的研究表明，经济波动对经济增长的影响呈现出复杂情况。李永友（2006）用GARCH和TARCH-M增长模型对中国1953-2004年经济波动进行了研究，得出经济波动对中国经济增长有减损效应，但控制改革开放这个重大制度变量后，波动对增长却有正面溢出效应。卢二坡、曾五一（2008）又在经济增长收敛回归框架下，从实证的角度研究了转型期中国经济短期波动对长期增长的影响。经济波动对经济增长具有非线性的影响，而这种影响受市场化程度而具有异质性。董冠鹏等（2010）利用1978-2007年中国省级区域横截面与面板数据两种数据格式对区域经济波动与经济增长的关系进行了研究。

正如Rey和Janikas（2005）所言，经济研究样本的行政边界往往没有考虑到技术外溢、迁移、贸易往来、交易模式和公共政策等经济体之间的空间联系，这样就对经济变量的推断产生误差。本文利用有效测定空间溢出效应的空间计量模型工具，检验我国2001-2010年间区域经济波动对区域经济增长的影响。

二、模型的构建

（一）一般模型。

分析区域经济波动对经济增长的影响，首先设立一般回归模型如下：

gi= 0+ 1 i+ 2Xi+ i （1）

其中，gi为被解释变量，表示各省经济增长的平均水平； i为解释变量，表示在样年份内各省的经济波动程度；Xi为控制变量集合，主要包括：物质资本、人力资本、技术进步、工业化、城市化以及市场化和对外开放水平。 0为常数项， 1为经济波动对经济增长的影响系数， 2为控制变量对经济增长影响的系数集合，这三项均为待估系数。 i为回归残差。

（二）空间模型。

借鉴Martin&Franz（2009）的研究思想，我们将空间模型回归方程初步设定为：

此模型在一般模型上加入了解释项：。其中， j表示相邻省区的经济波动情况，wij为地理相邻空间权重矩阵，地理相邻省份经济波动对本省经济增长的影响就反映在系数 上。本文采用0-1空间权重矩阵。

依照空间计量方法的一般规律，本文将空间滞后变量（SLM）设定如下：

（2）

将空间误差模型（SEM）设定如下：

（3）

（三）指标解释及数据来源。

表1 各控制变量及其指标

国内外的研究表明，在测定区域经济波动对经济增长的效应时，经济增长和波动的指标选取对计量结果会产生显著影响。本文基于中国二元城乡结构下人口大规模流动的特征和数据统计方面的考虑，以GDP的增长率代表区域经济增长。本文用（人均）GDP增长率的变异系数代表经济波动。其他变量参见表一。在文中，我们使用2001-2010年间我国大陆31个省份的数据。数据来源于2001-2010年《中国统计年鉴》，以及各省份的统计年鉴。（见表1）

三、实证分析

（一）空间自相关性检验。

计量结果表明，在2001-2010年形成的时间截面内，经济增长和经济波动的Moran值分别为0.5627和0.1631皆通过了显著性检验。这说明各区域的经济增长和经济波动存在着地理上的相关性，即空间上相互依赖。因此，在考察各区域经济波动对经济增长的作用时，必须把空间效应纳入到模型中来。

（二）空间计量模型估计结果。

使用GeoDa软件，对方程（1）、（2）、（3）进行回归分析，见表二。从回归结果来看，区域经济波动对经济增长有一个正效应，在引入溢出效应后，大概经济波动每增加1个百分点，经济增长将增长1.36个百分点，较OLS模型估计1.04有所提高（统计结果表明SEM模型较SLM模型更合适）。说明经济波动存在着较明显的溢出效应，即区域经济波动能提高邻域的经济增长水平。而其他控制变量的系数皆为正，表明控制变量皆推动了经济增长；从回归系数可以看出，我国在“十一”、“十二”五时期，随着生产要素投入的边际效用递减，市场化和开放程度等制度要素变化对经济增长的影响变大。

表2 空间计量模型回归结果

四、结论

从本文的分析中，我们可以得出以下几个结论：（1）我国各区域经济波动和经济增长呈现出较明显的空间相关性，多数区域的经济增长受邻域经济波动的影响。这说明我国各区行政区域间的经济联系还是比较紧密。（2）在考察期内，各地区经济波动对其经济增长具有正效应。经济波动对经济增长的推动作用，可由以单一GDP指标为考核标准的政府官员考核制度来部分解释。这一制度直接引起了各地方政府的GDP竞赛，当一个地区GDP发展速度变慢而波动或低于其他区域时，政府会加大各种发展要素投入，以拉动经济增长以作为自己的政绩。基于以上分析，我国区域经济波动与经济增长之间存着较显著的空间依赖性，因此在经济建设过程中，要注意各行政区经济之间的经济联系；同时经济波动对经济增长的正效应也提醒我国政府对经济的“宏观调控”需要更加审慎的决策，即一些熨平经济波动的经济政策也有可能伤害到长期经济增长。

（作者单位：广东商学院经济贸易与统计学院）

参考文献：

[1]Martin Falk ,Franz Sinabell. A spatial econometric analysis of the regional growth and volatility in Europe.Empirica.2009,36:193-207.

[2]李永友.经济波动对经济增长的减损效用:中国的经验证据.当代经济科学,2006,4:814.

篇(7)

[关键词]产业外向度；经济增长；实证分析

[中图分类号]F1241[文献标识码]A[文章编号]

2095-3283（2013）04-0062-04

基金项目：教育部人文社会科学研究规划基金项目“中国产业外向度评测指标体系构建与实证研究”（10YJA790203）研究成果。

一、引言

关于一国（地区）外向型发展与经济增长的关系，国内外经济学家进行了深入的研究。以Romer（1986）、Lucas（1988）为代表的新古典理论认为经济外向度水平的提高，可以通过加快本国技术进步、提高要素生产率来促进经济增长；Krugman和Helpman（1985）认为，一国通过贸易开放促进经济增长的渠道主要来源于贸易带来的规模经济效应；Grossman和Helpman（1991）运用Lucas的两部门内生增长模型计算结果表明，发现贸易活动促进了国内资源在物质生产部门和知识产品生产部门之间的要素优化配置，从而促进了经济增长。他们的研究认为，由于发展中国家通过贸易更好地利用发达国家的已有知识存量，因此发展中国家的贸易利益要高于发达国家；Barro和Sala-I-Martin（1995）的研究认为，开放水平高的国家有更强的吸收先进国家技术进步的能力。

在理论方面尽管对贸易开放度与经济增长之间的关系有较为一致的观点，但在经验研究方面，学者发现了很多问题，最明显的是关于贸易开放指标的度量，不同的度量方法、不同的贸易开放指标会产生不同的结论。Edwards（1992）采用Leamer（1988）贸易开放度的度量方法，得到了贸易开放度对经济增长具有显著影响的结论；Stiglitz（1998）认为以对外贸易比重、价格扭曲指数以及平均关税水平表示的贸易开放度与人均收入增长具有很强的联系。与之前学者的研究结论相反，Lee（1993）以其构造的自由贸易开放度（FREEEOP）为基础构建的贸易开放度与经济增长之间具有显著的负相关关系。

国内对外向型发展与经济增长关系的研究主要集中于实证检验。沈程翔（1999）研究认为，中国的出口和产出之间存在着互为因果的关系，但没有发现两者之间具有长期稳定的均衡关系。林毅夫、李永军（2001）认为，传统衡量外贸依存度的方法是有缺陷的，倾向于低估贸易活动对经济增长的贡献度。包群、许和连、赖明勇（2003）检验了改革开放以来贸易开放度与中国的经济增长之间的关系，运用冲击反应模型，认为中国经济增长主要依赖于要素投入的增加，相对而言贸易开放对经济增长的作用不显著。沈坤荣、李剑（2003）运用中国改革开放以来的数据认为，国际贸易通过提升国家要素禀赋结构、加快制度变革进程对人均产出产生了正面影响。王坤、张书云（2004）同样检验了改革开放以来的中国数据，认为进出口都促进了经济的增长。但李建春、罗艳、张宗益（2004）运用几乎相同的数据与指标，却认为总体而言，出口增长不是经济增长的Granger原因。周林（2006）认为出口贸易与经济增长之间存在正相关关系，出口的增加是促进经济增长的重要原因，但出口贸易在推动经济增长方面存在一定的时滞。张庆君（2008）认为贸易开放度与经济增长不存在简单的线性关系，贸易开放度通过提高投资效率促进了经济增长，但是这种促进作用的变动趋势是呈倒“U”型的，即随着贸易开放度的扩大这种促进作用是先增强后减弱的。包群（2008）考察了贸易开放影响长期经济增长的非线性效应，认为贸易开放的增长效应依赖于消费偏好、要素禀赋、研发效率以及技术差距参数等的综合作用，因而贸易开放促进经济增长这一结论只在特定参数范围内成立，并观察到贸易开放与经济增长的非线性关系表现为倒U型曲线。

二、产业外向度提高对经济增长的影响

产业外向度是反映一个国家或地区目标产业开放型发展规模、发展水平的综合性指标，将若干相互联系的评价指标进行组合，构建产业外向度综合评价指标体系，以期通过这样一个综合程度指标体系来对一个国家或地区的产业外向度进行比较客观的、多角度的全面测度和评价。

（一）有助于实现产业规模经济

现代化生产越来越强调规模经济效益，并且试图通过各种途径达到规模经济的最佳点。产业外向度水平的提升，意味着产业进、出口能力的扩大：一方面，产业发展可以从国际市场获得廉价的原料、燃料、辅助材料和机器、设备以降低生产成本，满足扩大生产规模的需要；另一方面，产业可以拓展产品销售市场，克服本国或本地区面临市场的狭小性，刺激本国产业规模的扩大，提高产业生产获得的规模效益，进一步降低生产成本，提高劳动生产效益，推动经济的增长与发展。

（二）有助于缓解资本需求压力

资本的流向取决于产业的发展状况及其结构，产业外向度水平的提高意味着该国或该地区的目标产业利用外资和对外投资的能力较强。利用外资数量和效率的提高，可以有效弥补本国或本地区产业发展的初期自有资金的不足的问题，也为该产业整体进一步发展提供支持。

（三）有助于优化促进产业结构和提升产业竞争力

随着经济对外开放程度的提高，国际市场上具有技术优势的产品，通过国际贸易以优质和低廉价格的方式进入本国市场，这必将加剧国内市场的竞争，要想提高产业外向度，在国际竞争中处于有利地位，占据较大的市场份额，必须不断发展本国或区域内产业，促进其产业结构优化升级，在竞争中提升产业整体实力。

（四）有助于提高劳动生产率

劳动生产率的提高是实现经济可持续增长的动力。在激烈的市场竞争中，各个产业的生产者通过改进技术、降低成本、提高质量等方式寻求自身的发展，只有提高劳动生产率和产品质量，才能战胜竞争对手。产业外向度水平的提高意味着本国产业在生产、经营、发展过程中对别国甚至全世界该产业的影响和渗透程度的增强：本国产业通过参与国际分工，选择并发展本国最具优势的产业和产品，不仅可以通过节约社会劳动时间来增加生产总量，提高劳动生产率，而且可以使国内一部分产品“变废为宝”，从低价值的商品变为高价值的商品，取得最佳经济效益，增加了优化配置本国资源的深度和广度，使各产业的不同生产要素都能得到充分开发和利用，对经济可持续增长起到推动作用。

三、产业外向度对经济增长影响的实证分析

本文在实证研究中采用计量经济学分析方法，按照4个步骤进行，即提出假说、选取变量、建立模型、得出结论。为了考查中国第一、第二、第三产业外向度指标对经济增长的影响，本文利用前期研究计算得出的的1992―2010年的产业外向度指标与国内生产总值（即GDP指数），建立回归模型来考查我国产业外向度指标与经济增长是否存在长期的稳定关系。

产业外向度是反映一个国家或地区目标产业开放型发展规模、发展水平的综合性指标。我们在对一个经济体中目标产业的国际经济联系进行细分的基础上，按照系统性、代表性、可比性、数据易得等原则，将若干相互联系的评价指标进行组合，构建产业外向度综合评价指标体系，以期通过这样一个综合程度指标体系来对一个国家或地区的产业外向度进行比较客观的、多角度的全面测度和评价。以期通过对目标产业外向度的分析，对如何适当调整、优化该产业结构提出合理建议。

根据以上对产业外向度内涵的界定，我们将影响产业外向度的因素总体分为：产业外贸依存度、产业对外竞争力、产业对外影响程度、产业利用外资能力、产业对外投资实力及产业对外合作六大部分。并据此构建一国（地区）产业外向度综合计算公式如下：

DIn=β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6（其中n=1，2，3）

X1：产业外贸依存度；X2：产业对外竞争力；X3：产业对外影响程度；X4：产业利用外资能力；X5：产业对外投资实力；X6：产业合作；βi为指标Xi的权重，以指标项目个数为一的权数赋值为1。

由于目前现有的统计指标与我们所需的数据统计口径不同，暂时无法搜集到产业外向度评测指标的所有数据，本文在研究过程中选取产业外贸依存度指数、产业对外贸易竞争力指数、产业利用外资能力和产业对外投资实力四个具有代表性的指标对产业外向度指数进行测度。

根据产业外向度发展与经济增长关系理论，本文假设第一、第二、第三产业外向度指标与经济增长为相关关系，以国民生产总值作为衡量经济增长的指标，选取我国国民生产总值、第一、第二、第三产业外向度指标作为变量，建立基本计量模型，检验中国产业外向度指标与中国经济增长的关系，基本函数表达式为：

其中，GDPt表示t期国民生产总值；α0为常数项；R1t表示t期第一产业外向度指数；R2t表示t期第二产业外向度贸易指数；R3t表示t期第三产业外向度指数；εt为随机误差项。

可以发现，等式右侧，R1t，R2t，R3t三个指标均为相对值，在使用Eviews60进行回归分析前，为了消除异方差，体现时间序列本身的规律，对GDPt取对数处理，处理后的函数表达式为：

log（GDPt）=α0+α1R1t+α2R2t+α3R3t+εt

本文实证分析采用时间序列数据，样本期为1992―2010年，检验结果强调的是三大产业外向度指标变化与经济增长之间的长期关系。实证分析所采用的数据中，三大产业外向度指标，已在课题前期研究中计算得出，GDP指数根据《中国经济统计年鉴》整理得出，具体数据见表1。

鉴于大多数经济时间序列变量是非平稳的，利用非平稳的时间序列数据进行回归并不能得出有效的结果。因此，为保证回归分析的有效性，在对经济变量的时间序列做出研究说明前，先进行数据的平稳性检验。本文运用ADF单位根检验，即Augmented Dickey-Fuller，对变量的时间序列的平稳性进行检验，检验结果见表2。

根据表2所得数据进行回归计算，可进一步研究第一、第二、第三产业外向度指标变化对中国经济增长的影响，得到的回归结果如表3。

通过对表3的分析，可得出回归方程式：

Ln（GDP）=1155280-4141740*R1+0104014*R2+3263506*R3

回归分析结果表明，我国产业外向度指标对经济增长的影响作用非常明显，模型拟合优度达到了9533%，其中第一产业外向度指标对我国经济增长存在一定程度的抑制，而第二、第三产业的外向度指标都对经济增长有正向促进作用，但是受到指标观测期选择的限制，在1992―2010年间，我国第三产业发展起步较晚，在观测期间取得了更快的发展，因此在回归结果中，第三产业外向度指数对经济增长表现出了更明显的促进作用。

由表5可知，残差序列的ADF单位根检验统计量为-3648228，这表明残差序列在1%的显著性水平下通过平稳性检验，所以Ln（GDP）和第一、第二、第三产业外向度指标之间存在协整关系，即我国第一、第二、第三产业外向度指标与经济增长之间存在着长期稳定的均衡关系。

四、结论

我国第一产业国际竞争力较弱，受此影响，第一产业外向度水平偏低；具体分析第一产业外向度指标构成，可以得出以下结论：第一产业进出口产品主要集中于资源密集型产品，低附加值产品的出口不但没有给我国带来福利水平的提高，反而抑制了我国经济的健康发展。

我国第二、第三产业的外向度水平的提高促进了我国经济增长。在观测期间，我国的宏观经济政策一直是向工业化发展倾斜，同时通过各种政策鼓励制成品出口，这些措施都在提高第二产业外向度的同时推动了我国经济的发展。而我国第三产业的发展虽然起步较晚，但发展速度更快，同时由于第三产业的附加值水平较高，第三产业外向度的提高对我国经济的促进作用更为明显。

综上所述，在未来我国应该在提高产业国际竞争力的基础上，继续保持第二产业外向度水平，优化产业结构，加大力度发展第三产业对外贸易，以促进我国经济长期健康发展。

[参考文献]

[1]Barro， RJand XSala-I-MartinEconomic Growth[M]New York： McGraw-Hill Press，1995

[2]Edwards， SOpenness， Productivity and Growth： What Do We Really Know？[J]Journal of Development Economics， 1998，108（447）： 383-398

[3]Romer PIncreasing Returns and Long-Run Growth[J]Journal of Political Economy，1994（5）：1002-1037

[4]项义军，潘俊，尹龙我国经济外向度与经济增长及产业结构调整的实证分析[A]产业转型与产业发展：中国工业经济学会2009年年会论文集[C]经济管理出版社，2010

[5]项义军，潘俊，尹龙产业外向度综合评测指标体系构建研究[J]商业研究，2009（11）

[6]包群，许和连，赖明勇贸易开放度与经济增长：理论与中国经验研究[J]世界经济，2003（2）