经济发展动态精品(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发展动态范文，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、赣州资金流量流向运行状态及特点

(一)经济景气分析。资金总流量环比与资金总笔数环比之间的比较是经济景气的重要指标，当笔数环比大于资金流环比时说明经济处于下滑期，反之，则为上升期。从图3分析，2008年—2011年除了有个别季度出现经济下滑，赣州经济整体上处于上升期，但是2012年—2013年2季，赣州经济整体处于下滑期，2012年全年资金总流量环比小于资金总笔数环比，2013年1季度处于上升期，二季度重回下滑期，由于受外部经济影响，赣州经济上行出现了一些困难。

(二)资金效率分析。资金效率分析指标通常采用资金总流量与GDP的比值来衡量，比值越小资金效率越高，比值越大资金效率越低。由于GDP代表的是实体经济，那么，这种比值也表示资金对实体经济的拉动效率。从图4分析，2008年—2013年赣州资金效率可以划分为两个时段，一是2008年—2009年资金效率相对较高，资金总流量与GDP的比值分别为1.03和1.70。二是2011年———2013年资金效率边际下降，资金总流量与GDP的比值分别增大到3.51、3.5、3.49且基本稳定在这个比值水平。这表明资金对GDP的拉动作用减弱，实体经济行为比例下降，不断扩大的资金量同时由物价因素、虚拟经济因素等表现出来。

(三)资金流动特点。通过赣州资金流量、流向、经济景气、资金效率四个指标状况分析，赣州资金流动具有以下三方面特点:①资金流动呈阶段性特征明显;一是资金流量呈现两种运行状态，即2008年—2009年2季度低量平稳状态和2009年3季度—2013年2季度资金流量放量扩张状态;二是资金流向表现出产业承接与振兴苏区政策扶持的区域流向特征;三是资金效率由饥饿状态变为边际下降;四是经济景气出现由上行转下行走势。②资金流量分布集中;赣州与省内之间的交易占67.8%，与外省交易区域集中在北京、广州、浙江、上海、福建等五省，占比24.3%。而其它省份仅占7.8%。③资金流表现出周期变化。从资金净流入可以看出，2008年—2013年赣州资金流量每年年初资金流量由高到低呈下降走势，每年的第三季度到达最低量，年末又迅速回升。

二、赣州资金流量与经济增长相关性论证

资金流是随着区域经济发展而来，区域规划及产业发展是吸引外来资金的源动力，为了更有力的说明这一观点，下面将运用相关性与回归分析来计量单位数量资金净流入带来GDP增长数量。

(一)指标选取与指标检验。①支付业务发展指标。本课题采用赣州市支付系统清算资金中的资金净流入作为支付业务发展的主要考察指标(资金净流入是资金流出量与资金流入量轧减后的差额。)即自变量。②地区经济发展指标。本课题选取赣州市生产总值(GDP)作为区域经济增长指标，即因变量。③变量指标稳定性检验。由于资金净流入变量与GDP为时间序列，因此需要进行稳定性检验，为此，采用ADF检验法对资金净流入与GDP进行平稳性检验，经检验，资金净流入的ADF值D(X)为－5.9，GDP的ADF值D(Y)为－3.54，分别小于1%、10%显著水平下的t统计值，为平稳时间序列。

(二)资金净流入与GDP增长的相关程度。相关系数是测定变量之间线性相关关系密切程度的指标，通常相关系数用字母r表示。计算资金净流入与GDP之间的相关系数为0.7096，资金净流入与GDP增长的相关系数r为0.7096，说明外来资金流入对赣州经济增长影响的相关程度为中等线性相关，也就是说赣州GDP的增长对外来资金的依赖程度较大。

(三)构建资金流量与经济增长预测模型。由上述相关分析可以看出，资金流量与GDP之间存在线性关系，可以进一步建立资金流量与GDP的回归模型，并通过样本回归方程对经济发展进行预测。①建立回归方程:Y=β0+β1X+ε，其中，β0、β1为未知参数，β1为回归系数，表示X每变动一个单位时所引起的因变量Y的平均变动量，ε为随机因素。代入数据，经计算得出一元线性回归方程为:依据判定系数r2对方程的拟合优度进行检验，经计算得出r2等于0.5036，属于中等拟合。②下半年经济回归预测。根据2010－2012年的资金净流入情况，我们发现，2011年比2010年基本翻番，2013年与2012年的资金净流入增长趋势跟2011年与2010年的相似，因此，我们参照2011年的同比增速来测定2013年后两个季度的资金流量，3、4季度的资金净流入量分别为185亿元、213亿元，对2013年度后两个季度的GDP进行预测，对应的两个季度的GDP预测值分别为326亿元、344亿元。从图5看拟合效果，预测值与实际值之间的拟合度较高，从趋势上看，2012年之前的拟合效果优于2012年之后。

三、资金流量流向分析结论解读

依据赣州资金流量流向运行状态和特点以及赣州资金流量与经济增长相关性论证得出以下分析结论:(一)赣州经济增长与资金净流入接近高度正相关，资金净流入每增加1亿元，GDP就增加0.624亿元。并且GDP变动中50.36%的部分是由资金净流入带来的影响。经济模型与现实经济之间的拟合度属于中等拟合。

(二)经济货币化影响增大，货币对GDP的拉动降低，资金效率下降。经济行为中，实体经济行为比例降低。不断扩大的资金流同时也由物价因素、虚拟经济因素等表现出来。

篇(2)

[关键词]环境质量；非线性回归模型；EKC；环境质量综合指标；经济发展

[中图分类号]X82 [文献标识码]A [文章编号]1002-736X（2015）06-0125-04

一、引言

经济与环境共处于一个自组织系统――环境经济系统。生态环境中包含各类生物与其他非生物的资源，为人类从事各种经济活动提供各种服务，是人类社会经济发展的基础。而经济发展过程中对资源的开发、能源的利用以及废弃物的排放都会对生态环境造成过度折旧与破坏。环境污染从客观上成为了影响经济发展的重要因素。因此，在一定程度上经济发展与环境质量之间相互作用与影响达到了难以分割的地步，现代社会人们对于二者也均有相应要求，如何分析与解决经济的持续发展与良好的生态环境质量之间的矛盾与冲突就成为环境经济发展与生态质量发展等相关研究领域的热点问题。

不同时期的学者从各自的角度对该问题进行了研究和论述。早期人们认为经济系统的产出增加，必然导致环境资源的使用增加，同时向环境中排放各类废弃物的量也增加，即经济发展必然造成环境破坏。伴随某些不可再生环境资源的消耗，经济发展必然受到影响甚至停滞或衰退。然而，人类社会具有复杂性，不断进步的技术为我们提供了各类替代资源以及废弃物处理技术，频发的生态灾难也让人们更加关注对生态环境的改善与保护，这给经济发展与生态环境的相互作用带来了变化：低经济发展水平下，环境质量随经济发展而下降，但是，高经济发展水平下，环境质量却随经济发展而提高。诸多学者运用不同的模型对此理论进行了验证或创新分析。目前，这一领域的实证研究多是基于EKC理论而展开。EKC是指环境质量会随着经济发展水平的提高呈现首先恶化继而好转的趋势，即环境污染状况与人均GDP水平之间表现为“倒U型”的数量关系。虽然Grossman等、Seldon等、Cole等和Sun的实证研究验证了该理论的合理性，但是由于收到多种因素的影响，作为呈现典型倒“U”型的EKC在其他地域的普适性备受质疑。在研究方法方面，以联立方程模型为代表的结构性方法是以经济理论为基础来描述变量之间关系的传统计量经济学方法。但是通常情况下，经济理论并不足以对经济变量之间的动态关系提供严密的说明，而且方程的左端和右端都有可能出现内生变量，这使得参数估计和统计推断变得异常艰难。向量误差修正模型（Vector ErrorCorrection Model，VECM）作为典型的非结构化的多方程模型成功解决了上述问题。

另外，当前的研究的范围有两种趋势，一是仅进行省、市层面的小规模分析，二是进行国家或超大经济体层面的大规模分析。小规模分析忽略了经济与环境这个系统的复杂性，忽略了地区之间地理上或经济上的联系；超大规模的分析规律性很强，却又在对局部区域的指导功能上有所欠缺。西南地区作为七大地理分区之一，包括四川、重庆、云南、贵州和五省（区、市），不仅保持了地区之间地理上或经济上的联系，而且还呈现出一定规模上的区域规律性。同时，西南地区自然资源类型复杂多样，区域差异明显；随着国家西部大开发的推进和新丝绸之路经济带的建立，西南地区的工业化与城镇化进一步推进，经济发展速度明显加快，自然生态环境发生了较大变化。因此，为了推动西南地区区域整体发展、改善自然生态环境，有必要以西南地区为研究对象，就该区域的经济发展对环境质量影响进行分析。基于以上考虑，本文基于西南地区五省（区、市）近年的统计数据，先对经处理得数据进行因果性检验，然后基于AHP构造测度区域环境质量的综合指数，最后针对EKC假设进行验证分析。鉴于此，本文在西南地区环境经济数据的基础上首次实证研究了西南地区的区域经济发展对环境质量的影响。通过探究西南地区经济发展与环境质量之间的波动规律，探索西南地区的经济发展与环境质量之间是否存在EKC关系，本研究在定量分析的基础上对于评价西南地区的环境经济现状、推动西南地区的经济发展以及提升西南地区的生态质量具有重要价值。

二、基本理论概述

（一）因果检验

Engle和Granger借助于协整理论与误差修正模型（ErrorCorrection Model，ECM）建立了向量误差修正模型（Vetor ErrorCorrection，VECM）。众所周知，只要经济变量之间存在协整关系，就可以由自回归分布滞后（Auto Regressive Distributed Lag，ARDL）模型推导出ECM；而在向量自回归（Vector Auto Regression，VAR）模型中的每个方程都是一个ARDL模型，因此，VECM就是含有协整约束的VAR模型，其多应用于具有协整关系的非平稳时间序列的建模。VECM可以用来检验人均GDP与环境质量指数之间的因果性。

其基本原理是：响应变量的变化量是自身滞后期的变化量、其他输入变量的变化量以及误差修正项的函数。考虑两个经济变量（xt，yt）的包含滞后差分项和误差修正项的VECM。模型表示如下：

式中：y为某种污染物的排放总量，为差分算子，εt为随机误差项，ECTsub>t-1为误差修正项。基于上述模型的因果性检验的步骤为：

Step 1：对误差修正项系数θ进行t检验；在给定的显著性水平α下，如果不显著，那么说明人均GDP与本类污染物的排放总量之间并不存在长期因果关系。

Step 2：对输入变量的系数β1和β2进行Wald卡方（x2）检验；在给定的显著性水平α下，如果不显著，那么说明人均GDP和本类污染物的排放总量之间并不存在短期因果性。

鉴于VECM要求多个经济变量之间存在长期协整关系，而长期协整关系存在的条件为经济变量的数据序列具有相等的平稳阶数，因此应当首先利用ADF（Augmented Dickey-Fuller）方法对各变量进行平稳性检验；然后采用Johansen协整检验方法对响应变量与各输入变量分别进行协整检验；最后依照SIC和SC准则，确定所构建模型的最优延迟阶数。

（二）层次分析法

在AHP中，为了使决策判断定量化，常常根据一定的比率标度将判断定量化。一种常用的1～9标度方法表示。依据矩阵理论：设λ1，λ2，…，λn是矩阵A=（aij）n×n的特征值，当A具有完全一致性时，λ1=λmax=n，其余特征值均为零；当A不具有完全一致性时，

λ1=λmax >n，其余特征值有如下关系：∑ni=1λi=n-λmax。在AHP中，引入一致性指标CI来作为测度判断矩阵偏离一致性的指标，其表达公式为：CI=λmax - n/n-1。衡量不同阶判断矩阵是否具有满意的一致性，须引入判断矩阵的平均随机一致性指标RI值。当阶数大于2时，判断矩阵的一致性指标CI与同阶平均随机一致性指标RI之比称为随机一致性比率，记为CR。当CR=CI/RI

（三）EKC假设

EKC假设经济发展对环境质量单向影响，而环境质量对经济发展双向影响。通常情况下，EKC在实证研究中存在二次型、三次型和对数行等多种模型。考虑简化模型：

三、区域经济发展与环境质量动态关系的模型研究

（一）区域环境质量综合指数的确定

真实的经济发展状况与环境质量现状需要用“好”的评价指标来表征，因此评价指标体系的建立是构建经济发展与环境质量动态关系计量模型的关键。参考相关文献，结合具体实践，本文选取人均实际国内生产总值（Gross DomesticProduct，GDP）作为衡量经济发展水平的指标。环境质量指的是在一定的范围和时间内，环境的总体或某些要素对人类的生存、生活和发展的适宜程度，一般包括大气、水质和噪声方面的环境质量。因此对于环境质量的衡量，可以采用污染集中度或者排放量、资源开采量等因素。本研究选取单位GDP污染物排放量作为衡量环境质量的指标，具体包括单位GDP工业废水排放总量、单位GDP工业废气排放总量，单位GDP工业固体废物产生总量、单位GDP工业烟尘排放总量、单位GDP二氧化硫排放总量和单位GDP工业粉尘排放总量等。

为确定区域环境质量综合指数，本文采用AHP方法确定各污染物排放量的权重。首先根据各污染物排放总量对区域经济发展的影响程度的不同构造判断矩阵；然后，利用MATLAB数据软件对判断矩阵进行特征值求解和处理，得到各自权重；最后，对判断矩阵进行一致性检验，必须满足完全一致性才能进行后续操作。到此，得到区域环境质量综合指数的测算公式如下所示：

（二）区域经济发展一环境质量动态关系模拟

结合上述前期工作，基于人均GDP与各污染物排放总量的数据，以前者为响应变量，以后者为输入变量，绘制散点图，运用不同函数模拟人均GDP和环境质量综合指数的数量关系。鉴于上述，区域经济发展对区域生态环境质量影响模型的构建过程如图-1所示：

四、实证结果与分析

（一）数据的来源与处理

历年的GDP总量与GDP指数均来源于对应年份的相应省份的《统计年鉴》。但是，由于部分统计年鉴并未公布全部相关数据，导致部分数据出现缺省，本文采取应对之策是利用非缺省数据的年均增长率作为缺省数据的估计值。同时为处理的方便，对原始数据进行标准化处理，计算公式为：

其中：i为年份；j为某类污染物；yij为无量纲化后的赋值，xij为原始数值，max{xij}和min{xij}分别为污染物j排放总量的最大值和最小值。

（二）计量模型的构建与分析

基于近年来西南五省（区、市）相关数据和上述模型构建流程，平稳性检验结果表明：在给定的显著性水平α=0.05下，该区域的人均实际GDP、单位GDP32业废水排放总量、单位GDP32业废气排放总量、单位GDP32业固体废物产生总量、单位GDP工业烟尘排放总量、单位GDP二氧化硫排放总量和单位GDP工业粉尘排放总量等7个时间序列均为一阶单整序列；协整检验结果显示：在给定的显著性水平α=0.05下，各变量之间均存在一个协整方程，即人均实际GDP和单位GDP工业废水排放总量、单位GDP工业废气排放总量，单位GDP工业固体废物产生总量、单位GDP工业烟尘排放总量、单位GDP二氧化硫排放总量和单位GDP工业粉尘排放总量之间均存在长期协整关系；按照SIC和SC准则，最终确定向量误差修正（Vector Error Correction，VEC）方程的最优延迟阶数为1。至此，进行每个变量之间的长短期因果性检验，其具体结果如表-2所示。由表-2可知，在给定的显著性水平α=0.05下，t检验结果显著，说明各种工业污染物的排放会对上期长期趋势的偏离产生反应，即人均实际GDP是造成污染物排放变化的长期原因；在给定的显著性水平α=0.1下，x2检验结果显著，说明各种工业污染物的排放会对上期短期趋势的偏离产生反应，即人均实际GDP是造成污染物排放变化的短期原因。

结合MATLAB软件，得到各指标权重分别为0.277、0.249、0.166、0.1、0.125和0.083；同时判断矩阵最大特征值为6，CI=CR=O，通过了完全一致性检验。

基于上述指标权重和公式（3），构建环境质量综合指标。在此基础上，经多次模拟试验证实：运用Quadratic函数对人均实际GDP和环境质量综合指标之间的动态关系进行模拟的效果更佳。最后，为更加相近地剖析西南五省市自治区的经济发展与环境质量之间的演变规律，经多次试验观察，分别以Inverse、Cubic、Power等函数形式拟合单位GDP工业废水排放总量、单位GDP工业废气排放总量，单位GDP

业固体废物产生总量、单位GDP工业烟尘排放总量、单位GDPZ.氧化硫排放总量和单位GDP工业粉尘排放总量与人均实际GDP之间的趋势关系。实证结果如表-3所示。并由之可以看出，标准的EKC曲线并不符合西南地区的实际。

篇(3)

关键词：湖北民族地区；全局主成分分析；经济发展

基金项目：湖北省自然科学基金项目（软科学研究计划）（批准号：BZY12023）

中图分类号：F127 文献标识码：A

原标题：湖北省民族地区经济动态发展水平研究

收录日期：2015年4月4日

一、引言

少数民族地区的经济发展是实现民族“共同团结奋斗、共同繁荣发展”目标的关键，也是实现湖北经济社会发展的薄弱环节和关键所在。湖北少数民族县市共10个，包括恩施州的8县市（恩施市、利川市、建始县、巴东县、宣恩县、咸丰县、来凤县、鹤峰县）和宜昌市的长阳县和五峰县，人口共计247万，国土面积近3万平方公里，占湖北省的15.8%。由于自然地理因素和历史条件等多方面的原因，民族地区经济发展基础薄弱，经济总量不大，是湖北经济发展的“短板”，多数经济指标存在5～10年较大的差距。2013年，10个民族县市的GDP为670亿元，仅占湖北的2.83%。因此，深入研究湖北民族地区的经济动态发展情况，缓和发展失衡、协调区域发展，显得十分迫切和重要。

民族地区经济发展水平和发展模式研究，主要集中在三个方面：一是研究指出民族地区经济发展失衡的原因。高新才等（2006）全面考察了西北民族地区经济发展中存在的多重差距，认为多重差距的产生是由区域产业结构不合理、区域产业发展水平低等导致。周民良（2008）提出民族地区经济呈现出经济增长、结构优化、效益改善的趋势，但是民族地区的经济发展方式还没有发生变化。李美娟（2012）认为区位条件、不平衡的区域发展战略、少数民族文化等原因导致了云南少数民族地区经济发展失衡；二是研究探讨民族经济发展的有效途径。任维德（2005）认为民族地区经济发展可从中央政府通过强有力的政治领导、切实可行的法律与政策、规范地方政府之间的竞争等着手，以及民族地区要从立足自身、认识差距、围绕制度创新、技术创新等方面着手发展民族地区经济。姚F（2009）分析创意产业与西部民族地区经济发展之间关系，得出创新产业的特点非常契合西部民族地区经济发展，将会成为西部民族地区经济发展的引擎。刘萍萍（2014）分析了生态文明视角下我国民族地区经济的模式，依据民族地区资源禀赋优势，实现民族地区经济增长和可持续发展；三是区域经济发展水平的评价研究。刘坚等（2009）基于全局主成分分析方法和雷达图分析方法，动态描述了重庆东南地区区域经济差异。冯建中等（2012）采用时序全局主成分分析方法研究河南省经济动态发展水平，得出经济发展动态轨迹与客观实际能够很好的吻合。鹿晨昱等（2012）根据地理信息系统技术，采用主成分分析和空间自相关分析方法研究西北民族地区经济发展的空间分异，得出西北民族地区的经济发展水平的较高聚集区太少、较低的聚集区太多，存在极化效应较强的“热点”现象。

基于上述研究，本文拟采用全局主成分分析方法，以湖北10个民族县市2003年、2009年和2013年相关的统计数据为样本，对湖北省民族地区经济动态发展进行分析，并综合评价湖北省民族地区经济动态发展水平，并提出相应的对策和建议，为湖北省民族经济发展提供定量和定性的决策参考。

二、指标设定、数据说明与分析方法

本文以湖北省少数民族县市经济动态发展为研究内容，建立县域经济动态发展的指标体系，基于《湖北省统计年鉴》2003～2013年数据、湖北县域经济考核2003～2013年数据，采用全局主成分分析方法评价湖北省少数民族地区经济发展水平。

（一）指标设定和数据说明。指标设定：基于全面性、代表性和可操作性等原则，以及相关的研究成果，本文建立涵盖经济、人均收入、产业结构和发展后劲等4个方面的11个指标，据此观察湖北少数民族地区的经济发展动态情况。具体指标体系如表1所示。（表1）

数据说明：根据湖北省民族地区2003～2013年经济发展的原始数据，构成湖北省民族地区的经济动态发展的数据表。本文以该数据表为分析对象，评价湖北省少数民族地区经济动态发展水平。

（二）分析方法

1、采取全局主成分方法的原因。目前，地区经济发展水平的研究方法主要有综合指标法、层次分析法、模糊评价法等方法，这些方法各有其优势，但又有其局限性，即在具体分析过程中模型精度是难以控制的。由于本文采取较多的指标体系，且要保证模型的精度，故采取全局主成分方法，其思想本质是对高维变量进行降维，将多指标客观地转化为少数几个综合指标，尽可能地反映原来变量的信息，能够保证系统分析的统一性，整体性和可比性。本文建立11个具体指标分析湖北少数民族地区经济发展水平，以主成分分析方法为前提条件，即按时间顺序排放的数据表序列进行主成分分析。

2、全局主成分分析法的前提条件。全局主成分方法是有前提条件的，其需要原始变量之间存在较强的相关性，因为原始变量之间不存在较强的相关性，就无法提出包含原始变量间共同特征的几个综合指标。因此，在进行主成分分析时，需要对原始变量间的相关性进行检验。对原始变量间的相关性的检验一般转为KMO检验。KMO检验是Kaiser1974年提出的，它是检验原始变量是否适合进行主成分分析的方法。一般来说，KMO>0.5适合进行主成分分析，KMO

3、全局主成分法分析的具体步骤。（1）确定分析目标，建立指标体系，收集数据；（2）对原始数据进行标准化处理，消除变量在数量级或量纲上的影响；（3）计算标准化处理后数据的相关系数矩阵；（4）求解相关系数矩阵的特征值、特征向量和方差贡献率；（5）确定主成分个数，提取主成分；（6）计算各主成分的权重，综合各主成分并计算评价目标综合得分。

三、湖北民族地区经济动态发展水平全局主成分分析

基于湖北省10个少数民族县市11项经济指标的原始评价数据，根据全局主成分分析方法，采用SPSS统计软件进行计算分析，可得湖北省民族地区经济动态发展水平。

首先，对这11项指标的原始数据进行标准化处理，然后对其进行KMO检验和巴列特球度检验。其检验结果为：KMO值为0.739，该值是大于0.5；巴列特球度检验的卡方统计量为514.274；P值为0.000，该值是少于0.05，这些检验结果说明本文所建立的指标体系是可以进行主成分分析的。

基于SPSS软件，可得湖北省民族地区经济动态发展的全局主成分分析的总方差解释，如表2所示。（表2）从表2可知，前面2个主因子F1、F2的累计方差贡献率为76.325%，这说明这2个主因子的包含原始变量的信息量达到了76.325%。因此，可用这2个主因子F1、F2替代原来的11个指标。

随后，可得F1、F2的载荷矩阵，该矩阵是表示F1、F2与变量x1，x2，…，x11之间的相关系数，即这两个主因子能在多大程度上解释这11个指标的信息。两个主因子的载荷矩阵见表3。（表3）从表3可知，第一个主因子F1在原始指标x1、x3、x4、x6上有较大的载荷，这些指标主要反映的是湖北省民族地区的总体经济因素和人均经济因素，因此，第一个主因子F1可以命名为湖北省民族地区总体经济水平和人均经济水平因子。第二个主因子F2在原始指标x8、x9上有较大的载荷，这些指标主要反映的是湖北省民族地区的经济结构因素，因此第二个主因子F2可以命名为湖北省民族地区经济结构因子。

之后，将这2个主因子的载荷矩阵除以相应特征根的算术平方根，可得这2个主因子的得分，如表4所示。（表4）基于这2个因子得分系数矩阵，可得这2个主成分的表达式：

F1=0.358x1+0.338x2+0.344x3+0.344x4+0.288x5+0.362x6+0.324x7+0.050x8+0.125x9+0.227x10+0.363x11

F2=0.012x1+0.134x2+0.085x3+0.160x4-0.201x5-0.037x6-0.193x7+0.514x8+0.620x9-0.470x10+0.010x11

其中，x1，x2，…，x11是经过标准化处理后的变量。基于上述公式，可得湖北省民族地区10个县市2003年、2009年和2013年的F1，F2两个主因子的得分，见表5。（表5）表5所表示的湖北省10个民族地区经济发展水平在F1、F2两个主因子的得分，但是这只是反映湖北省民族地区经济发展的某一个方面，不能综合地反映湖北省民族地区经济发展水平。因此，需要对F1、F2两个主因子进行综合分析。以F1、F2两个主因子的方差贡献率为权重，加权后得到一个衡量湖北省民族地区经济发展水平的综合评价得分函数；

F=0.653F1+0.110F2

根据湖北省民族地区中10个县市的主因子F1、F2的得分，代入到上式中，可得湖北省民族地区10个县市的综合得分，如表6所示。（表6）

四、结论和政策建议

（一）结论

1、民族县市经济发展水平不断提高。比较2013年、2009年、2003年数据，10个民族县市经济发展综合得分显著提高，表明这10年间民族地区经济发展较快，而且研究表明，2009～2013年的发展速度，比2003～2009年进一步加快。具体而言，2003年民族地区的经济发展水平的综合得分为负数；2009年除了恩施市和长阳县，其他8个民族地区得分为负数，但每个县市得分得以提高；2013年各县市综合得分都为正数。

2、民族县市发展梯队特征已经显现。恩施市、长阳县在2003～2013年的经济发展水平排名都是名列第一、第二，说明恩施、长阳在湖北民族地区经济发展水平较好，成为名副其实的第一梯队。宣恩县和咸丰县的经济发展水平排名都是摆尾，说明宣恩县和咸丰县的经济发展空间巨大，需要更多强有力的措施。其余县市处于发展中游位置。

3、民族县市经济发展水平表现较大差异。从模型结果来看，10个民族县市的经济发展水平，特别是经济总量、人均收入、财政收入等均表现出较大的差异，最高的与最低的相差近6倍，这与各县市资源分布不均衡、经济结构调整的思路和政策执行等方面均有较大联系，这与湖北民族县市的经济发展水平的实际情况是相符合的。

4、民族县市综合排名出现调整变化。比较2003年、2009年、2013年10个民族县市经济发展排名，恩施在2009年取代长阳后，保持第一位置；咸丰位次从末位上升为第7位，利川跻身前三甲，巴东稳定在3～4位之间，建始、来风位次一直在第5位、第8位。鹤峰从第3位下降至第6位。

（二）政策建议

1、依托武陵山试验区先行先试金字招牌，加快深化改革创新步伐。湖北省民族地区10个县市涵括在武陵山试验区中，因此湖北省民族地区可以依托武陵山试验区进行经济发展。首先，湖北省民族地区可以与国家层面进行创新对接，积极落实国家在民族地区各项经济政策；其次，与大武陵圈进行创新对接，湖北省民族地区可与武陵山民族区域进行横向比较，在经济合作和交往中，实现规划衔接，遵循市场经济规律，避免恶性竞争；最后，可与省级层面进行创新对接，促进湖北省民族地区经济建设“深入转型”，从“开发”转向“开放”，从“开山门”转向“开脑门”，从“打基础”步入“快富民”，从“工程项目大干快上”步入“基本公共服务均等化”，从“政策输血”到“形成造血机制”。

2、加强交通基础设施建设，提高产业承载容纳能力。首先，建设综合大交通。构建“两纵两横”大通道，“两纵”指安（安康）张（张家界）常（常德）铁路和安（安康）吉（吉首）高速公路。构筑“周边广辐射、城乡全覆盖、衔接大交通、快速集疏远”的干线公路网络，形成“干支相连、惠民便民”的农村公路网络；其次，加强生产要素保障。激活民间资本，拓宽直接融资渠道，发展多层次的资本市场体系，以实现项目、资金、资本的有效连接为目标，支持发展村镇银行、小额贷款公司、私募基金；最后，做好产业基础配套。加大对湖北省民族地区经济开发区和工业园区支持力度，完善配套设施和服务平台建设，促进产业集群发展。有效提高土地承载能力，提升城乡电力、通信、邮政、网络、广播电视等设施体系建设水平，推进城市公交、供水、燃气、污水和垃圾处理向周边村延伸。

3、发挥资源要素禀赋优势，着力培植壮大特色优势产业。首先，发展文化旅游业。湖北省民族地区旅游资源丰富，文化积淀深厚，是古人类文化的发祥地、巴文化的摇篮。把民族地区作为鄂西圈旅游开发资金重点投向地区之一，打造具有较高知名度和吸引力的品牌景区和精品线路，实现湖北省民族地区旅游经济一体化，形成拉动经济增长极；其次，发展特色农产品加工业。湖北省民族地区经济植物多达3，000余种，有药用植物达2，000余种，适宜各种山野菜生长的土壤、气候。依托资源优势，建设优质粮食、畜禽、水产、蔬菜、森林食品、茶叶、烟叶、油料、药材、林果等特色农业板块基地；最后，发展清洁能源业。湖北省民族地区水能蕴藏量丰富，发展水电产业有其独一无二的条件。水资源的充分利用，不仅会在建设期间加大移民规划、小城镇建设，改善基础设施，拉动流域经济，还会在建成后改善生态环境，为流域内的航运、灌溉、养殖、旅游业的发展起到积极作用。

主要参考文献：

[1]葛忠兴.少数民族和民族地区经济发展的现状与思路[J].西南民族大学学报（人文社科版），2006.173.

[2]高新才，滕堂伟.西北民族地区经济发展差距及其产业经济分析[J].民族研究，2006.1.

[3]周民良.论民族地区经济发展方式的转变[J].民族研究，2008.4.

[4]姚F.创意产业与西部民族地区经济发展[J].经济问题，2010.3.

[5]郑长德.中国少数民族地区经济发展质量研究[J].民族学刊，2011.3.

[6]刘萍萍，唐新，付娆.生态文明视角下我国少数民族地区经济发展的模式研究――以四川省阿坝州为例[J].西南民族大学学报（人文社科版），2014.3.

篇(4)

关键词：城镇化 工业经济发展 VAR模型

引言

城镇化与产业发展是相互作用、相互促进的经济动力，城镇化是产业发展的必然结果，产业发展是城镇化发展的重要途径。根据配第-克拉克定理，城镇化发展进程中，将伴随着产业结构的变化与重构，而工业经济发展则是发挥着极其重要的作用。

刘刚（2013）通过研究产业总产值的增长所产生的城镇化效应，以及三次产业增长和结构优化对产业总产值的影响，表明三次产业发展的城镇化效用各有不同，产业增长推动城镇化效用存在明显边际作用，当前中国社会经济发展应把第二、三次产业同时推进。吕一清、何跃（2010）运用协整理论、Granger 因果关系检验、广义脉冲响应函数和方差分解法，考察了成都1985-2008年城镇化率与第三产业发展之间的长期动态影响特征。分析结果表明，城镇化率与第三产业从业人员占整个社会从业人员比重互为双向因果关系，其相互促进；在短期内，随着第三产业增长速度促进城镇化率进程的发展。从方差分解结果可以得出，第三产业从业人员占整个社会从业人员的比重对城镇化率的贡献度相对比较大。马远、陈军（2012）利用VAR模型对1960至2009年新疆城镇化与三次产业发展的动态关联效应进行分析，研究发现：农业现代化、工业化、第三产业发展对城镇化具有明显的促进作用，城镇化发展同样会带动三次产业发展。从长期来看，农业现代化、工业化、第三产业发展对城镇化贡献率分别达到了33.75%、29.45%、6.85%。农业现代化、工业化对城镇化的促进作用要显著高于第三产业发展。在此基础上，提出相应的政策建议。李刚、魏佩瑶（2013）通过构建完美市场和不完美市场条件下的工业化和城镇化协调发展模型，分析了中国工业化和城镇化发展协调程度较低的形成机理。

本研究在前人研究基础上，根据城镇化与工业经济发展的相关理论，运用VAR模型对中国城镇化与工业经济发展的动态关系进行实证研究，试图揭示中国城镇化与工业经济发展之间的动态关系，旨在为更好推动中国城镇化进程及提高城镇化质量提供决策依据。

实证分析

（一）指标选择及数据来源

本研究采用城镇人口占总人口比重衡量城镇化水平（URB），采用工业产值占GDP比重（ID）、工业综合经济效益指数（IU）表示工业经济发展水平。所使用的样本1998-2011年的年度数据，数据来源于《2012年新疆自治区统计年鉴》。并对城镇化、工业经济发展水平与工业经济效益水平分别取对数值，记为LNURB、LNID和LNIU。

本研究采用向量自回归模型（VAR）揭示城镇化、非农化与城乡收入差距之间的动态关系。VAR模型常用于预测相互关系的时间序列系统及分析随机扰动对变量系统的动态冲击，从而解释各种经济冲击对经济变量形成的影响。

VAR模型的数学表达式是：

式中， yt是k维内生变量列向量，xt是d维外生变量列向量，d是滞后阶数，T是样本个数。Φ1，…Φp和k×d维矩阵H是待估计的系数矩阵。εt是k维扰动项列向量。若滞后期p和r足够大，则可完整地反映模型的动态特征，但滞后期越长，自由度越少，因此，在滞后期与自由度之间应寻求一种均衡状态。下文将以VAR模型为基础，利用单位根检验、协整关系、因果关系检验、脉冲响应函数、方差分解模型对城市偏向、城市化与城乡收入差距之间的动态效应进行分析。

（二）实证分析

1. 单位根检验。表1检验结果显示，原序列LNUEB是平稳序列，LNID和LNIU是非平稳序列，而经过一阶差分后，一阶差分序列DLNUEB、DLNID和DLNIU均是平稳序列，一阶差分序列LNUEB、LNID和LNIU在5%的显著水平下拒绝原假设，可以确定LNUEB、LNID和LNIU是一阶单整序列，即LNURB～I（1），LNID～I（1），LNIU～I（1）。

2. 协整检验。本研究用Johansen法检验LNURB、LNID与LNIU之间的协整关系。表2中的r表示LNUEB、LNID和LNIU之间协整关系的个数，在5%的置信水平上接受r≤1的原假设，即原变量之间至少存在一个协整关系，说明城镇化与工业经济发展水平之间存在长期稳定的均衡关系。

3.VAR模型构建。基于我们选择的变量：LNURC、LNURB及LNNAI，构建3维的向量自回归模型。采用AIC和LR准则来确定VAR模型的滞后阶数为2，并建立VAR模型，如表3。

4.Granger因果检验。表4说明了中国城镇化与工业经济发展水平之间的因果关系。表4数据显示，滞后1-2期，LNURB不是LNID的格兰杰原因，说明城镇化不是工业经济发展的格兰杰原因，也就是说中国的城镇化发展没有推动中国工业经济的发展。

滞后1-2期，LNURB是LNIU的格兰杰原因，说明城镇化是工业综合经济效益的格兰杰原因，即在中国的城镇化进程中，中国的工业企业的综合经济效益水平显著提高，城镇化的发展促进了工业综合经济效益的提高，究其原因是，城镇化发展使得中国城镇和农村居民收入水平显著提高，这为工业发展提供了良好的发展环境。同时，在中国城镇化的发展进程中，农业富余劳动力、技术工人以及高级人才纷纷转移到城镇或城市，这又为中国工业的快速发展提供了人才支撑，这些都有益于工业综合经济效益水平的提高；而滞后期1-2期，均接受LNIU不是LNURB的格兰杰原因原假设，没有充分理由说明工业综合经济效益是城镇化的格兰杰原因，这也从另一个侧面说明了工业经济发展并没有促进中国城镇化的发展。

5.脉冲响应分析。城镇化与工业经济发展的脉冲响应函数结果如图1-4所示。

图1显示，从工业总产值占GDP比重看，工业经济发展对于城镇化一个标准差冲击的响应，除了第8期之外，均呈现出负效应。第1期时负效应为-0.010825，随后开始减小，到第5期时达到-0.000393，而后开始先增后减，并在第8期时暂时转为正响应（0.000555），第9-10期均为负效应。这说明工业经济发展对于城镇化产生了负面的效应，工业经济发展并未有效促进中国城镇化的发展，这与国内其他学者关于城镇化滞后于工业化的结论基本一致。

图2显示的是工业综合经济效益指数对城镇化的一个标准差响应，在开始时呈现出正效应，在第3期时出现负效应（-0.007917），而后转为正效应，在第7期时又呈现出负效应（-0.001667），随后一致呈现出正效应。这说明，从工业综合经济效益来看，工业企业经济效益的提高，对于中国城镇化的发展起到了正向的促进作用。其作用机理在于，工业企业经济效益的提高，一方面提高了中国城镇和农村居民的收入水平，另一方面加速了中国农村居民城镇化的进程和速度，最终促进中国城镇化进程的发展。

从图3可以看出，城镇化对工业总产值占GDP比重的冲击效应，一直呈现出了负效应，在第3期最大值为-0.001903，并且是在逐步减弱的。这说明在一定程度上城镇化对于工业经济发展产生了反向作用，并未促进工业经济发展。但是这种反向作用是在逐步弱化的，并趋近于零的。究其原因是，在中国城镇化发展过程中，我们过度重视城镇化规模，忽略了城镇化发展质量，并未实现城镇化与工业经济发展的互动发展。

从图4可以看出，城镇化对工业综合经济效益的冲击效应开始时为正效应，第3期为-0.000152，随后的第5-10期均表现为负效应，并且是逐渐减弱的。这说明城镇化发展对于工业企业经济效益并未产生多大的促进作用，或者说这种作用不是很明显。究其原因在于，城镇化的发展并未激发中国城镇居民和农村居民的需求结构和消费结构，进而对于工业企业综合经济效益并未产生多大的促进作用。结合图3和图4可以看出，中国城镇化对于工业经济发展并未产生正向的促进作用，最主要的原因在于过度关注城镇化发展速度和规模，忽略了城镇化发展质量。

6.方差分解。表5是跨期为10期的城镇化的方差分解表。

表5是城镇化的方差分解结果。从表中可以看出，中国城镇化水平波动不仅受自身冲击影响显著，同时还受到工业经济发展的影响。城镇化水平的波动受自身冲击影响在第一期达到100%，随后随时间推移呈现出“先降后升”的趋势，到第10期以后保持在85.11%。工业总产值占GDP比重和工业综合经济效益指数这两个指标对于城镇化变动的冲击不尽相同，工业总产值占GDP比重对于城镇化的冲击大于工业综合经济效益指数对其的冲击。来自工业总产值占GDP比重对城镇化变动的贡献率的冲击起初很小，随后逐渐增大，最后稳定在14.44%左右，也就是说城镇化预测方差的14.44%，这可由工业经济发展水平的变动来解释。但从工业综合经济效益指数这一指标看，工业经济发展对于城镇化变动的影响和冲击不是太大，大概保持在0.46%左右。由以上分析可以看出，城镇化水平变动不仅受到自身变动影响，工业经济发展对其也有显著影响，从长期来看贡献率达到了85.11%、14.44%。

表6是工业经济发展的方差分解结果。从表中可以看出，中国工业经济发展水平不仅受自身冲击影响，同时还受到城镇化发展的影响。工业经济发展的波动受自身冲击影响保持在第一期为80.36%，随后随时间推移大致呈现出稳中有降的趋势，到第10期以后保持在79.35%。城镇化对于工业经济发展的冲击不是很显著，第1期为19.64%，随后开始增强，并于第3期达到20.57%，第4-10期呈现出阶段性变化趋势，第10期时为20.02%。由以上分析可以看出，工业经济发展受自身变动影响较大，而城镇化对其不太显著，从长期来看贡献率达到了79.35%、20.02%。

由此可见，城镇化与工业经济发展的互促作用不是太明显，城镇化对于工业经济发展的促进作用要弱于工业经济发展对于城镇化的促进作用，这同时也说明了中国城镇化发展和工业经济发展均处于较低的水平。

结论与建议

（一）结论

通过对中国城镇化发展与工业经济发展水平的实证研究，得到以下结论：中国城镇化与工业经济发展互促作用不是很明显，但城镇化对于工业经济发展的促进作用要弱于工业经济发展对于城镇化的促进作用。从长期看，工业经济发展对于城镇化发展的贡献率为14.44%，城镇化发展对于工业经济发展的贡献率为20.02%。

（二）建议

在此基础上，提出相对应的政策建议：

第一，提高中国城镇化质量，实现城镇化与工业经济发展的互促发展。提高城镇化质量是促进中国工业经济发展的重要途径。中国城镇化质量的核心内涵是有序推进农业转移人口市民化，这个过程会有效激增消费需求，改变现有的消费结构，为中国工业经济的快速发展提供了市场条件和前提。

第二，加快工业企业的转型升级。工业企业是中国工业经济发展的核心主导力量，同时工业企业的发展状况也是反应城镇化中的居民或消费者需求的满足程度和工业经济发展水平和效益的重要表征。随着工业经济发展，工业企业面临着产能过剩、税收负担、资金成本上升所导致的企业经营压力大等障碍和压力，这需要中国工业企业要加快企业的转型和升级。中央政府及相关部门要进行与工业企业转型升级相对应的体制机制、管理方式、生产要素市场改革，切实做好政府在市场配置资源中的服务性作用，明确企业作为投资主体的地位和作用。

第三，大力发展私有经济。私有经济是城镇化发展的重要支撑。私有经济的发展，一方面可以提高城镇居民和进城农民的就业水平，为工业经济发展提供市场条件。另一方面，可以为中国城镇化发展提业支撑，促进中国城镇化的发展。

第四，大力发展农村城镇化进程，推动农村消费结构升级。农村城镇化进程是中国城镇化进程中的不可或缺的组成部分，就目前的实际情况，农村的城镇化水平和质量均低于城市的城镇化水平和质量。从另外一个角度看，中国城市和农村的工业经济发展水平也是存在较大差异，城乡二元结构明显，这也是农村城镇化质量低于城镇化质量的重要原因。农村的公共设施落后，公共产品服务水平较低，农村生活成本较高，农民收入水平低下，这都在一定程度上限制了农民的消费结构转换和升级。中国农村的城镇化进程应该是在农村消费结构转换和升级的背景下完成的，让农民、农村、农业切实的享受到中国城镇化进程的成果。

1.高铁梅.计量经济分析方法与建模-Eviews应用及实例.清华大学出版社，2010

2.马远，陈军.城镇化与产业发展的动态关联效应研究-以新疆为例.管理现代化，2012（5）

3.刘刚.产业发展及结构优化进程中城镇化效应的研究.市场论坛，2013（2）

篇(5)

关键词:高职教育;区域经济;关系;对策

一、高职教育与区域经济的相互关系

1.区域经济对高职教育的决定作用

区域经济作为经济基础,为高职教育的产生和发展提供了物质保障,对高职教育的产生和发展具有决定作用。

首先,区域经济的迅速发展,是高职教育产生和发展的直接动因。高职教育是区域经济发展到工业化阶段的产物,并随着区域经济的发展不断发展。高职教育发展的原动力来自于区域经济快速发展所引发的人才需求、行业对从业者职业技能的要求及企业对高职教育直接的参与和支持。

其次,区域经济的基本特征对高职教育具有制约作用。区域经济发展水平决定高职教育的规模和发展速度;区域经济增长速度决定高职教育的就业情况;区域产业结构决定高职教育的专业结构;区域技术结构决定高职教育的层次结构。即有什么样的区域经济,就有什么样的高职教育与之相适应。

2.高职教育对区域经济的反作用

“高职教育是教育系统中与区域经济最为密切的一个系统,它是知识传播与知识物化的重要基地,贯穿于区域经济发展的多个环节”(王家祥,2007)。高职教育对区域经济的反作用主要体现在两个方面:

一方面,高职教育为区域经济发展提供人力资源的生产与再生产。人力资源是区域经济发展的内在动因,高职教育的首要任务就是为区域经济发展提供多样多层的高级应用型人才;随着经济建设的发展和产业结构的优化,高职教育又肩负起为农村人口进入第二、三产业进行职业培训、为下岗职工进行再就业培训及为企业员工进行继续教育培训的重要使命。

另一方面,高职教育为区域经济发展提供科学技术的生产与再生产。科学技术是区域经济发展的第一推动力。高职院校发挥人才和设备优势,把自己的科研成果、先进工艺和技术通过技术市场转化为生产力;根据区域经济发展的科技需要调整科技方向和科研计划,创造更大的经济效益和社会效益;通过校企合作,对企业的技术难题进行研究、开发和解决,推动企业的发展,增强区域经济发展的活力。

综上所述,区域经济与高职教育是相互依存共生的关系。其中,区域经济的决定作用是主导性的,要求高职教育必须适应区域经济的发展,而高职教育的反作用则要求在区域经济规划中必须给予高职教育足够的重视。

二、高职教育促进区域经济发展的对策

高职教育与区域经济的关系表明,高职教育受教育与经济两大规律制约。其发展必须同时遵循两大规律,才能实现与区域经济的相互促进和协调发展。因此,发展高职教育,应该坚持区域化、市场化、动态性和前瞻性四大原则。

1.发展高职教育应坚持区域化原则。

高职教育应该在充分调研区域经济产业结构、技术结构和生产经营规模的基础上,确定自己的布局、规模、专业设置,并根据区域对人才的特殊要求,及时调整专业结构、教学内容和培养模式,走区域化发展的道路,使高职教育培养出的人才与区域经济社会发展相适应,不仅可以实现职业教育直接为经济发展服务的目标,还能使高职教育形成自己的特色,解决自身生存和发展的问题。

2.发展高职教育应坚持市场化原则。

高职教育培养的是满足企业特定岗位需求的专业技能型人才,所以发展高职教育必须坚持以市场为导向。建立市场研究机构,加强市场调研,根据市场的需求,优化专业设置、调整课程体系;改革办学模式,建立与社会的紧密联系,实现与社会、企业的合作办学;改革实践教学,加强实训基地建设;重视师资队伍建设,培养“双师型”教师;加强市场推销,促进学生就业。

3.发展高职教育应坚持动态性原则。

区域经济是不断发展演变的,高职教育要适应区域经济的发展,也必须不断随之发展演变。伴随区域产业升级和结构优化,会产生新的职业、岗位及新的技能要求,人才需求的数量、质量、结构都将是动态的。高职教育必须根据市场人才需求的动态变化适时调整人才培养方案,包括招生规模、专业设置、课程安排、学时分配及考核标准等。

4.发展高职教育应坚持前瞻性原则。

高职教育不仅要适应区域经济发展,还要指导和促进区域经济向正确的方向发展。所以,发展高职教育必须具有前瞻性,能够准备把握区域经济的未来发展方向,预见区域经济未来发展所需要的人才和技术,适时开设新专业,停办数年后可能遭淘汰的专业。这样不仅可以抓住主动权,促进区域产业结构的优化和区域技术水平的提高,还可以避免就业分配难,减少人力、物力和财力的浪费,提高高职的办学效率,实现高职教育与区域经济的良性互动共生。

【参考文献】

[1]刘育峰.高职教育推动区域经济科学发展辩证思考.《生产研究》.2009,(24):29-30.

[2]张纯记.论高职教育与区域经济发展.《经济论坛》.2009,(11):37-39.

篇(6)

摘 要 从现阶段中国经济发展的特征出发,对经济发展方式转变这一现阶段中国经济发展面临的关键问题的相关研究动态加以梳理,有助于在经济转型的背景下研究中国经济发展方式的转变问题,寻求解决这一问题的有效途径,制定出行之有效的政策。

关键词 经济发展 经济发展方式 经济增长

一、经济发展方式的界定

经济发展方式的内涵离不开对经济增长方式的认识。经济发展的方式就是经济发展的方法和形式,包括经济增长方式、经济结构优化、经济运行的质量、经济效益、收入分配、环境保护、城市化水平、工业化水平及现代化程度进程等诸多方面的内容,含有可持续发展等。经济发展方式包含经济增长方式,但不等同于经济增长方式。经济发展方式反映了经济的数量、质量、结构和制度的根本性变化的总体特征。惟有从中国经济发展的阶段性特征出发来研究发展方式才有意义。经济发展方式的转变必须尊重所处的历史情境、地域经济发展的约束条件,选择与之相匹配的发展方式,才能实现经济社会全面、协调和可持续发展的目标。

二、经济发展方式转变的观点综述

经济增长方式被引入中国后,经济学界和实务工作部门从现代主流经济学、政治经济学、制度主义的范式等多个维度对经济增长方式转变进行了探索。十七大又明确提出转变经济发展方式的重大战略方针,要求尽快实现发展理念的转变,促进国民经济又好又快发展。从近年来的相关研究动态来看,主要研究了以下五个问题。

（一）转变经济发展方式的内涵

中国经济发展到一定阶段,发展方式的转型迫切需要一种新的方针来指导经济建设的开展。为此学术界针对新时期经济发展方式转变的内涵展开了研究。

（二）经济发展方式转变的问题与难点

从提出“转变经济增长方式”到强调加快“转变经济发展方式”,经历了12年的时间。一些学者对经济发展方式转变的问题和难点展开了研究,以期提出更有针对性的对策建议。

（三）经济发展方式转变的原动力

改革开放以来,中国经济保持了持续稳定的高增长和高发展,中国实现高增长的动力是什么?来10―20年,是否能继续保持这种强劲的势头?刘庆宝、未良莉结合我国的实际国情,对经济增长理论的源动力进行系统的分析,构建了扩展的索洛(So-low)模型,对投资、消费、出口――“三驾马车”对我国经济增长的拉动及其相互作用进行了实证研究,在此基础上提出了消费作为经济运行的主要动力,对拉动经济增长具有十分重要的作用。

（四）经济发展方式转变的途径

经济发展方式的转变必须有科学的途径,要实现国民经济又好又快发展,转变经济发展方式,就必须更深刻、更自觉地把握经济发展规律,下更大的决心、采取更有力的措施提高经济发展质量和效益。

三、现有研究的评价及其启示

从现阶段中国经济发展的特征出发,对相关研究动态加以梳理后,笔者认为近年来,国内学者从不同维度提出了转变经济发展方式的具体措施,但这些研究存在一些问题:对经济发展方式转变内涵尚缺乏统一的界定;未能从中国现阶段经济发展的阶段性特征出发认识经济发展的转变;从动力结构优化的视角寻求解决经济发展方式转变的有效途径,有待进一步深入研究。因此,今后中国经济发展方式转变需要从以下三个方面来进行研究。

（一）从经济发展方式转变的内涵界定展开研究

党的十七大报告提出:加快转变经济发展方式,推动产业结构优化升级。这是关系国民经济全局的紧迫而重大的战略任务。要坚持走中国特色新型工业化道路,坚持扩大国内需求特别是消费需求的方针,促进经济增长由主要依靠投资、出口拉动向依靠消费、投资、出口协调拉动转变,由主要依靠第二产业带动向依靠第一、第二、第三产业协同带动转变,由主要依靠增加物质资源消耗向主要依靠科技进步、劳动者素质提高、管理创新转变。

（二）从现阶段中国经济发展的阶段性特征出发研究

经济发展方式转变改革开放以来,中国已经保持了持续30年的强劲增长势头。他们都在怀疑,中国经济能走多远?因此,如何正确理解和把握中国经济发展方式转变的理论内涵和现实特征,确立经济发展方式转变的方向和思路,并制定出行之有效的政策成为研究中国经济发展方式转变问题的新趋势。

（三）研究中国经济发展方式转变中的动力结构优化问题

转变经济发展方式不仅要继续保持量的增长,更要注重质的提升。当前世界经济仍未停止萎缩,尽管经济下滑的速度放缓,但缺乏后劲的经济增长依然有下滑的可能。面对这场全球性经济衰退的挑战,我国政府采取了积极措施调整经济发展方式的动力结构,以扩大国内消费、加大投资为主,积极稳住出口来启动经济。

参考文献：

[1]欧志文,蒋均时.“转变经济发展方式”的科学理念与时代内涵.消费导刊.2008(2):209-211.

[2]吴树青.转变经济发展方式是实现国民经济又好又快发展的关键.前线.2008(1):17-31.

[3]杨玉霞,邢宏.转变经济发展方式内涵及实现机制.学理论.2008(6):15-18.

[4]吕政.转变经济发展方式需要解决的突出问题.前线.2008(3):10-12.

篇(7)

关键词：

金融发展；经济增长；VAR；脉冲响应

中图分类号：F2

文献标识码：A

文章编号：16723198（2013）01005203

1引言及文献综述

自上世纪90年代以来湖北省经济继续保持快速增长的势头，GDP从1990年的824.38亿元增加到2010年的15806.09亿元，与此同时金融业也发生了巨大变化，所有金融机构存贷款同期的1139.33亿元增加到2010年的35704.89亿元，金融发展水平不断提高，金融资产大幅增加，金融系统逐渐健全，为湖北省经济发展提供了有力的保障。

金融发展与经济增长的关系研究最早追溯到Schumpeter（1912）的研究，他认为发展较好的金融系统为创新型企业提供了融资，进而促进了科技进步，生产力的提高促进了经济发展。其后很多学者只进行了这方面的理论研究，很少进行实证性分析。但自Goldsmith（1969）、McKinnon（1973）和Shaw（1973）提出金融抑制和金融深化以来，经过金融理论界共同发展完善，金融发展与经济增长逐渐成为经济学家们理论和实证研究的焦点。国外学者针对两者关系进行大量研究：king和levine（1993）发现金融中介发展与经济增长有显著的正相关关系，金融结构是经济增长的先导因素。Arestis和Demelriades（1997）研究发现美国与德国银行发展对经济的增长的影响存在显著差异，同时在美国没有足够证据显示金融中介对经济增长的效应。Hassan，Benit（2011）根据区域划分选取把发展中国国家依据经济综合实力划分问几个区域，利用面板数据得出结果。显示多数发展中国家金融发展与经济增长存在双向因果关系，但在最贫穷的两个区域显示金融发展与经济增长只存在单向因果关系，金融发展促进了经济增长，但经济增长对金融发展没有起到促进作用，健全的金融系统在经济增长中扮演着重要角色。

近年来针对我国金融发展与经济增长关系的研究不断出现，但由于采用的方法不同得出的结论也不相同：陈国伟，张红伟（2008）利用多项金融指标建立回归模型并运用了VAR因果关系检验和方差分解等计量方法，研究结果表明金融发展与我国经济增长存在着长期的均衡关系。 韩廷春（2001）通过建立金融发展与经济增长关联机制的计量模型，运用有关数据得出金融深化理论与利率政策必须与经济发展过程相适应，不能只追求金融发展与资本市场的扩张，应更加注重金融体系的效率与质量。周立，王子明（2002）通过1978-2000年中国各地区的金融发展与经济增长关系的实证研究，发现各地区金融发展与经济增长关系密切，一个地区若没有健全的金融系统对其长期的经济发展不利，提高金融发展水平是经济增长的必经之路。闫丽瑞，田翔宇（2012）运用我国31个省级面板数据对我国东、中、西部三个地区金融发展与经济增长研究显示金融发展对经济增长的贡献在各地区之间存在很大差异。

综合国内研究来看学者们对金融发展与经济增长进行动态方面的实证分析较少，而且多是对于区域层次的研究，很少具体到某一省份，由于区域内的经济发展也存在很大的不平衡，因此我们选取湖北省这一中部大省为研究对象，进行实证分析。目前对于湖北省金融发展与经济增长的研究学者们多停留当期金融发展与经济增长的研究上，而没有进行进一步的动态计量分析，并且由于金融本身是经济的一个部门，金融的发展促进经济增长，金融发展与经济增长存在着长期的动态关系，因此得出的结论往往不具有严密性，我们选取湖北省1990-2010年相关数据，运用动态计量经济学分析方法：单位根检验、协整检验、VAR模型、格兰杰（Granger）因果关系、脉冲响应函数、方差分解等。进行实证研究，力求得到更具说服力的结论。

2实证分析

2.1研究模型构建与变量

由于湖北省1990-2000年的证券市场数据无法获得，所以我们计算金融发展指标主要是考虑金融机构存款数量，而且我国以银行为主的金融中介体系仍然在金融体系中占据统治地位，因此我们选取湖北省金融发展指标以所有金融机构存款余额与贷款余额之和与GDP之比表示是合理的，用FIR表示：

FIR=（金融机构存款余额+金融机构贷款余额）/GDP，考虑到时间序列数据的性质以及构建模型的需要我们在模型中采用LnFIR这一变量表示； 同时我们选取湖北省人均GDP的自然对数表示经济增长速度，用LnGDP表示。对LnGDP、LnFIR进行动态计量分析。

2.2数据选取与处理

我们的数据均来自1991-2011年的《中国金融年鉴》以及同期的《湖北省统计年鉴》并进行了相关整理。我们的研究主要采用目前最常用的ADF单位根检验，然后进行格兰杰（Granger）因果关系检验，最后通过建立VAR模型、脉冲响应函数、方差分解等动态计量经济学分析方法对湖北省金融发展对经济增长的作用进行研究，实证过程均通过Eview6.0软件操作实现。

金融本身是经济的一个部门，金融的发展促进了经济增长，因此在湖北省内，金融发展与经济增长存在着长期的动态关系，针对这一点我们建立两向量VAR模型如下：

lnGDPt和LnFIRt分别表示当年湖北省经济增长和金融相关比率，进行单位根检验并建立该模型后就可以做脉冲响应和方差分析，研究湖北省金融发展与经济增长的冲击形态、冲击方向、冲击时间等。

2.3实证检验

（1）ADF单位根检验，见表1。

根据以上检验结果，LnGDP、LnFIR是非平稳的，而经过一阶差分变化序列变得平稳，但变换后的序列仅仅是各变量增量间的相互关系，不具有直接的经济意义，化为平稳序列建立的时间序列模型不具有很强的解释意义，因此需要进行协整检验。

（2）协整检验。

我们采用EG法对变量进行协整分析。知lnGDP、lnFIR都是一阶单整序列，首先运用最小二乘法（OLS）进行协整回归，得到回归方程如下：

注：根据AIC和SC值得最小为准则，应该选取3期为最佳滞后期。

由表2可知残差序列e的ADF检验统计量为-4.0417，小于1%显著水平的临界值-3.8573，说明残差e序列没有单位根，是平稳序列，这表明LnGDP，LnFIR存在唯一的协整关系，模型1是对LnGDP，LnFIR长期均衡关系的数学描述，具有明确的经济意义。

（3）格兰杰因果关系检验。

通过ADF单位根检验的平稳序列可以进行格兰杰因果关系检验，我们检验三组变量间的格兰杰因果关系，第一组是LnGDP与LnFIR，分别代表经济增长与金融发展水平；第二组是DLnGDP与DLnFIR，分别代表滞后一期经济增长的变化水平和金融发展的变化水平。第三组是DDLnGDP与DDLnFIR，分别代表滞后二期经济增长的变化水平和金融发展的变化水平。

注：根据赤池信息准则（AIC）确定各变量的滞后阶数均为2。

从表3中我们可以看出，无论是湖北省金融发展与经济增长，还是金融发展变化水平与经济发展变化水平均存在双向因果关系，这说明无论从存量上还是流量上，金融发展对湖北省经济增长均存在显著促进作用，随着我国金融改革的不断深化，金融体系效率不断上升，对经济增长的促进作用也越来越明显，但从滞后一期二期来看，湖北省经济增长对本省的金融发展尚不具有因果关系，说明湖北省经济增长对金融发展存在很长的滞后性，短期内不显著。

（4）VAR模型、IRF图与方差分解分析。

由于LnGDP，LnFIR存在长期的协整关系，故可建立VAR模型，在进行VAR模型的参数估计时，首先根据AIC和SC最小准则确定合理的滞后期。经过试算，由下表可见，在进行LnGDP、LnFIR指标建立VAR模型中，应该选取滞后2期为最佳滞后期。

用Eview6.0软件输出参数结果写成VAR方程如下：

LnGDP = 0.7173LnGDP（-1）- 0.1814LnGDP（-2）+ 0.3076LnGDP（-3）+ 0.8599LnFIR（-1）- 0.4130LnFIR（-2）+ 0.3908LnFIR（-3）+ 1.4313

LnFIR = 0.1476LnGDP（-1）+ 0.0358LnGDP（-2）- 0.0625LnGDP（-3）+ 0.8182LnFIR（-1）-0.1868LnFIR（-2）- 0.08131LnFIR（-3）- 0.7666

从方程中可以看出，金融深化对湖北省经济增长变化影响显著，在滞后一期弹性就达85%，且方向为正，之后两期也分别达到了41% 和39%，充分体现了湖北省金融发展对经济增长的强大拉动作用。

在VAR模型基础上我们进一步绘制脉冲响应函数图（Impulse Response Function），来衡量来自随机扰动项ξt（被称为“新息”）的一个标准差冲击通过模型影响所有其他变量，最终又反馈到自身的过程。

图1左图是LnGDP对一个标准新息的的响应情况，右图是LnFIR对一个标准新息的的响应情况。脉冲响应函数显示湖北省经济增速变化量对金融发展的一个标准差新息的冲击有强烈的反映，滞后一期后产出增加5.1个百分点，在滞后七期更是达到了最高点9.3个百分点。

进一步对lnGDP进行方差分解，将系统中每个内生变量的波动按其成因分解为与各方程随机扰动项相关联的各组成部分，进而了解各随机扰动项对模型内生变量的相对重要性。

方差分解如图2所示，从第四期开始方差分解的结果就逐渐趋于稳定，LnFIR对LnGDP预测误差项的贡献程度达到了20%左右，进一步验证了湖北省金融发展对经济增长的促进作用。

3结论

金融发展与经济增长良好的促进关系意味着，经济水平发展较高会支持金融体系的充分发展，而金融发展又为进一步的经济增长提供了条件。若一国或一地区经济发展水平很低，那么会使金融体系受到限制，阻碍了投资资源的优化配置，从而限制了经济增长，通过格兰杰因果关系检验、VAR模型、脉冲响应函数、方差分解等一系列动态计量经济学分析结果显示湖北省金融发展与经济增长之间关系密切，并且金融发展对经济增长是有滞后期的，持续时间较长。经济增长在当期显著的促进金融发展，但在滞后期作用则很不显著，没能显著的促进湖北省金融发展，说明湖北省经济增长对金融发展的影响存在较强的滞后性，提高经济发展水平，促进本省金融水平的发展，达到经济发展与金融发展短期相互均衡促进的状态，将是今后湖北省工作的重点。

参考文献

[1]M.Kabir Hassan，Benito Sanchea，JungSuk Yu.Financial development and economic growth ：New evidence from panel data.The Quarterly Review of Economic and Finance，2011，51：88104.

[2]Arestis，P.，Demetriades，P.Financial development and economic growth： assessing the evidence[J].Economic Journal ，1997，（107）.

[3]陈伟国，张红伟.金融发展与经济增长——基于19522007年中国数据的再检验 [J].当代经济科学，2008，（03）.

[4]韩廷春.金融发展与经济增长：经验模型与政策分析 [J].世界经济，2001，（06）.

[5]周立，王子明.中国各地区金融发展与经济增长实证分析：1978——2000 [J].金融研究，2002，（10）.

[6]闫丽瑞，田翔宇.金融发展与经济增长的区域差异研究——基于我国省际面板数据的实证分析[J].宏观经济研究，2012，（03）.