经济增长案例分析

经济增长案例分析（精选14篇）

经济增长案例分析 第1篇

中国历年GDP增长趋势分析GDP(国内生产总值)是一个国家(或地区)在一定时期内，所有常住单位参与生产和服务活动所形成的增加值。物质资料生产，以及相关的生产性和生活性服务活动，是一个社会赖以生存和稳定发展的实体经济基础。当然，在现实经济运行中，GDP增长速度不能太高。

新中国成立以来，我国经济增长曾多次出现“大起大落”现象。“大起大落”的要害就是“大起”。因为经济增长速度过高、过急、过快的“大起”，也会很快产生“四高”问题，即高能耗、高物耗、高污染、高通胀，很快造成对经济正常运行所需要的各种均衡关系的破坏，由此而导致随后的经济增长速度的“大落”。因此，反对GDP崇拜、反对盲目追求和攀比GDP，是正确的。

一、在1820-1952年期间世界经济取得了巨大的进步，而中国由于技术落后、内乱和外国列强入侵，人均GDP反而从600美元下降到538美元，中国占世界GDP的份额从1/3下降到1/20。

二、中国在1952-1978年期间实行了新的国家治理模式，经济增长明显加速，GDP增长了3倍；不过人均收入只增长了80%，年增长率只有2.3%，慢于世界平均2.6%的水平。屡屡发生的政治运动和种种体制缺陷导致了生产率下降。

三、1978年以来的30年改革时期中国经历了高速增长，在世界GDP中的份额从5%增长到15%，全要素生产率每年增长接近3%，人均收入增长是世界平均水平的4倍。中国在改革期间的经济表现相当卓越。在此期间农业改革先行，保持了国家完整统一，海外华人的投资，起点低的后发优势，计划生育控制了人口出生率，防止了俄罗斯那样的恶性通胀，没有像俄罗斯那样通过大规模廉价出售国有资产、创造超级富豪的方法来推进私有化，而是让非国有企业发展来自然取代国有企业，实现了与世界经济的接轨。

（1）1979－1982年，由于中国工业刚处与起步阶段政府没有对逐渐恢复的国有企业和经济连进行任何征税收，而是让经济继续发展让人民休养生息，培养民力。此期间GDP增长平均速度为9.96%，国家财政收入平均增长1.73%，CPI平均值3.8%。国家财政收入增长，不仅远低于GDP增长，也低于CPI增长，（2）1983－1985年，中国经济已初具规模，当时财政开始从活力恢复的国民经济中抽钱，为了来应对当时政府启动城市改革所需资金，并且开始发展中国其他产业并进行一些尖端的科学创新。连续3年，GDP增长平均速度为19.31%，国家财政收入平均增长18.32%，CPI平均值4.87%。国家财政收入和GDP增长，大致保持相当。

（3）1986－1988年，连续3年，GDP增长平均速度为18.62%，国家财政收入平均增长5.56%，CPI平均值10.60%。又回到了1978－1982年的状况，国家财政收入增长，远远低于GDP增长，甚至没有跑过物价水平，为实质负增长。藏富于民，彻底使人民生收入有大幅度的改观。

（4）1988、1989两年，连续两年出现严重通胀，1989年GDP实际上负增长，国家财政收入亦然。

（5）1990－1992，连续3年，GDP增长平均速度为16.49%，国家财政收入平均增长9.35%，CPI平均值3.47%。经济增长从89年的衰退中走出，开始加快；国家财政收入增长也同步上升，但增长幅度仍大幅低于GDP增长。

（6）1993－1995年，连续3年，借1992年1月邓/小平借邓小平南巡国经济迅速升温。出现连续3年的2位百分数的CPI上涨，CPI上涨年平均值高达

16.30%。名义货币计算，GDP增长平均速度达到30.03%，国家财政收入平均增长21.49%，经济全面过热。但国家财政收入增长幅度仍大幅度低于GDP增长超过8个百分点。

（7）1996－2007年，我国申奥成功，加入世贸，汇率改革使得CPI年平均增长率仅为0.80%的前提下，国家财政收入年平均增速高达19.27%。远远高于GDP平均增速13.02%。同时，中国的综合国力日渐强大，使其对国际事务话语权不断变强变硬，展示出了一个大国风范。

（8）2008-2009年，汶川大地震，北京奥运会，上海世博会，美国次贷危机引起的全球金融危机，这些事件既有有利于经济发展的，也有不利于经济发展的，而中国政府的4万亿投资，刺激内需，不仅是中国经济而且是他国经济也有了一定复苏，这使的GDP增长率仍保持在较高位置。对自然灾害和经济危机的有力控使得各国对中国能力有了一个更加真实和直观的认识，这使得中国在发展的道路上遇到了一些他国羁跘，例如，对中国的反倾销反补切调查的日益增多。

四、1982年、1987年、1992年、1997年、2002年、2007年。其中，有三个年份是经济增长较热或过热之年(1987年11.6%、1992年14.2%、2007年14.2%)，有两个年份是经济增长回升年(1982年由上年5.2%回升到9.1%、2002年由上年8.3%回升到9.1%)，仅有一个年份是经济增长回落年(1997年由上年10%回落到9.3%)。

现在中央强调“稳增长”，保持适度的经济增速，不是简单地放松宏观调控政策，更不是重返“高增长”，不是再次回归GDP崇拜、GDP追求，而是在新形势下，向各级政府提出了新的更高的要求。这就是“稳增长”要与转方式、调结构、控物价、抓改革、惠民生相结合，努力实现科学发展。由靠出口和国际消费需求转变为靠内需拉动、可持续的经济增长方式。

经济增长案例分析 第2篇

我国的人口基数大，人均土地资源享有率不及很多发达国家和发展中国家。目前，土地资源紧缺、耕地资源紧缺是阻碍我国农业发展的重要影响因素，所以对于土地的重要性认识也就毋庸置疑了。另外我国的传统农业耕作方式在一定程度上也制约了我国加快现代化农业发展的步伐，就目前来说，我国对于土地制度的相关改革和创新是刻不容缓的。面对土地人均享有率低的严峻问题，如何快速提高农业的产出值，加快现代化农业的发现步伐是目前急需解决的问题[1]。

1.2自然环境差，山地分布多，平原分布少

我国虽然幅员辽阔，但是优质的耕地相对来说却很有限。现有的土地资源不能满足日益增长的人口需要，土地资源人均占有量严重不足，耕地资源紧缺的问题已日益突出，与此同时农用耕地也在不断的减少流失，这些都严重制约着农业经济的发展[2]。

1.3农产品的需求影响农业经济增长

经济全球化已是全球发展的趋势，农产品的出口对于国民经济的促进作用是显而易见的。我国是农业大国，农业经济受市场需求和消费情况的影响，消费者的需求对于农业产品的价格产生不小的影响。比如,高品质的农产品市场在逐渐扩大,而中低消费的农产品相应的在减少。这样的`消费变化对农产品价格产生影响的同时,也对变化缓慢的农产品生产和农业经济构成了很大的制约。

1.4农业科技的发展带动了农业生产和农业经济的顺利发展

科技的发展通常对农业经济的发展起到促进的作用,主要表现在以下几个方面:首先,科技的发展带动了农业的机械化、规模化、科学化耕作,有利的提高了生产的效率,提升了农业的产出,在合理的区间上增加了大部分农民的收入。其次,无土栽培与先进灌溉技术的发展,使农业向现代化发展迈出了重要的一步。真正做到了单位面积的“高产出”与“低投入”。再加上农药与化肥的科学使用,大大的提高了土地利用效率。第三,土地改良技术与科学垦荒的发展,能够有效实现土地资源的合理利用。第四,育种技术的发展,使单位产量大大增加,每667m

2产量早已达到了传统意

义上的翻一番甚至是翻两番。由此可见,科技的发展为农业带来的是土地资源更加合理科学的利用,对农业经济的增长有着良好的促进作用。1.5国家战略层面政策的扶持不可忽视对农业经济发展来说,国家的政策支持是不可忽视的。自改革开放初期实行的一家一户包产到户政策,到现在的集约化农业生产,政策的效果都是切实可见的。国家对于三农问题给予完善的政策保障，积极调动了农民的种植积极性，进而带动了农业经济的快速发展[3]。2提高农业经济增长的策略

2.1提升农业科技发展水平

现代化农业提倡的是大规模系统化、科学化种养殖，传统的小规模耕种方式已经不能满足农业发展的需要，小规模的生产方式正在朝着集约化、规模化的方向发展。过去我国的农业现代化水平一直处于较低的程度，但是随着农业科技日新月异的发展，对于落后的地区应该给予大力的支持和鼓励其创新，让农民掌握更多的先进种植技术，提高农业生产产出值。另外对于农业技术的推广工作也要做到同步进行，有效的利用先进的农业生产技术,普及先进的农业科技成果,才能把科学种植,科学养殖的好处切实的做好,提升农业经济的水平[4]。

2.2带动和增加农产品消费升级

我国粮食单位产量已经有了很大程度的提高,而且随着我国在国际化、现代化上的提升,粮食安全已经得到了比较大的改善。更多的人开始有能力,也有条件在农产品方面投入更多的消费。高质高价的产品的销路越来越好。在部分地区,开展绿色种植、无公害种植,提供高品质农产品,这部分农产品的利润率比普通农产品会高出很多,可以切实的提高农民的收入,有利于区域农业的经济发展。但是消费升级有利有弊,在有条件的地域开展将有利于经济的发展,但是也可能对粮食安全构成一定的影响与挑战。

2.3提高农民的综合素质

随着社会经济的发展，我国大部分地区的农村经济也都有了显著的提高，但是受传统观念的影响，农民对于农业经济的改革还是持观望态度。农村基础教育制度的薄弱，农民农业科学知识的欠缺，这些都阻碍了农村科技现代化的顺利开展，减缓了农业的发展。

2.4帮助农民克服不利影响因素,提高农业产出值

在我国部分地区还存在着自然环境恶劣、农业生产和交通运输不够便利的情况，这就需要政府的大力支持和投入，对于这样的地区多给予资金方面的帮助。在农耕时节可以请农业专家到实地来考察分析，有针对性的对农民进行农业知识的普及，帮助农民在农业生产中少走弯路，增加农业产出值[5]。

2.5政策方面的扶持

现代农业的发展离不开农业政策的支持，为了稳定农业的基础地位，国家已经出台了一系列的惠农政策，比如农业税的减免，并且在每年中央的一号文件中也都是处处提及到发展现代化农业，保障和促进农业农村改革，努力建设系农村。由此可见，政策性的支持是不可小觑的。

参考文献

[1]王宁.我国农业经济增长因素探究[J].农业与技术,,(03):32.

[2]张淑梅.农业经济增长因素分析与研究[J].现代营销(下旬刊),,(12):18.

[3]邓琨.我国农业经济增长影响因素的实证分析[J].南方农村,,28(02):14-19.

[4]姚远.我国农业经济增长因素与对策分析[J].商场现代化,,(14):256-257.

经济增长案例分析 第3篇

在金融风暴席卷全球, 中国外贸出口遭受重创, 如何利用国内消费拉动中国经济平稳增长成为重要议题。长期以来, 居民消费增长缓慢, 其在国民经济中所占的比例一直较低, 这不仅使广大人民群众无法享受经济发展带来的成果, 而且居民消费的萎缩又会反过来影响经济增长, 形成恶性循环。当世界经济繁荣时, 靠出口的带动作用, 这一影响并不明显, 但在世界经济环境恶化的当下, 其负面影响就显现出来了。本文利用中国的历年统计数据, 采用凯恩斯消费理论, 估计中国的居民消费函数, 然后使用Grange因果检验方法来检验国民经济增长和居民消费两者的关系, 力争从实证角度对上述问题作出合理解释。

二、数据处理及回归分析

凯恩斯的消费理论用函数表示即为:Ct=α+βYt, 其中α代表自发消费, β代表边际消费倾向 (MPC) 。本文的消费和国民收入数据均来源于1978—2008年的按支出法核算的名义GDP和名义居民消费, 对其用零售商品指数进行平减后得出实际变量数据作为样本数据。

(一) 时间序列的弱平稳性检验

由于消费序列和收入序列一般都有指数趋势, 因此要进行除对数变换, 变换后即为:LNCt=α+βLNYt+ut。对其进行参数估计, 考虑使用OLS或2SLS, 但对这两种方法而言, 首先要检验时间序列是否满足弱平稳, 采用ADF检验方法对其进行单位根检验, 结果如下:

对于LNCt序列, 由于P值=0.9542, t值大于任何一个显著性水平下的临界值, 因此LNCt序列存在单位根, 序列不是弱平稳的, 采用相同分析方法可知LNYt序列也是不平稳的。

两者都不满足弱平稳与原因是多方面的, 其中一个比较重要的原因就是两个序列都可能存在趋势性, 可以使用一阶差分法对其进行改造, 这样不仅使改造后的序列满足弱平稳, 还能有效的消除序列中的趋势性。改造后进行单位根检验结果如下:

从结果可以看出, 新序列DLNCt已经明显消除了单位根, 而序列DLNYt进行的单位根检验虽然结果不是十分理想, 但尚在可接受的范围内。经过改造的序列其经济含义发生了变化, 不再是简单的国民收入对居民消费的影响, 而是G DP增长率对居民消费增长率的影响, 这是因为DLNCt=LNCtLNCt-1≈ (Ct-Ct-1) /Ct-1, DLNCt就代表了Ct的增长率, DLNYt代表Yt的增长率。

(二) OLS回归及异方差和序列自相关检验

进行普通最小二乘估计 (OLS) , 回归结果如下:

从P值可知, 常数项和DLNCt的系数都是显著异于零。

对残差进行异方差和序列自相关检验, 首先采取LM方法进行自相关检验, P值=0.06, 在5%的水平上接受原假设, 即不存在序列相关, 采取White方法进行异方差检验, P值=0.003, 即在1%的显著性水平下拒绝原假设, 即存在异方差, 因此有必要可采用WLS对原方程进行校正, 权重取1/DLNCt。校正后的结果如下:

解释变量DLNCt的待估计参数是显著异于零的, 常数项在10%的显著性水平上也拒绝零假设。此时再进行White检验, P值=0.058, 已经消除了异方差, DW值=1.22也表明基本不存在序列自相关。

最后, 回归结果总结如下:DLNCt=0.0045+0.7812DLNYt。

该回归结果的经济含义是:GDP的增长率每增加1个百分点, 消费的增长率就增加约0.78个百分点。应该说居民消费确实随着国名经济的增长而增长, 但是经济增长是否是拉动消费增长的主要动力呢, 两者是否存在着因果关系呢?下面我们将通过Grange因果检验来解决这一问题。

(三) Granger因果检验

Granger因果关系检验是计量经济学中最常用的因果性检验方法, 用二元变量来表示即为:

如果接受H01:β1=β2=L L=βn=0, 就说明Xt不是Yt的Granger因, 反之则称Xt是Yt的Granger因;如果接受H0 2∶λ1=λ2=L L=λn=0, 就说明Yt不是Xt的Granger因, 反之则称Yt是Xt的Granger因。本文的Granger检验结果:

由于P值=0.38>0.1, 因而不能拒绝原假设, 即消费增长不是GDP增长的Granger因;同样, 由于P值=0.89>0.1, 说明GDP增长也不是消费增长的Granger因。因此, 中国的国民经济增长和消费增长之间不存在任何因果关系。

三、结论

1.在改革开放以后, 随着中国整体经济的快速发展, 中国居民的消费增长和中国的GDP的高速增长保持联动关系, GDP的增长率每增长1个百分点, 居民消费水平就增长率就增加0.78个百分点。伴随着改革开放三十年中国经济建设取得的巨大成就, 中国的人均国民收入也从改革开放前的几百美元增长到今天的将近3 000美元, 人民的生活水平有了极大的提高。

2.GDP的增长并不是拉动居民消费水平增长的主要动因。GDP的增长率和居民消费的增长率均不构成对方的Granger因, 这也符合中国居民消费的现实情况。虽然随着国家经济的发展, 人均国民收入也在不断增加, 但在中国由于社会保障体系建设还很不完善, 教育、医疗、养老成为居民积极消费的拦路虎, 使得人们在消费的时候顾虑重重, 即便国家开征了利息税, 但从效果看并没有从本质上撼动居民的储蓄意愿, 在后顾之忧没有解除之前, 居民的消费意愿还将长期被压制。因而, 国民经济的增长并没有成为推动中国居民消费增长的主要动因。反过来, 居民消费不旺又影响了国民经济的发展, 在欧美国家国内消费占国民经济70%的今天, 我们的国内消费还只占GDP的35%, 这使得我们的经济越来越依赖于外部经济环境。如何让广大国民成为国家经济发展的最大受益者, 进而再让国内消费成为拉动中国经济发展的主要动力, 使经济发展逐步步入良性发展的轨道, 这也是中国面临的重要经济课题。

摘要：采用凯恩斯消费理论, 对中国居民消费增长水平和中国GDP增长水平的关系进行估计, 通过对两者进行Grange因果检验, 发现两者不存在明显的因果关系, 这从计量角度验证了中国居民消费水平长期低于国民经济增长的事实, 为大力促进居民消费提供了理论依据。

关键词：凯恩斯消费函数,居民消费,GDP,Granger因果检验

参考文献

[1]中国统计年鉴2006[K].

[2]吕惠娟, 许小平.出口贸易对中国经济影响的再思考[J].数量经济技术经济研究, 2005, (3) .

[3]卢学法, 申绘芳.基于ECM模型的城镇居民收入与消费问题的实证研究——以杭州为例[J].统计教育, 2008, (9) .

[4]《当前中国经济周期阶段研究》课题组.改革以来中国经济波动与消费、投资及进出口关系的协整分析[J].财经理论与实践, 2006, (3) .

我国经济转型与经济增长分析 第4篇

关键词：经济转型；经济增长；收入分析

中图分类号： F830.91 文献标识码： A 文章编号： 1673-1069（2016）11-89-2

1 经济转型与经济增长的理论基础

以克拉克（C.Clark）、库兹涅兹（S.Kuznets）为代表的增长核算学派，从产业演进这个广阔视角考察工业化问题，把结构转变看作实现现代经济增长的技术手段。按克拉克三次产业的分类原理和标准，库兹涅兹指出，在技术进步的推动下，生产要素（资本、劳动、土地）在一个长时段内总是从低次产业向高次产业转移，最终表现为人均GDP的持续增长。

新古典学派认为，结构转变是市场趋于均衡的要求和结果。当随着人均GDP水平的逐步提升，消费需求必然发生变化，消费结构的变化自然会引起生产结构的变化，从而使资源配置趋于帕累托最优。而结构主义则强调，只要存在技术进步，经济结构处于非均衡状态，生产要素在不同产业的使用，产出收益存在系统差别，就会使资源自低生产率部门向高生产率部门的转移，这是生产结构转变。换言之，发展中国家的资源转移较之发达国家是更重要的增长因素。二者的差异在于前提条件不同。但结构主义更注重对“典型化事实”的证实，其经验性和实用性更具吸引力。从传统农业经济向现代经济的结构转变是结构主义的中心议题，库兹涅兹认为，迄今为止只有世界人口很少的一些国家获得了现代经济和增长，而更多的发展中国家或者其增长潜力未能被广泛地挖掘，或者受到制度因素的约束。然而，要素转移仍然是低收入国家的增长因素。

2 我国经济转型的两个阶段

我国的经济转型大体上可分为两个阶段。从1955-1978为第一阶段。在这一阶段中，结构转变集中表现为工业部门的外延规模扩张，工业增加值从1955年的191.2亿元上升到1975年的1245亿元。但由于受到二元分割体制、重工业优先及单一国有化的多种约束，工业部门的扩张仅局限于“自我增长”，未能带动整体结构的有效转变。一方面，严格的中央计划体制限制了生产要素的自由流动；另一方面，受传统经济理论的约束，即把社会再生产分为生产资料生产和消费资料生产两大领域，从而把第三产业排除在生产领域之外，人为地限制、削弱第三产业的发展。从大历史视野角度来看，这个转型阶段是我国自14世纪后经济下行、停滞时段中出现的一个极为重要的历史转折点，标志着中国经济从此转而上行，进入现代经济增长轨道。在接下来的二十年中，我国人均GDP增长了将近1倍，年均增长率达到3.35%。

从1978年至今，我国由工业化初期阶段进入中期阶段，在经历了长期的试错和纠错之后，成功地消除了在结构转变第一阶段中的操作缺陷和非理性行为。从前期的国有资本积累转向后期的社会资本积累，在市场力量的推动下，在30年中成功地实现了经济结构的根本转变，建构了一个具有中国特色的现代经济结构体系。从2004年后，我国从低收入国家进入中等收入国家行列。纵观我国从传统农业经济向现代经济转型的历史过程中，结构转变成为重要的增长因素，而经济增长的快慢则受到结构转变效率的影响，换言之，结构转变意味着生产要务在各个产业间的转移流动，表现为要素资源的配置，从而产生了帕累托最优问题。

从增长的特点可以看出，转型的第一阶段波动明显大于第二阶段，经济的增长每年依据政策的变化而大起大落，而第二阶段的增长较为趋于平稳，为今天的发展奠定了基础。经济转型的起点就是从结构转变开始，其过程就是一个经济结构的向上演进过程。人们使用多种统计尺度和计量工具，从阶段性和分期性视角通过工业化进程阐释一个经济体的转型特征和过程。

3 结构转变与人均收入增长分析

本文以产业结构变动增加值构成和劳动力构成描述一个国家经济转型的进程。传统农业经济体的统计特征是绝大部分劳动力集中于农业部门，但农业增加值的产出份额却远低于劳动力投入份额。传统农业经济向现代经济转型则一般表现为生产要素从低次产业向高次产业的大规模转移，实现人均GDP水平的快速提升。

从1955年至2005年我国第一产业的农业部门增加值份额和劳动力份额逐年下降，增加值份额降低34.1%，从业人员下降38.5%，但基于初始结构约束，第一产业的相对生产率从0.56降至0.27，下降了0.28。与此同时，第一产业工业和第二产业服务业的增加值份额和劳动力份额与第一产业呈反向变动，即增加值份额和劳动力份额都在持续上升。其中第二产业的结构份额从1995年后增加值和劳动力份额都趋于稳定；第三产业的增加值和劳动力份额仍在上升之中，而且其劳动力份额的提升要快于增加值份额，这表明农业剩余劳动力直接进入服务业，从1995年后，第三产业的劳动力份额开始超过第二产业，显示出现代经济的基本特征。需要指出，要素的转移显著提升了国民经济的总产出水平。从1955年到2005年，我国的人均GDP从121元上升到1964元，增长15倍。在我国经济转型中，农业部门的相对生产率始终低于非农业部门。1955年，以第一产业相对生产率为基数，第二产业为其5.1倍，第三产业为其6.5倍；2005年第二产业为其7.4倍，第三产业为其4.7倍。所以，只要各产业之间在人均产出率上还存在悬殊差异，特别是还有将近一半的劳动力还停滞于农业部门，我国的结构转变尚待进一步深化，结构转变仍然是重要的增长因素。

4 转型时期经济增长率的统计特征

从GDP增长次数分布来看。1953-1978年的26年间，GDP增长率的波动幅度较大，增长率为负数的有6个年份，分别为1960、1961、1962、1967、1968和1976年；增长率在5%以下的有3个年份，分别为1954、1972、和1974年；增长率在5%-10%之间的有7个年份，分别为1955、1957、1959、1971、1973、1975、1977年；增长率在10%-15%之间的有4个年份，分别为1956、1963、1966和1978年；增长率在15%-20%之间的有5个年份；增长率在20%以上的有1个年份；总体来说，在这26年间，GDP增长率最小值为-27.3%，GDP增长率最大值为21.3%，年增长率均值为6.68%，增长率标准差为10.32，经济在大起大落中度过，增长率的稳定性极差，这种情况是随着结构转变尤其是工业部门要素配置的反复调整而波动的，每次超量要素资源投入后都会导致经济的紧缩期，基本上相差5年就有一个经济周期，波动幅度过大，严重偏离了帕累托最优。相比而言，1978-2009年这31年的经济增长率的波动则具有一定的规律性，大体都在5%-15%这一区间上，其中1992-1995年间及2003-2008年期间，增长率处于10%-15%之间，可见我国在这段时间的经济增长之迅猛，且发展保持良好的态势。

从增长率的变异系数来看。1953-1978年间增长率的变异系数较大，为1.545；而1978-2009年间增长率的变异系数仅为0.280，这表明在1978年以后，我国的经济稳定性较1978年以前较强，同时没有出现负的增长率，大多数年间都维持在5%-15%之间，波动性相对较小，1978-2009年经济增长率标准差仅为2.83，没有出现大起大落现象，具有较高的稳定性。

参 考 文 献

[1] 陈安平，李国平.中国地区经济增长的收敛性：时间序列的经验研究[J].数量经济技术经济研究，2004（11）.

[2] 张鸿武.我国地区经济增长的随机性趋同研究——基于综列数据单位根检验[J].数量经济技术经济研究，2006（08）.

经济增长和实际利率的关系分析 第5篇

经济增长和实际利率的关系分析

从新古典增长模型“索罗-斯旺模型”中我们可以推导出如下结论:经济增长和实际利率存在正相关关系,但不是实际利率的提高引起了经济增长速度的提高,也不是经济增长速度的提高引起了实际利率的提高.国有商业银行的.产权改革、利率市场化是保证今后我国经济持续增长的必要条件.文章最后对今后我国经济增长和实际利率的趋势作了预测.

作 者：彭志远 PENG Zhi-yuan 作者单位：四川大学,经济学院,四川,成都,610064刊 名：北京科技大学学报(社会科学版)英文刊名：JOURNAL OF UNIVERSITY OF SCIENCE AND TECHNOLOGY BEIJING(SOCIAL SCIENCES EDITION)年，卷(期)：18(3)分类号：F091.348.1 F224.9关键词：经济增长 实际利率 索罗-斯旺模型

加入环境因素的经济增长模型分析 第6篇

加入环境因素的经济增长模型分析

作者：程 蕾 方凌志

来源：《沿海企业与科技》2006年第01期

[摘 要]中国经济的增长发展世界瞩目，但由此引起的环境污染问题也日趋严重，经济增长与环境保护不可避免的产生矛盾。为了更理性的理解环境保护在经济发展中的重要作用，从而更好的促进经济与环境的协调发展，文章采用改进的索罗经济增长模型进行分析，将环境因素引入经济增长模型，以更好地理解我国实行可持续发展战略的重要性。

[关键词]经济增长；环境保护；索罗模型

[中图分类号]F201

经济增长案例分析 第7篇

我国经济已经进入新一轮的快速增长期,但中国经济还存在就业压力大、农民增收困难、收入分配不尽合理、一些行业投资增长过度、领域发展不平衡的矛盾和问题.因此在经济迅速发展的同时,我们更应看到经济增长背后隐藏的深层次问题,在追求物质文明的同时,注重以人为本,追求物质文明、精神文明和社会文明的协调统一,坚持统筹、协调的`发展战略,实现经济、社会和人的全面发展.

作 者：吴丽娟 刘晓英  作者单位：郑州大学,商学院,河南,郑州,450052 刊 名：河南商业高等专科学校学报 英文刊名：JOURNAL OF HENAN BUSINESS COLLEGE 年，卷(期)： 18(1) 分类号：F120.2 关键词：经济增长   结构失衡  

经济增长案例分析 第8篇

改革开放以来, 随着经济体制改革的深化和经济的快速增长, 我国的税收状况发生很大变化, 中央和地方的税收收入1978年为519.28亿元, 到1999年突破10000亿元, 2001年1.5万亿元, 2003年2万亿元。2002年前后税收增幅年平均为13%。而同期国内生产总值增速为12%~15%左右。尤其在2007年中国税制改革, 明显得出2007年的税收有较大提高, 税收增幅高于国内生产总值增长是客观现实。到2007年已增长到49442.73亿元, 30年间增长了95倍, 平均每年增长16.4%。

我国税收增幅和经济增长不相协调, 近观2007年的税收收入和国内生产总值较2006年有显著提高。税收收入的增长其中主要原因是基于税收改革、会计准则等一些国家性质的调整。而国内生产总值的增长主要原因是我国经济的发展。为了研究分析影响我国税收收入增长与经济增长的关系, 需要建立计量经济模型, 为经济发展与税收工作提供进一步研究的基础。

经济增长理论表明, 税收是影响经济增长的重要因素。新古典增长理论认为, 经济增长只受财政政策暂时性的影响, 税收的惟一永久性效应是降低稳态的人均产出水平, 但它们对稳态经济增长率没有作用, 只能在经济趋于稳态的转型路径上影响经济增长率。国内也有的学者对我国税收增长与经济增长的关系做了计量分析, 他们研究显示, 经济的增长会促进税收收入的增加, 而税收收入增长的速度快于经济增长, 将是不利于经济的发展。

二、建立模型

为了全面反映我国税收增长与经济增长的关系, 选择税收收入 (Y) 作为被解释变量、国内生产总值 (X) 为解释变量, 来分析经济增长对我国税收收入增长的影响 (见下表) 。

通过散点图 (见下图) , 可以得知, 税收收入与国内生产总值之间有线性关系, 建立计量经济学模型:Yt=β0+β1Xt+μt (t=1…n) 。

应用EVIEWS3.1, 采用普通最小二乘法对模型估计参数, 的结果如下:

对模型的检验:

1. 经济意义检验

模型估计结果说明, 当年GDP每增长1亿元, 税收收入就会增长0.1816亿元, 这与理论分析和经验判断相一致。

2. 统计检验

(1) 拟合优度:从回归估计的结果看, 模型拟合较好, 可决系数R2=0.968, 这说明模型在整体上拟合得非常好。

(2) F检验和t检验的相伴概率P值均为0, 说明国内生产总值对被解释变量税收收入有显著的影响。

三、结论

本文通过对我国自1978年~2007年的税收收入、国内生产总值关系的实证分析, 得到如下结论, 我国经济增长与税收增长之间是正相关的, 经济增长是税收增长的源泉, 而税收又是国家财政收入的主要来源, 国家把税收收入用于经济建设, 发展科学、教育、文化、卫生等事业, 反过来又促进经济的进一步增长。

参考文献

[1]李子奈:计量经济学[M].北京:高等教育出版社, 2000

[2]易丹辉《:数据分析与EVIEWS应用》, 中国统计出版社, 2002

经济增长案例分析 第9篇

【关键词】财政收入；经济增长；政府

一、财政收入与经济增长的一般理论分析

（一）财政收入的描述

财政收入，是指政府为履行职能、实施公共政策和提供公共设备与服务需求而筹集所有资金的总和。系国家产生与国家需要耗费一定的社会产品来维持自身的运转和履行职责。国家不直接从事生产经营活动。

（二）经济增长与计量指标体系

经济增长来源于在一定时间内一国或地区的生产数额增加，总体产量增加，经济增长计量指标突出指“量”，表示商品的供给总量的增加，国民生产总值的不断增加是经济增长的主要因素，可以分析经济发展状况以及经济增加的快慢。

（三）财政收入与经济增长的关系

一方面财政的增长来源于经济的增长，国内生产总值增加使经济发展迅速，那么财政收入会随之增加，另一方面财政收入量增加，保证了经济的增长，政府职能会得到更好地履行，实现社会经济稳步发展等这些实际意义，总之经济发展状况决定着财政收入的规模。所以财政的收入与经济增长的关系是十分密切的，他们存在相互促进并相互制约的关系。

1、财政收入与GDP的分析

GDP，即一个国家或地区在一定时期内的生产总值，可用于衡量经济增长状况的指导因素，GDP总量决定着财政收入的总量。一国或地区经济得到发展，企业生产效益得到提高，大众的收入得到普遍提升，在税收方面可获得显著成效，从而财政收入的规模也得到了增加，所以GDP是财政收入的重要部分之一，是分析财政收入时重要经济指标。若是财政收入占国内生产总值比重过大会使资金相对更为集中，对国家经济建设是有利的，但另一方面会造成企业发展后劲不足，从而影响到居民的收入水平，反之若占用比重太低会使资金太分散导致国家的需求不满，同样是不利于经济正常发展，所以占用比例必须维持着一个适当的比例。

2、财政收入与消费关系

居民消费水平对财政收入有着间接影响，由于消费提高可推动国内生产总值升高，国内生产总值对财政收入是有直接影响的，所以财政收入随之增加。

3、财政收入与投资关系

实际上，投资对财政收入具有影响。政府启动投资项目，投资的来源可为政府提供财政收入，通过调控税收或制定一定的优惠政策来吸引投资和改变投资目的，以此方式来筹备资金，如政府使用财政资金对新兴企业和新技术产业提供支持与税收减免策略。所以投资也是推动经济发展的动力。

二、分析经济增长对财政收入的影响

（一）经济增长与财政收入情况

改革开放后社会生产水平显著提高，各地的经济总量和财政收入规模扩增，但城乡之间、沿海地区与西部地区之间仍然存在着较大的差异。因为公共资本对经济增长具有重大贡献，公共财政在西部大开发中，用于投资促进西部地区经济发展。所以就得加强农村，特别是西部地区的基础建设，

（二）经济增长影响财政收入的主要因素

1、财政收入比重

国家财政收入近年来占国内生产总值比重虽逐年增加，但各个地区分开对比财政收入所占GDP的比重相对来说还是很低的，只能反映出我国整体对财力的掌握和资源利用能力实现了增强，所以政府需要应对相应问题进行积极地考查，早日提升创造财政收入的能力从而实现财政收入占用GDP比重的增加。

2、财政收入与GDP增幅不同步问题

近年来，虽然财政收入因GDP增长从而获得增长，但其实财政收入增长的幅度和国内生产总值提升幅度并不一致，一般情况下，国内生产总值的增幅要大于同期国内财政收入的增幅。

3、第二、第三产业占财政收入的主导地位

随着今年产业结构的不断变化，第三产业GDP方面实现了逐年稳步增加，原因在于我国加重了第三产业的发展力度，另一方面第二产业较稳定且占据主导地位，据此我国应该继续加大对第三产业的发展力度，稍微减轻第二产业的发展力度，早日达成产业结构的优化升级与转型，最终实现财政收入的提升。

三、经济平衡发展对策

（一）调整结构，促进经济增长

国民经济持续、快速、健康发展有赖于经济结构的调整和优化，目前我国有的地区正处于工业化中期，以信息化带动工业化进而实现基本现代化。现代化既是提升工业化的过程，也是产业结构升级的过程。

（二）政府加大财政投入力度

很多中小企业在事业起步的时候遇到很多困难，其中资金是发展的必要条件，政府为了支持这些新兴中小企业发展，实行了贷款免息、优惠补贴等政策，但完善中小新兴企业融资体系，还需要提供相应担保。

（三）改进税收制度，有效增加消费需求

首先，要改革税收制度，放宽税前扣除范围，降低边际税率并取消红利率。其次，要建立收入增长机制，逐步提高居民收入分配比例，完善社会保障设施，刺激消费需求。最后，需要对违反税法和妨碍正当征税的行为进行严厉惩罚，这样才能有效实质上从提高征税质量和效率。

参考文献：

[1]王佳妮.我国财政收入增长与经济增长之间关系探讨[J].中国集体经济，2012（16）.

[2]刘志雄.中国政府非税收入与经济增长关系研究[J].商业研究，2011（5）.

中国奇迹的新经济增长理论分析 第10篇

中国奇迹的新经济增长理论分析

改革开放20多年来,中国经济持续、快速发展,在靠世界上创造了令人瞩目的中国奇迹.作为更能符合世界经济发展实际的理论,新经济增长理论认为技术进步和制度创新是经济增长的根本动力,技术进步使社会生产成本降低,制度创新使社会交易费用下降,从而总体上使经济实现持续、均衡的`增长.文章认为,新经济增长理论可以很好地解释中国奇迹的产生.并且借助这一分析,文章探讨了如何通过加速技术创新、完善、健全制度因素来使中国经济继续保持高速增长,使中国奇迹持续下去.

作 者：沈波涛 李玉举  作者单位：东北财经大学研究生部,大连,116025 刊 名：经济师 英文刊名：CHINA ECONOMIST 年，卷(期)： “”(5) 分类号：F1 关键词：中国奇迹   新经济增长理论   技术内生化   制度内生化  

经济增长案例分析 第11篇

地区经济增长的影响因素及贡献分析

作者：汪 红 汪 军

来源：《沿海企业与科技》2005年第10期

[摘 要]文章针对地区间不平衡的经济增长，比较分析了地区经济增长的特征及要素投入对地区经济增长的贡献。并以阜新为例，利用柯布一道格拉斯生产函数模型，建立了阜新

1987～2001年15年间的经济增长模型，对劳动、资本、和技术进步等生产要素对阜新经济增长所发挥的作用进行了较为详细的分析，结合阜新的实际对所建模型中技术进步对阜新经济增长的负贡献作了更深入的成因阐述。

[关键词]经济增长；生产函数；要素投入

[中图分类号]F201

电子商务与经济增长实证分析论文 第12篇

摘要：随着我国科技的不断进步与发展，电子计算机网络技术已经深入到人们的生活之中，其发展速度是迅猛的，现如今电子商务已经成为我国经济中的热点，许多行业都加入到电商中来。在社会经济发展方面，电子商务所做产生的推动作用是巨大的，更是引发了深刻的变革，改变了人们的经济生活方式。电子商务在我国已经发展了一段时间，其产业规模也在不断扩大之中，近些年该行业的从业人数不断上涨，其对国民经济的带同作用更为明晰，在经济全球化的今天，我们必须抓住机遇，找到合适的契合点，利用电子商务技术与发展理念，努力赶超其他发达国家，实现中国梦。

经济增长案例分析 第13篇

所谓的经济货币化，是经济活动中以货币为媒介的交易份额逐步增大的过程。经济货币化比率的差别基本上反映了不同国家的经济发展水平，货币化比率与一国的经济发达程度呈现明显的正相关关系。改革开放以来, 我国经济货币化水平迅速提升, 当前M2/GDP比率已居世界前列，甚至比欧美发达国家的水平还高，这有悖于传统的金融经济理论，有人分析这种状况的出现与当前我国金融结构的失衡、金融资源配置效率的不足、相关改革特别是社会保障体系建设的滞后导致居民的预防性储蓄意愿过强，以及近期外汇占款的持续增长而导致货币的被动投放等因素有关。对于上述种种猜测，笔者无意争辩，本文的目的在于找出经济货币化与我国经济增长的关系，如果这种货币化趋势能促进我国经济的增长，或者我国经济的增长在一定程度上归因于货币化趋势，那么对货币化的争议就显得不那么重要了。

二、变量的选取和数据来源

货币化程度通常用M 2/G D P来衡量，国内有些学者则提出用M1代替M2，但根据笔者的实证检验，当用M1来估计模型时，其解释能力比M2差很多，所以本文采用M2/GDP来衡量货币化程度，具体计算公式如下:，其中EMR表示经济货币化程度;M 2是广义货币，在我国M 2包括流通中的货币、银行活期存款、定期存款、储蓄存款，以及非银行金融机构持有的客户保证金;下标表示年份。数据整理自2007年《中国统计年鉴》，由于对数据进行自然对数变换可以使其趋势线性化，并能在一定程度上消除时间序列数据中可能存在的异方差现象，同时又不会改变原序列的协整关系，故对EMR和GDP进行自然对数变换，分别表示为LEMR和LGDP。

三、实证分析

1. 时间序列的平稳性检验。

当时间序列不平稳时，会导致“伪回归”现象，故在建立模型之前必须对变量进行平稳性检验，以确定各序列的平稳性和单整阶数。平稳性检验的常用方法是A D F检验，以下是各变量A D F检验的结果：

注:检验类 (c, t, k) 中c、t、k表示单位根检验方程中带常数项、趋势项和滞后期数, 0表示没有常数项或滞后期数, k根据AIC信息准则确定;D表示变量的一阶差分。

从以上检验结果可知, 在9 5%的置信水平下，序列L G D P和LEMR都是二阶单整的。

2. 协整关系检验。

如果同阶单整变量的某种线性组合是平稳的，则称存在协整关系，它是非平稳的单整变量之间存在的一种长期均衡关系。下面将用Engle-Granger检验法来判断LGDP、LEMR之间是否存在协整关系：

第一步，用LGDP对LEMR进行OLS回归，得到如下方程：

注：括号内是检验的P值，下文同。

由上式，各系数显著，拟合效果很好，但D W值表明存在序列相关，故加入1至3期滞后变量并删除不显著的变量得

第二步，由第一步结果对残差序列e做A D F平稳性检验，结果如下表所示：

由上表可知，残差序列e是平稳序列，即序列LGDP和LEMR具有协整关系，且协整方程由 (2) 给出。

由 (2) 式可知，经济货币化增长率对我国GDP增长有滞后2期的影响，同期经济货币化增长率对GDP增长有负作用, 这可能是当期储蓄意愿过盛挤出投资所致;对下期G D P增长有显著的促进作用，这是由于前期的储蓄积累到下期转化为投资从而促进GDP的增长;虽然滞后2期对GDP也有负影响, 但总体上经济货币化增长率对我国经济的增长具有明显的促进作用, 其积极作用是主要的。

四、结论

本文通过实证分析证实经济货币化增长率对G D P增长有滞后2期的影响，在同期经济货币化增长率对G D P增长有负作用，对下期GDP增长有显著的促进作用，滞后2期对GDP有负影响，但总的来说，经济货币化确实对我国经济的发展有很大的推动作用。因此，尽管在发展过程中可能出现各种复杂的不稳定的因素，但继续大力推动货币化进程的政策应该坚决执行下去。

摘要：本文用1979年～2006年的样本数据分析我国GDP增长率与经济货币化的关系, 实证结果表明两者具有协整关系, 同期及滞后两期的经济货币化增长率对GDP增长有负作用, 而滞后1期则对GDP增长有显著的促进作用。

关键词：经济货币化,协整,经济增长

参考文献

[1]黄嵩:金融与经济增长—来自中国的解释[M].北京:中国发展出版社, 2007

[2]高铁梅:计量经济分析方法与建模Eviiews应用及实例.[M].北京:清华大学出版社.2006

经济增长案例分析 第14篇

关键词：经济波动；经济增长；熊彼特；经济周期理论；内生增长理论；多项分布滞后分析；动态时滞效应；区域借鉴

中图分类号：F127 文献标识码：A 文章编号：1007-2101（2016）06-0106-06

一、文献综述

经济波动与经济增长的问题早在熊彼特创新理论里就有相关论述，但长期以来传统的宏观经济理论一直是对二者分别进行单独的研究，直到20世纪80年代真实经济周期理论与内生增长理论的提出，开始逐步将二者结合起来探讨短期的经济波动和经济增长的长期关系。目前，虽国外已有较多的文献对波动和增长间的关系进行研究，但却一直没有较为一致的结论。如Mirman（1971）认为，为了预防经济周期和波动的存在，人们会有更高的预防性储蓄和投资，从而有更高的经济增长[1]；Black（1987）也认为国家可以在高风险、高预期回报的技术和低风险、低预期回报的技术之间进行选择，希望投资于具有更高风险技术的投资者预期得到更高的收益，足以弥补可能的风险，因此，经济波动程度高的国家也应该有高的平均增长率[2]。但也有许多学者认为经济波动对经济增长有负面影响，如Ramey和Ramey（1991）等认为投资的不可逆性意味着波动加剧会减少投资支出。因为如果企业对其产品的未来需求具有不确定性，他们就不会投资于新工厂和新设备，产出波动越剧烈，产品未来需求不确定性越大，企业也就越不可能投资，波动和投资之间的负相关或许会导致波动和增长之间的负相关关系[3]。Martin和Roger（1997）认为经济波动会影响企业的物质资本投资、人力资本投资、研发投资活动，进而影响了这些投资的回报，使得经济波动通过这个渠道来影响经济增长，从而得出波动和增长之间存在负相关的结论[4]。但这些结论的得出均与不同国家的制度环境和结构特征有着十分密切的关系，当研究区间发生变化或者样本国家不同时，便会得出不同甚至相反的结论。因此，对我国经济波动与经济增长的借鉴意义有限，还需要具体针对我国具体现状进行研究才更有意义。

目前，国内已有少数学者对经济波动和经济增长间的关系进行了相关实证研究和分析。如刘金全和张鹤（2003）、李永友（2006）等使用全国总量时间序列数据进行了研究[5][6]，Wu Yanrui（2006）使用跨地区数据进行了研究[7]。但是这些研究存在的很大不足就是，没有考虑到我国改革开放这一重要制度环境因素对二者关系可能造成的影响，也没考虑到不同的地区制度环境的差异而可能使得波动和增长间关系存在的异质性。为此，卢二坡（2007）对1953—2004年我国27个省级地区经济波动和增长的面板数据研究发现，改革开放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；然而，改革开放以后，各地区短期波动对长期增长的效应具有异质性，有的地区该效应为正，有的地区为负[8]。董冠鹏等（2010）在国内外研究的基础上对导致不同区域异质性的原因进行了深入的探索性分析，认为不同区域总体发展水平、金融深化程度、对外联系水平的差异，直接影响着区域经济波动对经济增长的作用方向和强度[9]。

现实中经济波动对经济增长的影响是一个动态的变化过程，在许多情况下是不会瞬间发生的，需要一定时间来逐步显现其作用，因此就必然会产生时滞。但综观已有文献，很少学者对经济波动与经济增长影响的时滞效应进行专门的分析和探讨，因此本文拟从时滞性这一角度切入来分析二者的关系。关于时滞性的考察，学术界通常是采用的分析方法大致有Granger因果关系检验、ADF平稳性检验、协整关系检验与ECM模型分析、做投资波动与两者关联性的分析这四种方法，但这些时滞模型的分析大多较为简单，分析结果不够完善，只能反映两变量之间的因果关系，普遍忽略了变量长期时滞作用及其负效应的研究。所以，本文试图通过建立多项式分布滞后模型来分析不同区域经济波动对经济增长的滞后影响，以对经济增长率与经济波动滞后的复杂关系进行初步的探索性研究，然后进一步通过Granger因果关系检验对模型结果的稳健性予以分析讨论。

二、经济波动对经济增长的影响机理分析

对于经济波动与经济增长之间的影响机理的研究，现有的文献主要是从二者所呈现的正向、负向、无关三个角度进行分析的。

（一）正相关关系

Schumpeter（1934）认为经济波动可以降低企业投资于改进生产率的机会成本，进而促进企业的效率，改善社会的资源配置，从而达到提高经济长期增长水平的目的[10]。但在Schumpeter的研究中，它所研究的经济波动可以提高企业资源的使用效率主要是针对经济衰退而言的，并不是真正意义上的经济波动，因为经济波动不仅发生在经济衰退时期，也发生在经济的高涨时期。所以，之后Sandmo（1970）和Mirman（1971）从储蓄和投资的角度出发，认为由于较高的经济波动会导致较高的收入波动，收入波动会使社会的预防性储蓄上升，进而使社会的储蓄率上升，储蓄率的上升预示着投资率的上升[1][11]；根据Solow的新古典增长模型，经济的均衡增长路径会上升到一个更高的水平。但这个理论的一个重要缺陷就是假定储蓄都能完全转化成投资，显然这种假定是否成立需要一定的条件。另外，Black（1987）从风险与收益匹配的角度也作了相关的解释，认为首先经济波动使得投资的风险较高，这样企业只有预期到能获得足够的风险补偿才会投资[12]。也就是经济波动产生的风险会使社会投资更多地转向具有较高风险收益的高科技领域，从而促进了经济的发展。他的研究结论在后来也一直被称为Black假说。

（二）负相关关系

这种结论最早是由Keynes（1936）提出的，他认为经济波动增加了企业投资的未来风险，当投资者考虑到投资未来回报的风险时，将会降低投资的需求，经济波动越高，这种投资项目的未来风险就越大，投资需求不足的可能性就越高[13]。Bernanke（1983）和Pindyck（1991）从企业投资的滞留成本角度也提出了同样的结论，他们认为由于企业投资具有较长的时滞效应和较强的不可逆性，这样企业的投资回报因经济波动而变得更加不确定，这一过程将使社会投资往往低于社会的有效投资水平；不确定性越高，两者的差距就会越大[14][15]。Galindev（2005）通过按照传播机制将“干中学”对增长的影响分成两个不同的方面，即内生和外生，对经济波动增长效应进行的研究得出了类似的结论[16]。

（三）不存在显著关系

Friedman（1968）认为，产出围绕自然增长率的波动独立于产出的增长，而产出之所以发生围绕一个非随机趋势的波动，主要是由于货币冲击造成的价格误置引起的[17]。即产出增长率是由经济活动中的真实因素决定的，而经济波动是由外生冲击造成的，两者具有不同的决定因素。实际上这种认识主要还是受新古典增长模型的影响。

三、模型方法与数据

（一）模型设定和估计方法

解释变量同因变量之间的因果关系在许多情况下是不会瞬间发生作用的，其作用过程往往存在着一定的时间滞后现象，即需要一段时间解释变量才能完全作用于被解释变量。尤其是在经济活动中，因变量既会受到自身过去变量的影响，也可能受其他经济变量过去值的影响，滞后现象较为常见。一般在通过回归分析讨论滞后现象时，不得不引入较多的滞后变量，但是这一定程度上造成了观察数自由度的损失。为此，Amlon提出了多项式分布滞后模型（Polynomialdistributedlag，PDL）。对于滞后长度为k的有限分布滞后模型：

yt=α+β0xt+β1xt-1+β2xt-2+…βkxt-k+μt（1）

式（1）中，诸系数β可以用适当的多项式来逼近，即：

βi=α0+α1i+α2i3+…αmim（2）

式（2）中，m是多项式的最高次数，且假定m小于最大滞后长度k。利用式（2）对式（1）进行整理，得到下式：

yt=α+α0z0 t+α1z1 t+α2z2 t+…+αmzmt+μt（3）

近端约束是指解释变量x对y的一期前导作用为0，即

β-1=α0-α1+α2+…（-1）mαm=0（4）

远端约束是指超过滞后期k后，解释变量x对y的作用为0，即

βk+1=α0+α1（k+1）+α2（k+1）2+…am（k+1）m=0（5）

多项式分布滞后模型估计需要确定两个因素：滞后项数k，多项式次数m。其中，滞后项数可以根据AIC准则和SC准则来确定，即选择使AIC和SC最小的滞后项数k。而多项式次数一般可以选择二次或者三次。

（二）变量和数据说明

经济波动是指经济增长速度在不同的年份之间出现明显的差异，既包括正的增长也包括负的增长，经济繁荣与经济萧条轮换发生。对于经济波动的度量，多数研究通常采用某段时期内样本人均GDP增长率的标准差，但这样严重地减少了样本观察值数目，而且不能反映波动时间性的变化趋势。另外，变量标准差的大小通常与变量自身均值有关，所以直接利用经济增长率的标准差来度量经济波动是欠妥的。本文借鉴Blanchard和Simon（2001）在其滚动标准差的基础上，采用标准差系数来反映经济波动，从而消除了变量均值的影响[18]。由于我国经济周期长度一般是5～6年，所以文中采用7年滚动平均值。

首先使用1992年不变价对各省人均GDP值进行平减，然后计算各省1992—2011年各年度的七年期中心化移动平均增长率，计算公式如下：

式（8）中，GRVi，t 为标准差系数，用来反映经济波动程度。

文中包括中国大陆30个省级区域1992—2011年的人均GDP数据（因重庆1997以前的相关数据的缺失，所以予以忽略）。所有的数据均来自《中国统计年鉴》（1993—2012）。所涉及变量包括各区域的经济增长率与经济波动。

四、计量结果及分析

（一）实证结果与时滞性分析

1. 国内经济波动滞后性分析

运用上文所述多项分布滞后模型，本文运用Eviews6.0软件对全国1992—2011年的滞后模型予以建立。依据经济波动与经济增长二者的交叉相关系数图，选择交叉系数大于0.5所对应的滞后长度，得出最优滞后长度为3。为了选取合适的模型，本文分别建立滞后长度为2及3时所对应的模型，其中多项式次数必须小于滞后长度。

从表1所估计模型的R2、AIC、SC相关值的比较可以判断，模型滞后长度为3且多项式次数为2时的模型与其他相比较优。其次，为了进一步分析经济波动对经济增长的影响期限，需要对经济波动变量的近端与远端效应分别予以考虑。本文就各种情况建立模型如表2，以求提高模型建立的准确性。

依据表2，在施加近端、远端约束时，经济波动滞后一期对经济增长的影响均不显著，且模型的拟合优度也普遍较低，在50%左右。尤其是在同时施加近端与远端约束时，拟合优度R2与D.W统计量较其他3种模型均有了显著的下降，表示经济波动的一期先导作用为零，且对滞后长度以外的经济增长没有影响。所以本文选择无约束时的分布滞后模型。

从全国层面上看，经济波动的滞后期为3年，在当期与滞后一期对经济增长呈现正的作用，从第2年开始抑制经济增长，且在滞后期内对经济增长的总的影响为1.9，即经济波动每增加1个百分点，共会带来1.9个单位的经济增长。从各期影响看，在当期会带来2.89个单位的经济增长，1年后对经济的正向促进作用有所减弱，为1.06个单位，2年后对经济起抑制作用-1.61，且逐渐减弱，3年后减为-0.44个单位。

2. 各区域经济波动滞后性分析

与全国的经济波动滞后分析类似，采用相同方法分别对国内四大区域经济波动对经济增长的时滞性予以考察，进行比较后得出各自模型（表3）。

从滞后期看，东部经济波动滞后期最短，为2年；西部最长，为5年；中部与东北地区均为3年。

总体上看，东部与东北地区经济波动对经济呈促进作用，平均可以带来0.26个和1.14个单位的经济增长。而中部与西部对经济增长起抑制作用，分别可以抑制3.37个和1.92个单位的经济增长。其中，东北地区的促进作用与中部的抑制作用表现最为明显。

就各期的影响来分析，东部在当期与1年后对经济呈正向作用，在滞后2年时表现为负的影响。西部与东北地区均在当期与滞后2年的时间里一直体现为促进当地区域经济的发展，但作用逐步减小，直到第3年开始抑制经济发展，且西部的抑制作用持续时间较长，直到5年末减损效应不再显著。而中部地区对经济波动的承受能力有限，在当期便表现为对经济的抑制作用，且在滞后期间里表现为先逐步增大后逐步减小的情形。

（二）结果稳健性分析

上文通过多项分布滞后模型对我国不同区域经济波动与经济增长间的滞后关系进行了相关讨论，得出了一些结论。但为了验证上文结论的准确性，有必要进一步做相关稳健性的讨论。下面，本文仍然采用先前对于经济波动与经济增长的测算方法，通过格兰杰因果检验来重新考察区域经济波动对经济增长的滞后性关系以进行稳健性的检验（见表4）。

根据表4中各阶滞后情况下的显著水平可知，全国、东部、中部、西部、东北地区的经济波动对经济增长的作用期限分别是3年、3年、4年、4年、3年，与上文中多项分布滞后模型得出的结论基本吻合，说明前文估计结果是稳健可靠的。

五、结论及政策建议

本文在对经济波动对经济增长的影响机理阐述后，通过建立多项分布滞后模型，认为全国、东部、中部、西部、东北地区的经济波动对经济增长的作用期限分别是3年、2年、3年、5年、3年，且对经济增长作用分别表现为促进、促进、抑制、抑制、促进。从各期影响来看，除中部是一直表现为抑制经济发展外，其他地区普遍表现为从滞后2年后对经济的作用，开始由促进转变为抑制，然后效应逐渐减弱。文中最后通过Granger对二者在不同时滞期限下的因果关系进行了相关检验，结果基本与前述模型的滞后长度吻合，在一定程度上证明了文中结论的可靠性。基于上述结论，本文主张充分利用不同区域间时滞的间隔期限，从以下几个方面做好应对经济波动的准备，促进当地经济又好又快发展。

首先，基于各地区的经济波动对经济增长区域效应，与经济波动对经济发展的正向或负向作用，中部与西部应该努力控制经济波动，减少波动所带来的减损效应。而东部与东北地区在享受经济波动给当地所带来的正向促进作用的同时，也不能盲目乐观置波动于不顾，波动对经济的正向促进作用也是在一定的波动程度而言的，所以应该适当控制波动范围，增强风险预警机制。

其次，中部与西部地区应该反思为什么东部与东北地区经济波动对经济发展的影响为正向作用，而自身是负的作用。这些与其较为完善的金融深化程度、市场化体制与其较高水平的区域发展程度有关，所以中、西部要想长期扭转经济波动对长期增长的负面影响，必须进一步推进市场化进程，深化区域金融改革。

再次，不同区域之间应该加强沟通、交流，尤其是滞后期限较长区域中部、西部应充分利用相比东部地区较长的滞后期，吸取东部的经验，适当控制不同滞后时段的经济波动程度。特别是在滞后2年后，要抓紧时间完善自身的产业结构、市场化程度、加强对外开放程度与金融发展程度，减小经济波动程度，尽量避免经济波动给区域发展所带来的抑制效应。

最后，政府实施必要的宏观调控，除了自身应持续深化市场经济体制改革与扩大对外开放，有效控制经济增长的波动程度，提高长期增长水平，进而提高社会福利外，还应为不同区域发展提供适时的市场信息，搭建区域间交流、沟通的有效平台，在必要的时候为不同区域提供适当的政策性引导。

参考文献：

[1]Mirman，Leonard.Uncertainty and Optimal Consumption Decisions[J].，Econometrica，1971，Vol. 39（1），179-185.

[2]Fischer Black，F. Business Cycles and Equilibrium[M].New York：Basil Blackwell Inc，1987.

[3]Ramey，G.，Ramey，V. A..Technology Commitment and the Cost of Economic Fluctuations[J].National Bureau of Economic Research，Working Paper，1991，No.3755.

[4]Martin，P.，Rogers，C. A. Stabilization Policy，Learning by Doing and Economic Growth[J].Oxford Economic Papers，.1997，Vol.49（2），152-166.

[5]刘金全，张鹤.经济增长风险冲击传导和经济周期波动的“溢出效应”[J].经济研究，2003，（10）.

[6]李永友.经济波动对经济增长的减损效应：中国的经验证据[J].当代经济科学，2006（4）.

[7]Wu Yanrui.Business Cycle and Growth，Wu，Yanrui （eds），“Economic growth，Transition and Globalization in China”，Northampton：Edward Elgar Publishing，2006：241-243.

[8]卢二坡.短期波动对长期增长的效应—基于省际面板数据的经验证据[J].统计研究，2007，（6）.

[9]董冠鹏，郭腾云，马静.中国区域经济波动与经济增长关系[J].地理科学进展，2010，（10）.

[10]Joseph A.Schumpeter.The theory of economic development[M]. HarvardUniversity Press，USA，1934.

[11]Sandmo A.The effect of uncertainty on saving[J]. Review of Economic Studies，1970，（37）：353-360.

[12]Black F. Business cycles and equilibrium [M]. Basil Blackwel，l New York，1987.

[13]Keynes JM.The general theory of employment，interest，

And money[M].Macmillan，London，1936.

[14]BernankeB.Irreversibility，uncertainty，and cyclical investment[J].Quarterly Journal ofEconomics，1983，98（2）：85-106.

[15]Pindyck R.Irreversibility，uncertainty，and investment[J].Journal of Economic Literature，1991，29：1110-1148.

[16]GalindevR.On the effectofmonetary stabilization policy on long-run growth. Economics Discussion Papers587，University of Essex，Department of Economics，2005.

[17]FriedmanM.The role ofmonetary policy[J].American Economic Review，1968，58（1）：1-17.

[18]Blanchard O J，Simon J.The long and large decline in U.S. output volatility[J]. Brooking Papers on Economic Activity，2001，（1）：135-174.

Analysis on China's Regional Economic Fluctuation and Time-lag Effect of Economic Growth

An Shuwei1， Zhang Jinjin2， Wang Yanfei3

（1.College for Urban Economics and Public Administration， Capital University of Economics and Business， Beijing， 100070；

2. Municipal Party School of The Communist Party of China Jincheng Shanxi， Jincheng， Shanxi， 048000；

3. Hainan Supply and Marketing Daji Shareholding Co.， Ltd， Haikou， Hainan， 570100）

Abstract： For a clear understanding of the dynamic effect process and mechanism of economic fluctuations， the lag period of economic growth in different regions in China is analyzed by establishing a polynomial distributed lags model. The results show that the effect on economic growth period under economic fluctuation in the whole nation， the east， the middle， the west and the north-east is respectively 3 years， 2 years， 3 years， 5 years and 3 years， and the effect on economic growth is to accelerate， accelerate， restrain， restrain and accelerate. Taking the effect of various stages into consideration， the other regions are transforming from accelerating to restraining after the lag of 2 years， then the effect gradually weakened， besides the middle has always been restraining. Therefore， different regions should make full use of the time difference between each others' periods of economic fluctuations， make corresponding preparations and strive to overcome the impairment effect.