经济增长效应范文

2024-06-12

经济增长效应范文（精选11篇）

经济增长效应第1篇

一、理论分析

不同税种与经济增长间的相互作用机制是不同的, 在税收总量不变的情况下, 各个税种所占比重搭配不同, 对经济增长的作用也会不同。也就是说, 税制结构不同, 所产生的经济增长效应是不相同的。同时, 经济增长又以投资、消费为主要决定因素, 因此需要具体分析各种税是如何影响投资和消费的。

本文界定的税制结构为微观的税种结构, 包括增值税、消费税、营业税、企业所得税、个人所得税、房地产税与其他税种, 其中房地产税并非单一税种, 而是城镇土地使用税、房产税和契税等涉及到房地产的税种的集合。

增值税、营业税、消费税是最常见的间接税, 在理论上, 它们都可以转嫁税负, 因此该类税不会影响投资回报率, 但是会增加商品的价格, 因而增加间接税的比重会对投资产生刺激作用, 而对消费产生抑制作用, 进而间接税对经济增长的作用主要取决于其对投资刺激作用与对消费抑制作用二者的大小关系。企业所得税、个人所得税和房地产税属于直接税, 直接税不存在税负转嫁, 因此, 直接税比重的增加会降低企业和个人的投资回报率, 同时不会提高商品价格, 进而直接税对经济增长的作用主要取决于其对投资抑制作用与对消费促进作用二者的大小关系。

二、实证分析

(一) 变量选取

本文采用人均GDP增长率作为被解释变量。经过改进的柯布—道格拉斯函数中影响经济增长的变量主要是物质资本和人力资本, 税收正是通过影响物质资本和人力资本的积累来影响经济增长的。因此本文选取物质资本和人力资本作为控制变量。其中物质资本用投资率代替、人力资本采用平均受教育年限代替;在传统理论中, 物质资本、人力资本和经济增长并不呈线性关系, 因此需要取对数对其线性化。另外本文的被解释变量与解释变量均采用当年价格水平下的数据, 并未考虑通货膨胀的影响, 因此增加通货膨胀率作为控制变量。税收结构的含义就是各税种占税收总收入的比重, 从定义出发, 本文衡量税收结构的解释变量为各个税种占税收总收入的比重。

(二) 样本选取及数据来源

本文采用除港、澳、台和西藏以外的30个省份, 2000年—2011年12年间的面板数据反映税制结构与经济增长的相关关系, 共涉及360个观察样本。本文所采用的数据, 主要来源于2000年-2012年的《中国税务年鉴》《中国统计年鉴》以及《中国人口年鉴》。

(三) 模型设定

本文研究的是税收结构与经济增长之间的关系, 样本为30个省级行政区划2000年至2011年的数据。一般来说不同省份由于经济发展水平、区位优势、政策、历史因素等方面的不同, 其经济增长率之间具有很大的不同, 这属于空间模型的截距不相同, 应选择个体效应模型, 而不宜采用混合模型。具体采用个体随机模型还是个体固定效应模型, 可通过Hausman检验进行验证。检验结果如表1所示, 所有模型的P值均小于0.01, 这表明所有模型在1%的置信区间拒绝原假设, 因此就本文而言, 个体固定效应模型优于个体随机效应模型。

根据上文分析, 本文将使用个体固定效应模型来进行实证分析, 回归模型的基本形式可以用以下方程式表示:

1n GDPi, t=β0+β11n INVi, t+β21n EDUi, t+β3CPIi, t+β4Ti, t+μi+εi, t

其中, Ti, t表示解释变量, 分别为增值税 (VAT) 、营业税 (BT) 、消费税 (CT) 、企业所得税 (CIT) 、个人所得税 (IIT) 、房地产税 (HT) 和其他税收 (OT) , μi表示个体效应, εi, t表示随机误差项。本文中主要关注的是β系数的正负以及显著性, 尤其是解释变量Ti, t的偏回归系数的符号和显著性。

(四) 回归结果及分析

本文运用stata统计软件, 对税制结构与经济增长的相关数据进行相关性分析及回归分析, 分析结果如下所示:

***代表在I%的水平下显著;**代表在5%的水平下显著;*代表在10%的水平下显著。

表2是税种结构的经济增长效应回归分析结果。该表中有七个模型, 分别是增值税、营业税、消费税、企业所得税、个人所得税、房地产税和其他税种的经济增长效应分析。

从表2可以看出, 这些模型中物质资本、人力资本、通货膨胀率均与经济增长之间依旧呈现出显著的正相关关系, 与上文分析相同, 这符合一般的常识, 也符合一般的经济理论。表2中的R2都在0.81到0.93之间, 表示该模型解释了经济增长的81%到93%, 较好地解释了经济增长的原因, 属于较理想的经济增长模型。

只将增值税纳入基本模型, 回归结果见表2模型 (1) , 增值税与经济增长之间在1%的水平下呈现显著的负相关关系。偏回归系数的数值为-1.685, 其经济含义为:增值税比重每增加1%将会对带来In (人均GDP增长率) 1.685%的下降, 因此增值税对经济增长有一定的抑制作用。在传统理论中, 增值税对增值额征税, 具有税收中性的特征, 提高增值税的比重对经济增长不会带来负的作用。本文得出负相关的结论主要是因为在2009年之前, 我国实行生产型增值税, 而本文的研究期间是2000年至2011年, 由于政策的时滞效应, 生产型增值税转型为消费型增值税对经济增长的影响尚未显现, 本文认为随着时间的推移, 增值税对经济增长会产生正效应。

表2的模型 (2) 反应的是只将营业税纳入基本模型的分析结果, 从回归结果可以看出, 营业税的偏回归系数是-0.083, 但是从显著性水平来看营业税与经济增长的关系并不显著。因此, 营业税的经济增长效应可能比较复杂, 模型的分析结果不能对此作出有效的解释。

表2的模型 (3) 反应的是只将消费税纳入基本模型的回归结果, 这一模型反映的是消费税比重增加对经济增长的影响。从回归结果来看消费税的偏回归系数是0.761, 经济增长与消费税在1%的置信水平下显著相关。具体来说消费税比重每增加1%, In (人均GDP增长率) 增加0.761%。因此, 消费税对经济增长具有一定的促进作用。消费税是国家有意识的扭曲商品价格以引导消费, 但由于我国居民尚未突破“重储蓄, 轻消费”的传统消费观念, 并且除生活刚性消费外, 更倾向于置业消费, 受消费税的约束不大, 因此消费税的扭曲作用并未反应出来, 相反, 较高的储蓄可以创造宽松的融资市场, 有利于通过投资拉动经济增长。

将企业所得税作为解释变量引入基本模型中, 回归分析结果见表2模型 (4) 。从分析结果可以看出财产税的偏回归系数是1.985, 且企业所得税与经济增长在1%的水平下呈显著的正相关关系。模型的回归分析结果表明企业所得税比重的增加有利于经济的增长。具体来说:企业所得税比重每增加1%, In (人均GDP增长率) 将增加1.985%。因此, 企业所得税增加对经济增长具有较好的促进作用。这说明企业所得税的收入效应大于替代效应, 使得总体经济效应增加。

将基本模型中引入个人所得税作为解释变量, 回归分析结果见表2模型 (5) 。从分析结果可以看出个人所得税的偏回归系数是-4.465, 且个人所得税与经济增长在1%的水平下呈显著的负相关关系。因此, 个人所得税比重的增加对经济增长具有阻碍作用。

理论上个人所得税相比于企业所得税有更强的累进性, 能够提高低收入人群的边际消费倾向, 但中国传统的消费观念制约着边际消费倾向的提高, 尤其是对低收入人群。除此之外, 在研究期间我国具备宽松的投资环境, 随着经济高速发展, 市场整体的投资回报率较高, 相对而言所得税对投资回报率的削弱作用比较微弱。且国家对于企业投资有诸多鼓励措施, 如对部分行业减免企业所得税等, 企业所得税对经济增长的抑制作用小于个人所得税, 对经济增长具有促进的效应。

表2的模型 (6) 反应的是只将房地产税纳入模型的分析结果, 从该模型的回归分析结果可以看出, 房地产税的回归系数为5.504, 从显著性水平上来看, 房地产税与经济增长在1%的置信水平下呈现显著的相关关系。因此, 房地产税总体的经济增长效应是正的, 即房地产税比重的增加将对经济增长产生有利的影响。

其他税种均为一些辅助的小税种, 表2的模型 (7) 反应的是将其他税种纳入模型的回归结果。从该模型的回归结果可以看出, 其他税种的回归系数为3.526, 从显著性水平上来看, 其他税种与经济增长在1%的置信水平下呈现显著的正相关关系。因此, 其他税种总体的经济经济增长效应是正的。

三、结论及政策建议

本文运用个体固定效应模型研究了税制结构与经济增长之间的相关关系, 根据实证研究结果, 发现消费税、企业所得税与房产税的比重增加会促进经济增长, 相反增值税和个人所得税比重增加会抑制经济增长, 营业税比重增加与经济增长间没有显著的相关关系。由此可见税制结构的调整会有效得影响经济增长, 因此, 在研究成果的基础上提出政策建议:

(一) 进一步推进营业税改征增值税

我国目前正在部分行业实施营业税改增值税的税制改革。理论上认为增值税具有中性, 对经济不会产生扭曲作用, 因此是有利于经济增长的;营业税由于存在重复征税的问题会对经济产生扭曲作用。本文的分析结果认为, 营业税与经济增长之间的关系不明确, 增值税虽在研究期间与经济增长呈负相关关系, 但由于税收政策的滞后效应, 预期在未来会呈现正相关关系。因此, 增加增值税的比重同时减小营业税的比重可以抑制税收对经济的扭曲作用, 从而对经济增长产生促进作用。

(二) 深层次改革个人所得税

我国当前推行的个人所得税为分类个人所得税制, 对纳税人的各项收入分别征税。这样会导致两方面的问题:一是会使收入来源多元化的高收入阶层缴税较少, 收入来源单一的低收入阶层缴税较多;二是个人所得税不考虑纳税人的家庭负担和家庭支出情况, 采取一视同仁的征收方式, 不能兼顾到不同家庭和个人的实际困难。当前条件下, 我国尚不能实行综合所得税制, 应当建立的是分类与综合相结合的个人所得税制, 除逐步提高个人所得税免征额外还应考虑对有特殊情况或特殊困难纳税人家庭的附加扣除。

(三) 充分发挥房产税的调节作用

房产税作为房地产类税的主要税种, 对房地产市场起着重要的调控作用, 而房产税改革也是近年来财税界的热点话题, 并且目前上海、重庆已经作为试点进行改革。从本文的研究结论可以看出, 房产税比重的增加对经济增长具有显著的促进作用。因此, 征收房产税可能是抑制投机性需求、遏制当前房价增长过快的有效措施。另外, 房地产税属于财产税, 具有累进性, 增加房地产税的比重对解决当前的贫富差距过大的问题也将发挥其应有的作用。

参考文献

[1]Lee, Y.and R.H.Gordon.Tax Structure and Economic Growth Journal[J].Public Economics.2005 (5-6) :1027-1043.

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[3]马拴友.税制结构与经济增长[J].税务与经济, 2002, (01) .

[4]崔治文, 王蓓, 管芹芹.我国税收结构与经济增长关系的实证检验[J].涉外税务, 2010, (06) :28-32.

[5]纪志明.税制结构与经济增长关系的经验分析[J].企业经济, 2004, (11) :172-174.

经济增长效应第2篇

作者：黄凯南赵丽娟

学术界 07期

在经济增长研究中存在两个著名的事实，即卡尔多事实(Kaldor Facts)和库兹涅兹事实(Kuznets Facts)。前者指经济增长是一种平衡增长，即增长处于一种稳定状态，各种变量都按照一个不变的速度增长，这意味着增长过程中不存在任何的结构变迁，在平衡增长路径中，未来经济只是过去经济按比例的扩张。后者则是指经济增长过程中呈现出诸如部门产出结构的变化、就业结构的变化、农村和城市人口分布的变化以及部门间资本劳动比率的变化等。在很长一段时间里，主流增长理论主要秉承“平衡增长”的思想，采用加总生产函数、运用完全理性模型来描述技术进步以及动态一般均衡来刻画增长现象(例如，Romer，1990[1];Grossman和Helpman，1991[2];Aghion和Howitt，1992[3];Jovanovic和Yatsenko，2012[4];Luttmer，2012[5])。无论是在新古典完全竞争框架下将经济持续稳定增长的原因归结为由物质资本和人力资本等要素积累的“外部性”而引起的报酬递增(例如，Romer，1986[6];Lucas，1988[7])，还是抛弃完全竞争的框架，将报酬递增与垄断竞争和不完全垄断结合在一起，将经济持续增长归因为内生的技术创新和知识外溢(例如，Aghion和Howitt，1992; Alcouffe和Kuhn，[8])，这些研究的重点是在平衡增长的路径中如何克服要素报酬递减，而技术进步则被认为是经济持续增长的重要源泉。

近些年来，越来越多的经济学家关注经济增长中的结构变迁问题(例如，Silva和Teixeira，[9])。一些研究从技术进步率的差异考察结构变迁。例如，Acemoglu和Guerrieri(2008)[10]假设部门间生产函数中的要素比例不同，建立两部门增长模型，从而得出结构变迁和非均衡增长;Desmet和Rossi-Hansberg[11]强调运输成本和技术扩散在制造业和服务业结构变迁的作用。Kim(2011)[12]建立一个两部门技术内生的增长模型，强调部门间知识生产的差异而导致了部门间的结构变迁。还有一些研究通过引进消费者偏好或效用函数是非齐序的(nonhomotheticities)，将结构变迁的动力归结为由不同部门产品需求收入弹性差异引起的要素重新配置，这具体也体现为“恩格尔法则”(包括线性和非线性的恩格尔曲线)在产品消费份额比重变化中的作用(例如，Matsuyama，[13];Buera和Kaboski，[14];Foellmi和Zweimuller，2008[15])。例如，Kongsamut、Sergio和Xie()[16]通过引入非齐序(non-homothetic)偏好(即Stone-Geary偏好)，建立内生的结构变迁模型，其模型的核心思想是恩格尔法则，即随着收入的增加，消费者对农业产品的需求比重下降。此外，还有一些研究构建一个包含技术差异和非齐序偏好的综合模型来解释结构变迁与经济增长(例如，Buera和Kaboski，2008;Guillo、Papageorgiou和Perez-Sebastian，2011[17])。Ngai和Pissarides()[18]对Kongsamut、Sergio和Xie(2001)的模型中的Stone-Geary偏好假设提出批评，建立了一个不同全要素生产率的多部门增长模型，认为只要放松一些假设(例如，最终产品之间的低替代弹性)，在不违背新古典基本假设的前提下(例如，采用柯布―道格拉斯生产函数和等替代弹性效应函数)，部门间的结构变迁与整体经济的平衡增长并不矛盾。在他们看来，总量的平衡增长可以包含着部门间的结构变迁。

长期以来，发展经济学则更为关注发展中国家的结构变迁问题。林毅夫所提倡的“新结构经济学”吸取了传统结构经济学因政府强行扭曲要素价格而导致产业缺乏竞争力的教训，尝试将结构变迁的视角纳入新古典分析框架中，阐释发展中国家如何依据自身禀赋结构构建具有动态比较优势的产业结构升级路径，将要素结构、产业结构和金融结构等结构变迁的内在关联纳入统一的理论分析框架中，并着重考察政府在产业升级和多样化中的因势利导作用(例如，Lin，2011[19];Lin和Rosenblatt，2012[20];林毅夫，2012[21])。较之于传统结构经济学和忽略结构约束的“华盛顿共识”，新结构经济学基于“最大化实现潜在比较优势”的逻辑将“政府”和“市场”的有效边界纳入统一的分析框架中，为发展中国家制订具有动态竞争力的产业政策提供了重要的理论指导。尽管许多学者对于如何发现潜在或动态比较优势、禀赋结构内生变迁的机制以及主观能动性(例如，学习)在知识、能力或人力资本积累的重要性等问题上存在不同看法，但是，这些研究无疑都承认“结构变迁”在经济增长或经济发展中的重要性(例如，Chang，[22];Greenwald和Stiglitz，2012[23];Akio，2013[24])。

较之于主流的新古典经济学，演化经济学则更为重视经济增长过程中伴随着种种结构变迁(例如，Dopfer和Potts，2008[25];Foster，2011[26]：Galor和Michalopoulos，2012[27];黄凯南，ab[28])。根据Silva和Teixeira(2008，)[29]对“结构变迁”和“演化经济学”的文献计量学研究，从演化经济学视角研究“经济增长”和“结构变迁”问题正日益增多，许多演化模型(例如，复制者动态模型)都描述了结构变迁过程(例如，Hodgson和Huang，2012[30])。一些学者也强调，较之于发达或成熟的经济体，演化分析可能更适合于对发展中国家经济增长的分析，尤其是对发展中国家结构变迁的分析(例如，Hodgson和Huang，2013)。

本文尝试沿着演化经济学的分析思路进一步考察经济增长过程中的结构变迁效应。通过构建一个包含结构变迁的经济增长模型，我们分析了加总生产率增长率中的结构变迁效应，在此基础上进一步分析了经济增长中的结构变迁效应，并运用中国行业数据对其进行实证检验。本文的主要贡献是从演化经济学的视角考察经济增长中的结构变迁效应，构建一个包含结构变迁的经济增长模型，并将理论运用于解释中国经济增长。而且在实证研究的数据上，不同于以往大多数的研究(例如，刘伟和张辉，2008，2013[31];干春晖、郑若谷和余典范，2011[32])，本文运用行业数据而非通常的产业数据，这使得我们能够更加清晰地考察产业内部行业间的差异和变化，从而更加准确地测算结构变迁对经济增长的贡献。

二、结构变迁与经济增长：理论模型

经济演化过程总是伴随着多样性增加和减弱的过程(例如，Dopfer和Potts，2008)。创新是多样性的生成机制，为经济演化提供燃料，它是经济演化增长的源动力。而选择则是多样性减弱的机制，它通过某种标准来判断各种演化单元的适应度，选择适应度高的演化单元，淘汰适应度低的演化单元，并将适应度高的演化单元扩散到经济系统中，提高整个经济系统的适应度，是经济演化增长重要的驱动力(例如，黄凯南，2010b[33])。因此，经济演化的动力机制可以简单地归纳为“创新动力”和“选择动力”。在选择动力的作用下，那些具有较高相对适应度的经济特征在整个经济系统中的比重将上升，经济系统将发生结构变迁，而且互动者之间的经济特征值差异性越大，选择力量越大，整个经济系统的演化增长速度越快。因此，选择过程必然伴随着结构变迁过程，它提高相对适应度高的经济特征在经济系统中份额或比重，同时也提高了整个经济系统该经济特征的适应度。而且互动者之间的经济特征值差异性越大，选择力量越大，整个经济系统的该经济特征的演化增长速度越快。因此，选择过程必然伴随着结构变迁过程。

在种群思维(Population Thinking)下，经济系统可视为由不同产业组成的种群，根据研究的需要，每个产业也可视为子种群，它们分别由更低层级的组织(例如，企业)构成。以此类推，可以将经济体视为多层级子系统构成的复杂系统(例如，黄凯南，2014a[34])。为了简化分析，这里仅仅考虑两个层级，将经济体视为由各产业(或行业)构成的系统。这里尝试从演化的分析视角构建一个包含结构变迁的经济增长模型。

(一)基本假设和主要变量

将(8a)两边取对数并对时间求导可得：

方程(8a)表明，只有当产业i的劳动生产率等于整个经济体的平均劳动生产率时，产业i就业份额才等于产出份额。如果产业的劳动生产率高于整个经济体的平均劳动生产率，产业的就业份额就低于产出份额，反之，产业的就业份额则高于产出份额;方程(8b)表明，当产业i的劳动生产率增长率等于整个经济体的劳动生产率增长率时，产业i就业份额增长率才等于产出份额增长率。同样地，如果产业的劳动生产率增长率高于整个经济体的`平均劳动率增长率，产业就业份额的增长率则低于产出份额的增长率，反之，产业就业份额的增长率则高于产出份额的增长率。将方程(8b)两边乘以并相加，可得如下方程：

三、实证研究：基于1990-的行业数据

(一)数据说明

本文所采用基础数据来自1990-20《中国统计年鉴》、《中国劳动统计年鉴》、《中国固定资产投资统计年鉴》、《中国乡镇企业及农产品加工业年鉴》。这里采用行业数据进行分析。由于各统计年鉴有关行业数据极为缺乏，而且在统计期间进行了两次行业分类调整，我们首先根据统计年鉴各门类下的二位数编码行业分类进行调整，将经济活动单位分为15个大行业门类(包括农林牧渔业、采矿业、制造业、电力燃气、水的生产供应业、建筑业、交通运输、仓储邮政、批发零售业、住宿餐饮业、金融业、房地产业、科学技术、地质勘探和水利管理、教育、文体和娱乐业、卫生、社会保障和社会福利业、社会管理和其他等)。其中，以1990年为基期的实际GDP的确定是根据国内生产总值指数，将每年增加值折算到1990年，历史增加值数据和国内生产总值指数可以从《中国统计年鉴》获得。本文采用永续盘存法估计资本存量。由于各行业的发展规模、投资数据、资本折旧差距较大，考虑到将经济作为一个整体来估计资本存量可能会使资本存量估计存在误差，我们分别估计各行业的资本存量，然后进行加总得到总体资本存量数据。为了尽可能的体现劳动流动对行业结构调整和经济增长的贡献，本文采用全社会就业数据。后者由城镇单位就业数据、城镇私营和个体企业数据、乡镇企业数据加总获得。

(二)中国劳动生产率增长率的结构变迁效应

如图1所示，从1990至2011年，全社会平均劳动生产率呈上升趋势。根据方程(5)，对1991年至2011年的劳动生产率增长率进行分解，分为自身增长效应和结构变迁效应，并测算结构变迁效应在劳动生产率增长率中比重。如表1所示，除了到2001期间以及个别年份结构变迁降低了劳动生产率增长率，其它年份结构变迁都提高了劳动生产率增长率。1991年到2011年期间，劳动生产率增长率的均值为10.54%，其中，各行业自身增长效应均值为9.39%，结构变迁效应均值为1.15%，结构变迁效应占增长率比重为14.95%。从总体上讲，过去20多年，劳动生产率的增长率主要还是由各行业自身技术进步引致的，但就业结构的变化也提升了劳动生产率增长率。这表明劳动力要素存在明显的“结构红利”。19到期间就业结构变迁降低了劳动生产率增长率，这意味着行业间存在要素的错配和无效利用，从总体上看高于平均生产率的行业的就业比重没有增加[37]。这个结果也符合OECD(2002，)和一些学者的研究(例如，Yueh，2013[38])。

图1 全社会平均劳动生产率

(三)中国经济增长率的结构变迁效应

根据方程(10c)，建立如下计量模型：

其中，分别表示资本增长率和劳动增长率，分别表示劳动生产率增长率中自身增长效应和结构变迁效应，为扰动项，是回归系数。模型估计结果如表2所示：

由此，可得如下回归方程：

根据方程(11b)算出各因素对经济增长率贡献的绝对值(见表3)和相对比例(见表4)。通过测算可知，1991年至2011年期间，平均经济增长率45.10%由资本增长引起、23.37%由劳动力增长引起、24.40%由行业自身劳动生产率增长引起、7.14%由行业间就业结构变迁而导致劳动生产率增长引起。因此，在此期间，中国经济增长68.5%左右由资本积累和劳动力积累驱动，31.5%左右由劳动生产率的增长驱动，其中劳动生产率增长7.14%源于结构变迁[39]。从方程(11)可知，资本增长率对经济增长率的回归系数是0.297735，而结构变迁效应对经济增长率的回归系数是0.647794。因此，尽管资本累积是中国经济增长的主要驱动力，结构变迁效应对经济增长的拉动系数是资本增长的2倍多。与对劳动生产率增长率的贡献相似，年至20期间结构变迁对经济增长的贡献是负的。

图2可知，1991年至2011年，资本增长率的贡献总体上呈现上升的事态，这表明投资在经济增长中的显著作用。劳动增长率的贡献在2001年之前呈现上升的趋势，2001年后则呈现整体下降的趋势。1991年至，劳动增长率对经济增长的平均贡献为32.87%，而2001年至2011年，该值为16.79%，前后平均值下降近一半。从这个角度上讲，中国经济增长的“人口红利”从2001年就出现拐点。结构变迁的贡献在1997年达到最低值-25.12%，随后呈现上升的趋势，到达到最高值24.31%，随后呈现震荡上升趋势。1991年至20期间，结构变迁对经济增长平均贡献仅为2.14%，而2001年至2011年期间，结构变迁的平均贡献为10.31%，是前面均值的5倍左右。自2001年以来，尽管劳动增长率的贡献总体上在下降，但是劳动力结构变迁产生的贡献总体上上升。因此，过去10年，“人口红利”在降低，但是“结构红利”总体上处于上升趋势。

图2 各因素贡献份额

四、结论与启示

通过研究，本文得到如下结论：(1)经济演化动力机制可以简单地归纳为“创新动力”和“选择动力”，选择机制是促进经济结构变迁的重要力量;(2)经济体的平均劳动生产率增长率可以被分解为自身增长效应和结构变迁效应，经济增长率受到资本增长率、劳动增长率、自身增长效应和结构变迁效应等因素的影响;(3)从1990至2011年，全社会平均劳动生产率呈上升趋势。1991年到2011年期间，劳动生产率增长率的均值为10.54%，其中，由各行业自身增长效应均值为9.39%，结构变迁效应均值为1.15%，结构变迁效应占增长率比重为14.95%。除了1997年到2001期间以及20个别年份结构变迁降低了劳动生产率增长率，其它年份结构变迁都提高了劳动生产率增长率。从总体上讲，过去20多年，劳动生产率的增长率主要还是由各行业自身技术进步引致的，但就业结构的变化也提升了劳动生产率增长率;(4)中国经济增长平均68.5%左右由资本积累和劳动力积累驱动，31.5%左右由劳动生产率的增长驱动，其中劳动生产率增长平均7.14%源于劳动力在不同行业重新配置的结构变迁。尽管资本积累依旧是中国经济增长的主要推动力，但是，结构变迁效应对经济增长的拉动系数是资本增长的2倍多;(5)以2001年为分界点，劳动增长率的贡献在此之前呈现上升趋势，之后则呈现下降趋势，后10年劳动增长率的平均贡献仅仅是前10年的一半左右，但是，结构变迁效应的平均贡献则是前10年的5倍左右。因此，尽管中国经济增长的“人口红利”正在下降，但是就业的“结构红利”总体上正在处于上升趋势。

在过去20多年里，中国经济增长除了源自要素累积和行业自身技术进步，劳动力在不同行业间重新配置而对生产率的提升也促进了经济增长。这表明经济增长过程中存在明显的结构变迁效应。尽管这种结构变迁效应对经济增长贡献比重还不大，但是，从总体上讲，它的重要性正在增加。当前，中国正在积极推进经济增长模式的转型。如何通过全面深化改革以促进产业升级和结构转型是经济增长模式转型的重要组成部分。经济增长过程中的结构变迁将得到更多的重视。如何通过制度改革促使要素在各个行业间的自由流动，进而构建一个有利于经济结构沿着更有效率方向变迁的资源配置机制是未来中国经济体制改革的重要内容。结构变迁效应在中国经济增长中贡献份额将得到提高，中国经济增长也将呈现更多的“结构红利”。

中国加工贸易的经济增长效应第3篇

摘要改革开放以来，加工贸易的发展对我国经济起到了重要的推动作用。本文从中国加工贸易现状出发，分析其给我国带来的经济增长效应，得出结论，并提出建议。

关键词加工贸易经济增长效应就业效应

一、引言

在国际分工的不断深化的今天，带来的必然是生产的国际化，当然加工贸易也定会得到极大的发展。20 世紀 70 年代以来，国际贸易中的重要现象之一就是加工贸易发达，这也是我国改革开放以来参与国际分工的主要方式之一，对我国的经济增长有着重要的贡献。

二、加工贸易所带来的经济增长效应

（一）加工贸易对我国国民经济发展的贡献

我国的贸易可分为一般贸易、加工贸易及其他贸易方式。加工贸易是主要形式，而进料加工是加工贸易最重要的形式。从表1可以看到，一方面，20世纪90年代中期以来，我国加工贸易出口额稳步增长，其年均20%的增长率略高于同期总出口额年均19%的增长率，在出口中所占比重从50%大约增长到53%。另一方面，加工贸易进出口额所占贸易总额比重，1991到1995年约为44%，1996年到2000年约为51%，2001年到2005年约为48%，2006年约为47%，2007年约为45%，2008年约为41%。从这18年的数据看，加工贸易额在我国贸易总额中占了50%左右的份额，对国际贸易有重要贡献，成为我国外贸出口不断增长的重要推动力，对国民经济又积极的促进作用。

加工贸易创汇的贡献主要表现在加工贸易进出口额逐步增加，成为我国进出口顺差的重要来源。随着我国加工贸易规模的增长和加工贸易增值系数的提高，加工贸易净出口在我国外贸出口创汇方面发挥了重要作用。贸易顺差是外汇的最主要来源。从表1来看，1991-1995年5年间，我国加工贸易顺差额为481亿美元，而到2008年，加工贸易进出口总额上升到为10534.91亿美元，实现进出口顺差高达2967.37亿美元，增幅很大。而加工贸易进出口占全国外贸进出口近50%，显然，加工贸易成为我国外贸出口创汇的主力军。

（二）加工贸易对我国的就业效应

我国开展的加工贸易多以劳动密集型产业为主，加工贸易企业的大量建立，吸收了我国大量的劳动力，解决了大量农村剩余劳动力。改革开放以来，加工贸易为大量农村闲置劳动力创造了就业岗位，也为我国培养大批技术工人和适应国际化竞争的技术、管理人才，缓解了国内就业压力。

九十年代，我国加工贸易就业人数一直呈上升趋势。1992年，加工贸易就业人数只有2804万，1994年突破3000万，1999年达到4000万。2002年加工贸易就业人数达到4332万，约占全部就业人员总数的5.87%。从1992-2002年我国加工贸易平均每年就业人数为3632万。

同时，加工贸易还带动了我国从业人员素质的提高。加工贸易带动的技术转让和产业升级以及经营管理的国际化趋势都需要大量更高级的人才，而外资公司在工作人员本土化的过程中，客观上为我国培养了大量的高素质人才，为提高我国劳动力素质，活跃我国劳动力市场做出了重要贡献。

（三）其他方面的影响

1．吸引外商投资。加工贸易是我国引进外资的重要渠道，其也是外商投资的主要方式。随着大陆投资环境的改善，成功的“三来一补”项目往往转化为合资或独资的方式固定下来，从短期的契约式合作走向长期的股权投资。

2．促进产业结构优化。加工贸易充分利用了我国人力资源大国的比较优势，随着劳动密集型的加工制成品出口业快速增长，推动了我国的工业化进程。同时加快了生产资源向具有比较优势的地区转移、在产业间的转移等，提高资源利用效率，加快推动了我国的产业结构升级。

加工贸易也存在着局限性。加工贸易企业主要从事的是劳动密集型的简单加工，产品附加值低、利润薄，企业技术水平低，缺乏自主研发能力，在国际竞争中处于劣势，议价能力也不高，影响国内企业走出去的进程。此外，加工贸易快速发展，增加了巨额贸易顺差，频繁引发与他国的贸易摩擦。

三、结论建议

从加工贸易对中国的经济效应分析来看，加工贸易在我国对外贸易中有举足轻重的地位，带动了我国30年经济持续增长的奇迹，提高了国民收入，改善了国民生活水平，提高了我国的国际影响力。同时也应该针对加工贸易在我国发展的不足与缺陷，进行一些改进：在“十二五规划期间”加大产品研发投资，促进加工贸易产业升级；以有效的政策加强和改进海关监督和管理水平；以优惠政策促进加工贸易向中西部地区转移，缩小地区发展不平衡的差距，健康、持续发展我国的加工贸易。

参考文献：

[1]凌晓清,许抄军.加工贸易对经济增长的促进作用——以广东省湛江市为例.沿海企业与科技.2010.2.

[2]田文.加工贸易的分配效应分析.世界经济.2007.1.

[3]张华初,李永杰.论加工贸易的就业效应.财贸经济.2004.6.

物流行业经济增长效应分析第4篇

一、理论综述

(一) 国际研究。

有学者使用向量自回归方法研究中国的FDI与经济增长之间的关系, 再使用方差和冲动函数来分析FDI与经济增长之间的交互, 得出结论:经济增长和外商直接投资存在双向因果关系和经济增长对FDI的影响大于外商直接投资对经济增长的影响。因为随着外国直接投资流入的加速, 我国东部和西部地区之间的差距加大, 而且汇率并不影响我国的外国直接投资。Chandana Chakraborty和Parantap Basu通过协整和误差修正模型研究印度外国直接投资流入与生态之间的关系。他们认为, 外国直接投资和国内生产总值长期存在平衡运行, 单位劳动力成本和进口税对收入有长期的影响。

(二) 国内研究。

厉以宁提出了FDI对中国经济增长的影响可分为直接影响和间接影响。直接影响是外国直接投资在中国对生产能力和国民收入的影响;间接影响是对出口和技术进步的影响。温家宝建议通过五个方面发挥外商直接投资对经济增长的促进作用:第一, 外国直接投资补偿中国的资金缺口;第二, FDI促进技术进步;第三, 外商直接投资改善和增强了贸易结构;第四, 外国直接投资产生的就业效应;第五, FDI有利于中国的制度变迁。同时, 温家宝还提出, 外国直接投资对中国的经济增长有负面影响, 即限制中国产业国际竞争力的改善;对股本、品牌、技术和市场控制;减少中国目前偿付能力的外部技术投资;增加货币供应和通胀压力。他更彻底地分析了外商直接投资对经济增长的影响, 但依然使用定性分析。肖伟和王清平讨论了从理论和实证方面直接投资对投资国、东道国和世界经济的影响, 分析了1980年以来外国直接投资的发展对中国经济的影响、改革开放的基本经验和在利用外商直接投资中存在的主要问题。外商直接投资产业开发的选择取决于技术能力和发展中国家的竞争力, 如果技术发展中国家的能力和竞争力强, 发达国家更倾向于转移先进的技术给发展中国家。外国直接投资是否可以带来技术进步和发展中国家经济的增长, 它依赖于人类的知识积累。只有伴随着逐步提升的人力资本, 外商直接投资才能给发展中国家带来技术进步和经济增长。中国学者使用不同的方法来获取一些有用的结论, 包括单位根检验、协整使用测试和格兰杰因果关系检验。所有这些方法和使用相关数据研究服务工业与服务业外商直接投资之间的关系。使用1998~2003年江苏省各个服务行业的数据进行分析并得到结论:外商直接投资的主要产业选择对行业经济服务有很大的影响。外国投资对区域GDP做出了很大贡献, 对物流行业 (运输、存储、通信) 、科学研究以及综合技术服务和社会服务并没有显著影响。王新华使用固定效应模型和1997~2005年数据对各种行业服务做了长期和短期影响分析, 结果表明, 外商直接投资对服务经济增长有一定的影响。江小娟研究发现, 2001年和2002年FDI物流企业服务的增长速度为7.6%、17.3%, 远低于其他行业。

二、物流行业外商直接投资和中国经济增长

(一) 物流的相关分析。

基于1998~2008年统计数据, 我们就物流行业外商直接投资和国内生产总值做时间序列相关分析。此外, 还分析了内部物流和发展外国直接投资之间的关系, 发现外商直接投资对中国经济增长的互动关系。根据中国公共数据的可用性, 这部分选择了大多数代表性数据的中国第三方物流。首先, 根据1997~2007年的数据, 计算出两个变量之间的系数, r=0.52, 和两个变量存在一定的相关性, 但不重大。这主要是因为在2005年之前, 物流外国直接投资在中国有政策限制, 没有打开整个行业和外国政策壁垒导致低投资, 而且制造业在2005年之前的数据不能充分反映事实。因此, 考虑到效率和数据, 选择2007年的数据。建立经验公式回归方程:Y=39757.38+0.91。回归方程的自由度是9, F临界值 (9) =5.12, 而测试值F>F (1、9) , 这表明一般线性方程在95%的水平是重要的。R显示TFDI和GDP之间的拟合优度比较高。回归方程说明, 中国的物流行业增加10, 000美元的外国直接投资将会增加国内生产总值9, 100万元, 换句话说, 物流FDI对当前GDP的促进作用是显而易见的。

(二) 2TFDI和GDP的时间序列分析。

外商直接投资对经济增长主要产生两方面的影响, 即短期和长期对需求的拉动影响和供给效应。使用多年国内生产总值作为独立变量, 把FDI (1亿美元) 界定、存储和通讯作为解释变量, (样品2001~2007年) 从时间序列的角度分析计量测试。由SPSS做相关分析, 使用多个分布模型的计量测试。在这里, 当前外商直接投资变量来解释短期需求拉动外国投资, 而滞后变量解释长期供应外国投资的影响表示“状态”。OLS的结果统计分析表明, t-significance FDI的概率为0.1882, 高于0.05, 没有显著差异, 表明外国直接投资不应该出现在方程中。而且t常数项的概率意义表明常数项TFDI是显著差异, 所以他们应该出现在方程中作为解释变量。从前面的计量经济学分析有效的multi-lagged分析模型表明该模型是合理和有效的。

(三) 与经济增长率之间的关系。

物流外商直接投资和中国经济从1997年到2007年的波动周期也就是物流FDI和GDP的增长是相同的趋势。基于1997~2007年物流外国投资和增长的数据以及中国经济的相关分析及回归分析, 我们发现物流外商直接投资的增长和经济增长之间相关。使用GDP的增长速度, 1997~2007年的数据作为样本区间, 研究中国经济增长和外商直接投资增长之间的变化关系, 通过SPSS我们得到两者之间的变化关系。我们发现, 2000年在美国、英国、加拿大、日本和西欧的网络技术泡沫破裂的时候, 股票价格出现了暴跌, 经济呈现放缓态势。2001年底, 原来的安然公司关闭, 超过20, 000人失业。然后, 美国爆发了“9.11”, 在2000~2003年全球外国直接投资严重降低。但中国经济却不断增长的原因是国内需求的扩张和相对严格的资本账户。在这一时期, 外国直接投资流动与经济危机变得更小, 因此它减少了中国经济和外商直接投资增长率之间的相关性。因此, 在回归分析后, 为了更精确地反映变量之间的相关性关系, 我们排除2001~2003年数据。

三、结论

第一, 从时间序列来看, 物流外商直接投资与中国经济增长速度高度相关, 这是中国经济增长的主要推动因素;第二, 中国应继续增加外国投资和物流供应, 保护国家经济的发展;第三, 中国应该提高外商直接投资的质量, 以满足物流的优化升级和真正的经济转型, 从而促进经济的发展。

参考文献

[1]王杨.物流产业外商直接投资的机理及效应分析[J].技术经济, 2009.8.

[2]袁平红.外资并购对中国民营物流企业的影响[J].物流科技, 2009.8.

[3]钟晓君.服务业FDI对我国服务业增长效应研究[J].技术经济与管理研究, 2009.4.

[4]王新华.服务业外商直接投资的经济效应研究综述[J].上海商学院学报, 2009.4.

经济增长效应第5篇

该文运用国际贸易理论定性的分析了FTA对中国经济的影响,并通过建立计量经济模型定量的分析了FTA对中国经济的影响.研究结果显示,出口导向率对总产出有促进作用,进口渗透率对总产出有一定的负面影响,净出口额增量占GDP比值对就业人数增长率有积极的拉动作用.表明FTA对中国的`经济发展有推动作用.

作者：黄庆陈柳钦作者单位：黄庆(江西财经大学,江西,南昌,330013)

陈柳钦(天津社会科学院,天津,300191)

刊名：鄂州大学学报英文刊名：JOURNAL OF EZHOU UNIVERSITY 年，卷(期)：2004 11(3) 分类号：F061.3 F740 关键词：双边自由贸易协定总产出就业增长率

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金融发展与经济增长的空间效应分析第6篇

【关键词】金融发展经济增长空间效应

一、引言

金融业是经济发展的产物，在经济发展过程中，金融业不仅为经济的发展提供资金和各式各样的中介服务，更成为经济发展的推动力量。从世界经济的发展历程来看，金融业无疑是现代经济的发展核心，各种金融工具的出现以及组合使得金融资源更加合理的在全社会范围内进行分配，为各行各业的发展提供资金来源和融资渠道，同时也为资本过剩的企业和个人提供资本保值、增值和投资的渠道。但是，对于金融发展与经济增长之间的作用机制在学者们之间尚未达成一致意见。有些学者认为金融发展与经济增长之间不仅仅是线性相关，在不同国家或不同时期，金融发展的作用也有很大的差异，因此他们认为金融发展与经济增长之间存在着非线性关系即空间作用。

二、相关文献回顾

金融发展与经济增长关系研究中，国外学者一直走在前面，Goldsmith开创了实证研究的先河，他通过研究得出金融发展与经济增长之间是存在同步关系的。Levine和Zervos（1996）通过在回归模型中引入一些反映股票市场发展状况的指标，其研究结果是银行发展、股票市场的流动性都是经济增长率、生产率增长率以及资本积累率的很好预测指标。

随着中國经济持续高速增长，不少学者对中国经济与金融发展之间的关系进行研究。陈高通过研究得出国家应该通过相应宏观金融政策的引导，缩小各地区金融发展的差距，促进我国区域经济均衡发展。陈黎敏（2011）通过对全国31个省市自治区1978—2008年的金融发展与经济增长的面板数据分析发现，金融发展与经济增长总体呈现很强的正相关性，但由于各地的经济基础不同，各地区之间差异较大。通过梳理上述研究文献不难发现，目前已有的分析中，大多数学者忽略了金融发展与经济增长的空间效应，忽视地区间金融发展与经济增长之间的相互影响关系。因此，本文将从空间计量模型的角度对数据进行分析，将金融发展与经济增长的空间效应考虑在内，全面分析金融发展与经济增长之间的相互影响关系。

三、空间相关性分析及模型建立

从现有的研究发现，大部分学者均使用MoranI指数分析空间相关性，本文也将利用MoranI指数来对省市自治区金融业的空间相关性进行检测，但为了使研究更简便，于是将传统的MoranI指数进行调整，改进后的MoranI指数表达式如下：

其中，，表示第i个省的GDP，n为样本区域总数，为相邻空间权重矩阵。

MoranI指数的取值范围一般是[-1，1]，如果0

根据空间计量经济学，空间效应可以通过空间自回归模型（SAR）和空间误差模型（SEM）来表现。在SAR中，变量的空间相关性通过因变量的空间滞后项来反映，金融发展与经济增长的空间自回归模型为：

LnGDP=α+β1LnBank+β2LnStock+β3LnInsure+ρW_LnGDP+ε

其中W为n×n阶空间权重矩阵，Wij表示了空间邻接关系，W_LnGDP表示空间滞后因变量，ρ表示空间自回归系数，该估值反映了空间相关性的方向和大小。

当被模型的解释变量忽略的变量传递了空间相关时，可以假定空间相关是通过误差过程产生的。检验金融发展与经济增长的空间误差回归模型为：

LnGDP=α+β1LnBank+β2LnStock+β3LnInsure+λLnW_μ+ε

其中λ表示空间误差自相关系数，用来描述回归残差之间的空间相关的强度，W*μ表示空间滞后误差项。

根据模型及其转变，将搜集到的数据利用极大似然法对包含了空间滞后项以及空间误差项的SAR和SEM模型进行回归后的结果显示，空间系数ρ和λ在统计上均高度显著，这更进一步证实了空间相关性的存在。通过对SDM模型结果的分析可以发现我国金融业的发展通过地理空间机制对我国经济的增长发挥着很大的作用，同时银行业的作用是最大的，这和我国金融业发展的实际情况较为符合。我国在经济发展过程中的金融资源调配目前很大程度上还是通过银行业来实现，证券业、保险业的经济调节作用还没有充分发挥。

四、结论及政策建议

通过对我国金融业发展的空间计量分析后发现，我国金融业的发展存在一定的空间相关性，但是金融业发展的空间辐射能力有限，并且金融业中的空间相关性主要表现在银行业中，我国的政策体制很大程度上制约了金融业发展的辐射作用的有效发挥。

地区间金融发展的合作如果想要形成真正意义上的区域经济一体化局面，需要消除因行政区划而导致的区域割据局面。政府应对相关的规章制度、行政法规进行调整和修改，从制度上解决区域割据局面。另外各地方政府之间也应加强交流与合作，制定一些双边或多边协议，通过市场和利益补偿等机制，达到双赢的局面。只有消除了体制障碍后市场的力量才能有效推动区域间经济的分工与合作，加快区域间金融资源的流动，促进区域金融中心得形成。

参考文献：

[1]任晓怡，汤子隆，祝佳.广州市金融发展与经济增长互动关系的实证研究——基于空间计量经济学的分析方法[J]，肇庆学院学报，2014年7月

[2]李林，丁艺，刘志华.金融集聚对区域经济增长溢出作用的空间计量分析[J]，金融研究，2011年第5期

[3]陈高.空间计量视角的区域金融发展与经济收敛关系研究[J]，21世纪数量经济学.

[4]陆静.金融发展与经济增长关系的理论与实证研究——基于中国省际面板数据的协整分析[J]中国管理科学，2012.02

[5]陈黎敏.中国各地区金融发展与经济增长的关系分析[J]，货币银行，2011.08

[6]王景武.金融发展与经济增长：基于中国区域金融发展的实证分析[J]，财贸经济，2005.10

[7]闫丽瑞，田祥宇.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检验[J]，宏观经济研究，2012.03

中国服务贸易进口的经济增长效应第7篇

对于服务贸易理论的研究, 国内外学者主要从传统服务贸易理论的适用性、服务贸易与经济增长的关系角度进行了大量研究。

(一) 适用性角度

国外一些学者认为服务贸易与商品贸易无本质差别, 传统比较优势理论合乎逻辑地适用于服务贸易。B.Hindlev和A.Smith (1984) 等人认为, 建立在货物贸易理论基础上的国际贸易理论, 同样适用于服务贸易。但也有学者反对这种观点, 如R.Dick等人认为没有证据表明比较优势决定服务贸易模式。

(二) 服务贸易与经济增长的关系

Mattoo等 (2001) 指出, 通讯服务和金融服务行业的自由化经营可以带动经济增长1.5%。程大中、梁丹丹 (2005) 对中国服务贸易增长率和经济增长率进行实证分析, 认为中国服务进口增长率对经济增长率具有较大的促进作用、而服务出口增长率对经济增长的贡献小于服务进口增长对经济增长率的贡献。

以上研究主要侧重于服务贸易总体或出口与经济增长之间的关系, 而忽视了对服务贸易进口与经济增长做定性和定量分析。基于此, 本文研究服务贸易进口对经济增长的影响效应, 并提出优化我国服务贸易进口的政策建议。

二、服务贸易进口对经济增长的影响效应分析

在分析服务贸易进口对经济增长影响部分, 本文主要通过两个关键指标来衡量:服务贸易进口依存度、服务贸易进口的GDP增长弹性。

(一) 服务贸易进口依存度

服务贸易进口依存度是指一国服务贸易进口总额在该国国内生产总值中所占的比重。计算公式为:服务贸易进口依存度=服务贸易进口总额/GDP, 该指标反映的是一国经济对服务贸易进口的依赖程度。

1992年建立社会主义市场经济体制初期, 中国的服务贸易进口依存度很低, 1992年为1.88%, 1993年也仅为1.89%, 表明当时中国处在经济转轨时期, 国内经济仍然是在比较封闭状态下运行, 服务贸易进口对中国经济增长的作用极为薄弱。

随着中国市场化体制逐步确立和完善, 我国大量从国外进口了先进设备和生产技术, 来支持国内经济的快速增长。服务贸易进口依存度也从1992年的1.88%, 增长到2000年的2.99%。自中国加入WTO以来, 经济出现高速增长, 同时服务贸易进口依存度也大幅度提升, 从2001年的2.95%一直增长为2012年的3.35%。这种增长轨迹表明, 近年来服务贸易进口在我国经济增长中发挥着越来越重要的作用。

(二) 服务贸易进口的GDP增长弹性

服务贸易进口对经济增长的长期贡献, 可以用服务贸易进口的GDP增长弹性进行衡量, 这一指标可以比较准确地描述服务贸易进口与国内生产总值GDP增长的相互影响关系。

服务贸易进口的GDP增长弹性, 是指当国内生产总值增长率每变化1%时, 服务贸易进口增长率的变化百分比, 即服务贸易进口的。若数值大于1, 说明服务贸易进口对国内经济增长的影响比较大;若数值小于1, 说明服务贸易进口对国内经济增长的影响较小。通过计算我国1992-2012年的服务贸易进口GDP增长弹性, 可以发现31年间有12年弹性数值都是大于1的, 这说明服务贸易进口对国内经济增长的长期影响比较大。

三、服务贸易进口促进经济增长的政策建议

近些年来, 伴随着我国服务贸易迅速增长, 服务贸易进口也发展较快, 服务贸易进口依存度、服务贸易进口的GDP增长弹性都在逐步提高, 这表明, 服务贸易进口对促进我国国内经济增长的重要性日益凸显。但与此同时, 我国服务贸易进口也存在一些问题:不断扩大的服务贸易逆差;国内对金融、通讯等新兴行业的进口需求缺口很大等等。针对这些问题, 本文提出了改善服务贸易进口的政策建议。

(一) 提高服务贸易进口质量, 适当扩大服务贸易进口

服务贸易进口对GDP增长具有积极的推动作用, 应在坚持对外开放和融入世界经济全球化的大方向下, 扩大增加服务贸易进口数量, 保持服务贸易逆差。通过扩大对外开放, 我国积累了很强的经济实力, 经济社会的日益发展对高新技术和高级生产要素的需求大大增加。

(二) 提高新兴服务贸易进口比重

随着改革开放的不断深入, 传统服务产业对经济发展的促进作用逐步降低, 而新兴服务产业则会逐步显现出优势, 我们必须大力提高新兴服务贸易进口的发展。目前服务贸易进口仍以传统服务产业为主的局面对于中国的经济的长期发展和外贸转型是不利的, 提高新兴服务贸易进口的发展可以说任重而道远, 应该继续加大对新兴服务贸易产业的重视程度。

(三) 加强政府在促进服务贸易发展中的作用

政府在促进服务贸易的发展中发挥着至关重要的作用。要不断营造有利于服务贸易发展的良好环境, 提高全社会对发展服务贸易重大意义的认识, 形成全社会共同关注和支持服务贸易的良好氛围, 采取适当的政策措施, 完善相关的制度, 加大对科研方面的投入, 不断提高中国服务贸易的竞争力。

参考文献

[1]B Hindley and A Smith.Comparative Advantage and Trade in Services.The World Economy, Vo1.7, No.4.1984.

金融发展与经济增长的效应分析第8篇

1 金融发展与经济增长关系实证研究综述

金融发展理论主要研究内容为金融发展与经济增长之间的关系问题, 即研究金融体系在经济发展中所发挥的作用, 研究如何建立有效的金融体系和金融政策组合以最大限度地促进经济增长及如何合理利用金融资源以实现金融的可持续发展并最终实现经济的可持续发展。

国内外学者基于大量的文献研究, 开始对金融发展与经济增长之间理论联系的重要性进行实证研究。戈德·史密斯 (1969) 运用35个国家从1860—1963年的有关数据研究得出结论:经济增长与金融发展是同步进行的, 经济快速增长的时期一般都伴随着金融发展的超常水平。King和Levine (1993) 运用80个国家从1960—1989年的有关数据研究得出结论:金融深化与经济增长之间存在显著的正相关关系, 并且金融发展可以作为经济增长的预测因子。Kul B.Luintel和Mosahid Khan (1999) 运用Var (向量自回归) 和协整方法研究得出结论:金融发展与经济增长间存在互为因果关系。Moshin和Abdelhak (2000) 运用两阶段最小二乘法研究得出结论:金融发展与经济增长之间存在正相关关系。Adolfo Sachsida (2001) 运用时间序列数据和格兰杰因果关系检验得出结论:金融发展与经济增长互为因果关系。Beck和Levine (2002) 使用面板数据, 运用GMM (广义矩估计) 方法研究得出结论:金融深化对经济增长具有显著正向促进作用。

国内学者在国外研究的基础上结合我国具体情况进行实证研究。谈儒勇 (1999) 采用季度数据, 运用OLS (普通最小二乘法) 进行了实证研究, 结果表明:金融中介发展规模与经济增长存在显著的负相关关系, 并指出我国金融中介的欠发达制约着经济增长。周立、王子明 (2002) 采用1978—2000年经济金融相关数据系统分析研究, 结果表明:金融发展有利于经济增长, 金融差距是中国各地区经济增长差距的重要原因。史永东、武志等 (2003) 运用格兰杰因果检验和基于柯布道格拉斯生产函数框架下的计量分析对我国金融发展与经济增长间的关系进行了实证研究, 结果表明:金融发展与经济增长间存在一种双向因果关系。艾洪德 (2004) 通过格兰杰因果检验模型研究, 结果表明东部和全国金融发展与经济增长间存在正相关关系, 而中、西部二者间则几乎是负相关关系, 且存在明显的滞后效应。姜春 (2008) 研究发现二者关系中存在明显的“门槛效应”和“时滞效应”。

2 模型的建立

2.1 变量选取与数据及来源分析

本文选用GDP作为表示经济发展水平, 考虑到短期贷款、中长期贷款、票据融资占金融机构人民币贷款余额的比重长期在92%以上, 尤其是2005年以来这一比例一直高于99%, 因此, 我们用贷款 (其中包括短期贷款和中长期贷款) 来反映金融机构人民币贷款余额及其结构。

本文数据来源为甘肃省统计局统计月报和中国人民银行兰州中心支行的金融月报等内部资料, 我们所使用的数据为2001年1季度—2013年2季度的季度数据, 其中生产总值为当季数据, 贷款 (其中包括短期贷款和中长期贷款) 为季末余额。

2.2 数据处理

由于贷款为季末余额数, 与当季生产总值口径不一致, 因此, 首先将贷款的期末数减期初数, 得到贷款的季度增量, 分别用DK、SDK、LDK来表示。

从数据可以看出, 甘肃生产总值、贷款等数据在样本区间内呈波动上涨的运行特征, 显然是非平稳的时间序列。因此, 我们对序列取一阶差分, 分别用d (GDP) 、d (DK) 、d (SDK) 、d (LDK) 表示。

2.3 变量的平稳性检验

对时间序列的平稳性检验常用方法是单位根检验, 本文采用ADF方法进行单位根检验。应用ADF检验法对变量GDP、DK、SDK、LDK及其一阶差分序列进行平稳性检验, 检验结果见下表。

注:d表示一阶差分, 检验类型 (C, T, K) 表示ADF检验是否包括常数项c, 时间序列t, 以及滞后阶数k。

对各变量序列的ADF检验表明, 原始序列各变量检验统计量在5%的显著性水平下均为非平稳序列, 所有变量在一阶差分后均在5%的水平上显著, 各变量均为平稳序列。在检验结果中, AIC和SC准则是评价检验结果的有效手段, AIC和SC值越小, 检验效果越好。表中检验结果均为按照AIC和SC最小准则得出的。

2.4 协整检验

由前面的ADF检验结果可知, GDP、DK、SDK、LDK为同阶单整序列, 满足进行协整检验的条件, 协整检验可以揭示变量之间是否存在一种长期稳定的均衡关系。本文运用Johansen协整检验来进行变量间的协整关系检验, 具体考察Johansen协整检验中的轨迹检验结果, 做检验时考虑含有常数项的情况, 分析结果显示, GDP、SDK、LDK在1%的显著性水平上有一个协整关系, 协整方程为:

GDP=486.65+1.84×SDK+2.02×LDK

从上述协整方程可知, 从长期看, 生产总值与短期贷款、中长期贷款呈同向变动关系, 短期贷款每增加1个单位, 生产总值就提高1.84个单位。同时, 生产总值和中长期贷款也呈同向变动关系, 中长期贷款每增加1个单位, 生产总值就提高2.02个单位。

2.5 误差修正模型

若变量之间具有协整关系, 则它们之间的短期关系可由误差修正模型来表述, GDP、SDK、LDK之间存在一个协整关系, 为了考察短期贷款和中长期贷款对经济增长的短期影响, 根据格兰杰表述定理, 建立误差修正模型, 结果如下:

d (GDP) =52.64+0.05×d (SDK) +3.17×d (LDK) -0.33×ECM (-1)

在误差修正模型中, 差分项反映了短期波动的影响。对经济增长的影响可以分为两部分:一部分是短期贷款、中长期贷款波动的影响;另一部分是短期波动偏离长期波动的影响。误差修正项的系数的大小反映了对偏离长期均衡的调整力度。从系数的估计值 (-0.33) 来看, 当短期波动偏离长期均衡时, 将以 (-0.33) 的调整力度将非均衡状态拉回均衡状态。

3 政策建议

根据上述结论, 结合甘肃省省情, 我们提出以下几点建议:

一是充分发挥金融机构贷款对经济增长的促进作用。金融是国家宏观调控的重要杠杆, 金融业要充分发挥其在国民经济中的宏观调控作用, 有效地运用货币政策和手段, 加强对信贷总量及结构的调控, 使经济沿着健康的轨道运行。

二是加大金融机构的授信额度, 促进经济与金融业双赢。“招行引资”是金融产业扩张的一个通行办法, 目前甘肃省金融业总体数量少, 规模小, 同时针对甘肃省金融业基本现实, 高度重视存贷差越来越大的现象, 积极营造较好的投资环境, 改变甘肃省银行为别的省份“做嫁衣裳”, 而对自身发展促进不够的现象。同时, 金融机构应当针对甘肃相对落后的局面适当降低贷款门槛, 加大对高新科技、中小企业、非公有企业、资源开发、生态环保、循环经济、消费等方面的信贷投入, 达到甘肃经济增长与金融业快速发展双赢的局面。

三是针对甘肃工业产业结构单一、层次低, 能源和原材料生产在工业经济中占的比重大的现象, 应当在加大传统产业改造力度的同时推进企业技术创新, 大力发展低碳经济和先进制造业, 不断延伸产业链, 积极承接沿海产业转移, 实现我省工业速度、结构、质量相统一的发展。此外, 应充分重视第三产业, 尤其是服务业的发展, 充分挖掘多层次、多样化的服务性消费需求, 拉动甘肃全省经济增长。尤其要对市场性服务业 (租赁和商务服务业、文化体育娱乐业、居民服务业等) 给予更多的关注。还要关注第三产业发展中相关产业链的建设, 如旅游业、文化产业、体育健身产业等。这些产业不仅涉及第三产业, 还涉及第一产业、第二产业, 其产业链条长, 对甘肃省经济影响作用较大。

参考文献

[1]谈儒勇.中国金融发展与经济增长关系的实证研究[J].经济研究, 1999 (10) .

[2]韩廷春.金融发展与经济增长:基于中国的实证分析[J].经济科学, 2001 (3) .

[3]林毅夫, 姜烨.经济结构、银行业结构与经济发展[J].金融研究, 2006 (1) .

[4]周立, 王子明.中国各地区金融发展与经济增长实证研究:1978—2000[J].金融研究, 2002.

[5]史永东, 武志, 等.我国金融发展与经济增长关系的实证分析[J].预测, 2003 (4) .

经济增长效应第9篇

2010年4月6日, 国家发展与改革委员会正式批准设立沈阳经济区为国家新型工业化综合配套改革试验区, 沈阳经济区正式上升为国家战略[1]。沈阳经济区以沈阳为中心, 半径100km的范围内包括沈阳、鞍山、抚顺、本溪、营口、阜新、辽阳、铁岭8个省辖市, 是环渤海都市圈和东北经济区的重要组成部分。目前, 沈阳经济区正在进行如火如荼的建设, 对实现东北沿海与内地互动、加快老工业基地振兴、优化我国城市体系和地域空间结构都具有重要的战略意义[2], 其未来发展必将在东北亚经济区建设中发挥枢纽作用。然而, 由于历史原因, 辽宁省中部城市群市场发育滞后, 产业与市场缺乏融合, 成为了区域一体化的最重要障碍[3]。要解决这一问题, 需要政府财政政策的支持, 并且引导和鼓励社会各方面的资金投入, 以推动沈阳经济区的大发展。

有关财政支持对经济增长的影响问题, 国内外学者进行了比较深入的研究, 但得出的结论不尽相同, 主要表现在以下方面: (1) 财政支出对经济增长没有促进作用。Kneller[4]指出政府增加财政补贴力度会破坏贸易自由化, 从而影响贸易收入, 反而会抑制经济的增长;Tariq Mahmood[5]通过对巴基斯坦的实证研究发现, 政府日常费用支出会对经济增长起到抑制作用;Simon[6]研究表明, 政府财政支出中的资本性支出短期内会对经济增长起到促进作用, 而长期却对经济增长存在抑制作用;贡慧[7]认为, 财政支出无论是投资性支出还是消费性支出都不是经济增长的格兰杰原因, 均会导致财政赤字大幅攀升, 政府债务累积, 财政状况日益恶化。 (2) 财政支出对经济增长有促进作用。Anvar Khosravi[8]指出, 财政支出对经济增长有显著的积极影响;Boroaca L-R[9]通过对法国、德国和希腊的财政政策与经济增长的关系进行了实证研究, 得出财政支出对经济增长具有促进作用的结论;Hussin Abdullah[10]等通过对亚洲13个国家的总体状况分析, 认为长期内政府的财政支持尤其是对教育的财政支出将对经济增长起到稳定的促进作用;Martin Zagler[11]和Shahid Ali[12]认为, 财政支出增加可促进经济增长, 不过财政支出增加会引起财政赤字不断增长从而引发财政风险;毛定祥[13]对我国财政支出对GDP的正向影响持肯定态度, 但是他认为这种影响是短期行为;潘敏[14]认为, 我国财政政策对经济增长的影响机制是时变的, 并且财政政策的经济增长效应与不同财政政策下的政府支出结构的变化紧密相关。

由此可见, 财政支出是影响经济增长的一个重要因素, 这一点是毋庸置疑的, 但就财政支出是否能促进经济增长, 以及是长期效应还是短期效应的问题上, 学者们所得到的结论是有争议的。

2 沈阳经济区经济增长与财政支持现状

2.1 沈阳经济区经济增长现状

从整体上来看, 沈阳经济区经济在快速地增长。2000年, 沈阳经济区8市总体生产总值为2625.05亿元, 2012年达到15297.59亿元, 是2000年的5.83倍。其中, 沈阳市的生产总值达到6602.59亿元, 占整个经济区的43.16%, 见表1。

注:根据历年《辽宁统计年鉴》并经过整理。

从沈阳经济区生产总值占全省生产总值的比重来看 (表2) , 2001—2011年沈阳经济区的生产总值占全省生产总值的比重总体呈增长趋势, 从57.51%增长到62.72%。2012年, 沈阳经济区的经济增长速度未能跟上辽宁省整体经济的增长趋势, 所占比重有所下降, 为55.74%。由此可见, 沈阳经济区在辽宁全省中的经济地位越来越重要, 且其经济增长表现出比较强劲的势头。

注:根据历年《辽宁统计年鉴》并经过整理。

2.2 沈阳经济区财政支出现状

在经济快速发展的同时, 沈阳经济区的财政一般性预算支出也在快速地增长, 从2001年的274.10亿元增加到2012年的2136.24亿元, 是2001年的7.79倍, 结果见表3。

注:根据历年《辽宁统计年鉴》并经过整理。

沈阳经济区的财政一般预算支出占全省财政一般性预算的比重在2006年之前均低于45%, 而在2006年之后均高于45%, 尤其是2012年所占比重首次超过50%, 说明在发展沈阳经济区方面, 政府在财政支出方面给予了倾斜, 见表4。

注:根据历年《辽宁统计年鉴》并经过整理。

3 财政支持与经济增长协整检验

3.1 指标选取与数据来源

在指标选取上, 采用人均生产总值来表示经济增长, 人均一般预算支出表示财政支出[15], 数据来源于1981—2013年《辽宁统计年鉴》, 经计算整理得到。由于对变量取自然对数不会改变原有的协整关系并能消除异方差[16], 所以数据都经过取自然对数处理, 记为LGDP和LPFE。

3.2 协整分析

单整检验:在检验财政支出与经济增长的协整关系之前, 要先检验时间序列的平稳性, 用ADF单位根检验方法, 检验结果见表5。

注: (c、t、k) 表示Constant、Trend和lag length, Δ表示变量的一阶差分。

表5是依据AIC最小原则确定滞后阶数的各序列ADF检验结果, 在5%的显著性水平下, 时间序列LGDP是一阶单整的, 且LPFE是平稳的, 故LGDP和LPFE可能存在协整关系。

协整检验:首先进行时间序列LGDP和LPFE的OLS回归, 结果为:

由结果可知, 模型拟合优度较好。但是通过查DW表发现, DW

采用序列相关的LM检验方法 (p=2) 对式2的残差项进行检验, 结果见表6。由表6可知, 残差序列不存在自相关性, LGDP和LPFE的长期均衡关系可表示为:

从式3可见, 沈阳经济区PFE对GDP具有正效应, 但这种效应相对来说较小, 人均财政支出每增加1%, 人均生产总值将增加0.27909%。

3.3 Granger因果关系检验

检验沈阳经济区人均生产总值和人均财政支出的因果关系见表7。表7的检验结果显示, 在显著水平为5%、滞后2期的情况下, 人均财政支出是人均生产总值的Granger原因。这意味着, 人均财政支出是人均生产总值的决定因素, 人均财政支出的提高能促进人均生产总值的增长;反之, 则不成立。

3.4 误差修正模型

如果变量间存在协整关系, 则可以建立误差修正模型 (ECM) 对变量的短期波动和长期均衡直接进行描述[17]。经过上文论证, LGDP和LPFE间存在协整关系, 因此建立其误差修正模型如下:

对上式进行OLS回归, 结果为:

从式5可见, 当期人均生产总值的短期变动不仅受到上期人均生产总值和当期人均财政支出的影响, 而且还受到上期长期均衡关系的影响。

4 结论与政策建议

本文以1980—2012年沈阳经济区人均财政一般性预算支出和人均GDP为样本, 对沈阳经济区财政支持与经济增长的关系进行了基于协整理论的实证研究。研究表明, 虽然沈阳经济区财政支持与经济增长有着各自的波动形式, 但是两者间具有长期稳定的均衡关系。财政支出是经济增长的Granger原因, 财政支出对经济增长有一定的正效应, 从短期来看, 人均财政支出每增加1%, 人均GDP增加0.27909%;从长期来看, 当期人均财政支出每增加1%, 人均GDP增加0.150566%。由于财政支出对经济增长的影响不大, 政府在应用财政政策刺激经济增长时注意以下问题。在刺激经济增长时要防止片面强调增加政府财政支出的观念。财政支持对经济的影响无论是从短期还是长期来看, 其效用都不大, 而企业是经济增长的原动力, 政府可以通过提供一些有利于企业生产经营活动的税收政策来调动企业的积极性, 引导企业投资, 如优惠税率、免税期、投资税收抵免和纳税扣除等。

注:数据来源于历年《辽宁统计年鉴》并经过整理。

采取相关财政政策措施, 以缩小缺口, 避免财政赤字失控。自从2003年《关于实施东北地区等老工业基地振兴战略的若干意见》发布以来, 沈阳经济区各城市加大了财政支出力度, 不可避免地扩大了财政一般性预算收支缺口, 沈阳经济区8城市总体的一般性预算收支缺口从2000年的94.37亿元增加到2012年的474.05亿元, 后者是前者的5.02倍。其中, 沈阳和鞍山的财政缺口在2008年和2009年达到最大, 2010年和2011年由于控制财政赤字措施的出台, 财政赤字得到控制, 2012年又出现上升趋势 (表8) 。长期的经济增长不可能建立在庞大的财政缺口的基础上, 地方政府要控制财政支出的规模。现行的分税制容易形成地方财政缺口, 影响地方财政的可持续性。因此, 地方政府又很有可能通过出让土地来增加其财政收入, 从而进一步影响房价[18], 导致财政缺口不断增大, 最终将会不可避免的形成财政风险, 使未来财政可持续性面临巨大挑战[19]。

沈阳经济区要继续保持强劲的经济增长势头, 最为重要的就是要优化财政支出结构, 提高财政资金的使用效益。由表9可知, 从2005—2012年, 沈阳经济区各城市在医疗卫生和农业方面的支出总体趋势均表现为增加, 其中农业支出增加比重较大;本溪和铁岭在教育支出和社会保障支出方面所占比重有所下降。一些支出的增加必然引起对其他支出的挤占, 如科学技术支出与环境保护支出。

注:数据来源于历年《辽宁统计年鉴》并经整理。

由于财政用于科学研究和人力资本支出的经济增长效应最为显著[20], 在注意控制财政支出总水平的同时, 政府应加强财政对科学研究的投入, 加大对人力资本投资的力度, 适当增加生产性支出, 削减消费性支出, 并充分调动企业和个人参与教育和科研投资的积极性, 但也不能忽视财政的物质资本投资。

摘要：在分析沈阳经济区财政支出和经济增长现状的基础上, 基于沈阳经济区1980—2012年的人均GDP和人均财政一般预算支出统计数据, 应用Eviews软件对数据进行协整分析。结果表明, 沈阳经济区人均财政支出与人均GDP间存在着协整关系, 财政支出是经济增长的Granger原因, 得到两者长期的协整方程。针对沈阳经济区发展中存在的潜在问题给出针对性的政策建议, 以推动沈阳经济区的大发展。

我国经济增长对就业的拉动效应分析第10篇

关键词：奥肯定律,经济增长,就业

一、从奥肯定律看经济增长对就业的拉动效应

1、奥肯定律

20世纪60年代, 美国经济学家阿瑟·奥肯利用美国20世纪50年代的国内生产总值的数据提出了失业率与国民收入增长之间经验关系, 即奥肯定律。它揭示了产品市场和劳动市场之间极为重要的联系, 描述了实际GDP的短期变动与失业率变动的联系。可以通过失业率的变动推测或估计GDP的变动, 也可以通过GDP的变动预测失业率的变动。

2、奥肯定律在我国的适用性

有学者分析过我国GDP与城镇登记失业率之间的变动规律, 结果发现两者的关系明显违反奥肯定律。从历年统计数字看, 20世纪80年代中期以来, 我国在平均GDP都保持10%左右增长速度的情况下, 失业率一直上升到2003年的4.3%, 2003年后也一直保持4.2%左右。实际上, 目前我国的城镇登记失业率具有至少两个明显的遗漏:一是没有包括城镇中已经失业不愿登记的人, 也没有包括下岗的人;二是没有包括农村的隐性失业。

目前我国城镇企业隐性失业估计方法是对经营城镇企业的隐性失业者展开调查, 该调查数据显示城镇各类企业的综合隐蔽失业率。国际劳工组织和中国劳动部曾联合进行了一次“企业富余劳动力调查”, 该调查数据显示城镇各类企业的综合隐蔽失业率为18.18%。这一值基本上等于权威部门对城镇就业隐蔽失业率估算的平均值。

二、从就业弹性看经济增长对就业的拉动效应

在经济学里, 当两个经济变量之间存在函数关系时, 我们就可以用弹性来表示因变量对自变量反应的敏感程度。经济增长的就业弹性就是当影响经济增长的其他因素不变时, 实际GDP增长1%所导致的就业增长的百分比。根据统计资料, 计算出的我国1992年以来的就业弹性如表3。从表3可以看出, 我国就业增长弹性呈现以下特点:

1、就业增长与经济增长不同步,

就业增长率小于经济增长率, 就业弹性总体呈下降走。说明经济增长对就业有加速的拉动作用, 但加速力度越来越弱。因此, 尽管改革开放30年来我国经济保持较高的增长速度, 但就业压力越来越大。

2、第二、第三产业就业弹性最高, 第一产业就业弹性最低。

第二产业的就业弹性一直下降, 并且在1999年、2000年、2002年出现负增长, 因为此时的产出增加, 主要是技术进步、固定资产投资大量增加所致, 固定资产投资成为拉动经济增长的基本动力, 对经济增长的贡献度越来越大, 而对就业的吸纳力反而下强。第一产业的劳动吸纳力逐渐下降, 甚至一些年份出现负值, 主要是农业生产效率相对低下, 规模经营和效率提高。第三产业的就业弹性却在不断提高, 对劳动的吸纳能力增强。

三、促进经济增长, 缓解就业压力措施

1、继续保持较高经济增长率

根据奥肯定律, 经济增长率对就业有拉动效应, 经济增长是扩大就业的基础。多年来, 我国经济保持了较高的增长速度, 已经对就业做出大量的贡献, 要确保就业稳定, 仍然需要保持较高的经济增长。

2、转变宏观经济政策目标重点, 政策取向要从促进经济增长转向充分就业

我国经济增长就业弹性系数呈下降趋势。为缓和就业压力, 国家宏观经济政策取向有必要由经济增长向充分就业转变。在经济发展战略上应采取就业优先、效率与就业并重的增长模式。

3、优化产业结构, 大力发展第三产业。

三大产业的就业弹性系数具有显著差异, 第三产业是劳动力密集行业, 它对劳动力的需求弹性比第二产业大得多, 但是我国第三产业规模相对较小, 导致其吸纳的劳动力比较少。我国实施的宏观经济政策, 以扩大固定资产投资为主要手段来启动内需, 与此同时, 消费对经济增长的贡献则逐年下降。其结果导致第二产业比重持续上升, 而第三产业的比重没有明显提高。只要我们大力发展第三产业, 抓住就业结构调整这个环节, 是完全可以缓解当前就业矛盾的。既要有搞高新科技行业, 也不要抛弃制造业;既要有选择地发展高新技术产业, 也要同时发展劳动密集型传统产业。

4、积极支持发展民营经济和中小企业

如果我国中小企业数量达到发达国家70%的水平, 即从目前的700万左右发展到4 000万个, 每个企业增加10个工作岗位, 将增加4亿多人就业, 这将从根本上解决我国就业难题。然而, 受国际金融危机伤害最大的是民营经济和中小企业, 中小企业与就业、尤其是农民工的就业问题直接相关。因此要把帮助中小企业发展作为政策调整的重点。

参考文献

[1]张建华:《从就业弹性看我国就业压力产生的原因及对策》, 《广东外语外贸大学学报》, 2005年第2期。

浅析我国通货膨胀的经济增长效应第11篇

(一) 一般通货膨胀的产生

宏观经济学中, 对通货膨胀的成因研究主要总结为以下五种理论:通货膨胀的货币主义理论的核心认为通货膨胀是货币当局发行的货币数量高于流通中的货币数量所致。通货膨胀的需求学说是指通货膨胀归因于经济体中产品和服务的需求大于供给导致的一般价格水平的普遍上涨。成本学说将通货膨胀是指由于成本的上升促使物价水平的上升而导致的通货现象。其具体原因分为两种情况:一是工资推动的通货膨胀;二是利润推动的通货膨胀。供求混合学说是通货膨胀的需求学说和供给学说的结合。结构型通货膨胀的认为通货膨胀并不只是由于需求或者供给造成的, 而是因为经济结构的本身缺陷或者经济结构的变化造成的。

(二) 我国通货膨胀的产生特点

基于以上分析, 结合实际情况, 我国的通货膨胀产生的原因主要有以下四个:

1. 经济结构调整。

我国的通货膨胀主要是结构性的通货膨胀, 当前我国的经济结构仍然处在转型时期, 二元经济结构仍然广泛的存在, 普遍存在经济效益的差距和经济结构的变动存在着诸多不稳定因素, 导致价格水平的波动和通货膨胀的产生。

2. 国内生产要素的成本上涨。

国内的生产要素的价格上涨导致的成本通货膨胀。近期以来, 劳动力、土地费用等成本逐渐上升。中国社会科学院发布的《经济蓝皮书》显示, 农民工工资近三年涨幅明显加快, 达17%左右。

3. 国内货币流动性过剩。

国内货币的流动性过剩分为两个方面:第一是经济危机之后, 我国实行适量宽松的货币政策, 政府主导投资体系导致央行增发货币, 第二是由于经济危机之后世界经济形势的普遍低落, 和我国的外汇储备增加导致了货币的流动性过剩, 即外汇占款。

4. 输入性的通胀压力。

2013年, 美国、欧盟经济复苏, 全球流动性进一步加剧。国际原油价格突破每桶100美元, 发达国家为了复苏经济, 实施宽松的货币政策, 从而加剧了流动性过剩。大宗进口商品价格的增加, 拉动了国内相关商品价格的上涨。

二、我国通货膨胀的经济增长效应理论与实证分析

(一) 通货膨胀与经济增长的三种理论分析

关于这二者的关系, 存在三种观点:促进论认为通货膨胀与经济增长是正相关的。特别是温和的通货膨胀有利于经济的增长。作用机理是流通中货币数量的增加降低了利率, 进而刺激了投资, 再通过乘数效应扩大了总产出, 最后通过加速乘数效应进一步扩大总需求;促退论认为通货膨胀抑制了经济的增长。该理论认为从长期考虑, 通货膨胀只会越积累越严重, 并不利于经济的增长;中性论认为通货膨胀与经济增长是无关的, 且通货膨胀影响的是名义变量, 对实际变量无关。

(二) 从经济结构分析通货膨胀的经济增长效应

当前我国的企业和个人的实物资产主要包括住房、汽车、机器设备等, 这些资产的价格随着通货膨胀率的变化而变动, 往往可以做到保值增值。我国的企业和家庭的虚拟资产股票、基金、债券等, 同时也有消费者信贷等负债。对于储蓄和债券来说, 通货膨胀的发生使资产价值贬损, 对于股票和金融衍生工具来说, 资产的价值并非间的由利息率而决定, 而是由企业经营的状况、供求状况和标的资产的价格而决定的。因此, 在我国, 从经济结构上来看, 通货膨胀对实体经济的影响是有限的, 对于虚拟经济的影响, 在一定范围内具有不确定性。然而, 虚拟经济在通货膨胀的影响下具有的不确定性往往会造成投机行为, 对实体经济产生一定程度的影响。

(三) 从国民收入分配分析通货膨胀的经济增长效应

我国通货膨胀对国民收入的分配有以下四点影响。首先, 根据国家统计局最近数据显示, 2013年, 我国经济增速达7.5%左右。而城镇居民人均可支配收入增长落后于经济增速度。由于我国大多数人属于工薪阶层, 而按照凯恩斯原理, 工资存在刚性。其次, 工资的刚性造成的调节滞后性往往使企业能够获得利润增长。据国家统计局数据显示, 2013年, 工业生产者购进价格指数各项指标上涨明显。未来一段时间, 上游企业仍会吸引投资, 通货膨胀使财富流向向企业。再次, 通货膨胀的税收效应加强。根据国家统计局相关数据显示2013年我国财政收入和个税收入均大幅增加, 收入分配向政府倾斜, 劳动者的报酬在国民收入的比重不断下降。此外, 我国进口将要支付更多的外汇, 而出口相对来说上涨的幅度较小。导致净出口额减小, 一部分收入转移到其他国家去。因此, 从收入分配的角度上说, 我国的通货膨胀导致了工薪阶层报酬在国民收入中比重下降, 税收增加, 收入向政府和企业倾斜, 有利于新兴企业的发展, 不利于国际贸易的健康发展和缓解社会收入的两极分化。

(四) 从投资分析通货膨胀的经济增长效应

总的来说, 我国的通货膨胀对投资的影响有积极的方面, 也有消极的方面。第一, 虽然我国名义存贷款利率有所上升, 但剔除通货膨胀率之后, 存贷款的实际利率有所下降。实际利率的下降刺激了投资, 引发了社会的投资需求。第二, 我国的通货膨胀主要变现为劳动、土地等生产资料, 尤其是原材料、能源和进口商品价格的上涨。这加大了企业投资的成本, 因而加大了企业投资的风险。第三, 我国居民大多已经察觉到近年来的通货膨胀, 并把通货膨胀列入预期。通货膨胀预期的形成会促使一些投机行为的发生, 影响实体经济的投资和发展。此外, 政府出台的宏观调控的政策一方面降低了市场经济的资源配置有效性, 另一方面有利于为投资创造稳定的经济环境。

(五) 通货膨胀率与经济增长率的实证分析

从实证角度上, 本文选取了国家统计局《中国统计年鉴》1980—2013年的相关数据作为样本, 用eview s5.0进行检验和计算。由于我国经济在30年内的经济波动与通货膨胀在1988年到1999年内相关性不甚明显, 因此选取两个样本空间。一个是1980~2013年, 一个是2000~2013年, 分别进行两次回归。下文的第一个样本空间建立的模型不能采用, 也印证了这一点。此外, 为了分析我国通货膨胀和经济增长互相的影响效应, 下文将用回归模型和格兰杰检验予以粗略说明。

结合数据分析, 通货膨胀率和经济增长率基本呈正相关关系, 且在2000~2013年的样本空间中, 正相关性更为明显。呈现为通货膨胀率的波动幅度大于经济增长率的波动幅度。且略滞后于经济增长的波动。以CPI为自变量, GDP增长率为因变量建立计量经济模型;再以GDP为自变量、CPI为因变量建立计量模型, 分别做一次和二次回归, 结果显示一次回归不稳定, 二次回归结果较为稳定。

做CPI和GDP的格兰杰因果检验, 在选取的5个滞后期的检验中, 第一期的检验是最显著的, 表示我国通货膨胀既是经济增长的原因, 经济增长也是通货膨胀的原因。随着滞后期的增加, 检验结果越发不显著, 说明了通货膨胀和经济增长互为因果的关系须在短期才能够得到, 从长期开看并不存在显著的互为因果的关系。这与前文的分析相一致。

三、结论及政策建议

从前文的理论分析和实证检验可以得出, 在我国, 通货膨胀与经济增长存在着双向的格兰杰因果关系, 即通货膨胀是经济增长的原因, 经济增长也是通货膨胀的原因。因此, 总结全文, 提出以下政策建议:

(一) 应对输入型的通货膨胀

针对国际大宗商品的进口造成的通货膨胀, 可在一定范围内适当升值人民币, 以应对进口商品的价格上涨。此外还可以通货发展本国产业, 提高产品质量, 提升对外开放水平, 促进贸易平衡。

(二) 管理公众的通货膨胀预期

制定相关政策, 加强管理力度和对住房等耐用品的价格进行调节, 防止泡沫经济的发生和蔓延, 营造良好的市场环境。增加公众的对市场经济的信心, 防止过度投机行为的出现。此外, 政府还可以加大社会保障力度等转移支付, 通过加大对低收入、固定收入等对通货膨胀反映敏感人群的补贴来调整公众通货膨胀的预期。

(三) 实行稳健的货币政策

2013年, 为了治理流动性过剩, 央行提高存款准备金率, 以防止过度投资、投机行为的发生。由住房价格不再持续攀升等社会现象可以看出, 稳健偏紧的货币政策已经在预防和治理通货膨胀的方面发挥了一定的作用。在未来一段时间内, 央行应该继续实行稳健的货币政策, 应对流动性过剩和投资过度的行为。

(四) 强化政府管理

政府制定相关政策, 规划各级政府的投资行为, 避免由于片面的追求一时的经济效益而对整个经济稳定性造成破坏。

参考文献

[1]饶丹雪.我国当前通货膨胀原因探析[J].现代商贸工, 2011.