贵州省经济增长

贵州省经济增长（精选10篇）

贵州省经济增长 第1篇

1.1 模型的说明

1928年美国数学家Charles Cobb和经济学家Paul dauglast提出的生产函数即C-D生产函数的数学形式为:Y=AKαLβ, 根据要素的产出弹性定义, 很容易推出:

undefined;

undefined;

即参数α, β分别是资本与劳动的产出弹性。

国内的传统研究一般是基于上述资本与劳动力投入两个因素来分析经济增长, 很少有考虑市场化和产业化等因素对经济的影响。但是一国或一个地区的经济一定会受到市场和产业制度等方面的影响, 尤其是现代社会实行的快速市场化和产业优化的形势下, 市场和产业制度对经济增长的影响更大, 因此分析经济增长有必要加入这两个因素的影响。贵州省的经济增长也一般是建立在传统的研究上, 因此本文从资本、劳动力、人力资本、市场化和产业化等因素出发, 建立贵州省的经济增长模型并进行实证分析。

1.2 指标的选择

产出数据 (Y) :本文选择贵州省GDP作为产出数据。

物质资本存量 (K) :由于物资资本存量资料欠缺, 且估算难度大, 本文就直接选用贵州省全社会固定资产投资。

劳动力投入 (L) :选用贵州省年末就业人数。

人力资本 (H) :选用年度财政中教育支出。

市场化制度 (MI) 和产业结构制度 (SI) :改革开放以来, 贵州省制度也发生了较大改变, 呈现市场化加快和产业结构优化两个重要特征。本文选取投资的市场化指数来表示, 用全社会固定资产投资中按经济类型划分的除国有经济和集体经济以外的其他经济占总投资的比重来表示, 即用公式表示为:MI=其他经济/全社会固定资产投资。本文用每年第三产业总产值占每年总产值的比重来反映产业结构的变化, 即SI=第三产业总产值/总产值。本文所有指标的数据来自1980-2007年贵州省各年的年鉴。

2 贵州省经济增长模型的实证分析

2.1 方法与模型的建立

社会经济分析中通常是通过建立生产函数模型来进行定量分析, 本文在柯布-道格拉斯生产函数的基础上引入市场化因素和产业结构化因素, 建立柯布-道格拉斯经济增长模型:

Y=AKαLβHγeR1MI+R2SI (1)

其中:Y表示地区生产总值;K表示全社会固定资产投资;L表示年末就业人数;H表示人力资本, α、β和γ分别表示资本、劳动和人力资本的产出弹性。MI, SI分别表示市场化制度和产业结构制度, R1和R2分别表示市场化制度和产业结构制度对经济增长的边际影响系数。把模型 (1) 线性化, 即两边取自然对数并引入随机误差项ε可得如下线性经济增长模型:

LnY=LnA+αLnK+βLnL+γLnH+R1MI+R2SI+ε (2)

为了克服共线性, 令α+β+γ=1 (3) , 所以相当于在模型 (2) 的基础上加了一个线性约束条件 (3) 的基础上进行线性约束回归。结合模型 (2) 和约束条件 (3) 可得如下线性约束的回归模型:

undefined

2.2 模型建立的过程

2.2.1 初始模型

根据附表的数据, 用Eviews3.0对模型 (4) 进行参数估计得如下结果:

可得到初始模型:

undefined

即Y=K1.091074L0.588196H-0.67927

e-2.450443+0.016199MI+0.008984SI

2.2.2 最终模型

从上面结果知道, 模型的拟合优度R2=0.943040, 说明模型拟合的较好。各变量除SI变量外都通过了显著性检验, 模型的显著性检验也通过了。但是存在序列相关性。

本文采用拉格朗日乘数检验进行一阶残差项的辅助回归为:

undefined

于是LM=nR2= (29-1) *0.984760=27.57328, 该值大于显著性水平为5%, 自由度为一的χ2分布的临界值χundefined (1) =3.84, 由此判断原模型存在一阶序列相关性。同理可以检验模型的二阶序列相关性, 但由于undefined的参数不显著, 说明不存在二阶序列相关性, 只存在一阶序列相关性。

下面运用广义差分法消除初始模型的一阶相关性:

第一步, 由上面拉格朗日乘数检验进行1阶残差项的辅助回归可得ρ=0.998523。

第二步, 作差分变换, 广义差分法就是广义最小二乘法 (即为原模型差数的无偏、有效的估计量) , 但是确损失了部分样本观测值。在一阶序列相关情况下, 可进普莱斯-温斯特变换, 用Eviews3.0完成的结果如下:

可得到最终模型为:

即Y=K1.091074L0.588196H-0.67927

e-0.13314+0.016199MI+0.1653645I

模型及各变量 (除SI外) 的显著性都通过了检验, 该模型通过广义差分法消除了一阶序列自相关性, 模型已经不存在自相关。

由最终的估计模型可以看出资本的投入弹性为1.091074, 表明资本投入每增加一个百分点, 拉动贵州经济增长109个百分点。劳动投入弹性为0.588196, 表明劳动投入每增加一个百分点, 拉动贵州经济增长58.8个百分点。人力资本投入弹性为-0.67927, 反而使经济减少, 这说明人力资本投入对经济的拉动作用相比资本投入和劳动力投入对经济拉动的作用要小, 因为本文是在假设规模报酬不变的约束下做的实证分析, 但实际上可能不是规模报酬不变, 所以导致人力资本弹性为负。市场化制度的边际参数为0.016199, 即MI增加一个单位, 拉动经济增长1.62个单位。产业结构制度的边际参数为0.165364, 即SI增加一个单位拉动经济增长16.54个单位。虽然SI的显著性不是很高, 但其对经济的影响比市场化制度对经济的影响更大。表明贵州省的市场化进程相对缓慢, 市场相对闭塞, 而产业结构制度略显优化, 尤其是第三产业的发展较快, 贵州省是全国旅游资源比较丰富的省份, 更好更快的发展旅游业对贵州第三产业的发展更好, 更能拉动经济的增长。从模型还可以看出资本投入弹性远高于劳动投入弹性, 说明贵州省经济增长主要靠资本投入的拉动来带动经济的发展, 这也与事实相符。随着西部大开发战略, 贵州省的资本投入也迅速增加, 经济属于粗放型。而劳动力资本欠缺, 劳动力素质偏低, 高文化高水平的劳动者稀缺, 这与贵州的经济及教育有关。

3 建议

3.1 资本投入是贵州省经济增长的最主要动力

从模型还可以看出资本投入弹性最高, 说明贵州省经济主要靠资本投入的拉动来带动经济的发展。但贵州省的固定资产投资有一定的盲目性、粗放性、低效性。所以贵州省政府更应当加强对资本投入的有效监督, 引导全社会固定资产投资高效、有序、外向发展, 努力提高资本投入的效率, 而不是靠数量。

3.2 积极引进人才, 努力提高劳动者的素质同时加大教育投入

从模型可以看出贵州省劳动力投入和人力资本投入的弹性都偏低, 导致对经济的拉动作用较小。说明贵州省的劳动力的素质普遍偏低, 因此贵州省政府应积极引进人才, 加大对教育的投入, 因为人力资本以及劳动力投入都与劳动者的文化素质有关。劳动者的受教育程度越高, 对经济增长的拉动作用越大。

3.3 加大对科技进步的投入

科技进步对经济增长的拉动作用越来越大, 贵州省政府应加大对科技方面的投入, 同时也要对科技投入产出建立一个有效的评价指标体系。

3.4 制度因素对拉动贵州省的经济增长的影响也显著, 但应进一步开拓贵州省的市场和加大产业结构的优化

随着改革开放和西部大开发政策, 制度因素对贵州经济的影响也越来越显著。制度因素在经济发展中起着重要作用, 一个有效的经济组织、良好的制度环境、有效的经济体制和适当的激励机制能够更好的发挥更生产要素的效率, 从而加大对经济的增长作用。然而贵州省的市场化进程相对缓慢, 市场相对闭塞, 而产业结构制度略显优化, 尤其是第三产业的发展较快, 贵州省是全国旅游资源比较丰富的省份, 更好更快的发展旅游业对贵州第三产业的发展更好, 更能拉动经济的增长。所以应进一步开拓贵州省的市场和加大产业结构的优化, 为贵州省的经济发展营造一个良好的制度环境。

摘要：采用C-D生产函数在传统的资本、劳动力、人力资本因素的基础上, 增加了市场化和产业结构两个制度因素, 建立了贵州省经济增长的因素模型。通过Eviews3.0作出的贵州省经济增长模型说明了贵州省的经济增长主要动力是资本的投入, 其次是劳动力的投入, 制度因素对经济增长的影响也显著的结论, 并提出了几点科学的建议

关键词：经济增长,C-D生产函数,资本投入,劳动投入,市场化制度,产业结构制度

参考文献

[1]李子奈, 潘文卿.计量经济学[M].北京:高等教育出版社, 2000.

[2]张保法.计量经济学[M].北京:经济科学出版社, 2006.

[3]屈小娥.资本、劳动、技术进步与陕西经济增长的一个实证分析[J].产业与技术科学论坛, 2007, (1) .

转变经济增长方式加快镇域经济增长 第2篇

一、突出特色，因地制宜，培植产业优势。近年来，我镇立足实际，充分发挥自身产业优势和区位优势，通过抓园区经济、招商引资和新农村建设等重点工作，使镇域经济特色产业优势更加明显。镇域经济的发展是农村建设和发展的经济基础，经济不发展，其他建设也就无从谈起。结合当前的国家产业政策和自身实际，找准特色定位，选准突破口，找到关键点，努力培植壮大适合本地发展的优势产业、支柱产业和重点产业，镇域经济才能在现有基础上实现长足的发展。

二、坚持抓投入上项目，靠合力扶工增强镇域经济发展后劲。工业是镇域经济的支柱，项目是工业发展的抓手。几年来，我镇在镇域经济发展过程中，注重正确处理全局与重

点的关系，在产业发展上变平衡用力为重点突破，通过大力实施优势品牌战略，采取企业带动、投入支撑、政策扶持等“多管齐下”的方式，不断加快工业化进程，工业在繁荣镇域经济、吸纳劳动力就业、促进财政增收和农民致富等方面的主导地位日益突出。项目建设在调整经济结构、转变经济增长方式等方面具有举足轻重的作用，骨干企业更是一方经济的有力支撑。正是抓住了这些工业经济发展的“牛鼻子”，我镇经济才得以不断膨胀发展。

三、强化招商引资，走借力发展之路。经济要发展，资金、项目是关键。特别是在当前国家实施新一轮宏观调控和银行信贷资金紧缩的情况下，资金问题更是成为制约地方经济发展的最大瓶颈。只有在盘活存量、扩大增量、实现自我膨胀发展的同时，继续大力实施招商引资，不断开拓国内市场，大力发展楼宇经济，走借力发展、外向型经济发展之路，才能有效破解资金瓶颈制约，不断增强镇域经济发展后劲，实现经济持续健康发展。

四、狠抓园区建设，打造承载镇域经济发展平台。园区是产业集约快速发展的载体，也是推动镇域经济跨越发展的平台。近年来，我镇把园区建设作为经济发展的重要一环来抓，立足各自产业和区位优势，突出一二三产业发展，相继规划了一批特色园区，在镇域经济发展过程中充分发挥载体和平台作用。经济园区作为优化产业布局、加快产业聚集的主要载体，是现代经济发展的必由之路。特别是目前在项目用地总量紧张的情况下，园区在承接外来投资项目上的优势

更加凸显。只有立足产业定位，切实加强园区建设，搞好功能配套，才能更好地发挥产业的聚集效应，才能更好地保障镇域经济快速发展。

五、不断优化软硬环境，夯实镇域经济发展基础。坚持“把硬环境做强、软环境做优”的原则，突出基础设施完善、市场经营秩序规范、为企业发展提供高效优质服务等工作重点，镇域经济发展环境明显优化，夯实了镇域经济发展的基础。在硬环境建设方面，以完善道路建设为重点，带动基础设施完善配套，为经济发展拓展了空间、提供了条件。在抓好硬环境建设的同时，更要重点突出引导和服务这一核心，不断提升优化软环境。突出表现在，积极引导企业按产业布局规划发展生产，并在信贷扶持、土地征用、争取国家资金支持等方面积极帮助协调，促进了龙头企业做大做强；积极转变政府职能，切实增强服务意识，实行党政成员挂包重点项目责任制，对每一个重点工程、重点项目，安排专人负责，跟踪服务，急企业之所急，想企业之所想，及时为引进项目、重点工程建设排忧解难，确保了项目建设顺利推进；切实加强干部队伍建设，在镇村干部的选用上，对优秀机关干部侧重于向经济管理部门倾斜安排，村两委主要负责人的选用标准首先必须懂经营、会管理，使一批有头脑、有知识、有能力的人才充实到基层干部队伍中，从而提高了镇村干部服务经济发展的能力和水平；全力维护社会和谐稳定，依法查处“三乱”和各种侵权行为，依法打击各种侵商、扰商、袭商行为，为镇域经济发展营造了良好的社会环境和投资环境。

贵州省经济发展与增长潜力分析 第3篇

关键词：主成分分析；经济发展；综合评价

一、引言

衡量一个地区的发展状况，不仅仅是考察经济产值的增长， 而应该从社会发展的各个方面的指标去考察，看各项事业发展的综合效果。那么考察贵州的社会经济发展潜力就需要一种综合评价的方法，经过综合评价帮助我们发现社会经济发展中存在的问题以及影响总体发展水平的因素， 为各个地区实现均衡发展提供一些理论依据，客观准确地描述地区社会经济现状，同时也成为制定新的发展战略的基础。

本文采用主成分分析法从规模、结构、效益、基础设施、人口教育等众多方面筛选出 15 个具有典型性、代表性的指标进行研究对贵州的社会经济发展潜力做出综合性的评价。

二、市区经济发展潜力评价指标体系

对地区发展潜力的研究进行综合评价，最主要的就是要建立科学、公正、客观并且能在很大程度和范围内长期有效的评价指标体系。本文根据构建指标体系应遵循的原则，本着从社会经济现状中投射其发展潜力的角度，在社会经济指标的基础上以挖掘经济发展潜力为目标全面结合科教，文化，环境保护相关联方面，建立了9个市（州）（贵阳市、六盘水市、遵义市、安顺市、毕节市、铜仁市、黔西南州、黔东南州、黔南州）经济发展潜力评价指标体系

（1）经济方面：X1生产总值； X2人均地区生产总值； X3工业增加值； X4税收总计； X5固定资产投资额； X6财政收入； X7社会消费零售总额；

（2）人民生活方面：X8农村居民人均纯收入； X9在岗职工平均工资；

（3）科技教育方面：X10高等教育人数； X11小学生教育人数；

（4）文化卫生方面：X12诊疗人次； X13卫生技术人员；

（5）农业方面：X14农业总产值； X15渔业总产值。

三、过程分析

本文利用《贵州省统计年鉴 2013 》所查到的各省市的15 个指标的原始实例数据采用主成分分析法对贵州省各市区经济发展潜力进行评价，运用 SPSS21.0 统计软件其分析如下：对原始数据作标准化处理，并计算相关的系数矩阵并计算其特征值、各个主成份的贡献率、累计贡献率见表 1。从表 1 的数据可以看出相关矩阵的 3 个最大的特征值即（10.431， 2.340，1.090） 共同解释了方差的 92.410%（ 超过 80%），所以我们取前三个主成份作为第一、第二和第三主成份。

最终的主成份得分表如下图所示。

毕节市在第二因子得分最高，表名在小学教育和农业方面发展有较强的实力，遵义市在第三因子得分最高，表明在渔业方面的表现突出。

五、就贵州省的经济发展问题，现提出以下建议：

（一）调整“三农”政策，统筹城乡经济社会协调发展。一是深化农村经济体制改革，完善农村税费改革的各项措施和农村土地制度；二是健全农业社会化服务、农产品市场以及对农业发展的支持保护体系，三是逐步统一城乡劳动力市场，建立健全农村劳动力的培训机制，帮助农村富余劳动力在城乡之间双向流动就业， 引导农村富余劳动力平稳有序转移；四是推进乡镇企业改革和调整，积极拓展农村就业空间。

（二）坚持以人为本的经济发展战略。一方面，要真正把教育摆在优先发展的战略地位，加大投入力度，提升基础教育水平。另一方面，要营造和实施人才强县的体制环境。创新人才工作机制，加强人才开发和人才培训，积极引进企业经营管理和专业技术等各类人才。

（三）发展经济要以改革和制度创新为动力。虽然县域内各县（市、特区）的经济条件和资源环境不同，但各县（市、特区）的经济发展都离不开改革和制度创新。改革和制度创新要按照“三个代表”重要思想的要求，以转变政府职能为重点，由直接管理企业生产经营活动改革为规划、协调、服务和监督。

（四）强化区域经济意识，加强区域合作，整合经济资源。 县域经济是以县域为单位进行资源配置的经济，但并不是说经济的资源配置只能局限于县域这个狭小的范围之内。市场是没有边界的，市场机制配置资源的范围也没有边界，这就要求我们必须强化区域经济意识，中心城市要充分发挥其幅射作用，其他县市在以县域为单位进行资源配置的过程中，随时都要面对内外两个资源、两个生产要素、两个市场，这既需要立足经济，促进内部资源、生产要素和市场的优化配置，又要眼光向外，充分利用县域外部的各种资源、生产要素和市场，促进经济的发展。

（五）快城镇化进程，推进新农村建设

按照统筹规划、合理布局、集约用地、完善功能的原则，推进城镇化进程，形成大中小城市和小城镇协调发展的格局。引导产业向城镇和园区集聚。加快社会主义新农村建设。（作者单位：贵州财经大学）

参考文献：

[1]张烽文、刘小鹏： 《西部地区省际经济发展综合评价》[J]； 《经济问题探索》2006（4）

[2]刘远龙《谈谈如何构建西部经济发展的动力机制》[J]；《改革与开放》2010（20）

[3]陈桃生、姚新胜、张若倩： 《基于主成分分析的公路货运站场布局评价》[J]； 《交通运输系统工程与信息》2006（3）

[4]吴庆春、李帮义、丁立波： 《基于主成分分析的贵州省各市区经济发展潜力评价》[J]； 《价值工程》2007（9）

[5]唐功爽： 《基于SPSS的主成分分析与因子分析的辨析》[J]； 《统计教育》2007（2）

贵州省经济增长 第4篇

关键词：金融发展,经济增长,金融相关率,存贷比

关于金融发展与经济增长的关系在理论研究上一直存在着争议。古典经济学家认为金融发展与经济增长之间没有因果关系,经济增长完全由实物部门决定。Goldsmith的实证研究明确了金融体系规模与经济增长的紧密相关性,奠定了金融发展与经济增长实证研究的基石[1]。然而各地金融发展与经济增长水平差距太大,金融业对经济增长的推动作用也不尽相同,以国家作为整体来研究金融发展与经济增长情况可能导致显著性不强的结论[2]。因此,对金融发展与经济增长关系的研究有必要深入到各个区域进行细致考察。贵州省是一个发展中的落后地区,改革开放后,金融业快速发展,但仍然存在很多不足。本文将探求二者之间的关系,为找出适合贵州省的金融业发展模式,促进贵州省经济增长作一个铺垫。

1 贵州省金融发展和经济增长的现状分析

1.1 贵州省经济增长分析

自1978年以来,贵州省经济总量逐年增长,经济实力进一步得到提高。贵州省生产总值由1978年的46.6亿元增加到2009年的3 893.51亿元,增长了83.55倍,年平均增速达9.89%,经济发展速度较快。1996年以前贵州省经济增长速度较快、波动性较大,经济增长率最大值与最小值之间相差达15.5%,造成这种较大波动性的主要原因是:在改革开放初,经济发展落后,政府对经济的宏观调控能力弱,经济基础薄弱,经济自身调节能力差。1996年以后贵州省经济发展较快,增长率在8.9%～13.7%之间波动,幅度不大,这是由于经济在经过一段时间的发展后,经济结构、产业结构更加趋于合理,经济总量增强,自身调控能力进一步提高的结果。

1.2 贵州省金融发展现状分析

金融发展通常指金融体系(金融中介和金融市场)的规模或效率得到提高。本文将从金融规模、金融增长速度、金融产业贡献率、金融中介效率以及金融结构等多个方面来考查贵州金融发展概况。

金融规模。2009年贵州省生产总值达到3 893.51亿元,比1978年增长了83.55倍;同期金融机构各项贷款由21.62亿元上升到4 656.5亿元,增长215.38倍;金融机构各项存款由18.05亿元上升到5 898.3亿元,增长了326.77倍。以上金融指标增长率均高于地区生产总值增长率,贵州省金融存贷款的高速增长较好的发挥了资金积聚功能,对经济发展中的资本要素的形成起到了重要的积累和推动作用。

金融增长速度。20世纪90年代,属于新兴服务行业的金融业,伴随着市场化程度不断提高,其规模也不断增强。贵州省金融业增加值从1990年的11.33亿元增长到2009年的190.17亿元,增长了16.78倍。1993—1994年间我国的通货膨胀以及1997年的亚洲金融危机使得政府更加关注金融业的发展。1998—2009年,贵州省生产总值平均增长率为10.28%,第三产业平均增长率为12.19%,金融业平均增长率为8.4%。金融业增长极不稳定,危机后的两年出现负增长,1999年最低,为-13.5%;增长率最高出现在2009年,为26.2%,两者相差39.7倍之多。而这期间地区生产总值和第三产业增长平稳,且稳中有升。

金融产业贡献率。产业贡献率是指各产业增加值与GDP之比。我们用金融业对第三产业的贡献率(指金融业增加值占第三产业增加值的比重)以及金融业对GDP的贡献率来衡量贵州省金融业的经济地位,比值越大,表明金融业对经济增长的贡献越大。1990—1997年间,贵州省金融业对第三产业贡献率保持在16%左右,1998年后呈现下降趋势。2003年仅为7.4%,比1990年低9.5%;同样,金融业对于GDP的贡献率在1990—1997年间比较高,均在4%以上,最高达到5.1%。1998年后下降,2003年仅为2.9%,比最高值5.1%下降了2.2%。

金融中介效率。金融中介是指在金融市场上资金融通过程中,在资金供求者之间起媒介或桥梁作用的人或机构。2008年末,各行业在岗职工人数统计中,贵州省共有金融从业人员5.2万人,占总就业人数199.8万人的2.6%,而金融业增加值为131.2亿元,占GDP的4.9%;同期按行业分全国金融业从业人数326.4万人,占全国总从业人数的2.83%,全国金融业增加值为16 816.5亿元,占全国GDP的5.59%。贵州省金融业就业人数占比和金融业对GDP的贡献率分别低于全国的0.23%和0.69%。贵州省金融业从业人员平均工资为50 944元,而同期全国金融从业人员年平均工资为61 841元,比全国落后17.6%。

金融结构。人们常用存贷比与直接融资和间接融资比来衡量地区金融结构。存贷比是指金融机构贷款总额与存款总额之比。存贷比高,意味着成本小而收入高,金融机构盈利能力强;同时,意味着储蓄转化为投资的比例大,有利于资本积累,从而有利于经济增长。但是存贷比并不是越高越好,如果过高,金融机构应付广大客户日常现金支取和结算的流动资金就会不足,导致其支付危机,甚至有可能导致金融危机。目前我国规定商业银行最高的存贷比例为0.75。按照国际经济,0.69—0.75是一个公认的合理的存贷比区域。2001—2009年,贵州省存贷比分别是0.9、0.9、0.9、0.87、0.83、0.82、0.82、0.75、0.79,存贷比出现下降趋势,但存贷比仍处于合理区间。另一衡量金融结构的指标是间接融资和直接融资的比例。贵州省的直接融资与间接融资的比例一直很低,融资主要还是通过银行贷款来实现,并且近年来二者的比例呈现下降的趋势,2008年仅为3.95%。同时,上市公司数量不足, 2008年,贵州省境内上市公司只有17家,上市公司总市值为136.13亿元,流通股票市值仅为68.16。

2 贵州省金融发展和经济增长的实证分析

国内外大量的研究得出两种观点:①金融结构的调整优化促进经济增长;②经济增长对金融结构的优化也有一定的作用[3]。下面将对贵州省金融发展与经济增长的关系进行实证分析,并得出相关结论。

2.1 指标的选取

经济增长的指标选取地区生产总值,金融发展指标选取,金融相关率和存贷比。金融相关率是指在某一时点上金融资产总额与国民财富的比例,即金融资产总量与国民生产总值之比。由于很难获得自1978年来贵州省金融资产的全部数据,且贵州省主要以间接融资为主,直接融资方式发展滞后,因此用金融机构存款额代替金融资产总额,用地区生产总值代替国民财富。存贷比(FL/FS)即贷款余额(FL)与存款余额(FS)之比,主要用来衡量金融系统配置资金资源的效率[4,5,6]。样本数据区间为1978年-2009年。为消除时间序列中存在的异方差现象,对变量进行对数变换。数据均来自历年《贵州统计年鉴》或根据年鉴中的相关数据计算而得[7]。本文使用EViews6.0统计软件进行分析。

2.2 单位根检验

本文将首先采用ADF单位根检验方法对各时序变量进行平稳性识别。检验时,先根据每个序列的基本时序图确定截距项和时间趋势项是否存在,即确定ADF检验的基本形式,再根据赤池信息准则(AIC准则)和施瓦茨准则(SC准则)确定滞后阶数,最后根据ADF统计量判定是否平稳。测试结果(见表1)表明在10%、5%的显著性水平下,所有变量在水平层面上都是非稳定的,但在一阶差分层面上,所有变量都显示出明显的稳定性,因此可以认定这三个变量是I(1)序列。

注:检验类型(C,T,K)中,C表示截距项,T表示时间趋势项,K表示滞后项的阶数,用O表示不带趋势项。如果变量的ADF值小于某一显著性水平下的临界值,则称该变量在该显著性水平下是平稳的。

2.3 多变量向量自回归

根据研究对象定义向量Vt,该向量包含四个变量: lnGDP,lnFIR,ln(FL/FS)。

根据上面的相关数据建立VAR模型为:

利用软件Eviews6.0对相关数据做VAR分析。结果见表2。

结果显示:变量lnGDP,lnFIR,ln(FL/FS)的赤池AIC值分别为-3.15,-2.61,-2.71,而整体赤池(Akaike)信息准则为-9.07,每一个变量的赤池值都大于-9.07,说明每个变量均能通过整体检验;变量lnGDP,lnFIR,ln(FL/FS)的施瓦茨SC值分别为-2.82,-2.29,-2.37,而整体施瓦茨(Schwarz)准则为-8.09,每一个变量的施瓦茨值都大于-8.09,通过了整体性检验。由此可以说所作的研究是有说服力的。

2.4 格兰杰因果检验

Granger因果检验的思想是:假设存在两个变量X和Y,如果变量X是变量Y的原因,则变量X的变化必先于变量Y的变化,当根据变量X的过去值对变量Y进行回归时,如果加上X的过去值这个变量时,则可以显著地提高回归的解释能力。同时,格兰杰因果检验对滞后期的选择非常敏感,所以一般要选择最优滞后期[8]。统计结果见表3

注:P值代表“原假设H0”的概率。

在10%的显著水平下,无论滞后一年还是两年时,贵州省金融相关率和存贷比均不是生产总值的格兰杰原因,而生总值是金融相关率的格兰杰原因,却不是存贷比的格兰杰原因。滞后三年时,金融相关率和生产总值互为格兰杰原因,存贷比不是生产总值的格兰杰原因,但生产总值是存贷比的格兰杰原因。由此可以推断贵州省金融发展在一定的时间促进了经济增长,但是这种促进作用主要是通过金融资产数量上的扩张来实现的,而不是通过提高金融资源的配置效率来实现的,表明贵州省的经济增长是一种粗放型发展方式。同时,也说明贵州省目前的金融发展水平还处于一个比较低的阶段。此外,经济增长一直是金融发展的带动因素,因此贵州省的金融发展离不开经济增长。

3 促进贵州省金融发展的建议

研究表明:贵州省金融发展是经济增长的一个重要因素。因此要加快金融发展。贵州省的金融发展可从以下几个方面入手:①完善金融体系,培育适合整个金融业成长的土壤,构建包括非银行机构在内的完善的金融体系,全面优化金融组织结构,促进保险业、证券业和其他金融业的发展。②提高金融体系对资源配置效率。在经济增长过程中不能单纯追求金融资产数量上的扩张,应该通过提高金融资源的配置效率促进经济增长。非国有企业很难从国有银行获得资金,而对国有银行高度依赖且效率低下的国有企业却可以廉价地得到资金支持,致使国有银行在转化储蓄的初始环节丧失了提高效率的机会。为此,贵州省必须尽快从政策上加以引导,拓宽非国有企业融资渠道,提高非国有企业资本使用效率。③完善金融风险防范和监管体系。金融监管机构要充分发挥其管理和监督的作用,加强对金融运行的监测分析,及时预告金融机构的流动性变化并预警金融风险。不断完善金融机构的公司治理制度,规范金融市场秩序,引导民间资金的有效流动,严厉打击各类非法金融活动,消除金融风险隐患。

参考文献

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[7]贵州省统计局,国家统计局贵州调查队.贵州统计年鉴(1991-2009)[M].中国统计出版社,1991-2009.

贵州茅台:量价齐升保增长 第5篇

白酒行业龙头企业之一的贵州茅台(600519.SH)虽然饱受涨价质疑，但公司在2010年度的高分红又吸引了投资者的关注。

A股市场中，贵州茅台的高分红堪称A股之最。2010年，公司以2010年年末总股本94380万股为基数，对公司全体股东每10股派送红股1股、每10股派发现金红利23元(含税)，共分配利润22.65亿元，剩余116.38亿元留待以后年度分配。

贵州茅台历年年报显示，2007年、2008年和2009年，分红占合并报表中归属于上市公司股东的净利润的比率分别为27.87％、28.72％以及25.93％。

贵州茅台高分红与公司逐年利润的高增长分不开。从贵州茅台的盈利能力看，截至今年一季度末，贵州茅台的销售毛利率为90.71％，远高于行业中的其他企业，行业平均销售毛利率为57.31％。销售净利率为44.63％，而行业平均为18.97％，贵州茅台的优势明显。

公司一季报显示，今年前三月实现营业收入42.2亿元，同比增加39％；净利润18.8亿元，同比升49％；每股收益为2元。

而其最大的亮点还是来自于高度茅台系列酒，从2005年开始，贵州茅台实施“十一五”万吨茅台酒工程，从2005年～2010年，每年新增2000吨产能，目前这些产能已经开始逐步释放，在今年一季度銷售量的增加中可以看出明显变化。

据悉，2011年茅台的计划生产量是2.9万～3万吨，投放市场的销售量约1.1万吨。

东海证券徐玲玲分析师认为，公司未来业绩增长推动力有二：一是公司产能的扩张。公司年初公告了投资计划，投资6亿元左右实施2000吨茅台王子酒技改，以新增2000吨茅台王子酒基酒生产能力，剑指中端酒。二是提价。茅台酒的品牌和稀缺性使得公司在调价中掌握了较大的主动权。

对于公司业绩的增长，公司表示，主要是高度茅台系类酒的量价的提升，导致公司利润增加。年报显示，在报告期内，高度茅台酒去年的营业收入为98.38亿元，占公司营业利润的79.76％。

2011年1月1日起，贵州茅台上调产品出厂价格，平均幅度为20％，这一影响在一季度业绩中得以体现。“茅台在市场上一直保持了供不应求的现象，因此，茅台的提价伴随着销售量的上升也很正常。”一位行业分析师说。

中银国际认为，公司量价齐升特征非常明显。一季度执行新价格，新出厂价格较上年同期有24％左右的提高。需要指出的是，一季度乃至2011年仍将是以价的增长为主导，量的增长居其次。能够以价格调整获得高速增长依然是高档白酒龙头企业的特权，反映出贵州茅台的品牌力。

今年1～3月份，公司综合毛利率90.7％，同比提高0.4％。销售费用和管理费用增速均落后于收入增速，对应费用率也同比下降。销售费用率4％，同比下降0.8％。净利润率44.6％，同比上升3％。由于毛利率同比仅上升0.4％，因此销售净利率提高得益于费用率下降。

贵州省经济增长 第6篇

刘伟(2014)在《资本、劳动及技术水平与西部经济增长———基于陕西省1952—2011年的数据》中用索洛模型估算了西部经济增长中资本、劳动及技术水平的贡献率,并对经济增长方式进行了判定。刘伟、蔡志洲(2013)在《中国与其他国家(地区)经济增长状况的比较》中将中国经济增长与世界其他地区的进行了数据比较,对中国经济增长进行了分析和展望。王军、邹广平、石先进(2013)在《制度变迁对中国经济增长的影响———基于VAR模型的实证研究》中构建了制度劳动资本的内生生产函数,研究了各产业在不同制度下的经济增长状况。陈宇虹(2009)在《河北省经济增长因素分析》中利用SPSS回归分析对河北省15年的经济数据进行了统计分析,估算了科学技术对经济增长的贡献率。邓青,王玉燕(2014)在《西部省份产业结构变化与经济增长的实证研究》中研究了产业结构对经济增长的贡献率,尤其是重点分析了工业的贡献。李琼、文婷(2011)在《西部地区经济增长要素的实证分析———以贵州省为例》中利用索洛模型和CD函数,分析了资本和劳动对贵州经济增长的影响,得出了资本是西部经济增长的重要因素。胡雪萍、李丹青(2011)在《中部地区经济增长因素的实证分析》中,采用了索洛模型对1978—2009年中部地区的总产出和资本投入、劳动力投入,以及全要素生产率进行了计量回归分析,算出了资本投入和劳动力投入的产出弹性,并计算了各要素的增长率和贡献率。杨小秋在《基于索洛模型的中国经济增长动力影响因素分析》中讨论了索洛模型中的劳动增长率、储蓄率、技术进步率对中国经济增长的影响。

1 经济增长理论

关于经济增长的理论,主要有古典经济增长理论,包括新古典经济增长理论在内的外生经济增长理论以及内生经济增长理论。

从外生经济增长理论开始,经济学家开始使用模型来讨论增长理论,其代表为“哈罗德—多马模型”和索洛模型。哈罗德—多马模型克服了凯恩斯静态分析和需求单方面解释经济的缺点,强调了人力不能代替资本和储蓄在经济增长中的作用。但是它也存在缺陷,比如说忽略了科学技术在增长中的作用。然后就出现了基于柯布一道格拉斯生产函数的索洛模型。

随后在20世纪80年代出现了内生经济增长理论,提出了储蓄率和资本、人口增长和劳动率,还有科学技术都是内生变量。新古典模型将技术作为外生变量,而内生经济模型则认为科学技术的提升是因为人为因素,不论是加大科研投入还是专利的支持,都是由模型内部决定的。内生经济增长理论还有一个重要结论就是经济增长的源泉是提高生产率,科学技术具有关键性的作用,劳动与资本,还有制度与政策对经济增长也有重要的作用。

1.1 索洛模型概述

柯布-道格拉斯函数(CD函数),这是在一般的生产函数上,引入了科学技术因素而改进而成的函数,使用非常广泛。CD函数虽然将科学技术引进方程中,但是把它设定为了固定的常数。CD函数还认为,每一种生产要素都是必需的,没有一种生产要素可以完全替代另一种。CD函数的基本形式为:Y=A(t)LαKβμ。Y为总产出,L为劳动,K为资本,A(t)为科学技术水平,α、β分别为劳动力和资本的弹性系数,μ为随机干扰项。

索洛经济增长模型是罗伯特索洛提出的,认为外生变量是储蓄率,人口增长,技术进步,而投资变量则为内生变量。索洛模型的基本假设为:只生产一种商品,产出是一种净产出,规模报酬不变,劳动力与资本可以相互替代,劳动力为充分就业的情况,存在技术进步。索洛等人还提出了索洛余量,即处理资本和劳动对经济增长贡献剩余的部分,主要是衡量技术进步,还有考虑到制度因素。索洛模型的基本公式为:Y=A×F(K,L),微分后:ΔY/Y=αΔL/L+βΔK/K+ΔA/A,其中ΔA/A=ΔY/Y-αΔL/L-βΔK/K,即为索洛余量。公式中Y、K、L分别为产出、资本、劳动,A为技术进步,α、β分别为劳动和资本的份额。

1.2 索洛模型选择

本文所选择的索洛模型为:Yt=A0emtLtαKtβ。因为索洛模型中重要的四个变量为产出Y,资本K,劳动L,技术A。在索洛模型中,全要素生产率等同于了技术进步,也等同于了索洛余量。于是本文选择了含有技术进步的生产函数为:Yt=A0emtLtαKtβ。其中Yt、Lt、Kt分别为随时间t变化的总产值,劳动投入、资本投入。A0为初始的技术水平,随时间t变化,m为技术进步的系数,则A0emt为技术进步因素,这样就考虑动态的技术进步,α、β为劳动和资本的边际产出弹性系数。求微分并同除Y,得到ΔY/Y=ΔA/A+αΔL/L+βΔK/K,即产出增长率由技术进步增长率、劳动投入增长率、资本投入量共同决定。这里的技术进步增长率还可以扩展到全要素生产率,即不包括资本和劳动输入,其他所有影响产出的要素,也就是说其他包括制度还有经济政策对产出的影响。

2 基于索洛模型的贵州省经济增长因素SPSS分析

2.1 数据的选择与处理

在进行索洛模型的分析中,需要的变量是产出、资本和劳动,因此选取了《贵州统计年鉴》中的数据。由于历年统计数据的口径与计算标准不同,这里只选取了2005—2013年的统计数据。为了使数据更具有时间上的可比性以及分析更加可靠,本文以2005年为基期,将其余年份的数据剔除价格因素换算至可比价格。

本文选用国内生产总值GDP作为产出量,即贵州省每一年的地区生产总值作为Y。以2005年作为基年,用每一年的食品零售价格指数将2005—2013年的贵州省GDP调整为可比价格。

同理,为了研究三大产业与经济增长,将第一、二、三产业的年增加值调整后分别作为Y1、Y2、Y3。调整的公式类似,只是分别将贵州省GDP换为第一、二、三产业的年增加值。

资本的指标选择全社会固定资产投资,与GDP换算方法类似,用2005—2013年的当年价格与历年的固定资产投资价格指数,调整后的全社会固定资产投资设为K。三大产业也分别换算为可比价格的全社会固定资产投资K1、K2、K3。换算公式为:

劳动投入量选择用年末的就业人数来表示,分别选取了每年末三大产业的就业人数。

2.2 SPSS分析与处理

对公式Yt=A0emtLtαKtβ取对数,得到Ln Y=Ln A0+mt+αLn L+βLn K,因为在规模报酬不变的条件下,α+β=1,令基年的技术水平为1,则,根据以上的推理和公式,用SPSS软件估算函数。

使用SPSS软件,对数据进行回归分析。打开SPSS16.0,选择File-Open-Data,选择上表的EXL导入,在variable view中将年份的type选为string(字符串变量),其余变量的type均选为numeric(数值变量),并将decimals(小数点位数)设置为5位,返回data view,并保存为格式为.sav的文件。在analyze的regression中选择linear,国内生产总值选为dependent,农村居民人均纯收入选为independent,在statistics中选择durbin-watson,其余默认,option中选择include constant in equation,运行得到结果。

2.2.1 贵州省GDP回归分析

从图1可以看出,调整的判断系数为0.987,较接近1,所以认为拟合优度比较好,Ln(Y/L)可以较多地被解释。回归平方和为1.871,总平方和为1.895,F统计量为537.076,对应的概率P-值近似为0。这个表可进行回归方程的显著性检验。由于概率P-值小于显著性水平α=0.05,拒绝原假设,因变量和自变量之间线性关系显著,可以建立线性模型。

由图2所知,一元线性回归模型的常数项的非标准化系数是0.515,解释变量的非标准化系数分别是0.698。T值为23.175,P-值为0.000<0.05,所以可以说Ln(K/L)对Ln(Y/L)具有显著性的影响,得到一元线性回归方程:Ln(Y/L)=0.515+0.698Ln(K/L),α=1-β=0.302,再根据2005年基年数据可倒推出A0=3.885,所以2005—2013年贵州省总量的生产函数为:Y=3.885e0.515tL0.302K0.698

2.2.2贵州省三大产业回归分析

和上面的方法一致,根据表的数据,对三大产业分别进行回归分析,进一步对三大产业的生产函数进行分析,得到如图3和图4所示。

图3和图4是第一产业回归分析的结果,可以得到,R2为0.981,拟合度较好,F=354.567,P-值为0.000<0.05,Ln(K1/L)对Ln(Y1/L1)具有显著性的影响,得到一元线性回归方程:Ln(Y1/L1)=0.683+0.517Ln(K1/L1),α1=1-β1=0.483,再根据2005年基年数据可倒推初A01=1.871,所以2005—2013年贵州省总量的生产函数为:。

图5和图6为第二产业的回归分析结果,图7和图8为第三产业的回归分析结果,R2为0.99和0.941,都比较接近1,数据和模型的拟合度都非常好。F分别为680.448,111.763,P-值都为0.000<0.05,都有较显著的影响。Ln(Y2/L2)=0.708+0.889Ln(K2/L2),α2=1-β2=0.111,A02=2.087Ln(Y3/L3)=0.665+0.631n(K3/L3),α3=1-β3=0.369,A03=1.667所以最后的生产函数为:

2.2.3 贵州省“十一五”“十二五”规划数据回归分析

将2005—2013年的数据分为两部分,2005—2010年为“十一五”规划期间,2011—2013年为“十二五”规划期间,对两段时间的数据分别进行回归分析,方法如上来研究不同的时间段上,贵州省经济增长的因素。

图9和图10为“十一五”规划期间贵州省数据的回归分析,调整的判断系数为0.984,较接近1,拟合优度好。回归平方和为0.687,总平方和为0.698,F统计量为247.111,对应的概率P-值近似为0。由于概率P-值小于显著性水平α=0.05,因变量和自变量之间线性关系显著,可以建立线性模型。一元线性回归模型的常数项的非标准化系数是0.545,解释变量的非标准化系数分别是0.782。T值为22.404,P-值为0.000<0.05,所以可以说Ln(K/L)11对Ln(Y/L)11具有显著性的影响,得到一元线性回归方程:Ln(Y11/L11)=0.545+0.782Ln(K11/L11),α=1-β=0.218,A011=1.662,所以2005—2013年贵州省总量的生产函数为:Y11=1.662e0.545tL0.218K0.782。

图11和图12为“十二五”规划期间贵州省部分数据的回归分析,调整的判断系数为0.997,较接近1,拟合优度好,P-值近似为0,小于显著性水平α=0.05,一元线性回归模型的常数项的非标准化系数是0.599,解释变量的非标准化系数分别是0.578。P-值为0.000<0.05,所以可以说Ln(K/L)12对Ln(Y/L)12具有很显著的影响,得到一元线性回归方程:Ln(Y12/L12)=0.599+0.578Ln(K12/L12),α=1-β=0.422,以2011年作为基年,倒推出A012=1.842,所以2011—2013年贵州省总量的生产函数为:Y12=1.842e0.599tL0.422K0.578。

3 结果分析

3.1 贵州省经济增长分析

2005—2013年贵州省总量的生产函数为:Y1=1.871e0.683tL0.483K0.517。科学技术进步初始值为1.87,技术进步系数为0.638,劳动投入比例为0.483,资本投入比例为0.517。可以看出,贵州省科学技术水平并不高,在全国也处于比较靠后的水平,但是科技进步对经济增长的贡献水平是很大的。劳动和资本所占的比例所差并不是很大,说明劳动和资本对贵州省经济增长的作用基本相当。

2013年在全国GDP总量排行中,贵州省排在第26位,经济总量比较小,经济增长的空间也比较大。贵州省处于中国的西南地区,地形复杂,经济发展得比较晚,科学技术也比较落后。近些年科技的引入对经济增长有明显的作用。劳动力对贵州省经济增长有很大的影响,但是贵州的劳动力也存在不足的情况。

3.2 贵州省三大产业经济增长分析

第一、二、三产业的生产函数分别为:

从生产函数我们看出,第二产业的初始技术水平比较高,其次是第一产业,最后是第三产业。在技术进步系数上,也是第二产业比较高,随后是第一产业、第三产业。可见科技进步对包括工业、建筑业在内的第二产业经济增长作用比较大。虽然第一产业与第三产业的初始技术水平不高,但是科技进步也对第一、三产业的经济增长有很大的作用。在劳动力方面,不管是哪一个产业,劳动投入对经济增长的贡献都不如资本贡献大。第一产业劳动投入的贡献还比较大,其次是第三产业,最后劳动投入对第二产业增长的影响已经非常小了。资本方面,第二产业的总量增长主要依靠资本,其次是第三产业,最后是第一产业。

贵州省的第一产业主要是农业与林业。与其他省份不同,贵州的地貌主要是高原山地居多,这样的地形不利于农业机械的使用以及农业科技效率的提高,所以第一产业科技初始水平不高,但是随着近些年农业科技的推广,科技水平对第一产业经济增长的作用日渐提高。贵州省的农业大多数还是传统的家庭式农业,再加上地形因素和土地分散,劳动投入对农业经济增长的作用还是很大,几乎与资本各占一半。从图13也可以看出,第一产业占贵州省GDP总量的百分比从2005年开始在逐年下降,虽然幅度不大,但是可以看出一直是下降的趋势。

贵州省的第二产业主要有采矿业、制造业等。国务院将贵州定位为全国重要的能源基地,但是由于贵州地质、地形的复杂,科技的落后,资源开采也有很大的困难,所以第二产业的初始科技水平虽然高于省内其他产业,但是在全国并不高。科技进步系数比较高,说明如果科技进步得快,第二产业经济增长会更大。劳动投入对第二产业影响很小,资本投入影响巨大。2011年贵州省开始了工业强省的计划,第二产业的增速十分迅速,对贵州省GDP的影响也十分明显。从图13可以看出,第二产业所占GDP的百分比从2005—2009年有所下降,但从2010年开始回升。

贵州省的第三产业主要包括旅游业、房地产业等。科技水平对第三产业经济增长比第一、二产业都小,资本对第三产业的影响力大于劳动力投入。近些年贵州省第三产业发展迅速,以旅游业为例,从2008年开始每年的增速都将近30%。从事第三产业的就业人员也有明显的增长。从图13也可以看出,第三产业所占GDP的百分比逐年增大,而且增速明显,以服务业为首的第三产业开始成为贵州省经济增长的主导部门。

3.3 贵州省“十一五”“十二五”经济增长分析

“十一五”“十二五”经济增长的生产函数分别为:

比较两个函数,可以看出,“十二五”的初始技术水平要高于“十一五”的,这说明科技的进步与积累。从科技进步系数上来看,“十二五”的要高于“十一五”的,说明科技对经济增长的作用越来越大。在劳动力投入方面,“十二五”的劳动力投入对经济增长的影响要比“十一五”的大很多,这与以服务业为主的第三产业的快速发展有很大的关系。资本投入方面,资本对经济增长的作用有所下降。

4 贵州省经济增长因素研究结论

从索洛模型得出的生产函数可以看出:第一,贵州省的初始科技水平比较低,但是近些年科技进步对经济增长的作用是非常巨大的;劳动投入和资本投入对贵州省经济增长的作用基本相当。第二,从三大产业来看,不论是哪一个产业,技术进步都对经济增长产生了很大的作用;第二产业中资本投入对经济增长的影响远远超过了劳动投入的作用;第三产业中资本的作用比劳动投入的作用稍大一些;第一产业资本投入与劳动投入对经济增长的作用相当。第三,从时间上来看,技术进步对经济增长的影响越来越大,劳动力对经济增长的贡献也开始增加,而资本投入的作用在减小。

综上,贵州省经济增长的最重要的因素是技术进步,不论在哪一种分析中都体现出了科学技术进步对经济的推动作用;劳动力投入与资本投入都是贵州省经济增长的主要因素,但是劳动力投入的影响在缓慢增加,而资本投入对经济增长的影响慢慢减弱。

参考文献

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贵州省经济增长 第7篇

贵州省保险业充分发挥着经济补偿、风险转移以及社会管理的功能,为地方经济持续稳健发展发挥着保驾护航的作用。截止2015年12月底,贵州省保险业实现保费收入257.8亿元,较上年增长21%,赔付支出106.97亿元,同比增长19.3%。各级保险机构达到1102家,较年初增长50家。从业人员9.7万人,较年初增加4.44万人,保险市场呈现“稳中有进,进中向好”的态势。然而,贵州省作为西部地区,由于先天的区位弱势、政策与投资的倾斜以及产业结构的差异等原因,经济的发展低于东部发达地区,并在保险业方面仍然存在规模较小,市场竞争不充分以及发展不平衡的问题。因此,本文通过运用多元线性回归模型和Granger因果关系的检验,实证分析贵州省保费业发展与经济增长的相关程度,以期切实发挥贵州省保险业对经济增长的贡献力度,并对持续支持地方经济发展提供可行的决策参考依据。

2 文献综述

国内外学者对保险业与经济增长展开较广泛的研究。国外大多数学者的研究说明保险业和经济增长之间的呈现着显著的关系。Macro Arena(2008)根据55个国家30年数据运用广义矩阵法对保险市场活动与经济增长之间存在因果关系进行研究指出,寿险跟初、中级金融市场存在补偿效应;Liyan Han和Fariborz Moshirian等(2010)利用27个国家的数据运用GMM模型分析得出保险业发展能够促进经济增长。

国内学者邵全权(2013)以寿险业为例,在拉姆齐-卡斯-库普曼斯框架下运用各省面板数据构建保险业发展影响经济增长的理论模型,研究得出寿险业发展促进着经济增长。刘月(2014)通过产业波及的效果分析研究陕西省保险业对其他所有产业部门的影响程度,从而判断该省保险业发展与经济增长的关联效应。目前针对贵州省保险业发展与经济增长的实证研究仍不多,本文拟对贵州省保险业发展对经济增长的影响进行实证分析。

3 实证分析

3.1 变量选取与数据来源

本文选取贵州省国内生产总值(GDP)、城乡居民人均消费性支出和第三产业增加值作为衡量经济增长的指标,选取贵州省保费收入衡量保险业发展的指标,其中被解释变量为贵州省GDP(Yt),解释变量为贵州省保费收入(X1)、城乡居民人均消费性支出(X2)、第三产业增加值(X3)。对各变量时间序列取自然对数,以减少模型的异方差。模型的样本区间确定为1995-2015年,样本数据21个。所有年度数据来源于中国保监会贵州监管局网站、贵州统计局网站以及贵州统计年鉴整理而得。

3.2 多元线性回归模型

其次,模型估计结果说明,在假定其他变量不变的情况下,当贵州省保费收入(X1)每增长1%,贵州省GDP(Y)增长0.034558亿元;贵州省城乡居民人均消费性支出(X2)每增长1%,贵州省GDP(Y)增长1.225550亿元;贵州省第三产业增加值(X3)每增长1%,贵州省GDP(Y)增长0.210496亿元。

3.3 Granger因果关系的检验

Granger因果关系检验分析,得到贵州省GDP(Y)和贵州省保费收入(X1)、城乡居民人均消费性支出(X2)、第三产业增加值(X3)之间的相互作用关系,其因果关系检验结果如表1。

从表1的检验结果可知,在5%的显著水平下,贵州省国内生产总值分别是贵州省保费收入、城乡居民人均消费性支出的格兰杰原因,而贵州省保费收入、城乡居民人均消费性支出及第三产业增加值均不是贵州省国内生产总值的格兰杰原因,即贵州省国内生产总值与贵州省保费收入、城乡居民人均消费性支出存在单项因果关系。因此,国民经济增长提高了城乡居民的收入,促进消费性支出的增长,进而增加对第三产业的需求,但是由于保险机构覆盖面较窄,保险业规模偏小,保险结构相对失调,由此导致贵州省保险业的发展没有较好地促进地方经济增长。

4 结论与展望

首先,贵州省保险业发展与经济增长存在正向促进作用,但这种作用较弱、有待提升。因此,要保证保险业发展与经济增长之间相互协调关系,应当建立以保险公司为主体,市场需求为导向的保险创新系统,增强保险业服务经济社会的能力;开发适合地方经济发展和人民生活需求的保险产品,优化产品结构,促进精准营销和服务创新;鼓励保险资金参与地方经济重大投资项目,贵州省保监会以及有关部门有必要在引导保证保险资金安全性的基础上,合理拓宽保险资金的投资渠道,适度提高保险资金的投资比例。

其次,贵州省国内生产总值和保险业发展存在一种单项因果关系,相反,保险业发展没有较好地促进国内生产总值的增长。因此,需要加快转变贵州省经济发展方式,保证地方经济持续健康的发展,让居民获得更多的可支配收入,提升风险管理意识,增加保险产品的消费能力,进而促进保险业的发展。同时,建立完善互联网保险体系,发挥现代保险功能,扩大保险业覆盖面。

最后,贵州省保险业发展相对缓慢,对经济增长的贡献作用有限。目前,贵州省政府大力提倡发展绿色金融服务地方经济,保险业正处于快速发展的大好时机,加快和改革保险业,既要充分发挥市场在资源配置中的基础作用,又要重视加强政府宏观调控和政策支持力度,完善保险服务,培养专业人才,规范从业人员行为,建立成熟的保险市场,扩大保险深度和保险密度,促进保险业持续、健康、快速发展,真正发挥保险业服务地方经济、服务社会的作用。

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[3]邵全权.保险业发展与经济增长的多重均衡[J].统计与决策,2013(1).

贵州省经济增长 第8篇

对外贸易与经济增长的关系问题一直受到经济学家的关注。古典经济学家亚当﹒斯密提出的“剩余物品出口”学说中涉及到国际贸易与经济增长关系的问题。20世纪40年代罗伯特逊提出对外贸易是“经济增长的发动机”[1]。20世纪80年代中期以来, 由罗默和卢卡斯提出的内生性增长理论认为, 技术创新和进步是推动生产率增长的核心因素, 对外贸易通过提供更广阔市场、更频繁的信息交流和更加激烈的竞争而促进一国的创新活动和技术进步, 促进该国经济增长[2]。以克鲁格曼、赫尔普曼等为代表的经济学家将新国际贸易理论与新增长理论有机结合, 对国际贸易与经济增长的关系进行多角度研究, 提出一系列理论与模型。研究表明:对外贸易能够通过剩余商品出口、创新刺激、技术扩散、劳动分工专业化和规模经济等途径促进一国经济的增长[3]。

二、贵州省外贸与经济增长关系的计量分析

改革开放以来, 特别是1992年全方位对外开放后, 贵州省对外贸易有一定发展。1990—2007年, 贵州省外贸进出口额年均增长率约为4.27%, 但外贸对经济增长的贡献率有待更进一步提高。为分析贵州省进出口贸易额与经济增长的影响力, 忽略其他影响经济增长的因素, 以GDP为因变量, 分别以进出口总额为自变量进行线性回归。构建线性方程:GDP=a+b X+u, GDP代表国内生产总值, 变量X代表进出口额, a为常数项, b为待测参数, u是随机扰动项。以1990—2007年数据为样本 (表1) :

运用普通最小二乘法进行回归, 得到一元线性回归结果 (表2.1、2.2、2.3) 。

金额单位:亿美元

资料来源:根据《中经网统计数据库》、《贵州省1990—2007年国民经济和社会发展统计公报》整理 (其中全年生产总值数据, 根据每年美元兑人民币换算得出)

a Predictors: (C onstant) , 进出口总额 (亿美元) b D ependent V ariable:全省生产总值 (亿美元)

a Predictors: (C onstant) , 进出口总额 (亿美元) b D ependent V ariable:全省生产总值 (亿美元)

a D ependent V ariable:全省生产总值 (亿美元) G D P与进出口的线性回归结果:G D P=10.030+15.352Xt统计量值: (1.140) (16.596) 相应Sig的值: (0.270) (0.000)

其中, D.W=1.570D.W大于d L=1.13, du=1.38 (n=17, k=1查表得) , 且du

三、贵州省发展国际贸易的建议

1. 加强对对外贸对经济增长的作用的认识。

对外贸对经济增长的作用可归结为以下几点: (1) 对外贸易通过技术创新、技术贸易等途径可有效促进技术进步。对外贸易通过国际市场竞争使企业开发新技术和新产品, 通过培育技术优势形成竞争优势;通过国际技术外溢使各国企业相互启发, 引发创新思想, 确定创新方式。国际贸易和技术的流动可以促进技术创新, 形成规模经济, 降低科研成本。 (2) 对外贸易对产业结构优化的影响。在开放条件下, 世界市场需求结构的变动促使国内产业结构进行调整和优化。出口扩大会鼓励更专业化和更有效率地利用中间投入品, 增加对向出口部门投入的部门的需求;这些部门向其他供给部门增加需求, 通过改变需求状况来促进产业结构的优化。 (3) 对外贸易导致了更大的生产规模。出口的扩大突破了国内市场的局限性, 使生产规模不断扩大, 劳动具有经济规模性, 促进生产的专业化, 提高劳动生产率, 从而获得规模经济效益, 增强国际竞争力。

2. 加快产业升级换代, 转变外贸增长方式。

资源约束, 以及他国贸易保护主义的抬头使粗放型增长难以继续, 贵州省的对外贸易发展面临同样的问题, 贸易增长方式亟需转变。贵州省应根据国际市场需求, 调整产业结构, 努力扶植那些无污染、高附加值、多功能等市场发展潜力大的产品, 优化出口商品结构。

3. 实施品牌战略, 提高出口商品竞争力。

现在越来越多的企业已经意识到品牌的重要性, 并已推出一些在国内享有一定知名度的品牌商标。但在国际市场上贵州省具有高知名度、高信誉度、高市场占有率并能给企业带来效益的品牌非常少。为尽快扭转这一被动局面, 贵州省的外贸企业必须要树立起名牌产品意识, 加大培育名牌产品的投资, 完善售后服务, 强化品牌宣传, 不断推陈出新, 塑造国际品牌。

4. 培养和造就高层次的国际经贸人才。

入世后, 外贸企业面临的是更加激烈的竞争, 这对贵州省外贸企业人力资源的素质提出了更高、更新的要求。因此, 培养和造就大批知识渊博、懂经营管理的高层次经贸人才, 对提高贵州省出口商品竞争力具有重要的现实意义。这就要求各种对外企业一定要重视人力资源开发, 加强对人才的培训和培养, 通过人力资本的积累来改善出口结构, 实现人力资本和出口贸易综合效应带动的经济增长。

5. 大力扩出口并注重进口对经济增长的带动作用。

多年来, 国家和各地政府都以出口增长论成败, 制订各种各样的出口鼓励措施。这一以追求出口规模和贸易顺差为目标的不平衡贸易政策, 导致了许多诸如出口恶性竞争、低价竞销等问题的出现[3]。2005年中国的巨额顺差带来的一系列诸如贸易摩擦增多、贸易条件恶化、人民币升值压力增大等问题, 使人们越来越能够理性地认识到单纯追求贸易顺差的弊端, 从而把注意力更多的转移到进口上来[4]。贵州省应制定进出口战略, 把进口与贵州省的产业结构调整、技术改造紧密结合起来, 有秩序地进口那些贵州省经济建设急需的资源、原材料及先进的设备和适用技术, 加快进口向现实生产力的转化[5]。总之, 在知识经济时代, 面对国际贸易的新趋势, 贵州省对外贸易的发展必须实现从对外贸易观念的创新到对外贸易战略政策、体制的创新, 直到对外贸易法制制度, 贸易构成和贸易工具的全面创新。

摘要：从贵州省对外贸易发展与经济增长的角度出发, 对近十几年的贵州省生产总值与进出口贸易额进行了分析, 并利用SPSS11.5软件, 得出两者之间存在正相关, 但相关性不太强。进而提出努力发展贵州省对外贸易的相关建议, 以更好地发挥对外贸易对经济增长的促进作用。

关键词：贵州省,对外贸易,经济增长

参考文献

[1]张二震, 马野青.国际贸易学:第2版[M].南京:南京大学出版社, 2005.

[2]嗡迪.当代国际贸易发展的趋势及中国的对策[J].黑龙江对外经贸, 2005, (3) .

[3]孙义清.黑龙江省对外贸易对经济增长的拉动效应分析[J].黑龙江对外经贸, 2006, (1) .

[4]王瑛.浅析进口对中国经济增长的促进作用[J].北方经贸, 2005, (11) .

贵州省经济增长 第9篇

关键词：金融发展,经济增长,实证分析

金融发展与经济增长的关系一直都是经济学家研究的重点。金融发展理论认为, 不管是从理论层面上还是从实证层面上都得出了金融在经济增长中起着重要的作用 (Levine, 1997) 。Gupta (1987) 认为, 金融发展理论应划分为金融结构论和金融抑制论两个方面。金融结构论认为经济增长受到金融变量的数量及结构影响, 因此金融深化与金融资产结构的变化构成了经济增长的重要因素。Mc Kinnon (1973) 和Shaw (1973) 首先提出的金融压抑论则侧重于价格变量对经济增长的影响, 认为实际利率与实际汇率的自由化是推动经济增长的重要因素, 但是低于均衡的实际利率与高估的国内货币等形式的金融压阻碍了经济的增长。本文以贵州省为例, 对贵州省金融发展对经济增长的影响进行实证研究, 并根据研究结果给出有效的政策建议。

一、影响经济增长的金融因素

高水平的储蓄和投资是保证经济高速增长的关键因素, 在此我们将经济增长率g表示为:

其中, g为GDP增长率, Y为GDP, K为资本存量。

将资本增长限定为由投资I所引起的, 假设投资在储蓄S中占有固定比率β, 由此得到等式:

由等式 (1) 、 (2) 得到:

其中, d Y/d K表示资本的利用效率, 用R表示, β表示储蓄的投资转化比率, S/Y表示储蓄率, 用s表示, 则得到经济增长率公式:

Levine (1997) 提出, 金融有五个基本功能: (1) 便利风险的交易、规避、分散和聚集。 (2) 配置资源。 (3) 监督经理人, 促进公司治理。 (4) 动员储蓄。 (5) 便利商品与劳务的交换。他认为通过发挥这五个基本功能能够有效解决市场中存在的高信息成本和高交易成本, 通过促进资本积累和技术创新, 从而影响经济增长。金融的发展有效地降低了信息与交易费用, 构建了资金盈余者和资金缺乏者之间的桥梁。投资者通过多元化的投资组合, 降低了资金流动性风险的同时, 提高了投资回报率。生产者则通过灵活的融资方式获取足够的资金, 投资到技术创新领域, 提高投资生产率, 促进经济增长。资本向着高效率方向流动 (R增加) , 社会总收入增加, 从而提高了储蓄率 (s增加) , 加速储蓄的投资转化 (β提高) , 投资增加, 促进资本积累和技术创新, 最后促进经济增长 (g提高) 。金融发展促进经济增长的作用机理 (如下页图所示) :

资本利用效率的主要影响因素是技术创新, 在贵州省这样的西部省份, 技术创新往往十分缓慢, 所以本文假设资本积累是贵州省经济增长的主要因素, 则金融发展对经济增长的作用主要体现在储蓄率s和储蓄的投资转化率β上。在此对影响储蓄率和储蓄的投资转化率的因素进行分析。

第一, 储蓄率s的影响因素。周小川 (2009) 指出, 储蓄率受到富裕程度、汇率、金融媒介和资本市场的发育程度、民族传统、人口结构、社会保障的优劣等因素的影响。同时, 实际利率 (名义利率—通货膨胀率) 、经济货币化程度以及影响金融发展和金融效率因素都会对储蓄率产生一定的影响。

第二, 储蓄的投资转化率β的影响因素。居民储蓄的投资转化率是居民储蓄中扣除消费后的居民可支配收入余额直接转化或金融转化为投资量的比率, 在一定程度上显示了金融发展水平和金融部门效率。一般的, 我们用某一时点上现存金融资产的总额与国民财富的比率来衡量金融发展水平, 通常简化为金融资产总量与名义GDP之比。同时, 金融效率指标FE用来衡量金融机构将储蓄转化为贷款的效率, FE一般用贷款和存款的比值来表示。

在这里, 应该指出, 金融发展不光在储蓄率和储蓄的投资转化率方面影响经济增长, 在一定程度上也会从资本的利用效率上对经济增长造成一定程度的影响。

二、金融发展对经济增长影响的实证分析

(一) 模型构建

经过以上分析, 我们选取影响经济增长的金融因素建立实证分析的计量模型:

其中, δi (i=0, 1, 2, 3) 是解释变量的影响系数, u是随机变量;RGDP是实际GDP增长率, 表示经济增长;FIR是金融规模指标, 表示为M2/GDP;FE是金融效率指标, 表示为贷款/存款;FSS是金融储蓄结构, 表示为居民储蓄/全部存款, 其中, 贵州省的FSS从1993年起就稳定在0.5左右, 说明存款中居民储蓄占比较大。FIR, FE和FSS度量了金融发展水平和金融效率, 他们通过影响储蓄率s和储蓄的投资转化率β来影响经济增长。

(二) 实证分析

本文运用软件Eviews5.0对贵州省1980—2011年的数据进行实证研究, 数据来源于《2011贵州统计年鉴》、《贵州六十年》以及贵州统计局网站、中国人民银行贵阳中心支行网站上公布的金融数据。

1. 变量的平稳性检验

本文采用ADF单位根检验方法对变量的平稳性进行检验, 检验结果 (见表1) :

从表1中可以看出, 变量RFDP、FIR、FE、FSS没有拒绝原假设:序列存在单位根。他们为非平稳的时间序列, 存在时间趋势;进行一阶差分后, 变量DRGDP、DFIR、DFE、DFSS则都拒绝了原假设, 说明他们是平稳的, 可以运用一阶差分后的数据进行协整检验。

2. 协整检验

协整检验探求非平稳变量之间的长期均衡关系, 本文采用Johansen法来检验贵州省金融发展变量和经济增长之间的协整关系, 检验结果 (见下页表2) :

根据表, 在95%的置信水平下, 变量DRGDP、DFIR、DFE和DFSS之间存在着长期的均衡关系, 具有共同的随机趋势, 他们之间存在着协整关系。

3. 格兰杰因果关系检验

经过研究发现, 滞后4期和5期的贵州省RGDP、FIR、FE、FSS之间的关系比滞后1期时发生了明显的变化。在滞后4期, 95%的置信水平下, 只有贵州省的金融效率FE是GDP增长率的Granger原因;在滞后5期, 95%的置信水平下, 贵州省的金融相关比率FIR与贵州省的GDP增长率之间存在单向的Granger原因, 并且贵州省GDP增长率和金融储蓄结构FSS也存在单向的Granger原因。但是, 贵州省GDP增长率与金融效率FE却不存在Granger因果。

4. VAR模型的估计

根据以上分析, 指标之间可以建立向量自回归VAR模型进行分析, 我们发现滞后3期后所得到的估计结果比滞后2期后的估计结果发生了很大的变化, 并且拟合程度有所提高。

VAR模型滞后2期时我们得到:

拟合优度R12=0.85

VAR模型滞后3期时我们得到VAR模型的估计结果:

拟合优度R22=0.88

(1) 式中, 三个因素中影响经济增长率RGDP的主要因素是金融储蓄结构FSS, 而金融相关系数FIR和金融效率FE则与经济增长呈现出负相关关系。但是滞后3期时我们却可以从 (2) 式中发现, DFIR、DFE、DFSS同时促进经济的增长, 并且, 影响系数分别为12.61、24.88和1.19, 金融相关系数和金融效率对经济增长的影响改变较大, 金融储蓄结构的影响力度明显下降。这说明贵州省金融发展在长期内对经济增长具有明显的推动作用。

三、结论及政策建议

贵州省金融发展与经济增长之间具有长期相互促进的协整关系, 同时, 通过Granger因果关系检验, 当置信水平为95%时, 在滞后4期的情况下, 金融效率FE与GDP增长率之间存在单向Granger关系, 滞后5期时, 金融相关比率FIR与GDP增长率之间存在单向Granger关系, 并且贵州省GDP增长率是金融储蓄结构FSS的单向Granger原因。由此我们可以得到, 贵州省的金融发展和经济增长之间存在长期的相关关系。同时, 通过VAR模型的估计我们也可明确, 贵州省金融发展对经济增长的促进作用更多地体现在长期发展上。苗馨允 (2008) 在对比江苏、上海、宁夏金融发展对经济增长的贡献以后, 得出, 越发达地区金融深化程度对经济增长贡献越小。因为发达地区投资和筹资渠道丰富, 金融机构的作用相比落后地区淡化。反方向看来, 这也说明在发展落后的贵州, 金融发展在经济增长中具有重要作用, 以实证分析为基础, 笔者提出以下政策建议。

第一, 有效提高金融效率, 注重资本市场发育质量的提高。从研究结果来看, 在滞后2期的时候, 金融深化指标FIR和金融效率FE对经济增长产生了明显的负影响, 这个结果是出乎意料的。经过进一步的分析, 发现这是由于货币政策的逆周期操作造成的。在经济增长率较高的时候, 货币当局往往选择紧缩的货币政策以控制周期的波动, 较低的M2和较高的GDP造成了金融深化指标FIR相对较低, 反之, 在经济低迷时货币政策的逆周期操作也会造成FIR的提高。Harris的研究表明:在欠发达国家, 股票市场发展对经济增长大多是非常弱的, 而在发达国家, 股票市场的活动水平的确有助于解释人均实际GDP的增长。所以, 笔者认为这个结果是由于贵州省金融发展尚在初期, 其不规范性和欠完善性都造成了金融发展对经济增长负影响的原因。其次, 贵州省的证券业、股票市场等发展不仅受到经济不发达因素的影响, 由于发展起步晚, 还在一定程度上受到群众心理、投资意识等因素的影响。另外, 投资资金的使用效率不高也在一定程度上影响了经济增长。但是在滞后3期时, 模型结果发生了显著的变化, 三个影响因素均促进GDP增长率的提高, 其中金融效率FE提升1%, 可以带来经济增长24.88%, 是模型中的三个因素中影响力最大的一项。贵州省金融发展程度低, 但金融效率FE和金融相关比率FIR都是GDP增长率的Granger原因, 从另外一个方面思考, 特别是从长期发展上看, 这说明了贵州省的金融发展潜力巨大, 并且将会对经济增长产生重要影响。贵州省的金融机构起步晚, 资本市场发育慢, 所以必须并且有必要从发展初期就汲取国内外先进的、适用的发展经验, 从政策和市场两方面重视资本市场的发育质量, 有效提高金融效率, 以提高投资的数量和质量为有效手段, 最终促进贵州省经济的增长。

第二, 以《国务院关于进一步促进贵州经济社会又好又快发展的若干意见》 (国发2号文件) 的出台为契机, 规划具有贵州特色的金融发展战略。贵州省的金融增加值贡献率 (金融增加值占GDP比重) 近年来维持在3%~4%之间, 而全国的金融增加值贡献率是6%, 贵州省与全国平均水平差距较大。从数据上看, 金融业的增长值占贵州省GDP的比重不算很高, 并且对经济增长的直接贡献不大, 一方面是由于贵州省经济发展落后, 经济对金融发展的带动性不强;另一方面也是由于金融市场发展起步较晚, 经验不足, 金融政策和发展机制都不够完善和成熟。2012年度发布的《国务院关于进一步促进贵州经济社会又好又快发展的若干意见》国发2号文件给贵州省的发展带来了前所未有的机遇, 金融发展也不例外。所以, 贵州省应该紧紧抓住这个契机, 制定具有贵州特色的金融发展策略, 巩固和扩大金融产业规模, 提高金融服务于实体经济的能力, 先从政策导向、金融可持续发展、金融发展环境等方面进行规划发展, 最终落实到加强金融机构建设、拓宽社会融资渠道、优化金融资源配置、改进农村金融服务、扩大金融服务覆盖面以及增强政策扶持力度等领域, 进一步完善贵州省金融市场发展策略, 以达到最终促进经济增长的目的。

贵州省经济增长 第10篇

在经济研究中, 消费与经济增长之间关系永远都是经济研究的热点问题, 且总体可分为三类。第一类以马克思主义消费论为主, 注重对二者之间性质的研究。马克思在《资本论》和《政治经济学批判》中从不同侧面描述了消费与生产的相互关系, 认为社会再生产过程就是一个以生产为起点, 消费为终点周而复始的过程。第二类以西方主流经济研究中消费与经济增长之间的量化研究为主。如哈罗德在人口、资本和技术发生变化情况下考察经济长期均衡增长问题时得出哈罗德模型的基本方程为:g=s/v, 式中, g为收入增长率;s为储蓄率;v为资本产出比。此外美国经济学家索洛则在哈罗德的基础上提出了新古典经济增长模型, 并认为:社会生产中劳动和资本的比例是可以改变的, 因此经济的增长要受到技术进步和劳动要素供给增长的影响。第三类则以对经济问题的实证研究为主, 如钱纳里通过对101个国家1950至1970年间的经济数据进行时间序列分析和界面分析, 将各个国家的发展路径描述成一个“发展模型”, 认为存在一个“标准结构”。该标准结构反映了人均GDP从100美元以下到1, 000美元以上的发展过程中, 经济结构变化的规律, 其中与经济增长关系密切的消费及储蓄率就包含其中。此外库茨涅茨研究了发展中国家在各个不同的发展阶段的经济增长特征, 提出了著名的“库茨涅茨U字型定律”, 等等。

二、后发赶超型省区消费与经济增长相关研究概述

(一) 后发赶超型省区消费特征。后发赶超型省区是一个相对的省级区域范畴, 其基本含义是指那些发展程度不充分的省区。后发赶超型省区主要在中西部地区广泛分布。就后发赶超型省区的消费情况而言, 主要存在三个特征:一是人均消费额低。二是消费结构低下。三是消费市场长期不振。

(二) 束缚后发赶超型省区消费的因素。一般而言, 束缚后发赶超型省区消费的因素有三:一是低收入和悬殊的贫富差距阻碍消费水平的提升。根据消费函数理论可知消费倾向和收入成反比, 因而中等收入群体决定着一个区域的消费水平。二是不完善的社会保障制度导致人们未来预期的不确定。一方面社会保障制度覆盖面窄。另一方面较高的社会保险缴费率导致企业利用各种方式逃避参加保险又进一步制约覆盖面的扩大。三是公共服务缺失也阻碍着消费增长。一方面教育、医疗的产业化导致原有的公共产品成为居民的消费负担, 另一方面后发赶超型省区的基础设施投入往往不足, 长期处于低水平, 造成各类公共产品不足。

三、贵州省消费与经济增长的关系实证分析

(一) 消费对经济增长具有强劲的拉动作用。消费的拉动作用, 决定着经济增长质量的高低和速度的快慢, 这一观点可以从贵州省1990年~2009年城乡居民消费水平及人均收入水平的分析中获得支持。本文将居民消费水平X (元) 作为被解释变量, 国民生产总值Y1 (亿元) 、城镇和农村居民人均收入以Y2 (元) 、Y3 (元) 表示, 人口自然增长率用L (%) 表示。先进行单因素分析发现每个因素都对X影响显著, 接着进行多元回归分析发现虽然总体线性回归拟合程度好, 可决系数比较高, F统计值较大, 但常数项中回归系数不显著。这说明解释变量存在多重共线性。因此再利用OLS方法一一求X对各个解释变量的回归, 并结合统计检验和经济意义选取拟合结果最好的一个一元线性回归方程, 在这个基础上将其他解释变量逐一带入并拟合, 得出如下结果。

这说明居民消费水平与城乡居民收入成正比, 其中城镇居民每消费1元能带来8.33元的城镇居民收入, 农村居民每消费1元能带来1.14元农村居民收入。

(二) 贵州省消费结构对产业结构的影响。通过对贵州省1978年~2011年的产业结构数据进行整理, 发现贵州省从1978年到2011年产业结构具有三个特征:一是第一产业呈先升后降的趋势;二是第二产业比重从40%向50%缓慢爬升;三是第三产业一直呈快速上升趋势。具体分析如下:一是根据“雁行模型”可知, 随着区域经济水平的上升第一产业会呈逐步下降的趋势, 但仔细研究发现贵州省第一产业是呈先上升后下降, 这实际就是消费结构变化对产业结构带来的影响。众所周知, 1978年由于文革的结束, 全国各地经济得到恢复, 这释放出了大量被压制的消费需求, 而根据马斯洛需求层次理论可知, 这些被释放的消费需求将首先用于满足吃的需要, 因而在“六五”期间第一产业上升到43.46%, 然后随着消费结构的进一步优化, 其比重逐步降低, 到2011年下降到12.7%;二是随着消费结构由“吃”向“用”的升级, 贵州省的家用电器如冰箱、彩电、洗衣机等迅速得到普及, 但其第二产业并未有显著提升。这与后发赶超型省区发展规律相符, 因为后发赶超地区往往以农业为主, 第二产业十分落后, 又缺少技术和资金的大量投入, 其投资环境也较差;三是第三产业所占比重从1978年的18.18%增加到2011年的48.8%, 上涨迅速。这实际上是由于近年来贵州省城镇居民消费结构中交通、住房、文娱等的支出增加较快, 带动了第三产业的快速发展, 从而实现了贵州省“三二一”的产业结构。

四、正确处理后发赶超型省区消费与经济和谐发展的思路与对策

(一) 进一步改善消费环境, 健全居民消费意识。后发赶超型省区政府应强化对居民消费意识的引导, 破除过时的消费观念。随着经济增长由投资、出口导向逐步转变为靠内需推动, 居民消费观念也需要逐渐改变, 对节俭的提倡不能是对正常消费的节制, 应理解为对资源的节约。此外, 要对传统商业网络格局进行改造, 破除地方性商业、人才流动的保护壁垒, 发展以城市为中心依托逐步辐射农村的消费网络, 提高居民消费环境。

(二) 逐步提高中低收入群体的可支配收入水平。提高中低收入人群的可支配收入。一是逐步提高城镇低收入者的最低生活保障标准, 使低收入人群生活水平随经济的发展逐步提高。二是努力扩大中等收入群体比重。加大人力资源建设, 加强对中高级技术人才的培养, 提升公职人员的收入。三是根据本地区的特色, 开展优势特色产业, 努力发展第三产业。

(三) 建立健全社会保障体系, 提升居民消费信心。一是健全居民医疗、失业、养老保障体系, 将城镇、农村各类劳动者纳入社会保障及救助的范围, 如建立城镇和农村一体化的最低生活保障制度。二是完善公共服务产品的投入, 降低居民消费预期的不确定。如增加科研教育的经费支出、非义务教育阶段的奖学金援助机制的进一步完善、保障下岗失业人员的再就业教育培训权利、加大对高校和科研院所的科技投入, 增加新产品的研发投入, 促进消费结构不断升级, 形成新的消费热点。

参考文献

[1]伊志宏.消费经济学[M].北京:中国人民大学出版社, 2000, 第2版

[2]房爱卿.我国消费需求发展趋势和消费政策研究[M].北京:中国经济出版社, 2006

[3]杨红艳.贵州省城镇居民消费结构对产业结构的影响[J].合作经济与科技, 2013, 11

[4]刘佳, 胡红安, 关嵩山.欠发达地区消费增长与经济协调发展问题研究[J].经济师, 2007, 11

[5]纪淑萍.我国消费与经济增长关系的实证研究[D].厦门大学, 2007