序論：寫作是一種深度的自我表達(dá)。它要求我們深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隱藏在內(nèi)心深處的真相，好投稿為您帶來了七篇經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)范文，愿它們成為您寫作過程中的靈感催化劑，助力您的創(chuàng)作。

篇(1)

一、構(gòu)建稅收分權(quán)的指標(biāo)體系

從本質(zhì)上講，各地經(jīng)濟(jì)增長都很可能受到稅收分權(quán)導(dǎo)致的影響，針對稅收分權(quán)涉及到的各項(xiàng)指標(biāo)也應(yīng)當(dāng)予以謹(jǐn)慎的選擇。在現(xiàn)階段的財政體系中，如果設(shè)計了各不相同的分權(quán)指標(biāo)，那么與之有關(guān)的調(diào)研結(jié)論也會各不相同。由此可見，稅收分權(quán)指標(biāo)本身應(yīng)當(dāng)符合現(xiàn)階段的整體經(jīng)濟(jì)形勢，在此基礎(chǔ)上才能因地制宜選擇適當(dāng)?shù)姆謾?quán)指標(biāo)并且構(gòu)建指標(biāo)體系[2]。

地方如果擁有了自身的稅收權(quán)，那么代表著地方政府因此擁有了針對地方稅收的整體掌控權(quán)力。從現(xiàn)階段來看，地方政府主要擁有如下的收入來源：本級的地方稅收、地方的轉(zhuǎn)移支付、中央對于各個地方返還的稅收額、非稅收的收入等。相比于轉(zhuǎn)移支付，具體在計算返還的地方稅收時應(yīng)當(dāng)密切結(jié)合分稅制的比例與基數(shù)。因此可以得知，針對返還后的地方稅收而言，中央政府實(shí)質(zhì)上并不具備操控權(quán)力，地方政府因此就能獲得相應(yīng)的稅收分權(quán)。由此可見，具體在構(gòu)建指標(biāo)體系時有必要考慮到返還部分的地方稅收。

在全面分析的基礎(chǔ)上，針對地方稅收就可以構(gòu)建完整度較高的分權(quán)指標(biāo)體系，在這其中應(yīng)當(dāng)包含自給率及其他相關(guān)指標(biāo)。從地方支出財政的角度來講，可以自主掌控的地方稅收也應(yīng)當(dāng)納入其中。因此可得如下結(jié)論：地方稅收中的自給率應(yīng)當(dāng)?shù)扔趯?shí)際的地方稅收除以整體財政支出，二者相除就能?@得精確的分權(quán)指標(biāo)。

二、探析影響效應(yīng)

經(jīng)過分析可知，在2009至2015年的時間段里，中央返還各個地方的稅收總額表現(xiàn)為5%的年均增長狀況，這種增長伴隨著GDP的持續(xù)上升。由此可見，在這個時間段里GDP與地方稅收都表現(xiàn)為正增長的穩(wěn)定狀態(tài)。然而與此同時，中央即便返還了特定比例的地方稅收，但是并沒有徹底滿足各個階段的公共支出，因此仍然有待加以完善[3]。近些年來，地方政府持續(xù)降低了自身的稅收分權(quán)度，與之相應(yīng)的中央稅收卻表現(xiàn)為更強(qiáng)的集權(quán)趨勢。

經(jīng)濟(jì)增長率以及稅收自給率二者應(yīng)當(dāng)具有內(nèi)在的關(guān)聯(lián)性，對此可以歸納為線性關(guān)系。在稅收分權(quán)的整體背景下，經(jīng)濟(jì)增長以及稅收自給率通常表現(xiàn)為顯著的正向相關(guān)關(guān)系，這種現(xiàn)狀也在本質(zhì)上推動了整體經(jīng)濟(jì)的迅猛發(fā)展。稅收自給率之所以表現(xiàn)為顯著上升的趨勢，究其根源就在于返還地方的稅收比例以及自主稅收的逐步提高。從實(shí)務(wù)角度來講，某些地方真正獲得的稅收額度并沒有趕上當(dāng)年的公共性支出增長速度，因此實(shí)際上的影響效應(yīng)與研究結(jié)論相比還會產(chǎn)生特定的偏差。

此外，如果在研究時運(yùn)用了各不相同的分權(quán)指標(biāo)，那么歸納得到的數(shù)值與結(jié)論也會表現(xiàn)出顯著的差異性特征。某些情況下，研究人員對此選擇了不適當(dāng)?shù)姆謾?quán)指標(biāo)，因此通過歸納計算獲得的經(jīng)濟(jì)影響結(jié)論也可能帶有偏差。從整體角度來講，推行稅收分權(quán)的宏觀改革具有顯著的必要性，這是由于稅收機(jī)制與宏觀經(jīng)濟(jì)具有密切的聯(lián)系，經(jīng)濟(jì)增長也不能缺少稅收機(jī)制作為保障。如果能致力于改進(jìn)現(xiàn)行的稅收分權(quán)指標(biāo)，重構(gòu)相應(yīng)的分權(quán)指標(biāo)，那么針對整個的經(jīng)濟(jì)增長就能起到顯著的推進(jìn)作用與帶動作用[4]。

篇(2)

【關(guān)鍵詞】農(nóng)村金融;金融發(fā)展;經(jīng)濟(jì)增長

一、農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系

新農(nóng)村建設(shè)核心是解決農(nóng)民的增產(chǎn)、增收問題,故發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)是新農(nóng)村建設(shè)的關(guān)鍵。而市場經(jīng)濟(jì)體制下資本的籌集和使用主要通過金融活動完成,熊彼特(Schumpeter)認(rèn)為金融服務(wù)在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長中具有極為重要的作用,因此農(nóng)村金融與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展間關(guān)系決定了新農(nóng)村建設(shè)的效果。根據(jù)產(chǎn)權(quán)理論和交易成本理論,降低信息成本和交易成本是提高資源配置效率的關(guān)鍵,其在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)活動中表現(xiàn)為金融體系的建立和完善。金融體系的關(guān)鍵在于金融功能的實(shí)現(xiàn),而這離不開金融發(fā)展。

自熊彼特提出的金融發(fā)展重要性之后,麥金農(nóng)和肖通過深入研究在1973年建立了金融發(fā)展理論。國外學(xué)者對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)研究主要由理論分析和實(shí)證分析構(gòu)成,且理論分析主要局限于研究初期。談儒勇(2004)將金融發(fā)展界定為金融體系朝好的方面變化,所以,金融發(fā)展理論研究的是金融體系是否促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長的功能,即主要用于論證金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的重要性。后期該類研究主要在金融發(fā)展理論框架下就金融擬制和金融結(jié)構(gòu)角度進(jìn)行,研究主要集中在宏觀、中觀層面,其立腳點(diǎn)是提供金融服務(wù)的金融機(jī)構(gòu),大都基于金融服務(wù)有利于經(jīng)濟(jì)增長的假設(shè)下或計量驗(yàn)證影響因素。后期研究開始由理論研究轉(zhuǎn)向?qū)嵶C分析,Levine(1997)以作用渠道為研究目的進(jìn)而證明了金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長存在統(tǒng)計意義上的顯著相關(guān),而Granger提出的因果分析方法被大多數(shù)學(xué)者用于證明兩者之間的因果關(guān)系。國外的研究成果為國內(nèi)學(xué)者研究該類問題提供了堅實(shí)的基礎(chǔ)。國內(nèi)學(xué)者對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究視角主要有全局、區(qū)域和農(nóng)村,其中基于農(nóng)村的視角分析農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展(或農(nóng)民收入增長)間的關(guān)系在隨著新農(nóng)村建設(shè)提出得到更深入研究。在對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究路徑中,針對農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究可分為農(nóng)村金融深化和農(nóng)村金融中介發(fā)展兩種。其中,基于金融深化框架下研究主要探討我國農(nóng)村金融體系對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn),通過數(shù)據(jù)分析找出重要影響因素并得出相應(yīng)結(jié)論。而農(nóng)村金融中介對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的研究則突出農(nóng)村金融功能發(fā)揮,試圖解釋金融服務(wù)影響農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長。具體研究中,張春喜、孫偉(2007)從金融演進(jìn)的內(nèi)在關(guān)系及更長的歷史視角下以農(nóng)村金融的發(fā)展現(xiàn)狀為背景和李政(2009)用實(shí)證的方法證明農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的均衡關(guān)系,并通過因果檢驗(yàn)得出相應(yīng)的結(jié)果。而方金兵、張兵、曹陽(2009)基于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展與農(nóng)民收入增長的關(guān)系,選取農(nóng)民收入作為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的替代指標(biāo),通過向量誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗(yàn)方法檢驗(yàn)兩者的相關(guān)關(guān)系和因果關(guān)系,并指出擴(kuò)大農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模對提高農(nóng)民收入、推動農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展有重要意義。李廣眾、陳平(2002)利用我國1952-1999的相關(guān)時間序列數(shù)據(jù)對于金融中介發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的多變量VAR系統(tǒng)研究分析了金融中介發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制,提出經(jīng)濟(jì)增長與金融中介效率間存在雙向因果關(guān)系。同時,丁曉松(2005)研究1986-2002年中國金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系時采用單位根檢驗(yàn)和協(xié)整分析方法,同樣認(rèn)為金融發(fā)展和我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展有存在雙向作用。姚耀軍(2004)從金融發(fā)展的視角根據(jù)1978-2002數(shù)據(jù)分析農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系,利用因果檢驗(yàn)法做出實(shí)證分析,結(jié)果表明農(nóng)村金融發(fā)展?fàn)顩r影響到農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長。

二、模型構(gòu)建

由以上分析可知,現(xiàn)有金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究主要從實(shí)證角度進(jìn)行,盡管視角不一,但均得出金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)論。因此,在現(xiàn)有經(jīng)濟(jì)體制下為更好的建設(shè)新農(nóng)村,通過金融發(fā)展支持農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長是最優(yōu)選擇。然而,經(jīng)濟(jì)增長的持續(xù)性和穩(wěn)定性是十分有必要的,若想通過金融發(fā)展支持農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長應(yīng)先確定兩者間是否存在長期均衡關(guān)系,模型構(gòu)建則探討兩者之間均衡的可能。

(一)分析方法及指標(biāo)設(shè)計說明

1.分析方法。由于單方程的OLS法會出現(xiàn)自變量內(nèi)生性問題,加之在非平穩(wěn)變量上的OLS法可能出現(xiàn)偽回歸問題,而李廣眾、陳平(2002)和姚耀軍(2004)基于VAR模型及其協(xié)整分析的方法能較好的解決OLS法的不足。因此,本文在分析方法采用上借鑒李廣眾、陳平(2002)和姚耀軍的VAR模型及其協(xié)整分析,就中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展與金融經(jīng)濟(jì)增長的相互關(guān)系進(jìn)行研究。

2.指標(biāo)設(shè)計。一般研究,將兩者關(guān)系置于資金供給、需求和成效角度上進(jìn)行。所以,在設(shè)計指標(biāo)時主要考慮農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長衡量和金融發(fā)展的供給及需求。具體研究中,設(shè)計農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)、金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)、金融結(jié)構(gòu)指標(biāo)和金融中介支持效率指標(biāo)等四個指標(biāo)。在對指標(biāo)界定中:將農(nóng)村人均GDP(RPGDP)作為衡量反映農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長狀況的指標(biāo)。哥德史密斯在研究金融發(fā)展與金融結(jié)構(gòu)時指出金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)(FIR),隨著農(nóng)村金融發(fā)展研究深入,我國大部分學(xué)者開始計算我國農(nóng)村金融相關(guān)率指標(biāo)(RFIR),其中張兵等(2002)在農(nóng)村FIR與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長將農(nóng)村FIR確定為農(nóng)村金融資產(chǎn)和農(nóng)村GDP之比。農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)指標(biāo)(RLTL)鑒于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)在農(nóng)村經(jīng)濟(jì)中的重要位置,本文設(shè)計了反映農(nóng)村貸款結(jié)構(gòu)的指標(biāo)作為金融發(fā)展的結(jié)構(gòu)指標(biāo),即RLT/RL,其中RLT是指鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款余額, RL是指農(nóng)村貸款余額,將農(nóng)村金融發(fā)展的結(jié)構(gòu)指標(biāo)簡記為RLTL。王志強(qiáng)、孫剛(2003)認(rèn)為,可以用儲蓄與貸款的比值來衡量金融中介將儲蓄轉(zhuǎn)化為貸款的效率,故農(nóng)村金融發(fā)展效率指標(biāo)(RLD)可定義為農(nóng)村金融中介將農(nóng)村儲蓄轉(zhuǎn)化為農(nóng)村貸款支持農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長、促進(jìn)農(nóng)民增收的效率。農(nóng)村金融發(fā)展結(jié)構(gòu)指標(biāo)(RLTL)鑒于鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)在農(nóng)村經(jīng)濟(jì)中的重要位置,本文設(shè)計了反映農(nóng)村貸款結(jié)構(gòu)的指標(biāo)作為金融發(fā)展的結(jié)構(gòu)指標(biāo),即RLT/RL,其中RLT是指鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款余額, RL是指農(nóng)村貸款余額,將農(nóng)村金融發(fā)展的結(jié)構(gòu)指標(biāo)簡記為RLTL。將鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款余額與農(nóng)村貸款余額比率衡量金融發(fā)展結(jié)構(gòu)規(guī)模。

(二)模型說明及數(shù)據(jù)處理

1.模型說明。安翔(2004)從金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)理論出發(fā),以內(nèi)生增長模型為基礎(chǔ)創(chuàng)建農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長模型,并得出農(nóng)村金融深化是解釋農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的重要變量結(jié)論。同樣的方法還被王瑩(2006)和邱杰、楊林(2009)所采用。本文主要就農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行定性,目的在于判斷兩者之間的均衡關(guān)系及影響方向,故直接設(shè)置若干個指標(biāo)進(jìn)行衡量。

2.數(shù)據(jù)處理本文數(shù)據(jù)均來自各年的《中國金融年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》,由于未能獲得完整數(shù)據(jù)針對部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失的事實(shí),在實(shí)際處理中僅選擇1988-2007年份數(shù)據(jù)且主要分析1993-2007年數(shù)據(jù)。同時考慮到農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的根本是農(nóng)業(yè),本文在指標(biāo)計算中利用所得的數(shù)據(jù)進(jìn)行一些替代操作。如在計算農(nóng)村人均GDP時,在未能獲得足夠可信的農(nóng)村人均GDP數(shù)據(jù)下,本文采取了用農(nóng)業(yè)GDP除以農(nóng)村人口進(jìn)行替代,張兵等(2002)同樣采用農(nóng)業(yè)GDP代替農(nóng)村GDP。受我國農(nóng)村金融體系的現(xiàn)實(shí)影響,我國農(nóng)村金融資產(chǎn)主要是農(nóng)民在銀行的存款,所以,在處理RFIR時用農(nóng)民存款與農(nóng)村GDO之比計算。農(nóng)村存款余額和農(nóng)村貸款余額在1978-1986期間主要在已給出數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上進(jìn)行加總計算,在計算金融中介支持效率指標(biāo)時受條件所限,數(shù)據(jù)來源主要是《金融年鑒》和《統(tǒng)計年鑒》的數(shù)據(jù)未能完全描述農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的貢獻(xiàn)。

三、基本分析結(jié)論

通過運(yùn)用EVIEWS5.0處理相關(guān)數(shù)據(jù),可以發(fā)現(xiàn)我國農(nóng)村人均GDP逐年增長。但與RLD、RLTL之間并未有之間的線性關(guān)系,剔除掉替代、CPI等影響本文認(rèn)為兩者間存在一定的正相關(guān)。通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)可知中國農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長存在均衡關(guān)系至少在93-07年間表明:農(nóng)村金融發(fā)展對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長具有明顯的影響作用,但農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長卻對農(nóng)村金融發(fā)展沒有顯著的影響。

盡管我國農(nóng)村金融體系的改革取得一定的成功,基本上形成以國有正規(guī)農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)為主,非正規(guī)農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)補(bǔ)充的體系,從農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長不是農(nóng)村金融發(fā)展的Granger原因看,雖然中國農(nóng)村金融體系經(jīng)過30年的改革發(fā)展,但農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長并不是金融發(fā)展?fàn)顩r的格蘭杰原因,這意味著農(nóng)村金融發(fā)展嚴(yán)重滯后于農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長,證明了邱杰、楊林(2009)的觀點(diǎn)。從農(nóng)村金融發(fā)展是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因看,加快農(nóng)村金融體制改革,改善農(nóng)村金融發(fā)展?fàn)顩r,對于促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有極為重要的作用(姚耀軍,2004)。實(shí)證得出的農(nóng)村金融體制改革的滯后性將會嚴(yán)重制約農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整,進(jìn)而影響農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長和農(nóng)民增收,加快農(nóng)村金融體制改革已成為當(dāng)前解決“三農(nóng)”問題的迫切要求。

根據(jù)金融發(fā)展理論,金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系應(yīng)所存在的均衡關(guān)系,分析結(jié)果表明了我國農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長存在上述關(guān)系。這也說明了我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長已經(jīng)逐步向依靠金融要素投入的內(nèi)生式增長模式轉(zhuǎn)變。麥金農(nóng)等認(rèn)為發(fā)展中國家存在較為嚴(yán)重的金融抑制問題,在我國就表現(xiàn)為金融制度變遷主要是政府主導(dǎo),不適應(yīng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式。鑒于農(nóng)村金融發(fā)展是農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長格蘭杰原因的事實(shí),加快建立適應(yīng)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展的農(nóng)村金融體系具有十分重要的意義。即在農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長初期,應(yīng)進(jìn)一步強(qiáng)化金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的資金主導(dǎo)供給作用,適度放開競爭,逐步建立合理、完善的農(nóng)村金融體系。

參考文獻(xiàn)

[1]曹嘯,吳軍.我國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的格蘭杰檢驗(yàn)和特征分析[J].財貿(mào)經(jīng)濟(jì),2002(5).

篇(3)

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長；金融發(fā)展規(guī)模；金融結(jié)構(gòu)；金融效率

中圖分類號：F32 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1002-2589（2012）35-0077-02

在金融發(fā)展中，農(nóng)村金融是必不可少的一部分。在農(nóng)村金融發(fā)展過程中，一方面，其發(fā)展會受到現(xiàn)代金融理論及政策主張的影響。另一方面，農(nóng)村金融市場的無利可圖使得城市商業(yè)銀行不愿涉足，因此，在我國農(nóng)村金融有其自身的發(fā)展特點(diǎn)。從經(jīng)濟(jì)與金融間的雙向關(guān)系來看，經(jīng)濟(jì)水平?jīng)Q定金融發(fā)展水平，但經(jīng)濟(jì)的增長離不開金融支持，金融同時反作用于經(jīng)濟(jì)，可見金融既可以促進(jìn)也可以阻礙經(jīng)濟(jì)的增長。

一、我國農(nóng)村金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制

（一）農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制

首先，金融規(guī)模的持續(xù)擴(kuò)大可以增加鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的融資途徑。隨著整個農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，農(nóng)村生產(chǎn)領(lǐng)域?qū)Y金的需求持續(xù)擴(kuò)大，而金融規(guī)模的擴(kuò)大為這一資金需求提供給了途徑。其次，農(nóng)村金融資產(chǎn)的種類和數(shù)量會隨著金融規(guī)模的擴(kuò)大而增加，這一變化也可以為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)提供新的融資方式。

（二）農(nóng)村金融結(jié)構(gòu)對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長作用機(jī)制

一方面，金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化可以降低資金的獲取成本，資金能夠在所有者和使用者之間進(jìn)行快速的轉(zhuǎn)移，這為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供了便利。另一方面，金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化可以提高資源配置的效率。金融機(jī)構(gòu)在資金轉(zhuǎn)移過程中擔(dān)負(fù)媒介作用，結(jié)構(gòu)越優(yōu)化，資金越能得到有效轉(zhuǎn)移，促使資源在農(nóng)村各部門中得到有效配置。總的來說，金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化可以為整個農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供更加專業(yè)的投資融資服務(wù)，資本也在快速轉(zhuǎn)移的過程中帶動了社會資源的優(yōu)化配置，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長。

（三）農(nóng)村金融發(fā)展效率對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長作用機(jī)制

農(nóng)村金融效率是一個綜合指標(biāo)體系，主要反應(yīng)的是農(nóng)村金融市場上金融機(jī)構(gòu)的儲蓄能力、儲蓄投資轉(zhuǎn)化的效率以及投資的產(chǎn)出比例。事實(shí)證明，農(nóng)村金融效率在促進(jìn)資本積累的過程中，農(nóng)村儲蓄增加、儲蓄投資轉(zhuǎn)化效率提高，這為農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供了有力的資金支撐。

二、我國農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究

（一）模型設(shè)定與指標(biāo)選取

1.模型設(shè)定

為了實(shí)證分析農(nóng)村金融發(fā)展水平對經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)，本文構(gòu)建了如下計量模型。

IN（ARGDP）=β0+β1?FIR+β2?LT+β3?RDL+μ1

式中：LN（ARGDP）為經(jīng)濟(jì)增長的自然對數(shù)；FIR為金融發(fā)展規(guī)模；LOAN/TFA為金融結(jié)構(gòu)；RDL為金融效率；μ為隨機(jī)項(xiàng)。

2.指標(biāo)選取

為了揭示農(nóng)村金融發(fā)展同農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，本文將采用反映農(nóng)村金融發(fā)展?fàn)顩r和反映農(nóng)村金融增長狀況兩組指標(biāo)，其中農(nóng)村金融發(fā)展指標(biāo)包括農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模（FIR）、結(jié)構(gòu)（LOAN/TFA）、效率（RDL）三個子指標(biāo)。

本文研究的時間區(qū)間為1990-2009年。其中的數(shù)據(jù)來源，農(nóng)村人口數(shù)、第一產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，農(nóng)業(yè)存款、農(nóng)村居民儲蓄存款、農(nóng)業(yè)貸款、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)貸款均取值于《中國金融年鑒》。

（二）實(shí)證檢驗(yàn)

1.ADF檢驗(yàn)

由于在文中涉及的都是時間序列變量，所以首先對各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定變量的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

從檢驗(yàn)結(jié)果可知，LN（ARGDP）、FIR、LT以及RDL的原始數(shù)據(jù)都不是平穩(wěn)的，而一階差分都是平穩(wěn)的序列，所以各變量的水平值均為一階單整的，對于同是一階單整的平穩(wěn)序列我們就可以采用協(xié)整方法對其檢驗(yàn)。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

由于對非平穩(wěn)的時間序列直接進(jìn)行回歸分析有可能產(chǎn)生虛假回歸，恩格爾和格蘭杰針對此問題提出了協(xié)整的概念。在本文中，我們就使用E-G協(xié)整檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系。表2給出了金融發(fā)展三個指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果。

由表2可知，協(xié)整檢驗(yàn)表明農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長LN（ARGDP）與金融發(fā)展規(guī)模（FIR）、金融結(jié)構(gòu)（LT）、金融發(fā)展效率（RDL）之間存在長期均衡關(guān)系，這也意味著我國農(nóng)村金融發(fā)展水平與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

3.我國農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰因果檢驗(yàn)

在檢驗(yàn)過程中，我們采用LN（ARGDP）、FIR、LT、RDL分別作為衡量經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展的指標(biāo)，得到的結(jié)果如表3所示。

可見，運(yùn)用1990-2009年間的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的數(shù)據(jù)，可以得出如下格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果：第一，金融發(fā)展規(guī)模是經(jīng)濟(jì)增長的原因，經(jīng)濟(jì)增長不是金融發(fā)展的原因，意味著我國農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模的擴(kuò)大為農(nóng)村提供更多的融資服務(wù)，進(jìn)而促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長。如果從因果關(guān)系上分析，若金融發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的直接原因，則處于“供給領(lǐng)先型”關(guān)系主導(dǎo)階段；反之，若經(jīng)濟(jì)增長是金融發(fā)展的直接原因，則處在“需求追隨型”關(guān)系主導(dǎo)階段。從格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果中我們可以看出，目前我國的農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間處于“供給領(lǐng)先型”階段。第二，金融結(jié)構(gòu)是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，說明農(nóng)村金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化和完善促進(jìn)資金在所有者和需求者間的流動，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。第三，金融效率不是經(jīng)濟(jì)增長的原因，這表明在我國農(nóng)村金融市場上，儲蓄轉(zhuǎn)化為投資的渠道還很少，資金沒有得到合理的配置。

三、結(jié)論

第一，通過協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果表明我國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長同農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模、結(jié)構(gòu)、效率之間存在長期均衡穩(wěn)定關(guān)系。

第二，在1990-2009年間，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果表明，我國農(nóng)村金融發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，經(jīng)濟(jì)增長不是金融發(fā)展的格蘭杰原因，因而，農(nóng)村金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間處于“供給領(lǐng)先型”階段。

第三，從不同金融結(jié)構(gòu)、金融效率與經(jīng)濟(jì)增長的角度進(jìn)行考察，發(fā)現(xiàn)在1990-2009年間，我國農(nóng)村金融結(jié)構(gòu)的變遷是經(jīng)濟(jì)增長的直接原因，銀行體系的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長起到了一定的促進(jìn)作用。金融效率不是經(jīng)濟(jì)增長的直接原因，原因是在農(nóng)村金融市場中我們過度追逐金融規(guī)模的擴(kuò)大，卻忽視了金融機(jī)構(gòu)資源的有效配置，而這也是我國農(nóng)村金融發(fā)展中面臨的一大問題。

參考文獻(xiàn)：

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[2]錢水土，周永濤.農(nóng)村金融發(fā)展影響農(nóng)民收入增長的機(jī)制研究[J].金融理論與實(shí)踐，2011，（4）.

篇(4)

關(guān)鍵詞：科技進(jìn)步；技術(shù)創(chuàng)新；經(jīng)濟(jì)增長；貢獻(xiàn)研究

中圖分類號：F20 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1006-4311（2012）04-0012-020引言

“科學(xué)技術(shù)是第一生產(chǎn)力”，科技進(jìn)步已經(jīng)成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動力。知識創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)化是當(dāng)今國際競爭的核心，技術(shù)創(chuàng)新是推動現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)發(fā)展的動力，是經(jīng)濟(jì)增長的源泉。

一般用R&D投入經(jīng)費(fèi)指標(biāo)來反映一國的技術(shù)創(chuàng)新水平，用國內(nèi)生產(chǎn)總值指標(biāo)來反映一國的經(jīng)濟(jì)增長水平。在過去的幾年內(nèi)我國的R&D投入經(jīng)費(fèi)以及國內(nèi)生產(chǎn)總之發(fā)生了巨大的變化，R&D投入經(jīng)費(fèi)從1987年的74億元增長到2009年的5802.1億元，國內(nèi)生產(chǎn)總值也從12058.6億元增長到340506.9億元，這些數(shù)據(jù)顯示我國在技術(shù)創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)增長上均取得了很大的進(jìn)步。

技術(shù)創(chuàng)新及科技進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)如何成為社會共同關(guān)注的話題和焦點(diǎn)。

1研究假設(shè)

1928年美國數(shù)學(xué)家Charles Cobb和經(jīng)濟(jì)學(xué)家Paul Douglas提出了生產(chǎn)函數(shù)數(shù)學(xué)模型，其函數(shù)的一般形式為：

Y=AL?琢K?茁 （α+β=1,0≤α≤1,0≤β≤1）（1）

其中Y為產(chǎn)量，L和K分別表示勞動和資本的投入，A表示技術(shù)和結(jié)構(gòu)等因素，α、β均為參數(shù)，分別表示勞動的產(chǎn)出彈性和資本的產(chǎn)出彈性。

通過對柯布-道格拉斯函數(shù)進(jìn)行一定的處理就得出著名的索洛模型，即索洛經(jīng)濟(jì)增長模型，其模型的形式為：a=y-αl-βk（2）

其中，a為科技進(jìn)步STP年增長速度；y為我國的GDP年增長速度；l為研發(fā)人員投入RDL的年增長速度；k為研發(fā)投入RDF的年增長速度。α、β分別為RDL與RDF的產(chǎn)出彈性，RDL、RDF每增加1%時產(chǎn)出相應(yīng)的增加α%，β%。按照國家計委和國家統(tǒng)計局推薦的資本彈性系數(shù)確定資本、勞動力的彈性系數(shù)分別為α=0.65，β=0.35。

運(yùn)用索洛剩余模型就可以得出科技進(jìn)步STP、研發(fā)投入RDF及研發(fā)人員投入RDL等因素對經(jīng)濟(jì)增長的影響度：

Ea=a/y（3）

Ek=?茁k/y（4）

El=al/y（5）

通過（3）、（4）、（5）式，對Ea、Ek、El進(jìn)行求值，就可以分別求出經(jīng)濟(jì)增長中STP貢獻(xiàn)率Ea，RDF貢獻(xiàn)率Ek 和RDL貢獻(xiàn)率El的大小。

1.1 指標(biāo)的選取和數(shù)據(jù)本文選取了1994-2009年的相關(guān)數(shù)據(jù)，主要包括我國的國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP（Y），就業(yè)人數(shù)L，社會固定資產(chǎn)投入K。進(jìn)而運(yùn)用索洛模型分析了我國的資本投入、勞動投入以及科技進(jìn)步對我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。

1.1.1 產(chǎn)出指標(biāo)本文選擇國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP作為產(chǎn)出指標(biāo)，它是衡量經(jīng)濟(jì)增長規(guī)模與增長速度的基礎(chǔ)指標(biāo)，其用Y表示，增長速度用y表示。我國歷年來的GDP總量以及其增長速度如表1。

1.1.2 勞動投入指標(biāo)由于統(tǒng)計數(shù)據(jù)的不完善以及操作上的困難，本文選取我國全社會的就業(yè)人數(shù)來衡量我國勞動力的投入。其具體的數(shù)量及增長速度如表2所示。

1.1.3 資本投入指標(biāo)資本的投入是構(gòu)成生產(chǎn)能力的資本存量，包括直接或間接生產(chǎn)、提供各種產(chǎn)品和勞務(wù)的固定資產(chǎn)和流動資產(chǎn)。由于流動資產(chǎn)的數(shù)據(jù)難以獲得，本文就選取固定資產(chǎn)存量數(shù)據(jù)作為資本投入指標(biāo)。

1.2 科技進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)率分析在應(yīng)用索洛經(jīng)濟(jì)增長模型來研究科技進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)時，就要確定勞動的產(chǎn)出彈性α和資本的產(chǎn)出彈性β。在其他條件不變的情況下，勞動產(chǎn)出彈性是勞動者總收入與GDP之比。考慮到統(tǒng)計資料計算方便，采用人均可支配收入與人均GDP之比來代替勞動的產(chǎn)出彈性α，再假定規(guī)模收益不變，即α+β=1成立。在計算好勞動產(chǎn)出彈性以后就很容易推算出資本的產(chǎn)出彈性β=1－α。通過計算得出科技進(jìn)步、勞動以及資本對我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率。

2結(jié)論

2.1 從測算的結(jié)果可以看出，我國的勞動投入對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率是微不足道的，近年來的貢獻(xiàn)率基本上是在5%或以下。

2.2 資本投入對經(jīng)濟(jì)增長的作用還是舉足輕重的，對經(jīng)濟(jì)增長有很大的正向推動作用。而且在經(jīng)濟(jì)增長較快時資本的貢獻(xiàn)率就大，在經(jīng)濟(jì)增長較慢時資本的貢獻(xiàn)率也小。經(jīng)濟(jì)的增長在相當(dāng)長的時間內(nèi)還是主要依賴與資本的投入，資本要素依然是拉動經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵要素，這反映了我國的經(jīng)濟(jì)增長方式依然是粗放型的增長方式。

2.3 科技進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率在前幾年基本上是在30%到50%之間，而且在2009年，科技進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率出現(xiàn)了負(fù)值，科技進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長不但沒有起到貢獻(xiàn)的作用，而且還需要補(bǔ)貼。而且，科技進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率有下降的趨勢，這與科學(xué)技術(shù)是第一生產(chǎn)力的理論背道而馳。在知識經(jīng)濟(jì)社會，科學(xué)技術(shù)在經(jīng)濟(jì)增長中的作用應(yīng)該越來越大，只有在科技進(jìn)步上取得成就才可以促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長。

參考文獻(xiàn)：

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篇(5)

【關(guān)鍵詞】金融發(fā)展 經(jīng)濟(jì)增長 實(shí)證研究

一、問題的提出

四川是西部大省，改革開放以來，四川的經(jīng)濟(jì)增長取得了驕人的成就，國民生產(chǎn)總值從1978年的184.61億元的增長到2010年的16898.6億元，增長了約91倍。在經(jīng)濟(jì)高速增長的同時，金融也在快速發(fā)展，金融體系逐漸完善，金融工具日漸豐富。在中央啟動第二輪西部大開發(fā)戰(zhàn)略和設(shè)立成渝經(jīng)濟(jì)區(qū)的戰(zhàn)略規(guī)劃后，四川面臨著前所未有的發(fā)展機(jī)遇，而在這一過程中如何發(fā)揮金融的作用，推動四川經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步發(fā)展，是至關(guān)重要的問題。我國學(xué)術(shù)界從上世紀(jì)90年代起，逐漸開始了對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究，成果也較為豐富，但研究視角多集中于全國范圍的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究。鑒于我國處于區(qū)域二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的發(fā)展格局，針對單一省份的研究具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。本文將針對四川省的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系展開研究，以期能為促進(jìn)四川經(jīng)濟(jì)增長及金融發(fā)展提出適當(dāng)?shù)恼叽胧┙ㄗh。

二、現(xiàn)有研究綜述

（一）國外研究現(xiàn)狀

20世紀(jì)50年代以來，關(guān)于金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究逐漸得到重視，出現(xiàn)了許多研究成果，其中具有代表性的有：格利和簫、戈德史密斯等的金融發(fā)展理論，麥金農(nóng)和肖的金融深化和金融抑制理論，赫爾曼和斯蒂格利茨等的金融約束理論等；到20世紀(jì)90年代，西方學(xué)術(shù)界掀起了一股實(shí)證研究金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的熱潮，代表人物是King和Lvine（1993）、Singh（1997）以及Rousseau和Wachtel（1998）等；這些理論和實(shí)證分析的出現(xiàn)，既豐富了經(jīng)濟(jì)學(xué)的內(nèi)容，又為政策制定提供了借鑒。

1969年，現(xiàn)代比較金融學(xué)之父戈德史密斯運(yùn)用統(tǒng)計數(shù)據(jù)，對金融結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展作了橫向的國際比較和縱向的歷史比較，其主要結(jié)論為：從長期看，各國金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長大多存在著平行關(guān)系；金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長有著密切的聯(lián)系，并且發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家在金融發(fā)展中存在著明顯的區(qū)別；在某些情況下，金融機(jī)構(gòu)的存在和發(fā)展也許會給經(jīng)濟(jì)帶來消極影響，所以，從理論上看，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響是難以確定的。麥金農(nóng)和肖（1973）針對發(fā)展中國家的具體情況，提出了金融壓抑與金融深化理論，把發(fā)展中國家的金融與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系納入研究體系之中，他們認(rèn)為金融深化既可促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，也會產(chǎn)生一些消極影響。盧卡斯（1988）認(rèn)為金融因素在經(jīng)濟(jì)增長中的作用被夸大了。King和Lvine（1993）在戈德斯密斯研究的基礎(chǔ)上，利用更多的數(shù)據(jù)和指標(biāo)進(jìn)行對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析，結(jié)論表明，金融發(fā)展決定經(jīng)濟(jì)增長，二者存在正相關(guān)關(guān)系。

（二）國內(nèi)研究現(xiàn)狀

我國學(xué)術(shù)界從20世紀(jì)90年代開始，逐漸開始了對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究。談儒勇（1999）選取了1993—1998年有關(guān)中國金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長的季度資料，分別對金融中介發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長、股票市場發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長、金融中介發(fā)展與股票市場發(fā)展進(jìn)行實(shí)證分析，其結(jié)論為：我國股票市場發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用是相當(dāng)有限的，金融中介(特別是存款貨幣銀行在配置國內(nèi)信貸過程中相對于中央銀行的重要性)和經(jīng)濟(jì)增長之間有顯著的、很強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系；我國股票市場和金融中介市場之間存在一定程度上的互補(bǔ)關(guān)系。

王志強(qiáng)、孫剛（2003）從金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)和金融效率三個角度分別選取了指標(biāo)來衡量中國的金融發(fā)展水平，并加入了三個控制變量：全社會固定資產(chǎn)投資、進(jìn)出口總額和物價水平，以人均國內(nèi)生產(chǎn)總值表示經(jīng)濟(jì)增長，進(jìn)行實(shí)證分析，其檢驗(yàn)結(jié)果為：20世紀(jì)90年代以來，金融相關(guān)比率、金融結(jié)構(gòu)比率和儲蓄與貸款之比與人均國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在雙向的因果關(guān)系，即以金融相關(guān)比率、金融結(jié)構(gòu)比率和儲蓄與貸款之比衡量的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在雙向的因果關(guān)系，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用，同時，經(jīng)濟(jì)增長又推動了金融的全面發(fā)展。

王志虎（2010）年利用1991—2009年間數(shù)據(jù)，對我國金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)論表明：金融發(fā)展單向引起經(jīng)濟(jì)增長，且金融發(fā)展顯著地正向影響經(jīng)濟(jì)增長率，但對經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量影響顯著為負(fù)，總體上金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用不顯著；我國以銀行為主導(dǎo)的金融體系效率過低，不利于長期穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)增長。

冉光和、李敬、熊德平和溫濤（2006）選擇各省國有銀行貸款占名義國內(nèi)生產(chǎn)總值的比率來衡量金融發(fā)展水平，實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù)值衡量經(jīng)濟(jì)增長，引入各省資本形成總額占名義國內(nèi)生產(chǎn)總值的比率、各省通貨膨脹率指標(biāo)作為控制標(biāo)量，實(shí)證研究西部和東部金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的區(qū)域差異，得出如下結(jié)論：西部地區(qū)金融發(fā)展水平與經(jīng)濟(jì)增長之間具有金融發(fā)展水平引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)增長的單向長期因果關(guān)系，而無明顯的短期因果關(guān)系；東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展水平既有雙向長期因果關(guān)系，也有雙向短期因果關(guān)系。

趙新偉（2010）用選擇金融相關(guān)比率FIR作為衡量金融發(fā)展規(guī)模的指標(biāo)、FAE（貸款余額與存款余額之比）作為衡量金融中介效率的指標(biāo)、FMD（鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)、私營部門和個體經(jīng)營戶所得信貸之和與總信貸之比）作為衡量金融市場化程度的指標(biāo)，選取人均實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值作為衡量經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)，對陜西金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果顯示：金融相關(guān)比率與經(jīng)濟(jì)增長之間存在雙向的因果關(guān)系，金融中介效率是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，但二者并不是互為因果的關(guān)系，金融市場化程度與經(jīng)濟(jì)增長之間不存在因果關(guān)系，其中金融相關(guān)比率的提高對經(jīng)濟(jì)增長的影響要大于后兩者。

篇(6)

關(guān)鍵詞 經(jīng)濟(jì)波動 經(jīng)濟(jì)增長 空間計量

中圖分類號：F129.9 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

一、引言與文獻(xiàn)梳理

區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響是經(jīng)濟(jì)理論熱點(diǎn)，也同時深受政策制定者的關(guān)切。目前經(jīng)濟(jì)學(xué)界對區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動對經(jīng)濟(jì)增長的作用有如下的結(jié)論：第一，從經(jīng)濟(jì)波動而帶來的消費(fèi)者未來收入的不確定性、經(jīng)濟(jì)人在風(fēng)險回報間的選擇問題和“創(chuàng)造性破壞”出發(fā)，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)波動最終對長期經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生一個積極的影響。第二，經(jīng)濟(jì)波動使得企業(yè)增加了未來不確定性，其投資沖動就會被抑制，最終降低了經(jīng)濟(jì)增長。而且在波動的經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，企業(yè)鑒于合約的長期制約，一般都會選擇以低于最優(yōu)的生產(chǎn)規(guī)模進(jìn)行生產(chǎn)。第三，目前得出一個統(tǒng)一的結(jié)論還很困難。經(jīng)濟(jì)波動對經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)既取決于數(shù)據(jù)的加總的水平（Imbs，2007），又受所選取指標(biāo)的影響。

國內(nèi)對區(qū)域波動與增長關(guān)系也進(jìn)行了諸多研究。早期的實(shí)證研究得出結(jié)論經(jīng)濟(jì)波動對經(jīng)濟(jì)增長的影響都是單調(diào)性。例如：胡鞍鋼（1994）最先考察出我國經(jīng)濟(jì)波動對經(jīng)濟(jì)增長有顯著的負(fù)面影響。劉金全、張鶴（2003）的回歸分析則認(rèn)為經(jīng)濟(jì)波動對經(jīng)濟(jì)增產(chǎn)率有正的彈性作用。王澤填（2007）利用我國27個省級地區(qū)的面板數(shù)據(jù)考察了我國短期波動對長期增長的影響。在20世紀(jì)90年代以前我國各地區(qū)短期波動對長期增長具有相同的負(fù)面效應(yīng)；20世紀(jì)90年代后波動對增長總體上有正效應(yīng)，但這種效應(yīng)在不同省份間有異質(zhì)性。

最近的研究表明，經(jīng)濟(jì)波動對經(jīng)濟(jì)增長的影響呈現(xiàn)出復(fù)雜情況。李永友（2006）用GARCH和TARCH-M增長模型對中國1953-2004年經(jīng)濟(jì)波動進(jìn)行了研究，得出經(jīng)濟(jì)波動對中國經(jīng)濟(jì)增長有減損效應(yīng)，但控制改革開放這個重大制度變量后，波動對增長卻有正面溢出效應(yīng)。盧二坡、曾五一（2008）又在經(jīng)濟(jì)增長收斂回歸框架下，從實(shí)證的角度研究了轉(zhuǎn)型期中國經(jīng)濟(jì)短期波動對長期增長的影響。經(jīng)濟(jì)波動對經(jīng)濟(jì)增長具有非線性的影響，而這種影響受市場化程度而具有異質(zhì)性。董冠鵬等（2010）利用1978-2007年中國省級區(qū)域橫截面與面板數(shù)據(jù)兩種數(shù)據(jù)格式對區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了研究。

正如Rey和Janikas（2005）所言，經(jīng)濟(jì)研究樣本的行政邊界往往沒有考慮到技術(shù)外溢、遷移、貿(mào)易往來、交易模式和公共政策等經(jīng)濟(jì)體之間的空間聯(lián)系，這樣就對經(jīng)濟(jì)變量的推斷產(chǎn)生誤差。本文利用有效測定空間溢出效應(yīng)的空間計量模型工具，檢驗(yàn)我國2001-2010年間區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響。

二、模型的構(gòu)建

（一）一般模型。

分析區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動對經(jīng)濟(jì)增長的影響，首先設(shè)立一般回歸模型如下：

gi= 0+ 1 i+ 2Xi+ i （1）

其中，gi為被解釋變量，表示各省經(jīng)濟(jì)增長的平均水平； i為解釋變量，表示在樣年份內(nèi)各省的經(jīng)濟(jì)波動程度；Xi為控制變量集合，主要包括：物質(zhì)資本、人力資本、技術(shù)進(jìn)步、工業(yè)化、城市化以及市場化和對外開放水平。 0為常數(shù)項(xiàng)， 1為經(jīng)濟(jì)波動對經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)， 2為控制變量對經(jīng)濟(jì)增長影響的系數(shù)集合，這三項(xiàng)均為待估系數(shù)。 i為回歸殘差。

（二）空間模型。

借鑒Martin&Franz（2009）的研究思想，我們將空間模型回歸方程初步設(shè)定為：

此模型在一般模型上加入了解釋項(xiàng)：。其中， j表示相鄰省區(qū)的經(jīng)濟(jì)波動情況，wij為地理相鄰空間權(quán)重矩陣，地理相鄰省份經(jīng)濟(jì)波動對本省經(jīng)濟(jì)增長的影響就反映在系數(shù) 上。本文采用0-1空間權(quán)重矩陣。

依照空間計量方法的一般規(guī)律，本文將空間滯后變量（SLM）設(shè)定如下：

（2）

將空間誤差模型（SEM）設(shè)定如下：

（3）

（三）指標(biāo)解釋及數(shù)據(jù)來源。

表1 各控制變量及其指標(biāo)

國內(nèi)外的研究表明，在測定區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動對經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)時，經(jīng)濟(jì)增長和波動的指標(biāo)選取對計量結(jié)果會產(chǎn)生顯著影響。本文基于中國二元城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)下人口大規(guī)模流動的特征和數(shù)據(jù)統(tǒng)計方面的考慮，以GDP的增長率代表區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。本文用（人均）GDP增長率的變異系數(shù)代表經(jīng)濟(jì)波動。其他變量參見表一。在文中，我們使用2001-2010年間我國大陸31個省份的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源于2001-2010年《中國統(tǒng)計年鑒》，以及各省份的統(tǒng)計年鑒。（見表1）

三、實(shí)證分析

（一）空間自相關(guān)性檢驗(yàn)。

計量結(jié)果表明，在2001-2010年形成的時間截面內(nèi)，經(jīng)濟(jì)增長和經(jīng)濟(jì)波動的Moran值分別為0.5627和0.1631皆通過了顯著性檢驗(yàn)。這說明各區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長和經(jīng)濟(jì)波動存在著地理上的相關(guān)性，即空間上相互依賴。因此，在考察各區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動對經(jīng)濟(jì)增長的作用時，必須把空間效應(yīng)納入到模型中來。

（二）空間計量模型估計結(jié)果。

使用GeoDa軟件，對方程（1）、（2）、（3）進(jìn)行回歸分析，見表二。從回歸結(jié)果來看，區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動對經(jīng)濟(jì)增長有一個正效應(yīng)，在引入溢出效應(yīng)后，大概經(jīng)濟(jì)波動每增加1個百分點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)增長將增長1.36個百分點(diǎn)，較OLS模型估計1.04有所提高（統(tǒng)計結(jié)果表明SEM模型較SLM模型更合適）。說明經(jīng)濟(jì)波動存在著較明顯的溢出效應(yīng)，即區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動能提高鄰域的經(jīng)濟(jì)增長水平。而其他控制變量的系數(shù)皆為正，表明控制變量皆推動了經(jīng)濟(jì)增長；從回歸系數(shù)可以看出，我國在“十一”、“十二”五時期，隨著生產(chǎn)要素投入的邊際效用遞減，市場化和開放程度等制度要素變化對經(jīng)濟(jì)增長的影響變大。

表2 空間計量模型回歸結(jié)果

四、結(jié)論

從本文的分析中，我們可以得出以下幾個結(jié)論：（1）我國各區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動和經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)出較明顯的空間相關(guān)性，多數(shù)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長受鄰域經(jīng)濟(jì)波動的影響。這說明我國各區(qū)行政區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系還是比較緊密。（2）在考察期內(nèi)，各地區(qū)經(jīng)濟(jì)波動對其經(jīng)濟(jì)增長具有正效應(yīng)。經(jīng)濟(jì)波動對經(jīng)濟(jì)增長的推動作用，可由以單一GDP指標(biāo)為考核標(biāo)準(zhǔn)的政府官員考核制度來部分解釋。這一制度直接引起了各地方政府的GDP競賽，當(dāng)一個地區(qū)GDP發(fā)展速度變慢而波動或低于其他區(qū)域時，政府會加大各種發(fā)展要素投入，以拉動經(jīng)濟(jì)增長以作為自己的政績。基于以上分析，我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)波動與經(jīng)濟(jì)增長之間存著較顯著的空間依賴性，因此在經(jīng)濟(jì)建設(shè)過程中，要注意各行政區(qū)經(jīng)濟(jì)之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系；同時經(jīng)濟(jì)波動對經(jīng)濟(jì)增長的正效應(yīng)也提醒我國政府對經(jīng)濟(jì)的“宏觀調(diào)控”需要更加審慎的決策，即一些熨平經(jīng)濟(jì)波動的經(jīng)濟(jì)政策也有可能傷害到長期經(jīng)濟(jì)增長。

（作者單位：廣東商學(xué)院經(jīng)濟(jì)貿(mào)易與統(tǒng)計學(xué)院）

參考文獻(xiàn)：

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

[2]李永友.經(jīng)濟(jì)波動對經(jīng)濟(jì)增長的減損效用:中國的經(jīng)驗(yàn)證據(jù).當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué),2006,4:814.

篇(7)

[關(guān)鍵詞]產(chǎn)業(yè)外向度；經(jīng)濟(jì)增長；實(shí)證分析

[中圖分類號]F1241[文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A[文章編號]

2095-3283（2013）04-0062-04

基金項(xiàng)目：教育部人文社會科學(xué)研究規(guī)劃基金項(xiàng)目“中國產(chǎn)業(yè)外向度評測指標(biāo)體系構(gòu)建與實(shí)證研究”（10YJA790203）研究成果。

一、引言

關(guān)于一國（地區(qū)）外向型發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué)家進(jìn)行了深入的研究。以Romer（1986）、Lucas（1988）為代表的新古典理論認(rèn)為經(jīng)濟(jì)外向度水平的提高，可以通過加快本國技術(shù)進(jìn)步、提高要素生產(chǎn)率來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；Krugman和Helpman（1985）認(rèn)為，一國通過貿(mào)易開放促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的渠道主要來源于貿(mào)易帶來的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)；Grossman和Helpman（1991）運(yùn)用Lucas的兩部門內(nèi)生增長模型計算結(jié)果表明，發(fā)現(xiàn)貿(mào)易活動促進(jìn)了國內(nèi)資源在物質(zhì)生產(chǎn)部門和知識產(chǎn)品生產(chǎn)部門之間的要素優(yōu)化配置，從而促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。他們的研究認(rèn)為，由于發(fā)展中國家通過貿(mào)易更好地利用發(fā)達(dá)國家的已有知識存量，因此發(fā)展中國家的貿(mào)易利益要高于發(fā)達(dá)國家；Barro和Sala-I-Martin（1995）的研究認(rèn)為，開放水平高的國家有更強(qiáng)的吸收先進(jìn)國家技術(shù)進(jìn)步的能力。

在理論方面盡管對貿(mào)易開放度與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系有較為一致的觀點(diǎn)，但在經(jīng)驗(yàn)研究方面，學(xué)者發(fā)現(xiàn)了很多問題，最明顯的是關(guān)于貿(mào)易開放指標(biāo)的度量，不同的度量方法、不同的貿(mào)易開放指標(biāo)會產(chǎn)生不同的結(jié)論。Edwards（1992）采用Leamer（1988）貿(mào)易開放度的度量方法，得到了貿(mào)易開放度對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著影響的結(jié)論；Stiglitz（1998）認(rèn)為以對外貿(mào)易比重、價格扭曲指數(shù)以及平均關(guān)稅水平表示的貿(mào)易開放度與人均收入增長具有很強(qiáng)的聯(lián)系。與之前學(xué)者的研究結(jié)論相反，Lee（1993）以其構(gòu)造的自由貿(mào)易開放度（FREEEOP）為基礎(chǔ)構(gòu)建的貿(mào)易開放度與經(jīng)濟(jì)增長之間具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

國內(nèi)對外向型發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究主要集中于實(shí)證檢驗(yàn)。沈程翔（1999）研究認(rèn)為，中國的出口和產(chǎn)出之間存在著互為因果的關(guān)系，但沒有發(fā)現(xiàn)兩者之間具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。林毅夫、李永軍（2001）認(rèn)為，傳統(tǒng)衡量外貿(mào)依存度的方法是有缺陷的，傾向于低估貿(mào)易活動對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度。包群、許和連、賴明勇（2003）檢驗(yàn)了改革開放以來貿(mào)易開放度與中國的經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，運(yùn)用沖擊反應(yīng)模型，認(rèn)為中國經(jīng)濟(jì)增長主要依賴于要素投入的增加，相對而言貿(mào)易開放對經(jīng)濟(jì)增長的作用不顯著。沈坤榮、李劍（2003）運(yùn)用中國改革開放以來的數(shù)據(jù)認(rèn)為，國際貿(mào)易通過提升國家要素稟賦結(jié)構(gòu)、加快制度變革進(jìn)程對人均產(chǎn)出產(chǎn)生了正面影響。王坤、張書云（2004）同樣檢驗(yàn)了改革開放以來的中國數(shù)據(jù)，認(rèn)為進(jìn)出口都促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長。但李建春、羅艷、張宗益（2004）運(yùn)用幾乎相同的數(shù)據(jù)與指標(biāo)，卻認(rèn)為總體而言，出口增長不是經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因。周林（2006）認(rèn)為出口貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長之間存在正相關(guān)關(guān)系，出口的增加是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的重要原因，但出口貿(mào)易在推動經(jīng)濟(jì)增長方面存在一定的時滯。張慶君（2008）認(rèn)為貿(mào)易開放度與經(jīng)濟(jì)增長不存在簡單的線性關(guān)系，貿(mào)易開放度通過提高投資效率促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，但是這種促進(jìn)作用的變動趨勢是呈倒“U”型的，即隨著貿(mào)易開放度的擴(kuò)大這種促進(jìn)作用是先增強(qiáng)后減弱的。包群（2008）考察了貿(mào)易開放影響長期經(jīng)濟(jì)增長的非線性效應(yīng)，認(rèn)為貿(mào)易開放的增長效應(yīng)依賴于消費(fèi)偏好、要素稟賦、研發(fā)效率以及技術(shù)差距參數(shù)等的綜合作用，因而貿(mào)易開放促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長這一結(jié)論只在特定參數(shù)范圍內(nèi)成立，并觀察到貿(mào)易開放與經(jīng)濟(jì)增長的非線性關(guān)系表現(xiàn)為倒U型曲線。

二、產(chǎn)業(yè)外向度提高對經(jīng)濟(jì)增長的影響

產(chǎn)業(yè)外向度是反映一個國家或地區(qū)目標(biāo)產(chǎn)業(yè)開放型發(fā)展規(guī)模、發(fā)展水平的綜合性指標(biāo)，將若干相互聯(lián)系的評價指標(biāo)進(jìn)行組合，構(gòu)建產(chǎn)業(yè)外向度綜合評價指標(biāo)體系，以期通過這樣一個綜合程度指標(biāo)體系來對一個國家或地區(qū)的產(chǎn)業(yè)外向度進(jìn)行比較客觀的、多角度的全面測度和評價。

（一）有助于實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)

現(xiàn)代化生產(chǎn)越來越強(qiáng)調(diào)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益，并且試圖通過各種途徑達(dá)到規(guī)模經(jīng)濟(jì)的最佳點(diǎn)。產(chǎn)業(yè)外向度水平的提升，意味著產(chǎn)業(yè)進(jìn)、出口能力的擴(kuò)大：一方面，產(chǎn)業(yè)發(fā)展可以從國際市場獲得廉價的原料、燃料、輔助材料和機(jī)器、設(shè)備以降低生產(chǎn)成本，滿足擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模的需要；另一方面，產(chǎn)業(yè)可以拓展產(chǎn)品銷售市場，克服本國或本地區(qū)面臨市場的狹小性，刺激本國產(chǎn)業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大，提高產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)獲得的規(guī)模效益，進(jìn)一步降低生產(chǎn)成本，提高勞動生產(chǎn)效益，推動經(jīng)濟(jì)的增長與發(fā)展。

（二）有助于緩解資本需求壓力

資本的流向取決于產(chǎn)業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r及其結(jié)構(gòu)，產(chǎn)業(yè)外向度水平的提高意味著該國或該地區(qū)的目標(biāo)產(chǎn)業(yè)利用外資和對外投資的能力較強(qiáng)。利用外資數(shù)量和效率的提高，可以有效彌補(bǔ)本國或本地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的初期自有資金的不足的問題，也為該產(chǎn)業(yè)整體進(jìn)一步發(fā)展提供支持。

（三）有助于優(yōu)化促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和提升產(chǎn)業(yè)競爭力

隨著經(jīng)濟(jì)對外開放程度的提高，國際市場上具有技術(shù)優(yōu)勢的產(chǎn)品，通過國際貿(mào)易以優(yōu)質(zhì)和低廉價格的方式進(jìn)入本國市場，這必將加劇國內(nèi)市場的競爭，要想提高產(chǎn)業(yè)外向度，在國際競爭中處于有利地位，占據(jù)較大的市場份額，必須不斷發(fā)展本國或區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，在競爭中提升產(chǎn)業(yè)整體實(shí)力。

（四）有助于提高勞動生產(chǎn)率

勞動生產(chǎn)率的提高是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長的動力。在激烈的市場競爭中，各個產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)者通過改進(jìn)技術(shù)、降低成本、提高質(zhì)量等方式尋求自身的發(fā)展，只有提高勞動生產(chǎn)率和產(chǎn)品質(zhì)量，才能戰(zhàn)勝競爭對手。產(chǎn)業(yè)外向度水平的提高意味著本國產(chǎn)業(yè)在生產(chǎn)、經(jīng)營、發(fā)展過程中對別國甚至全世界該產(chǎn)業(yè)的影響和滲透程度的增強(qiáng)：本國產(chǎn)業(yè)通過參與國際分工，選擇并發(fā)展本國最具優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)和產(chǎn)品，不僅可以通過節(jié)約社會勞動時間來增加生產(chǎn)總量，提高勞動生產(chǎn)率，而且可以使國內(nèi)一部分產(chǎn)品“變廢為寶”，從低價值的商品變?yōu)楦邇r值的商品，取得最佳經(jīng)濟(jì)效益，增加了優(yōu)化配置本國資源的深度和廣度，使各產(chǎn)業(yè)的不同生產(chǎn)要素都能得到充分開發(fā)和利用，對經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長起到推動作用。

三、產(chǎn)業(yè)外向度對經(jīng)濟(jì)增長影響的實(shí)證分析

本文在實(shí)證研究中采用計量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析方法，按照4個步驟進(jìn)行，即提出假說、選取變量、建立模型、得出結(jié)論。為了考查中國第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)外向度指標(biāo)對經(jīng)濟(jì)增長的影響，本文利用前期研究計算得出的的1992―2010年的產(chǎn)業(yè)外向度指標(biāo)與國內(nèi)生產(chǎn)總值（即GDP指數(shù)），建立回歸模型來考查我國產(chǎn)業(yè)外向度指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長是否存在長期的穩(wěn)定關(guān)系。

產(chǎn)業(yè)外向度是反映一個國家或地區(qū)目標(biāo)產(chǎn)業(yè)開放型發(fā)展規(guī)模、發(fā)展水平的綜合性指標(biāo)。我們在對一個經(jīng)濟(jì)體中目標(biāo)產(chǎn)業(yè)的國際經(jīng)濟(jì)聯(lián)系進(jìn)行細(xì)分的基礎(chǔ)上，按照系統(tǒng)性、代表性、可比性、數(shù)據(jù)易得等原則，將若干相互聯(lián)系的評價指標(biāo)進(jìn)行組合，構(gòu)建產(chǎn)業(yè)外向度綜合評價指標(biāo)體系，以期通過這樣一個綜合程度指標(biāo)體系來對一個國家或地區(qū)的產(chǎn)業(yè)外向度進(jìn)行比較客觀的、多角度的全面測度和評價。以期通過對目標(biāo)產(chǎn)業(yè)外向度的分析，對如何適當(dāng)調(diào)整、優(yōu)化該產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)提出合理建議。

根據(jù)以上對產(chǎn)業(yè)外向度內(nèi)涵的界定，我們將影響產(chǎn)業(yè)外向度的因素總體分為：產(chǎn)業(yè)外貿(mào)依存度、產(chǎn)業(yè)對外競爭力、產(chǎn)業(yè)對外影響程度、產(chǎn)業(yè)利用外資能力、產(chǎn)業(yè)對外投資實(shí)力及產(chǎn)業(yè)對外合作六大部分。并據(jù)此構(gòu)建一國（地區(qū)）產(chǎn)業(yè)外向度綜合計算公式如下：

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

X1：產(chǎn)業(yè)外貿(mào)依存度；X2：產(chǎn)業(yè)對外競爭力；X3：產(chǎn)業(yè)對外影響程度；X4：產(chǎn)業(yè)利用外資能力；X5：產(chǎn)業(yè)對外投資實(shí)力；X6：產(chǎn)業(yè)合作；βi為指標(biāo)Xi的權(quán)重，以指標(biāo)項(xiàng)目個數(shù)為一的權(quán)數(shù)賦值為1。

由于目前現(xiàn)有的統(tǒng)計指標(biāo)與我們所需的數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑不同，暫時無法搜集到產(chǎn)業(yè)外向度評測指標(biāo)的所有數(shù)據(jù)，本文在研究過程中選取產(chǎn)業(yè)外貿(mào)依存度指數(shù)、產(chǎn)業(yè)對外貿(mào)易競爭力指數(shù)、產(chǎn)業(yè)利用外資能力和產(chǎn)業(yè)對外投資實(shí)力四個具有代表性的指標(biāo)對產(chǎn)業(yè)外向度指數(shù)進(jìn)行測度。

根據(jù)產(chǎn)業(yè)外向度發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系理論，本文假設(shè)第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)外向度指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長為相關(guān)關(guān)系，以國民生產(chǎn)總值作為衡量經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)，選取我國國民生產(chǎn)總值、第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)外向度指標(biāo)作為變量，建立基本計量模型，檢驗(yàn)中國產(chǎn)業(yè)外向度指標(biāo)與中國經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，基本函數(shù)表達(dá)式為：

其中，GDPt表示t期國民生產(chǎn)總值；α0為常數(shù)項(xiàng)；R1t表示t期第一產(chǎn)業(yè)外向度指數(shù)；R2t表示t期第二產(chǎn)業(yè)外向度貿(mào)易指數(shù)；R3t表示t期第三產(chǎn)業(yè)外向度指數(shù)；εt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

可以發(fā)現(xiàn)，等式右側(cè)，R1t，R2t，R3t三個指標(biāo)均為相對值，在使用Eviews60進(jìn)行回歸分析前，為了消除異方差，體現(xiàn)時間序列本身的規(guī)律，對GDPt取對數(shù)處理，處理后的函數(shù)表達(dá)式為：

log（GDPt）=α0+α1R1t+α2R2t+α3R3t+εt

本文實(shí)證分析采用時間序列數(shù)據(jù)，樣本期為1992―2010年，檢驗(yàn)結(jié)果強(qiáng)調(diào)的是三大產(chǎn)業(yè)外向度指標(biāo)變化與經(jīng)濟(jì)增長之間的長期關(guān)系。實(shí)證分析所采用的數(shù)據(jù)中，三大產(chǎn)業(yè)外向度指標(biāo)，已在課題前期研究中計算得出，GDP指數(shù)根據(jù)《中國經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》整理得出，具體數(shù)據(jù)見表1。

鑒于大多數(shù)經(jīng)濟(jì)時間序列變量是非平穩(wěn)的，利用非平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸并不能得出有效的結(jié)果。因此，為保證回歸分析的有效性，在對經(jīng)濟(jì)變量的時間序列做出研究說明前，先進(jìn)行數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文運(yùn)用ADF單位根檢驗(yàn)，即Augmented Dickey-Fuller，對變量的時間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

根據(jù)表2所得數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸計算，可進(jìn)一步研究第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)外向度指標(biāo)變化對中國經(jīng)濟(jì)增長的影響，得到的回歸結(jié)果如表3。

通過對表3的分析，可得出回歸方程式：

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

回歸分析結(jié)果表明，我國產(chǎn)業(yè)外向度指標(biāo)對經(jīng)濟(jì)增長的影響作用非常明顯，模型擬合優(yōu)度達(dá)到了9533%，其中第一產(chǎn)業(yè)外向度指標(biāo)對我國經(jīng)濟(jì)增長存在一定程度的抑制，而第二、第三產(chǎn)業(yè)的外向度指標(biāo)都對經(jīng)濟(jì)增長有正向促進(jìn)作用，但是受到指標(biāo)觀測期選擇的限制，在1992―2010年間，我國第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展起步較晚，在觀測期間取得了更快的發(fā)展，因此在回歸結(jié)果中，第三產(chǎn)業(yè)外向度指數(shù)對經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)出了更明顯的促進(jìn)作用。

由表5可知，殘差序列的ADF單位根檢驗(yàn)統(tǒng)計量為-3648228，這表明殘差序列在1%的顯著性水平下通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)，所以Ln（GDP）和第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)外向度指標(biāo)之間存在協(xié)整關(guān)系，即我國第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)外向度指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

四、結(jié)論

我國第一產(chǎn)業(yè)國際競爭力較弱，受此影響，第一產(chǎn)業(yè)外向度水平偏低；具體分析第一產(chǎn)業(yè)外向度指標(biāo)構(gòu)成，可以得出以下結(jié)論：第一產(chǎn)業(yè)進(jìn)出口產(chǎn)品主要集中于資源密集型產(chǎn)品，低附加值產(chǎn)品的出口不但沒有給我國帶來福利水平的提高，反而抑制了我國經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展。

我國第二、第三產(chǎn)業(yè)的外向度水平的提高促進(jìn)了我國經(jīng)濟(jì)增長。在觀測期間，我國的宏觀經(jīng)濟(jì)政策一直是向工業(yè)化發(fā)展傾斜，同時通過各種政策鼓勵制成品出口，這些措施都在提高第二產(chǎn)業(yè)外向度的同時推動了我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。而我國第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展雖然起步較晚，但發(fā)展速度更快，同時由于第三產(chǎn)業(yè)的附加值水平較高，第三產(chǎn)業(yè)外向度的提高對我國經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用更為明顯。

綜上所述，在未來我國應(yīng)該在提高產(chǎn)業(yè)國際競爭力的基礎(chǔ)上，繼續(xù)保持第二產(chǎn)業(yè)外向度水平，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，加大力度發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)對外貿(mào)易，以促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)長期健康發(fā)展。

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