经济增长分析篇1
一、空间计量理论模型的发展脉络
20世纪80年代之前经济学家在检验经济增长的收敛性时，都运用传统的计量模型进行检验，但经典计量模型无法刻画经济行为的空间效应，空间计量模型的出现弥补了传统模型的这一缺陷。现代经济学中对经济增长收敛性的研究采用空间计量方法已经成为有效的工具，但因各种原因，在国内应用范围还很有限。因此，在总结国内外应用空间计量模型研究收敛性问题之前，有必要归纳空间计量理论模型发展的沿革。
(一)空间效应识别检验自Cliff和d(1973)发现了空间效应之后［8］，anselin(1988)将空间效应分为两种效应:空间依赖性(又称空间自相关性)和空间异质性［9］。空间依赖性又分为真实空间依赖性和干扰空间依赖性，anselin和Rey(1991)区别了真实空间依赖性和干扰空间依赖性的不同［10］。为了区分这些空间效应，需要运用空间统计指标进行识别检验。空间统计指标最著名也最常用的有:mani指数(man，1950)、GearyC指数、Getis指数(d和Getis，1995)。Cliff和d首先提出采用mani指数，利用普通最小二乘法(oLS)的残差对模型进行空间相关性检验;Hdijk等完善了mani统计量的性质和功效，将该统计量用于对各种模型残差的估计值进行检验;Burridge(1980)和anselin(1988c)提出运用极大似然方法(maximumlikeli-hood)构造检验统计量进行空间相关性检验，如似然比LR(likelihoodratio)和拉格朗日系数Lm(la-grangemultiplier)统计量。针对不同模型的检验，anselin和Kelejian(1997)运用两阶段最小二乘(twostageleastsquares)估计残差的mani指数。由于空间统计指标只能对空间效应进行识别，而不能对空间效应的收敛、发散趋势做出准确估计，因此，还需要进一步建立空间计量模型进行估计和检验。
(二)空间计量模型设定代际划分1．第一代:截面数据空间计量模型。最初考虑到空间依赖性即空间自相关性的影响，anselin(1988，1996)将模型设定为截面数据空间滞后模型(spatiallagmodel)和截面数据空间误差模型(spatialerrmodel)，并形成了第一代空间计量模型———截面数据空间计量模型。简单来说，空间滞后模型是对因变量的自相关模型，空间误差模型是对空间误差项因变量的自相关模型，这两类截面数据空间计量模型的基本形式如下。基于这两类模型，Haining(1978)提出了空间移动平均模型(spatialmovingaveragemodel);Brsma和Ketellapper(1979)提出了双重参数模型(biparametricmodel);Burridge(1980)提出了空间杜宾模型(spatialdurbinmodel)。随着空间异质性问题的出现，Casetti(1972，1986)提出将空间异质性考虑到模型中估计，Foster和Gr(1986)采用适应性过滤方法对模型中的空间异质性进行处理，但这一时期还没有有效的空间计量模型来处理这类问题。Case(1992)，mcmillen(1992，1995)等提出了空间概率模型(spatialprobilitymodel)，用于研究现实经济中经常遇到的非线性问题。Brunsdonetal．(1988)提出的地理加权回归模型(geograph-icalweightedregressionmodel)，是这一时期空间异质性研究最重要的进展，他将空间位置的变化考虑进模型中。但截面数据空间计量模型在检验经济增长收敛时忽略了个体异质性、遗漏变量等缺陷，而面板数据空间计量模型就弥补了截面数据空间计量模型的不足，能在考虑空间异质性的基础上更合理的考察空间相关性。2．第二代:面板数据空间计量模型。2003年，elhst首次将空间计量模型的应用从截面数据扩展为面板数据并分析了估计方法，开启了对空间面板数据模型研究和应用的新时代。模型(4)中，个体效应αi是固定效应项或随机效应项。对于以上模型，在θ为0的前提下，当λ为0时，上述模型都简化为空间滞后模型;当ρ为0时，模型都简化为空间误差模型。在θ为0的前提下，当λ为0时，模型都简化为空间杜宾模型;当ρ为0时，模型都简化为空间杜宾误差模型。早期主要是对静态空间面板数据模型(staticspatialpaneldatamodel)的应用研究(Baltagi和Li，2006)。随着动态模型的发展，空间静态面板数据模型又扩展为空间动态面板数据模型(dynamicspatialpaneldatamodel)。后来，elhst和Zeilstra(2007)、Lee和Yu(2010)对空间面板数据模型设定和估计方法进行了丰富，Baltagietal．(2003，2007)、Kapetanios和pesaran(2007)、pesaranetal．(2008)对空间面板数据模型检验方法进行了研究和改进。后续又有众多学者对空间面板数据模型的基础理论进行了研究，这里不再赘述。
(三)空间计量模型估计方法演变引入空间效应后，估计传统经典计量模型的普通最小二乘法已经不再适用。d(1975)最早将极大似然估计法mL应用于空间计量模型，使得极大似然法成为20世纪70年代至80年代的主流估计方法［12］。随后，相关学者陆续对极大似然法进行了扩展，如Hepple(1976)和anselin(1980，1988c)，Boddson和peeters(1975)，Cook和pocock(1983)。同时，anselin(1980)运用工具变量法iV(instrumentalvariables)，Hepple(1979)运用贝叶斯方法Bm(bayesianmethods)对空间计量模型进行估计。后来，Kelejian和prucha(1998，1999)、Con-ley(1999)推导并证明了广义矩估计法Gmm(gen-eralizedmethodofmoments)以及一般矩估计法mm(methodofmoments)。21世纪以来，空间计量估计方法研究得到了扩展。有对空间计量模型估计方法渐进性质的研究，以及对各种估计方法的比较研究(Kelejian和prucha，2002，2004，2007b;Lee，2002，2003，2004;rews，2005);有考虑空间相关性和异质性的广义矩估计研究(Kelejian和prucha，2010b;arraizetal，2010);有基于核估计的异方差自相关一致性(HaC)估计方法研究(Kelejian和prucha，2007a)等。针对空间面板数据模型的估计方法主要有极大似然估计法(anselinetal．，2008)、可行广义最小二乘法(anselin，2008;moscone和tosetti，2009)、工具变量法(anselin，2008;Baltagi和Liu，2011)、广义矩估计法。其中，空间固定效应模型估计的关键在于去除固定效应项，去除之后即可采用混合模型的估计方法，主要有去均值法(elhst，2003;Druska和Hrace，2004)和正交转换法(Lee和Yu，2010a)，正交转换法因弥补了去均值法的缺陷成为目前处理固定效应最为有效的转换方法。
二、空间计量模型检验经济增长收敛的实证综述
根据上文所述，空间计量模型经历了从截面数据模型到面板数据模型的发展过程。在检验经济增长的收敛性上，以前的研究通常把面板数据回归包括在截面数据回归中，这混淆了面板数据和截面数据的本质区别，而随着面板数据空间计量模型的优势日益突出，有必要将面板数据空间计量模型对经济增长收敛的检验单独分离出来进行研究。
(一)基于截面数据空间计量模型的经济增长收敛检验最早将空间效应引入计量模型来研究区域经济增长收敛的是Rey和montouri(1999)［13］。Gar-rett等(2007)对最初的截面数据空间计量模型做了扩展，并对美国各州收入增长实证分析发现，各州存在空间依赖性且东北和南部各州空间依赖性最强［14］。Fischer等(2006)运用截面数据空间滞后模型和空间误差模型对泛欧地区1995－2000年的人均地区生产总值进行实证，得出存在俱乐部收敛且收敛速度为每年2．4%［15］。ertur，Gallo，Lesage(2007)提出了贝叶斯空间自回归局部线性估计方法来解决截面数据所引起的异质性问题，运用此方法对欧洲138个地区的经济收敛做了检验，实证发现全局不存在β收敛，西班牙和葡萄牙的31个地区和法国南部一些地区存在β收敛［16］。有学者对美国3000多个县进行了β收敛研究，如Young等(2009)发现美国各县存在绝对β收敛，但不存在σ收敛。［17］;Higgins等(2009)得出各县均存在条件β收敛［18］。Yildirim等(2009)通过改进的地理加权回归模型对土耳其各个省区的收敛进行了检验［19］。Seya，Hajime等(2012)运用贝叶斯空间杜宾模型实证分析了日本市级收入水平［20］。国内采用截面数据模型检验经济增长收敛的研究起步较晚，但发展迅速，成果显著。在省区层面上，吴玉鸣(2004)最早运用截面数据空间滞后模型、空间误差模型对中国各省域实际人均GDp数据的实证分析得出:东部地带和西部地带省域间分别存在σ收敛，中国经济整体存在着两俱乐部收敛;改革开放前，各省域之间存在绝对β收敛;改革开放后，各省域之间不存在绝对β收敛，但在引入地区虚拟变量后存在条件β收敛，明确了初始水平的重要性［21］。而林光平等(2005，2006)则实证得出两点不同之处:1978－1983年期间中国地区间存在绝对β收敛;1992年至90年代末，省区间经济不存在σ收敛［22］。张晓旭等(2008)对中国30个省份人均GDp增长率进行实证分析得出，空间自回归模型和广义空间模型不能合理地解释各省区的经济增长，而空间误差自回归模型较为合理地解释了中国各省区的经济增长，这说明地理位置因素在改变各省区经济增长的收敛趋势中并不起决定性作用［23］。后来，还有很多学者(刘生龙，2009;史修松，2011;李新光和胡日东，2014)对我国省区经济增长收敛进行了研究，一致的结论为我国经济增长存在条件β收敛，东部地区收敛趋势明显。在市县层面上，张学良(2009)对长三角132个县市的实际人均GDp数据进行实证分析，得出县市间的经济增长存在绝对β收敛，但经济收敛的速度会逐渐下降，且在统计上显著［24］。胡艳君(2011)又从16市和59县两个区域层次上对长三角进行实证分析，得出不论考察人均GDp还是人均收入，长期内长三角都不存在σ收敛;16市表现出绝对β收敛，而59县不存在绝对β收敛［25］。洪国志等(2010)对1990－2007年中国240个地级以上城市的人均GDp进行实证，结果表明中国城市间存在绝对β收敛，且收敛速度比传统经典计量模型要快很多，这说明空间效应对城市经济增长收敛速度具有重要影响［26］。
(二)基于面板数据空间计量模型的经济增长收敛检验国外在面板数据空间计量模型的理论研究方面日渐深入，但实证应用还不是很多。如Been-stock和Felsenstein(2007)运用空间向量自回归模型实证分析了以色列1987－2004年9个地区的人均收入、人口、房屋价格和房屋存量数据，并做了脉冲响应和误差修正，得到了理想的结果［27］。mohl和Hagen(2010)运用空间面板数据模型对欧盟数据实证分析得出，空间溢出效应对欧盟地区经济增长的收敛趋势具有重要影响［28］。Craigwell等(2011)利用空间面板模型对加共体国家1980－2010年的人均GDp数据做了各种收敛检验，结果表明人均GDp的增长和空间分布之间没有明显的相互关系，也不存在β收敛和σ收敛现象，而在准货币联盟框架内发现东加勒比国家组织存在着俱乐部收敛现象［29］。随着国外学者对面板数据空间计量模型的理论研究日趋成熟，国内有学者较早运用这种模型检验经济增长的收敛性。自2006年以来，面板数据空间计量模型在国内逐渐成为研究经济增长收敛的主流实证模型。在省区层面上，何江等(2006)运用混合oLS方法估计固定效应的空间滞后模型，对1985－2004年中国31个省区的空间面板数据进行实证分析，得出条件β收敛非常可靠，但收敛速度明显减慢［30］。后来，陈芳(2011)分别对中国省区(1978－2009)、城市(1990－2009)和县域经济(2000－2009)的实际人均GDp等数据进行实证研究和比较分析，得出省区间经济增长存在条件β收敛，但不存在σ收敛和绝对β收敛;城市和县域经济不存在σ收敛，但存在绝对β收敛和条件β收敛［31］。张(2011)运用空间面板数据模型对1978－2009年中国西部12个省市区的经济差距与增长收敛进行实证分析，发现西部地区各省区之间经济增长不存在绝对β收敛，但存在显著的条件β收敛［32］。在县市层面上，苏良军等(2007)运用面板数据空间滞后模型对2000－2005年长三角75个县级以上地区、2002－2005年珠三角19个县级以上地区进行实证对比发现，这两个地区都表现出很强的条件β收敛，珠三角地区呈现出更强的经济增长收敛性［33］。龙志和等(2012)运用空间面板数据模型和普通面板模型对2000－2008年中国1271个县进行实证对比，发现考虑空间相关性后，中国县域经济增长既存在绝对β收敛，又存在条件β收敛，且收敛速度都有了显著提高［34］。孙向伟(2014)采用空间面板数据模型，对1993－2011年219个中国地级及以上城市(不包括县级市)的人均GDp进行实证分析，结果表明:全国层面的经济增长表现为收敛的态势，除了东北地区表现出不显著的扩散效应，东部、中部、西北部、西南部都表现出收敛的态势［35］。
(三)空间计量模型检验经济增长收敛的实证研究评述通过分析以上空间计量模型检验经济增长收敛的实证研究成果，现对经济收敛实证研究的特征总结如下:从跨国间经济增长收敛的实证研究来看，在世界范围内，各个国家经济体间一般不会存在绝对β收敛，但有可能存在条件β收敛，初始经济水平相近的国家经济体间还会形成俱乐部收敛现象，比如欧盟的国家就形成了俱乐部收敛，不过收敛速度比较缓慢。从省区间经济增长收敛的实证研究来看，发达国家如美国、西欧和日本各州县地区都存在绝对β收敛，其收入增长之间都存在着很强的全局和局部空间自相关，而发展中国家如泰国、菲律宾、中国各个省区间一般不存在绝对β收敛，但是若在经济收敛模型中加入相关经济变量如物质资本积累和效率改善，则结果会存在着条件β收敛。改革开放后，中国的经济增长在整体上呈发散的现状，且存在着东部地区和西部地区“两俱乐部趋同”。21世纪以来，中国省区之间再次呈现σ收敛趋势。从市县经济增长收敛的实证研究现状来看，近年来，有关经济增长收敛的研究多集中在地级和县市，中国地级及以上城市存在着稳健的σ收敛和绝对β收敛，长三角经济区存在着绝对β收敛，但长期内不存在σ收敛，珠三角经济区存在着条件β收敛。对比跨国间和国家内部区域间的实证研究发现，国家内部的区域经济增长实证研究更容易得到收敛的结果。这是因为在跨国研究中，国家之间的经济结构差异较大，数据统计口径差异也较大，一些客观因素增加了实证分析的难度。而一国内区域间的经济结构特征差异相对较小，数据的统计口径也较为一致，更有利于经济增长收敛性的实证分析。对比发达国家和发展中国家的区域实证研究发现，发达国家的区域收敛性比发展中国家的区域收敛性更明显。这是因为，发达国家的各区域具有更为相似的经济结构特征，而发展中国家的区域间存在较为明显的结构性差异。对比省区间和市县的实证研究发现，市县的数据比省区间的分析数据更微观，对一个经济区的经济调查能力也越强，分析得出的相关结论也更细化。但研究市县经济增长收敛的缺点是相关数据种类较少，数据不好获得且缺失严重，而研究省区的相关数据非常丰富，为经济增长收敛研究提供了便利。从经济增长收敛检验的空间计量估计方法来看，其发展从一般的oLS估计到极大似然估计、矩估计，再到贝叶斯估计等，使得对模型的估计结果更为准确;数据类型从截面数据扩展为面板数据，使得相关的信息更加丰富，分析得出的结果也更加符合真实情况;空间计量分析中的空间滞后模型、空间误差模型是进行经济增长收敛研究的有力工具，后来发展到空间杜宾模型、空间自回归误差自回归模型，再到混合空间面板模型、个体效应空间面板模型、空间面板杜宾模型、空间面板自回归误差自回归模型，使得对经济增长收敛的分析结果更加准确可靠。最近，与动态面板数据相结合的空间动态面板数据模型因能更好的解释经济增长的收敛性而成为了研究的热点模型。
三、结论与展望
经济增长分析篇2
关键词：经济增速；城市住宅价格；物价问题
中图分类号：F2文献标识码：adoi：10.19311/ki.1672-3198.2016.33.006
1经济增速
改革开放以来我国GDp连续三十多年增速保持10%左右，创造了世界奇迹。综合国力和人民生活水平都有了极大提高。近年来，经济增速有所放缓，进入新常态。有些人就大呼小叫，认为中国有危机了，有困难了，危险了。有些人则认为经过一些宏观调控及其他手段中国还可以保持高速增长几十年，这种观点也包含了中国经济增速不能降低的观念。好像中国经济增速低了天就塌了。这都是偏颇的看法。
总的来说，自工业革命以来，世界各国经济量都比封建社会大大增加，人民生活不断提高。由贫穷到富裕的过程中GDp增速当然越高越好。或者战争造成物资奇缺，GDp增速当然越高越好，就像二战后日本、西德，亚洲四小龙、四小虎。但并非在一国的任何发展阶段都是增速越高越好，且不说能否一直高速增长，即便能超长期高速增长，那么就真好吗？恐怕答案是否定的。首先人类对大自然的资源环境占有和破坏对地球到底有多大影响还没有明确结论，但早有人研究表明如果中国人都像美国人那样消耗资源环境，地球早就承受不了了，何况全球70亿人。其次，人类欲望无穷，一国人均拥有再多财富也满足不了欲望。中国古代先贤就主张人与自然和谐相处，物质要求不要太高，精神需求相对可以无穷，信仰是非常重要的。无论中西方都说明GDp不代表全部人类需求。
2000年以来，发达国家GDp增速早已降到5%以下，甚至零增长负增长，也没有出现多大问题。我国GDp2015年已经达到近70万亿人民币，在这样的基数上还要高速增长有没有必要和可能都是问题。GDp是一国一定时期（一般一年）生产的最终产品（实物和劳务）的市场价值，是一个流量概念，不是存量概念。产品成千上万种，GDp统计的总量并不反应结构性问题，比如实物和劳务的比例和增速问题，实物性产品又分耐用品和非耐用品。从存量的概念上说，劳务也有不同存储特性，有些根本不能储存，有些部分可以储存，耐用品和非耐用品的使用期又各不相同。一国的财富总量和人均消费量（贫富差距不大的情况下）及创造财富的能力才是衡量国家是否强盛、人民是否富裕的指标。发展经济的目的当然是国强民富，仅仅用一个表示流量、总量的GDp的去分析问题在当今中国大错特错，会产生很多错误的观念。
在目前的阶段，我们应该放弃陈旧的观点，从社会财富角度去观察分析我国的形势。最起码要把GDp统计的内容分开为实物和劳务两大类分别计算，从人均财富拥有量和消费量去衡量GDp的增速问题，甚至可以更细分为各行业的GDp统计，分别讨论GDp增速问题。举一个简单的例子，如果每个人不会天天剪头发，假定人均20天剪一次发，剪发行业提供的劳务已经能满足人均20天就剪一次发了，那这个行业GDp增速就不需要增加了，负增长都可以。为什么一定要高速增长呢？难道非要通过做广告宣传，让每个人10天剪一次发吗？又如如果我国汽车产量能满足成年人人均拥有一辆，那还需要高速增长吗？美国、日本、欧洲的事实也证明不需要。
总之，经过几十年的发展，我们应该从结构方面分析GDp。短缺的如教育、医疗、金融要继续通过各种政策环境促进其高速增长。过剩的如钢铁、煤炭等就要低速甚至负增长。
2城市住宅价格
城市住宅价格在我国成了几乎是全民关注的问题，尤其1998年房改以来，全国各城市房价一路上涨，大中小城市都上涨，北上广深等大城市尤其涨幅大。所谓的富裕人群、中产者、打工者、农民工都对城市住宅价格有着自己的看法。很多经济学家对房价高低及未来走势观点各不相同。有经济学家用资本主义国家的一些指标如房价收入比、租售比、房产总值与GDp之比等指标分析我国房价及走势，结果错误很大。也有人从汇率、资金流动、人口结构、城镇化等角度分析房价走势，但结论都不令人满意。事实是房价一直上涨，各个城市涨速不同。
其实，我国城市住宅价格的复杂在于房子的特殊性质。我们国家的历史、文化、土地制度都是世界独一无二的，我国又处于从贫穷农业国到工业国剧烈迅猛变化的阶段，所以很多研究指标没法用一些流行的资本主义私有制下的指标分析。如果教条主义运用，当然结论不会令人满意，即便结论与房价上涨吻合也不能说明因果关系。尤其是一些计量方法错把关系当作因果关系。比如城镇居民收入，我们统计数据是不完全的，一些城市尤其是经济发达地区的城市人口流动大，户籍人口和实际人口差异大，由于文化原因收入也无法准确统计，西方发达国家由于各项税收、现金使用等制度使得公民收入相对较为明确。又如租售比这个指标根本不适合中国，我国有几个人买房是为获取出租收益呢？还有城镇化这个经常被拿来说事的指标也有很大问题。城镇化需要农民的支付能力、自由流动、城镇化以后的权利保障等，这些都存在很大问题，从年龄结构来说很多80后是存在城镇化意愿的，但支付能力存在很大问题。而其他很多年纪大的农民恐怕根本没有城镇化的意愿，从很多老人在城市中替孩子照顾第三代就可以看出来，由于生活习惯和人H交往圈子等问题，这部分人不愿意在城市生活，从另一个方面说，在某些时间段，这些群体已经居住在城里了，而另外一些时间是不愿在城市里，不管怎么说这些人不应该作为以后城镇化的潜在人口统计。所以简单的用农民人口来谈城镇化错误极大。
我国城市住宅价格到底是高是低，未来走势如何？答案是没有高低之说，未来涨跌都有可能。城市住宅价格的未来走势取决于国家对住宅的定性和投资者对城市住宅价格走势的预期。根本的说是所有人对住宅价格预期的合力。因为住宅具有普通消费品和投资品两种属性。凡是投资品就和股票是一样的性质，都会发生如历史上的郁金香泡沫、南海泡沫那样的故事，只是程度不同而已。投资品的价格走势归根结底取决于投资者的预期。普通消费品的价格归根结底是供需的力量，供大于求价格下降，供小于求价格上升。我们国家历史特殊，住宅有历史上单位分配给个人的和房改后个人购买的，到底每个城市自然面积内有多少平方米能够正常使用的住宅是最根本的问题。而这个数据没有公开，甚至有人说政府都没有。所以当前人们的判断很混乱，供需和预期都是不明确的，但最终结果是明确的，哪里涨就说明预期涨，投资属性和使用属性的纠缠造成最终结果。政府统计并公开现有存量、限购等行政措施、价格的实际走势进一步影响未来走势。
总之，关注住宅价格走势要从当前走势和供需的基本数据去分析，还要具体城市具体分析。
3物价与货币发行量的关系
物价问题是个大问题，也是复杂的问题，但当前有几种错误的分析及论点给人们很大误导。有些经济学人教条照搬西方经济学理论，整天发表物价（尤其是房价等人们比较关注的商品）上涨是因为我国货币发行太多的缘故。近15年来我国货币发行量数据经常被用来说明货币超发严重，有些人还和美国比，说美国货币发行极少，并以此来批评中国央行。这种极其错误的论调是一种书呆子论调。其错误之处在于无视中美社会差异，张冠李戴，就像王明左倾给中国革命带来的危害一样。
我国自改革开放以来，社会变化剧烈，各项制度、经济、人口、科技都发生翻天覆地的变化，在经济学上我们社会是“起飞”的社会，而美国相对来讲是稳态的社会。两种社会对货币的需求差异极大，比如我国1998年以前城镇居民住房主要还靠分配，基本很少用货币交易，即使交易也是一种扭曲的价格。改革的过程就是价格从扭曲到恢复正常的过程，从完全计划经济到社会主义市场经济的过程，社会中各项交易对货币需求极大，根本不可跟美国比较，中国改革的进程是把很多不用货币的活动变成货币交易的活动。所以，死搬硬套西方经济学错误极大。经典公式mV=pY有四个量，通常只关注m和p，但对中国近四十年来说，必须深入研究V和Y。
很多人拿国内外物价比较尤其是中美物价比较来说明中国物价高是因为货币发行太多。这种分析又抛弃基本供需原理，只关注货币这种交换的媒介，属于舍本逐末。一般商品价格是由供需决定的，美国是发达国家，人均财富拥有量比发展中国家要多，自然物价要比发展中国家低。难道一个商品奇缺的国家物价应该比商品丰富的国家物价低吗？物以稀为贵，除非人为管控使价格扭曲，稀缺的东西永远都是相对高价。
总之，物价受商品的供需、交易的货币化、货币发行量等多重因素影响，绝不是货币发行量单一决定的。
参考文献
[1]张维迎.理性思考中国改革[J].新金融，2003，（8）.
经济增长分析篇3
关键词：税收增长；经济增长；实证分析
中图分类号：F49文献标志码：a文章编号：1673-291X（2014）02-0143-02
一、理论框架
经济是税收的源泉，经济决定税收，而税收又反作用于经济。即税收既能促进经济增长又能阻碍经济增长，这是税收与经济关系的一般原理。税收怎样影响经济？税收增长与经济增长的关系如何？美国著名学者拉弗通过拉弗曲线阐明了税负水平与经济增长的关系，见图1。
图1拉弗曲线
在税率为0时，税收收入为0；税率为100%时，将无人工作，生产停止，无税收收入。若税率降至B点，则生产恢复，有少量税收；当税率降至B点时，生产扩大，税收增加。同样，若税率从0升至B点，收入也会增加，但不会影响生产。在a点，生产量和税收收入达到了最大值，超过a点，生产和税收都会下降。结果表明，宏观税负水平与税收收入及经济增长之间既依存又制约。所以，应该存在一处既能兼顾税收收入又能促进经济增长的最佳宏观税负水平。
要理清税收增长与经济增长的关系，也离不开对税收弹性的分析（税收弹性用e来表示）。当e1时称为富有弹性，它表示税收增长快于经济增长速度。
二、实证研究
影响税收收入增长的因素很多，但主要的因素可能有以下几个：（1）从宏观经济看，经济的整体增长是税收增长的主要原因。（2）公共财政的需求。税收收入占财政收入的绝大部分，预算支出所表现的公共财政的需求可能会对当年的税收收入有所影响。（3）物价水平。我国的税制结构以流转税为主，以现行价计算的GDp等指标都与物价水平有关。
为了反映上海市税收增长的全貌，这里选择“上海市财政收入”中的“各项税收”（简称“税收收入”）作为被解释变量，以反映上海市税收的增长；选择“上海市生产总值（GDp）”、“财政支出”和“商品零售价格指数”作为解释变量。
构造模型如下：Yt=β0+β1X1t+β2X2t+β3X3t+μt
其中，Yt——第t年税收收入（亿元）X1t——第t年上海生产总值（亿元）
X2t——第t年上海财政支出（亿元）X3t——第t年商品零售价格指数（%）
三、相关统计数据的搜集
为了估计模型参数，从历年中国统计年鉴中搜集1978—2009年的统计数据。
四、模型参数的估计
Yt=β0+β1X1t+β2X2t+β3X3t+μt，μt为随机误差项，通过eviews3.1，根据统计数据，得到如下回归分析结果：
=-529.6376+0.002056X1+0.754296X2+5.682894X3
Se（228.4194）（0.028093）（0.146957）（2.094008）
t（-2.318707）（0.073175）（5.132769）（2.713884）
R2=0.9867392=0.985318Dw=1.357135F=694.4962
从回归估计的结果看，在假定其他条件不变得情况下，GDp每增长1亿元，税收收入将增加0.002056亿元；在假定其他条件不变的情况下，财政支出每增长1亿元，税收收入将增长0.754296亿元；在假定其他条件不变的情况下，零售商品价格指数每增长1个百分点，税收收入将增长5.682894亿元。
五、模型的检验
（一）经济意义的检验
从偏回归系数的符号和系数的具体取值两方面考虑，回归结果符合经验理论和经验判断。
（二）统计检验
1.拟合优度检验
可决系数R2=0.986739，调整的可决系数2=0.985318，这表明模型拟合的较好。Y（税收收入）的变化的98%可由X1（GDp）、X2（财政支出）和X3（商品零售价格指数）这3个变量的变化来解释。
2.方程总体线性的显著性检验
针对零假设H0：β1==β2==β3==0，若给定显著性水平α=0.05，查F分布表得临界值Fa（k，n-k-1）=F0.05（3，32-3-1）=2.95，而F=694.4962，远大于临界值2.95，所以拒绝零假设，认为回归方程显著，即“GDp”、“财政支出”、“商品零售价格指数”这3个变量联合对税收收入的影响是显著的。
此外，还可以利用回归分析结果中给出的p值迅速作出判断：如果假定显著性水平为5%，prob（F-Statistic）=0.000000，远小于0.05，则可以拒绝所有系数都为零的假设。
3.变量的显著性检验
分别针对零假设H0：βj=0（j=1，2，3），若给定显著性水平α=0.05，查t分布表得临界值=（32-3-1）=2.048，回归分析结果中与1、2、3对应的t统计值除“0.073175”外，其绝对值均大于2.048.因此，分别拒绝β2和β3等于0的零假设，认为“财政支出”和“商品零售价格指数”这两个变量对“税收收入”的影响是显著的。若给定显著性水平α=0.10，则所有解释变量对被解释变量“税收收入”的影响都是显著的。
六、计量检验
（一）异方差的检验（white检验）
1.检验的具体步骤
根据white检验的基本思路，可建立辅助回归模型：
在得到回归分析的参数估计结果后，通过eviews3.1软件，此时屏幕上将出现white检验的结果，如图2所示。
图2white检验的结果
2.判断是否存在异方差
从图2可以看出，nR2=22.50619，给定显著性水平，比如α=0.05，查χ2分布表得临界值χ2
0.05=41.337。由于nR2
0.05（28），所以接受零假设，认为模型不存在异方差。
（二）多重共线性的检验
1.从可决系数、F检验和t检验综合判断共线性
从图1可知，可决系数（R-squared）R2=0.703318，由此可知模型拟合较好；F统计量（F-statistic）为5.794840，并且F检验的伴随概率prob（F-statistic）很小，方程具有显著性。而一个回归系数的t检验伴随概率大于5%，有可能存在多重共线性。
2.用相关系数法进行共线性诊断
通过eviews3.1软件，在命令窗口键入CoRX1X2X3，结果如图3所示。
图3
由相关系数矩阵可以看出，部分解释变量相互之间相关系数较高，存在某种程度的多重共线性。
3.序列相关性检验
由图2可知，Dw=2.969510，此时2
七、赤迟信息准则（aiC）和施瓦茨准则（SC）
在本例中，eviews软件的估计结果显示aiC值与SC值分别为20.82275和21.28079，应与只包含“上海生产总值”与“上海财政支出”这两个解释变量时的相应的aiC值与SC值进行比较。而且，只包含两个解释变量的aiC值与SC值应大于包含3个解释变量的aiC值与SC值，说明“上海生产总值”与“上海财政支出”可作为解释变量包括在模型中。
八、建议
经济增长分析篇4
一、方法与模型
本文选用索洛残差法，其基本思路是估算出总量生产函数后，采用产出增长率扣除各投入要素增长率后的残差来测算全要素生产率。在规模收益不变和希克斯中性技术假设下，全要素生产率增长就等于技术进步率。
柯布―道格拉斯生产函数形式为：
Yt=a(t)KtαLtβ（1）
对数形式：
lnYt=lna(t)+αlnKt+βlnLt（2）
全要素生产率：
=-α-β（3）
其中，Yt为产出，Lt为劳动投入，Kt为资本存量，α、β分别为资本产出弹性和劳动力产出弹性。
二、辽宁生产函数估算
K的计算。计算全要素生产率的难点是对固定资本存量K进行估算。
Kt=it/pt+(1-δt)Kt-1
其中，Kt为t年的实际资本存量，Kt-1为t-1年的实际资本存量，pt为固定资产投资价格指数，it为t年的名义投资，δt为t年的固定资产的折旧率。估算初年的固定资本存量，再逐年累加就可得出各年的资本存量。
国内一些研究者对我国资本存量进行了估算，但没有人对辽宁的资本存量进行估算。本文选取毛军对我国资本存量估算的结果（因其估计是在国家统计局国民经济核算司出版《中国国内生产总值核算历史资料》1、2之后，资本存量估算有了较为全面的数据来源，减少了前人估算pt、δt造成的误差），1990年我国的固定资本存量45485亿元。1990年全国GDp是辽宁GDp的17.5倍，而全国固定资产投资额是辽宁固定资产投资额的16.4倍，我们假设辽宁拥有的固定资本存量占全国的固定资本存量比例与辽宁GDp占全国GDp比例和辽宁固定资产投资占全国固定资产投资比例相当，则推算1990年全国的固定资本存量大概是辽宁固定资本存量的17倍，辽宁固定资本存量为2675.6亿元。在统计年鉴中查到各年的固定资产投资，在1990年资本存量上进行累加计算辽宁固定资本存量，选取1993～2004年为研究对象。（表1）
利用表1中的数据，建立如下方程：
lnYt=2.737594+1.06lnKt-0.49lnLt
（0.000）(0.061)
R2=0.99F=552
该方程在10%的显著性水平下通过假设检验，R2=0.99很好地对样本进行了拟合。
用wald检验方法检验规模收益不变，即α+β=1，结果如下：
即在10%的显著性水平上，我们不能拒绝原假设，α+β=1，建立约束方程如下：
ln（Yt/Lt）=-0.516+0.785ln（Kt/Lt）
0.0000
R2=0.997F=2444
该方程在1%的显著性下通过假设检验，并且对样本进行了很好的拟合。
即α=0.785β=0.215，代入（3）式中计算全要素生产率见表1。计算1993-2004年间各要素对产出的平均贡献率如下：
三、结论与建议
（一）在1993～2004年间，辽宁资本产出弹性为0.785，表明资本投入每增加一个单位会使产出增加0.785个单位；辽宁劳动产出弹性为0.215，表明劳动每增加一个单位会带动产出增加0.215个单位。劳动对产出的拉动力小于资本对产出的拉动力。劳动对产出的贡献率低，甚至低于技术进步贡献率。这主要是由于劳动产出弹性偏低，且劳动投入的增长率低，如在1996年、1998年、1999年均出现了从业人数的负增长。这些都表明辽宁处于劳动力过剩的状态，劳动力的劳动效率低下，缺乏必要的技术培训。
（二）在1993～2004年间，辽宁经济增长还属于粗放型的经济增长。经济增长主要靠要素的投入，要素投入对产出增长的贡献率高达99.36%，而技术进步对产出贡献率只有0.64%，这主要是因为辽宁技术进步率偏低，技术效率低下，不能有效地将技术转化成生产力。
经济增长分析篇5
[关键词]经济货币化协整经济增长
一、问题的提出
所谓的经济货币化，是经济活动中以货币为媒介的交易份额逐步增大的过程。经济货币化比率的差别基本上反映了不同国家的经济发展水平，货币化比率与一国的经济发达程度呈现明显的正相关关系。改革开放以来,我国经济货币化水平迅速提升,当前m2/GDp比率已居世界前列，甚至比欧美发达国家的水平还高，这有悖于传统的金融经济理论，有人分析这种状况的出现与当前我国金融结构的失衡、金融资源配置效率的不足、相关改革特别是社会保障体系建设的滞后导致居民的预防性储蓄意愿过强，以及近期外汇占款的持续增长而导致货币的被动投放等因素有关。对于上述种种猜测，笔者无意争辩，本文的目的在于找出经济货币化与我国经济增长的关系，如果这种货币化趋势能促进我国经济的增长，或者我国经济的增长在一定程度上归因于货币化趋势，那么对货币化的争议就显得不那么重要了。
二、变量的选取和数据来源
三、实证分析
1.时间序列的平稳性检验。当时间序列不平稳时，会导致“伪回归”现象，故在建立模型之前必须对变量进行平稳性检验，以确定各序列的平稳性和单整阶数。平稳性检验的常用方法是aDF检验，以下是各变量aDF检验的结果：
注：检验类（c,t,k）中c、t、k表示单位根检验方程中带常数项、趋势项和滞后期数，0表示没有常数项或滞后期数，k根据aiC信息准则确定；D表示变量的一阶差分。
从以上检验结果可知,在95％的置信水平下，序列LGDp和LemR都是二阶单整的。
2.协整关系检验。如果同阶单整变量的某种线性组合是平稳的，则称存在协整关系，它是非平稳的单整变量之间存在的一种长期均衡关系。下面将用engle-Granger检验法来判断LGDp、LemR之间是否存在协整关系：
第一步，用LGDp对LemR进行oLS回归，得到如下方程：
LGDp=10.88713+2.897128LemR(1)
(0.0000)(0.0000)
R2=0.972408Dw=0.602344
注：括号内是检验的p值，下文同。
由上式，各系数显著，拟合效果很好，但Dw值表明存在序列相关，故加入1至3期滞后变量并删除不显著的变量得
LGDp=1.788999+2.041816LGDp(-1)－1.211123LGDp(-2)－0.371841LemR
(0.0004)(0.0000)(0.0000)(0.0884)
+1.685884LemR(-1)－0.807786LemR(-2)(2)
(0.0000)(0.0002)
R2=0.999692Dw=2.111378
第二步，由第一步结果对残差序列e做aDF平稳性检验，结果如下表所示：
由上表可知，残差序列e是平稳序列，即序列LGDp和LemR具有协整关系，且协整方程由(2)给出。
由(2)式可知，经济货币化增长率对我国GDp增长有滞后2期的影响，同期经济货币化增长率对GDp增长有负作用,这可能是当期储蓄意愿过盛挤出投资所致；对下期GDp增长有显著的促进作用，这是由于前期的储蓄积累到下期转化为投资从而促进GDp的增长；虽然滞后2期对GDp也有负影响,但总体上经济货币化增长率对我国经济的增长具有明显的促进作用,其积极作用是主要的。
四、结论
本文通过实证分析证实经济货币化增长率对GDp增长有滞后2期的影响，在同期经济货币化增长率对GDp增长有负作用，对下期GDp增长有显著的促进作用，滞后2期对GDp有负影响，但总的来说，经济货币化确实对我国经济的发展有很大的推动作用。因此，尽管在发展过程中可能出现各种复杂的不稳定的因素，但继续大力推动货币化进程的政策应该坚决执行下去。
参考文献:
[1]黄嵩:金融与经济增长―来自中国的解释[m].北京:中国发展出版社,2007
经济增长分析篇6
【关键词】财政支出税收长期经济增长
一、财政支出与税收现状
随着我国经济体制改革，我国的财政制度与税收制度也在不断调整，在国民经济快速增长下，我国财政总收支呈现高速的增长状况，尽管我国财政呈现增长趋势，但这种持续增长尽是翘尾因素下的表象，其财政状况并不乐观，与往年财政收入相比，其增长率是有所下降的。从实施分税制之后，我国的税收收入不断上涨，如我国在2012年税收的总收入为10万亿元以上，同比增长率为12.1%，增长速度略有回落，从季度上来看，税收呈现前高后低与逐步回落的趋势，并在第四季度有所回升，出现经济增速回落，主要是由于经济增长步伐放缓，减税政策与企业效益增长下滑所致。在经济体制下，我国税收制度不断完善，社会经济发展较快，其宏观税负的水平也得到了很大提高，有效促进了我国经济的增长速度，但从我国长期的济增长来看，财政支出、税收与经济增长方面还存在一定不协调性，需要通过模型建立，对我国的财政支出、税收与经济增长关系进行协整分析，以有效调控我国的宏观经济发展方向，促进经济的长期持续发展。
二、财政支出、税收和长期经济增长的关系
（1）合理选择数据与变量。为有效分析我国财政支出、税收及经济增长间的关系，可选择仅20年的GDp、税收收入与财政支出数据，运用对数化处理方式，将异方差及波动大的数据进行剔除，其数据全部来自我国的统计年鉴，在经济生活当中，时间序列是个随机游走过程，为防止虚假回归，要对时间序列当中的数据进行根检验，并依据aiC准则试试自动判断，税收、财政支出及GDp的统计值，要比显著水平临界值更为明显，可说明税收、财政支出与GDp为非平稳的序列，通过阶差后，税收序列在10%水平下是平稳的，而财政支出与GDp分别在1%水平下才是平稳的，在税收、财政支出与GDp间存在协整关系，运用协整模型对其关系进行分析，协整模型当中，恰当外生变量的引进，对其结果具有显著影响，外生变量选择的时候，要注意与经济实际及经济学原理的相符性。随着我国分税制改革，税收由下降向平稳上升转变，其趋势线也发生了显著变化，运用协整模型与VaR模型时，可适当加入虚拟变量，并对模型最优滞后阶数进行确定，一般先选择最大的滞后阶数3，再由三阶降到一阶，通过协整检验，对没有约束的VaR模型给予协整约束，通过选择VaR模型的最优滞后阶数是2，而协整检验之后的VaR模型所确定滞后期是1，协整检验结果表明，当位于5%水平后，变量间会有协整关系，这也说明时间序列GDp、财政支出与税收间具有强大的长期稳定关系。
（2）财政支出、税收及经济增长关系分析。运用协整检验的结果得知，我国的税收、财政支出与经济增长间含有长期稳定关系，财政支出及税收均会引发经济增长率的改变，但经济增长率发生变化，并不一定会引发财政支出及收税变化，处于滞后阶数1期时，政府的财政支出及税收增长，会促进我国经济的增长，长期来看，财政支出、税收及经济增长间呈现出正相关，运用VaR模型分析，我国的税收变化，受财政支出与经济增长影响并不是很显著，其中，财政支出与税收收入间的系数是负的，且负数绝对值比较大，表明模型长期的均衡关系是可靠的。由于我国税收方面各因素变动比较大，因原来计划体制原因，税收计划中的基数法造成了税收及经济关系的割裂，税制改革之后，经济税源得到改变，我国对税率也作出很大调整，对税收收入造成了较大影响，在我国税收中，时常存在骗税与偷税等状况，致使税收收入出现大量流失状况，加强税收征管可有效影响税收的收入。政府投资项目方面，大多是基础性的设施建设，周期长，大量建筑设施投资，在短时间里，有些地区的财政支出，就会表现出财政支出在税收上的低依赖性，而是非税收的收入对其经济增长与财政收支平衡发挥了巨大作用，这容易形成宏观税负问题，要实现长期的经济增长，需要对税收与财政支出进行平衡，让三者间相互作用，以促进经济发展。
三、加强经济长期持续发展的建议
随着我国市场经济不断完善，财政支出与税收制度不断得到改善，从长期来看，我国经济任务的关键在于加强经济增长质量的提高，在国内生产总值GDp中，合理调整第一二三产业比例，把我国第一产业中的农业，应由传统农业转变为现代农业，并加强第三产业比重，对高新技术产业进行有选择发展，响应党的十精神号召，加强传统产业改造，培育具有竞争力的高附加龙头企业，以提高我国经济的增长质量，让税收和经济实现同步增长。对非税收收入进行规范，减少非税收的收入，加强经济的宏观调控，对财政收入进行优化，加强税收的征管制，完善相关的纳税申报机制，运用现代信息技术，加强税收的网络信息建设，以完善税源的监控制度，做好纳税及税源监督检查，降低税收资金的流失。尤其是全球经济衰退时期，我国经济增长已出现回落，为确保我国经济良好持续增长，对经济的下行区间，可选择加大政策支出及减少税负的策略，虽然财政支出具有其自主性，因财政体系具有持续性，可对财政支出加大及税负减少方法进行优化组合，以实现我国经济良好的持续增长。
随着经济体制深入改革，我国的财政及税收制度也在不断调整完善，通过VaR模型分析，税收、财政支出及长期的经济增长间具有稳定的均衡关系，在短期里，经济增长对税收及财政支出影响不显著，而税收及财政支出受经济增长影响较大，特别是从长期来看，加强税收、财政及经济方式的改善，可有效提高我国经济的运行质量。
参考文献：
经济增长分析篇7
abstract：thispaperanalyzesthesynchronicityofresidents'incomegrowthandeconomicgrowthfrom2006to2011ineastern，centralandwesternarea，anditisconcludedthatChina'surbanresident'sincomegrowthislowerthaneconomicgrowth.intheend，itanalyzesthereasons，putsforwardthecountermeasureslikethegovernmentsatvariouslevelsshallpayattentiontoeconomicdevelopmentandatthesametimepaymoreattentiontotheimprovementofpeople'sincome，realizingthe"twelfthfive-year"planningobjectives.
关键词：居民收入增长；经济增长；同步性分析
Keywords：residentincomegrowth；economicgrowth；synchronicityanalysis
中图分类号：F124文献标识码：a文章编号：1006-4311（2013）30-0143-02
0引言
“十二五”纲要指出，按照与应对国际金融危机冲击重大部署紧密衔接、与到2020年实现全面建设小康社会奋斗目标紧密衔接的要求，综合考虑未来发展趋势和条件，“十二五”主要目标中出现了两个7%，分别指年均经济增长预期目标以及居民收入年均实际增长目标。“两个同步”的提法则强化了上述要求，即：居民收入增长和经济发展同步、劳动报酬增长和劳动生产率提高同步。总之，收入水平偏低不利于启动有效需求；地区间收入差距的扩大不利于社会稳定。通过上述问题分析希望为各级政府抓好各地区居民收入增长与经济增长的同步，实现“十二五”目标提供参考依据。
1我国城镇居民收入增长与经济增长的对比
1.1我国城镇居民收入增长与经济增长的对比分析通过对我国居民收入增长与GDp增长情况对比分析看出我国的居民收入增长与GDp增长是否同步。见表1。
从我国居民收入增长与GDp增长情况对比分析，可以看出我国居民收入的增长始终低于GDp增长，除了2008年全球金融危机这个特例。
1.2我国东部、中部、西部城镇居民收入增长与经济增长的对比分析，见表2。
从表2可以看出2011年比2010年我国中部、东部、西部的GDp与居民收入都在增加。但无论是东部，西部，还是中部，GDp的增速都大于居民收入的增速，它们的差距分别为2.42%、8.3%、9.65%。
2我国城镇居民收入增长与经济增长不同步的原因
2.1财政收入增长领先于城镇居民收入增长致使城镇居民收入增长过慢我国财政收入和居民收入情况见表3。从表3我们可以看出，无论是财政收入还是居民收入都在逐年增长，但2006年到2011年我国的财政收入增速比居民收入增速快，2007年相差高达15.19%，2011也相差11%，这说明财政性收入增速远远大于居民收入增速，这导致居民收入比重在初次分配中较低。说明我国的初次分配对于个人收入的重视程度不够，这势必制约城镇居民收入水平的提高，使居民收入增长低于GDp增长。
2.2我国东部、西部、中部经济发展和居民收入差距的原因从前面数据分析可以看出，近几年中、西部的发展速度都比东部快，主要采取以下措施：第一，不是采取放慢、削弱东部地区来发展西部地区，而是靠西部自身的力量寻求发展。第二不是再沿用大锅饭办法，而是要靠中西部地区自己进一步解放思想，重视农业基础建设，放手发展乡镇企业；第三是靠政府采取适度的政策倾斜，给予支援、扶持，包括东部地区对中西部的支援。通过强有力的宏观调控措施，来逐渐缩小东、中、西部差距。我国的经济发展的不平衡性，东富西穷，东中西部的经济差异导致了居民收入的差距，越是富裕的东部居民收入的增长与GDp的增长差距越小，同步性越强，而西部二者的差距最大，这也是导致我国居民收入增长与经济增长不同步的原因。
3我国居民收入增长与经济增长不同步的解决措施
3.1降低财政收入幅度，促进居民收入增长第一，如果政府适当控制财政收入增速，将由此减收的财政收入通过一定的方式平均地转移给居民，可以提高居民的可支配收入，扩大居民消费，从而弥补了因财政支出减少而导致的经济增长减速，经济增长速度将基本保持平稳略有上升的趋势。第二，居民消费占GDp比重上升，资本形成总额及净出口占比下降，总需求结构将因此得以改善。这表明控制财政收入增速，提高居民可支配收入，不仅可优化宏观收入分配格局，而且可以促进总需求结构的调整。显然，财政收入与居民收入占GDp的比重是相互联系的，只有在财政收入占GDp的比重已经过大至少不低于正常水平的情况下，适当控制财政收入的实际增速，使之与GDp的增长速度一致乃至略低才是必要的，这样才能使得居民收入稳定增长，对于国家的宏观调控以及社会的稳定持续发展起到重要的作用。
3.2加强中、西部经济发展，抓好经济增长与居民收入同步，使居民充分享受到经济增长带来的生活水平提高多在中、西部寻找发展经济路子。对于西部的矿产资源与东部的森林支援，水支援等我们要合理运用，西部缺水，东部缺矿，我们需要进行合理分配运用，做到东西资源平衡。积极促进东、中、西部合作，寻求高质量的合作方式，东、中、西部合作的目标是共同发展，原则是互惠互利。在西部不能只靠以开放资源的劳动力为主，也应在西部找到自己的科技型创新工程，利用西部的特殊地理环境，开放出西部独有的经济体系，为广大人民群众带来福祉。
参考文献：
[1]刘霖.收入分配差距与经济增长之因果关系研究[J].福建论坛，2005（10）：79-82.
经济增长分析篇8
论文摘要:我国是世界第一的人口大国,就业问题一直是我国经济社会面临的一个严峻挑战。改革开放三十年来,我国经济一直保持了高速增长,依靠经济扩张拉动就业增长,但是经济增长对就业的拉动作用却在逐渐降低,经济增长不再是解决就业增长的充分条件了。本文从马克思的资本积累理论出发,对我国经济增长与就业增长的非一致性作了阐释,并对促进我国就业增长提出对策建议。
一、我国经济增长与就业增长相关性的现状分析
我国是一个拥有13亿多人口的大国,由于人口基数大,每年新增加的劳动力就有1000万左右,加上每年转移的剩余农村劳动力、企业破产产生的失业人员以及由于建立现代企业制度而排出的大量富余人员,我国每年城镇新增劳动力供给约为2000万个。改革开放以来,我国一直保持了较高的经济增长速度,依靠经济扩张拉动就业增长。20世纪80年代,我国GDp平均增长率为9.75%,平均就业增长率为3.03%;进入二十一世纪,我国经济增速基本保持稳定,为9.26%(2000—2008年),但是就业增长率却下降为0.89%,比80年代减少了2.14个百分点。虽然我国保持了较高的经济增速,但每年创造的就业也只有900万个左右。上世纪八十年代,GDp每增加一个百分点,我国就业岗位就能增加200万个,而到了本世纪,仅能增加60万个岗位左右。经济增长对就业增长的促进已经越来越乏力了。
二、我国经济增长与就业增长的非一致性原因
马克思在《资本论》中曾指出,在资本积累中,如果资本有机构成不变,可变资本就会随着总资本的增长而增加,对劳动力的需求也会相应扩大。上世纪80年代,由于改革开放,我国经济处于快速的量的扩张阶段,资本总量的迅速扩大导致可变资本的绝对量的增加,从而吸收了大量劳动力。
整个80年代我国将轻工业确定为主导产业,由于轻工业属于劳动密集型产业,资本有机构成低,所以随着资本量的扩大就业人数也大大增加。而90年代后,由于世界技术革命对我国的渗透和扩张,以及我国国内技术改造和进步的作用,我国经济逐步从量的快速扩张向质量提高与规模积极方向发展,我国第二产业从以劳动密集型产业为主向以资本密集型产业为主过渡,主导产业为基础产业和基础设施,这使我国资本的有机构成大大提高,从而大大减少了对劳动力的需求,导致我国就业增长率的下降。
三、马克思的资本积累理论对促进我国就业增长的启示
社会主义的生产是不断发展的,转变经济发展方式,提高生产效率是社会主义生产发展的内在要求,而这无疑是失业产生的基础,但是,我们不能只看到技术进步对就业产生挤出效应的片面观,正如马克思所分析的,“积累的增进虽然使资本可变部分的相对量减少,但是决不因此排斥它的绝对量的增加。”从单个生产部门看,只要该部门资本总量的增长快于资本构成的提高,就业人数也是会绝对增加的。此外,在资本积累中,劳动生产率的提高往往是由于新机器的使用,“虽然机器在应用它的劳动部门必然排挤工人,但是它能引起其他劳动部门就业的增加。”因为,大工业下机器的使用会创造新的物质文化需求和新的产业部门,还会创造配套的产业服务,使产品生产呈现多元化,扩大社会的就业需求,从而对就业产生创造效应。对此,我们可以从以下几个方面促进我国就业增长。
(一)保持经济的持续增长
要保证我国就业的稳定增长,首先必须保持我国经济的持续增长。因为,只有资本总量扩大了,可变资本才会增加,进而才有劳动力需求增加的可能性。因此,保持经济的稳定增长,从而保证资本总量的绝对增加,是就业增长的前提。
(二)大力发展第三产业
根据马克思的理论,资本积累中生产效率的提高会使被用于非生产劳动和仆役阶级的人数增加。而随着人们生活水平的提高,人们也会从简单的物质需求向更高层次的物质文化需要和精神需要发展。所以,劳动力从农业、制造业向服务业转移,是经济发展的必然趋势。而第三产业主要是资本有机构成低的劳动密集型产业,把它作为我国今后主要的就业增长点对扩大我国就业容量具有重要意义。
(三)大力发展知识信息产业等新兴产业,加大人力资本投入
按照马克思的观点,资本积累中,技术进步会促进社会分工的发展和新产业的诞生,从而创造出巨大的就业需求。进入21世纪,知识经济产业蓬勃兴起,正在替代工业经济主导着经济发展。根据我国劳动力市场的信息显示,在总体劳动力供给大于需求的情形下,各技术等级岗位的求人倍率均大于1,其中较大的是高级技师、高级工程师等。因此,大力发展知识密集型产业,同时加大对人力资本教育和培训的投资,提高劳动者素质,减少结构性失业,对促进我国就业增长和和经济增长方式的转变都具有积极意义。
参考文献:
[1]马克思.资本论·第一卷[m].人民出版社.2004.
[2]秦兴方.《资本论》中技术进步与就业关系的理论阐释[J].当代经济研究.2008,8.
[3]于林.我国经济增长与就业增长的非对称性分析与建议[J].山西财经大学学报.2010,2.
[4]崔友平.利用技术进步增加就业[J].当代经济研究.2001,10.
经济增长分析篇9
如果中国经济增长仍低于其潜在的能力，那么如何把中国经济增长的潜力充分发挥出来就是一个值得思考的问题。笔者分析人均收入与经济增长率上限之间的关系，从而分析当下中国的人均收入水平所对应的可能的增长率上限。分析中国自1992年以来人均收入与增长率之间的关系，试图对中国近期的增长率提出一种预测参考。分析经济基数与增长率的关系，试图纠正一种似是而非的观念：经济基数大了增长率就必然会降低。对中国经济增长潜力的市场分析，侧重分析了中国房地产市场未来带动经济增长的巨大潜力。最后，对经济增长进行政治经济学分析，并提出一些政策建议。
当一个国家人均收入较低时，存在经济增长的后发优势，至少表现在五方面：一是市场潜力巨大，低收入国家的民众有很多高收入国家已满足的需求尚未满足;二是技术可通过从发达国家引入和模仿来获得，从而可避免自主开发所要承担的巨大成本、风险以及所需要的时间;三是生产要素的价格普遍较低，尤其是缺少国际流动性的生产要素，如劳动力、土地及一些自然资源等;四是城镇化水平普遍较低，而城镇化可带来大量需求，可促进经济快速增长;五是受资源环境的约束较小，因为这时民众的环保意识通常较弱。这里不是肯定发展中国家忽视资源环境追求经济增长，而是解释这是一个可导致发展中国家经济增长的因素。这些经济增长的后发优势可使得这些低人均收入国家具有较大的经济增长潜力从而保持较长期的快速经济增长，如中国的经验。
但低人均收入国家往往也是问题国家，可能国内政治腐败，各种社会问题错综复杂，民族宗教冲突严重，民众受教育水平低，资本积累不足，基础设施严重欠缺，科学技术落后，等等。因此，低人均收入国家获得快速增长只是一种可能，实际的经济状况可能相当糟糕。由此我们判断，经济增长率在低人均收入国家中会呈现较大幅度的波动。从统计上来说，低人均收入国家群组增长率的方差会比较大。相反，人均收入高的发达国家在经济增长上存在内在的劣势，有五方面原因：一是国内市场有限，以现有技术所生产的产品已比较充分地满足了市场需求;二是需要重大创新才能大幅拉动经济增长，而重大的创新并不可能总在发生，而在创新相对停滞的时期经济则缺少热点;三是生产要素成本高，尤其是劳动成本;四是城镇化水平普遍较高，城镇化已难于带动经济增长;五是不可能以高资源环境代价实现高经济增长，因为高收入国家的居民对资源环境的要求愈发苛刻。
因此，一般来说，人均收入高的发达国家经济增长相对缓慢，只有在出现重大创新时才比较容易出现较快的经济增长，比如美国上世纪90年代出现的以互联网等高新技术带动的经济增长，但增长率也还是有限的，不能和同期中国的经济增长率相提并论。从统计上来说，高人均收入国家群组增长率的方差会比较小。中等人均收入的国家群组增长率的方差自然介于高和低人均收入国家群组之间。中国的地方政府一直存在着发展地方经济的巨大冲动，这和地方政府官员的政治利益相一致。发展地方经济同样需要资本和劳动。在中国，资本更为稀缺，而劳动更为过剩，尤其是体力劳动。就广大劳工大众来说，并无实际的民主选举权，工会在维护工人利益上实际作用也相当有限。
经济增长分析篇10
【关键词】对外贸易经济增长因果分析协整检验
改革开放之后，河南省出口贸易得到快速发展，进出口总额从1978年的1.9896亿元增长到2011年的26931亿元，年均增长11.6%，在全国排第五。然而河南经济外向度在全国的排名却落后其经济总量在全国的排名。河南进出口商品总额占全国进出口总额的0.9%，排在全国第14位。作为人口大省，河南省的对外贸易在经济发展过程中到底起了怎样的作用？是对外贸易的发展拉动经济增长还是经济增长促进对外贸易的发展？进出口贸易对经济增长又分别发挥什么作用？由此，我们通过实证分析法对河南省外贸与经济增长的关系进行研究。
一、文献综述
对于对外贸易与经济增长的关系问题，诸多学者从不同角度得出各自结论。
林毅夫（2001）通过联立方程组，得出“出口增长对经济增长具有较大作用”；石传玉（2003）通过误差修正模型，得出“短期内出口促进经济增长、长期内进口和出口共同促进经济增长”。孙敬水、高玲芬等（2005）以浙江省为例，得出拉动经济增长的三驾马车均与经济增长存在长期稳定的关系，除了进口对经济增长影响不大之外，投资、出口、消费均对经济增长有明显的促进作用。
综上所述，可认为对外贸易与经济增长之间存在密切关系。但作为地域辽阔的国家，因不同地区的经济结构、经济发展水平和对外开放度间存在差异，使得对外贸易与经济增长在不同的地区可能存在着不同的数量关系。本文拟在测算河南省对外贸易对经济增长的贡献率的基础上，分析河南省对外贸易与经济增长间的数量关系，并进行相关分析与讨论。
二、实证分析
（一）数据与变量
经济增长指标用国内生产总值表示，对外贸易指标用出口额、进口额表示。为了消除时间序列中的异方差现象，分别对这些变量取自然对数，标记为：LnY、LneX、Lnim。本文所用样本数据来源于1978—2011年各年的《河南统计年鉴》。
（二）aDF检验
首先对LnY、LneX、Lnim进行单位根检验，得出所有变量在10%的显著性水平下是不平稳的，而一阶差分后，所有变量在5%的显著性水平上是平稳的。因此得出所有变量均是一阶单整的，可以对河南省的对外贸易与经济增长的因果关系做进一步分析。
（三）因果检验
通过前文对LnY、LneX、Lnim的平稳性分析结果，进一步对河南经济增长和进出口之间的关系做Granger因果检验，结果见表1。
从表1可以看出，河南省出口与经济增长之间没有因果关系，二者均不是对方的Granger原因；进口是经济增长的Granger原因，但经济增长不是进口的Granger原因。这一研究结果与河南省经济发展的实际状况相吻合。
（四）协整检验
由方程可知，回归方程的各项系数均是显著的，R2=0.9722显示方程的拟合度很高。Lnim的系数是0.6194，表明进口每增加1%，国内生产总值将正向增加0.6194%。
通过对协整回归方程的残差平稳性检验，可以得出进口与经济增长的关系是否长期稳定。残差平稳性结果见表2。
由表2可以得出：残差序列e在5%的显著性水平下是平稳的。由此可以说明国内生产总值与进口之间存在长期稳定的协整关系。这一研究结果虽然与很多国内学者的结论不一致，但与河南省的实际情况相符。
三、结论
本文对河南国内生产总值、出口、进口进行了单位根检验和因果检验，并在此基础对进口与国内生产总值进行协整检验，可以得出以下结论：
河南省经济增长与进口之间存在着长期稳定的因果关系，与出口之间没有长期稳定的因果关系；河南省进口额的增长明显促进河南经济的增长，因此，以往将进口作为GDp的一个抵消国内需求的减量因子的看法是片面的，我们应该提倡扩大内需的基础上同时鼓励进口消费。
河南省出口贸易对经济增长的影响是不显著的。河南省的出口贸易之所以对经济增长的影响不显著，主要是因为出口商品结构落后，高技术、高附加值产品比重偏低。因此，应该加强科技创新，加速成果转化，提高企业自主创新能力。
参考文献
[1]林毅夫，等.必要的修正——对外贸易与经济增长关系的再考察[J].国际贸易2001（09）.
[2]石传玉，等.我国对外贸易与经济增长关系的实证分析[J].南开经济研究，2003（01）.