经济增长研究范例(12篇)
经济增长研究范文篇1
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中国经济论文我国转变经济增长方式路径研究
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经济增长研究范文篇2
金融发展与经济增长理论已通过许多发达国家和发展中国家的实证检验加以证实。戈德史密斯1969年运用了35个国家的从1860-1963年间的有关数据进行实证分析，得出结论：经济增长与金融发展是同步进行的，经济快速增长的时期一般都伴随着金融的超常水平发展[1]。帕特里克1966年提出在研究金融与经济的关系问题上，有“需求追随”（demand-following）和“供给领先”（supply-following）[2]两种研究方法。之后的一些学者比较系统地研究了金融发展与经济增长的关系，积累了大量的实证研究文献。Burgess和Pande研究了印度1961-2000年间银行政策的变动，结果表明印度农村银行业改变了农村的生产活动和雇佣行为，导致了贫困减少和产出增加①。经验研究表明，农村金融发展状况与农村经济增长存在一种长期的均衡关系。其中，农村金融发展水平的提高对农村经济增长具有推动作用，这符合现代金融发展理论的预期。也可以说，一个国家或地区的经济发展程度越高，其金融市场与金融结构的发展水平也就越高。
借鉴国外的研究成果，国内一些学者也对我国农村金融发展与经济增长关系进行了研究。安翔运用内生增长理论中的帕加诺模型对农村金融发展与农村经济增长进行了实证检验，结果显示：在农村经济增长过程中，金融业的发展对其具有显著的促进作用[3]；姚耀军在考虑到数据平稳性问题之后，利用我国1978-2001年的年度数据通过构建农村金融相关率（RFIR）并运用VAR模型进行研究，认为我国农村正规金融的发展对农村经济增长并没有起到“供给主导”的作用，农村正规金融的运作相对于农村经济的增长是缺乏效率的[4]。这些实证研究选用中国金融时间序列数据进行分析，很少选用区域或者省份的金融数据来进行实证研究，中国是一个省间、省内发展差异性比较大的国家，农村金融发展的区域差异性很大，尤其在农村经济发展这一点表现更为明显。因此，“一刀切”的经济、金融发展政策是不能适应各地区经济发展的实际需要的。
农村金融业对农业和农村经济发展有着积极影响。那么陕西作为西部农业省份，其经济发展离不开农业和农村经济的发展，同样也离不开农村金融的发展。在此情况下，只有深入研究陕西农村金融发展与农村经济增长之间的关系，重构一个适合于当前及今后相当长时期的农村金融政策来更好的促进陕西农村经济增长，具有重要的理论和现实意义。本文利用陕西省农村金融的发展数据，拟以灰色系统中的改进灰色关联度作为研究工具，实证分析陕西省农村正规金融支持对于农村经济增长的效用。
二、研究方法和指标选取、数据来源
（一）研究方法
灰色关联分析是一种研究事物之间、因素之间关联性的多因素分析方法，它是根据事物或因素的时间序列曲线的相似程度来判断其关联程度，若两条曲线的形状彼此相似，则关联度大，反之，关联度小。灰色关联分析的基本任务是基于行为因子序列的微观或宏观几何接近来分析和确定因子之间的影响程度或对因子对主行为的贡献进行测度。
（二）指标选取
为了揭示陕西省农村正规金融发展与农村经济增长之间的关系，本文选择两组指标反映陕西省农村金融发展水平和农村经济增长状况:1、农村经济增长指标。在《陕西省统计年鉴》上反映农村经济发展的指标很多。本文选取3个指标:农林牧渔总产值、乡镇企业增加值和农村居民家庭人均纯收入。2、农村金融发展指标。农村金融发展指标分为两类:第一类，反映政策金融支农的程度指标。根据中国人民银行货币信贷收支的统计，我们选取“农业贷款”作为农村金融变量。根据目前农业贷款指标统计，其构成主要包括:农户贷款、农业经济组织贷款、农村工商业贷款、农户小额信用贷款和农户联保贷款五项，而这些项目大都与农村经济发展密切相关，直接或间接促进第一产业（即农业）的发展和农村经济的增长，故此“农业贷款”也可以视为狭义的农村正规金融指标。为了更为全面地反映农村正规金融对农村经济增长的作用，考虑到乡镇企业在农村经济中的重要位置，我们还将分析“乡镇企业贷款”与农村经济增长的关系，因为虽然乡镇企业贷款用途和经济增加值理论上都应计入第二产业，但由于其在地域上与农村经济的天然联系，正规金融对乡镇企业的作用也会间接促进农业和农村经济的发展。同时，我们将“农业贷款”和“乡镇企业”贷款进行加总，得到“农村贷款”指标，并以此作为广义农村正规金融指标。第二类，农村金融规模指标。考虑到在不发达地区信贷的作用，由于农村经济落后，在农村金融中不存在股票、证券、保险等现代金融特点的交易（即使有，也非常少，对问题的分析影响不大），所以采用农业存款与农户储蓄之和来反映农村金融的发展[5]。
（三）数据来源
在本文中涉及的变量和数据资料主要包括农村经济增长和农村金融发展两方面。所用数据均来自《陕西统计年鉴》，以下直接用到的数据均是由资料整理所得。在遵循计量经济学原则的基础上，考虑到数据的可获得性和数据的统一性，样本跨度定为1997-2007年。原始数据见表1、表2、表3。
三、灰色关联分析
（一）灰色关联的相关描述及分析流程
首先对原始数据进行无量纲化处理。由于统计得到的原始数据，数列单位不同或者量纲不同，为使各因素之间具有可比性，必须将原始数据进行标准经处理，消除量纲。关于无量纲化的处理方法有多种，本文采用初值化法，即每个时刻的值除以第一时刻的值。关联度的计算。由于关联系数数目较多，信息过于分散，不便于比较，为此两序列的关联度可用两个比较序列各个时刻的关联系数之平均值计算，使关联系数反映的信息集中体现。
（二）对陕西省农村正规金融发展和经济增长的分析
1.各因素及序列值。在关联分析中，称参考序列为母数列（或母因素），比较序列为子数列（或子因素）。本文采用的母因素序列为:Y1（存款规模1）：金融机构农业存款余额/金融机构各项存款余额（%）；Y2（存款规模2）：农户储蓄/金融机构各项存款余额（%）；Y3（贷款规模1）：农业贷款/金融机构各项贷款余额（%）；Y4（贷款规模2）：乡镇企业贷款/金融机构各项贷款余额（%）；子因素农村经济发展状况指标为：X1:农林牧渔业生产总值（亿元）；X2:乡镇企业增加值（亿元）；X3：农村人均纯收入（元）（见表4）。用初值化法对原始数据进行无量纲处理（见表5）。
2.结果及讨论。计算各母子因素间的关联度（见表6）。从以上关联度数据分布范围来看，各项指标关联度处于0.4542-0.8566之间，可见陕西省农村正规金融对于农村经济发展的关系密切，但影响效果不同，具体分析如下:
（1）X1和X3关联度数值相对较高，说明陕西省农村正规金融发展对农林牧渔业产值增长和农民增收的影响较大。X2的所有数值均小，说明农村金融与X2（即乡镇企业增加值）的关系相对弱一些，但Y4（乡镇企业贷款规模）与农村经济增长的关联度较高，这一点与实际情况（发展乡镇企业可以增加农民的就业机会和提高农民收入）相符，说明陕西省正规金融机构对乡镇企业的金融支持力度不够，没有满足乡镇企业的贷款需求，乡镇企业依然存在融资难的问题。另外也说明乡镇企业可能存在着其他的融资渠道（如民间融资）。
（2）Y3和Y4数据的关联度明显高于其他因素的关联度，Y2的贡献度次之，Y1的贡献度最低，说明农业贷款和乡镇企业贷款对陕西省农村经济增长的贡献度较大，而存款规模对陕西省农村经济增长的贡献度不大，显示了农村金融体制下陕西省正规金融机构的贷款规模对农村经济增长起到了一定的积极作用。农业贷款规模和乡镇企业贷款规模与农林牧渔业和农民收入的增加值紧密相关联，表明无论当前还是今后，陕西省应进一步加强国家正规金融机构对农业发展的支持，不断发展农村经济和提高农民生活水平。
四、政策建议
农业自身生产弱质性决定了农村金融市场不应以营利为目的。应以建立互助合作性质的金融机构为主，辅之以政府的政策性金融机构扶持农村金融体系。
（一）深化农村信用社改革，重建农村合作金融体系
第一，改变目前“一刀切”的联社体制，允许信用社可以自主选择加社，允许信用社跨地区合并，打破农村信用社业务的行政区域分割，可以使现有的乡镇一级的信用社之间能够展开业务渗透和竞争，淘汰或兼并劣质信用社，保留和壮大优质信用社，促进市场化竞争。第二，严格对风险的监控考核，强化农村信用社员工的忧患意识和责任感。充分发挥基层信用社的积极性，解决好基层信用社职工的激励约束机制问题，提高基层信用社为“三农”服务的绩效。
（二）加强政策扶持，进一步明确和强化政策性金融的支农作用
经济增长研究范文
摘要韩国之所以能够从20世纪60年代以来至今一直保持着世界经济史上罕见的高速增长态势。然而，20世纪90年代后期的经济危机暴露了韩国的发展战略中仍存在着若干弊端，最为严重的便是“亲情资本主义”的滋生。中国现在处于经济增长的重要战略机遇期，更应从韩国的经济增长中汲取对我国发展有利的经验，规避可能会发生在我国风险。
关键词发展战略政府与市场人力资源
朝鲜战争以来，朝鲜与韩国走上了截然不同的发展道路。在30多年的时间里，韩国迅速地由一个落后农业国家发展为一个较为先进的工业化国家。至1994年，韩国GDP已排至世界第11位，创造了举世瞩目的“汉江奇迹”。然而，1997年的金融危机使韩国汇率、股价暴跌，利率上涨，外汇储备金急剧减少，外国投资者纷纷撤离，大企业先后倒闭，国际信任度急剧下降。研究韩国的经济增长模式，可以让我们从韩国的经济增长中汲取经验，同时我们有必要对金融危机的原因进行剖析，引以为鉴，防患于未然。
一、韩国发展战略与发展模式
（一）韩国奉行增长和开放的外向型经济发展战略，具体来讲可以分为以下三个阶段。
阶段一：从韩国建国到60年代初，韩国实行进口替代型发展战略。
为了实现国家最初的资本积累和最初的企业形成，韩国的进口替代型战略取得了一定成绩，但很快就难以适应国家的发展。进口替代经济发展战略的致命缺点是发展仅仅是依靠本国的财力物力人力，无法积极参与国际分工与交流，虽然进口替代有利于实现经济自立，但是像韩国这样缺乏资源、土地、资本的小国，想要以此实现现代化是很困难的。
阶段二：60年代到90年代中期，实行出口主导型为主的发展战略。
出口主导型经济发展战略，就是以出口贸易为中心，以出口创汇为主线，把国内丰富的人力资源等优势和开放的国际市场、廉价可得的资本、技术、机器设备有机结合起来，发展出口加工装备工业，再用所赚得的外汇进口所需物资，资本和技术扩大再生产。
为了推行新战略，韩国政府主要实施了以下措施：
1、运用国家资本扶植大企业，发挥大企业在发展出口加工工业中的骨干作用。
2、降低汇率，实行单一汇率制度，增强出口产品的国际竞争力。
3、实行刺激出口的财政、金融政策，充分调动出口积极性。
4、推行重化工业化，重点发展出口战略产业。
5、兴建出口工业区和出口贸易区。
6、引进外资和国外先进技术。
7、扩大劳务输出，承包海外工程。劳务输出和承包海外工程对韩国出口主导型经济发展做了巨大贡献：一是增加了外汇收入，改善了国际收支和外汇紧缺情况，二是刺激建材工业的发展，三是增加了就业，四是密切了海外合作。
阶段三：调整改革发展阶段（1993年7月至今）。
在1997年的金融危机后，韩国政府痛下决心进行改革，从“贸易立国”转向“技术立国”注重高科技和人力资源的开发，减少的美日的依存度，出口向高新技术领域转移。
（二）韩国的发展模式――亚洲管理市场模式。韩国采用了管理式市场经济。管理式，有指令式经济的优势，可以在短期内集中力量发展某一产业，并且在特殊行业或者是公共品、基础设施方面有较大优势。韩国在战后的凋敝中采用偏重管理的经济有利于快速完成经济复苏也符合亚洲的文化与历史背景。政府从制定五年计划，到扶植垄断性质的大企业，到主导韩国经济发展模式的转型，政府一直与市场形影相随。在进行出口主导型经济发展模式之初，政府主导的作用非常明显，政府集中社会资源，以不平衡发展战略，首先取得比较竞争优势。我们看到韩国首先是集中发展轻工业，随着初级积累的形成，开始大规模发展重化工业，在这个阶段，政府扶植了很多带有垄断性质的企业，像是三星、现代、SK、LG这种政府扶持的垄断企业主要是为了参与国际竞争，集中全国之力优先发展大集团企业。2011年4大企业总销售额7145亿美元，同期韩国GDP1.17万亿美元，约占GDP61%。
在经济有了一定基础后，管理式经济暴露出较大的弊端，韩国为了继续促进经济发展开始加大市场的比重。韩国采用了慢慢改变直至发展到混合型经济体制。在经济的走势中，提高了市场所占的比重。最终形成了政府对市场干预力量很大，但是还是以价格信号为市场基础，以私有制为基础，并没有强占市场配置资源的地位。
二、从亚洲金融风暴看韩国经济增长模式的弊端
强政府与强市场相结合的经济增长模式，无疑在当时对韩国的崛起起到了至关重要的作用。然而，1997年7月2日，泰国宣布放弃固定汇率制，实行浮动汇率制，引发了一场遍及东南亚的金融危机。11月中旬，韩国也爆发金融危机，17日，韩元对美元的汇率跌至创纪录的1008∶1。到了12月13日，韩元对美元的汇率又降至1737.60∶1。危机中韩元对美元贬值36%，韩国排名居前的20家企业集团中已有4家破产，经济呈负增长。问题的根源在于政府掌握国家资源，又由政府来分配资源，这样就会产生道德风险，相伴而来的就是资源错误配置，政治寻租，腐败臃肿等问题。“有管理的”的资本主义战略，包括实行补贴和直接贷款等，使得韩国的政府官员和商人团体长期保持着一种互惠共赢的密切关系，这种模式滋生腐败、关系、袒护、政治献金、内幕交易和垄断等降低效率的现象，这就是所谓的裙带资本主义，或亲情资本主义。裙带资本主义对社会福利的侵蚀十分严重。利益集团的行动成本由全社会承担，这就带来了道德风险。大财团往往过度负债、盲目扩张，在承担高风险的情况下照样进行大规模长期投资。韩国政府为企业提供资金担保，对金融中介缺乏有效的风险管理，使得金融机构失去控制，结果在金融危机发生时，无法负担企业部门似乎突然涌现的巨额外债――最终企业破产蔓延成为国家破产。另一方面，在裙带资本主义中，韩国政府利用行政权力压低银行利率，干预银行资金的分配为不具备比较优势的产业提供便宜资金，这些产业与其他具有比较优势的国家的同种产业相比，竞争力低下，这样导致外贸赤字的扩大。同时，由于获利能力低，企业的壮大只能更多地靠借贷，随着企业规模的扩大，就越来越依赖国外的借款，最终因债台高筑不得不宣告破产。大企业一旦破产，为企业融资的金融公司必然受到波及。由于短期外债到期难以偿还，在国际市场上信用度必然下降，借钱给韩国的外国金融企业不再延长贷款期限，而要求按期收回贷款。在外汇不足的状态下，外汇调度变得越发艰难，汇率和市场利率也随之暴涨了。韩国的经济基础进一步恶化，短期外债偿还负担进一步加重，只好在国内市场上收回贷款，导致银根紧缩，又使更多的企业破产，这样形成恶性循环，以致危机日益加深。
三、经验与启示
（一）在发展战略方面：坚定不移地实行对外开放政策，进一步发展外向型经济。坚定不移地贯彻改革开放的总方针，在自力更生的前提下，吸收引进外国的科学技术、资金，加快改革的步伐，发展壮大自己的力量，尽快缩小与发达国家的距离，赶上甚至超过发达国家也就成了我们后发展所面临的最大课题。当然，发展外向型经济也必须要适合国情，切不可生搬硬套。
（二）在发展模式方面：正确调整国家权力和市场职能的关系。我国经济要增长，要建立市场经济新体制，就必须适合转变政府职能，国家权力必须按照经济发展的方向和需要发挥作用，制定适合我国国情的经济发展战略及模式，否则会阻碍经济及其顺利发展。
（三）人力资源方面：注重科技、发展教育，把经济增长转到依靠科技进步和提高劳动者素质上来。从宏观等方面看，就是首先把科技兴国、兴省、兴市的战略落实到实处，大幅度提高科技投入，为技术创新提供良好的经济、社会环境，提高科技成果的转化率，加快科技成果商品化、产业化进程。从微观上看就是增强企业技术创新的压力与动力，使企业成为科技开发的主体，围绕提高产品质量、档次、附加价值、降低能耗、物耗和环境污染进行产品的技术装备、工艺、材料的系列开发，增强企业自主开发的能力，永葆技术创新的活力。同时发展教育事业，提高全民科学文化水平。
（四）技术革新方面：我国应不断进行技术改造、及时调整产业结构。我国相当一部分由于技术老化、配置失当，远未充分有效利用。因此，必须优先保证现有企业的技术改造，支持企业间的资产优化重组，对经营困难的优势企业应补入资本金，充分保证在建项目后续资金到位，使之尽快建成投产，新建项目的技术起点与档次应高于同行业的现有企业，避免简单复制。同时大力推进产业结构优化升级。
参考文献：
[1]世界研究与开发报道.1990（6）.
经济增长研究范文
关键词：经济增长方式；经济发展方式；联系；差别
一、从经济增长方式到经济发展方式转变的简要回顾
建国后，对从经济增长方式到经济发展方式的认识经历了三个阶段：第一，从1949年到1995年，经济处于又多又快增长(粗放型增长)阶段。其标志是1958年党的二次会议上提出“鼓足干劲、力争上游、多快好省地建设社会主义”的总路线，这个总路线把多与快放在好与省的前边，强调的是经济增长的速度和总量扩张。第二，从1995年到2007年10月，处于经济又快又好增长方式阶段(既注重速度，又注重效益)。标志是1995年，党的十四届五中全会明确提出经济增长方式从粗放型向集约型转变。第三，2007年10月后，进入转变经济发展方式阶段。标志是党的十七大提出加快转变经济发展方式。在理论界，从1980年董辅礽发表的《我国经济的调整和发展战略研究问题》一文中提出经济增长方式转变，到2004年吴敬琏提出经济增长方式的三个阶段(农业社会、第一次产业革命、第二次产业革命)、两种模式(靠自然投入的增长、靠效率提高的增长)，我国学者对经济增长方式做了很多研究。但在党的十七大以前，对经济增长的研究仍没有超出粗放增长和集约增长的分析框架。虽然过去的经济增长方式使我国经济取得巨大成就，但也应看到它不能解决经济增长中的制度障碍、技术重复引进、收入差距扩大、公众福利低下、资源掠夺性开发、环境恶化等问题。正如总书记在党的“十七大”报告中强调的那样：“实现未来经济发展目标，关键要在加快转变经济发展方式、完善社会主义市场经济体制方面取得重大进展”。转变经济发展方式是中国共产党在理论上的一大创新，是对转变经济增长方式的重大发展。因此，如何认识经济增长方式与经济发展方式的区别成为理论界研究的重要关注点。
二、经济增长方式与经济发展方式的联系
经济增长方式与经济发展方式是两个既有联系又有区别的概念。二者的联系是：第一，二者都是经济发展的方式，经济增长方式侧重于经济数量的增加，经济发展方式侧重于经济质量的提高和经济结构的改善，二者构成经济增长数量与质量、总量与结构的统一。第二，经济发展方式包含经济增长方式，经济发展方式也讲究经济增长质量，追求集约型、效益型增长就是又好又快的经济增长方式。第三，二者相互促进，又好、又省、又快的经济增长方式能促进经济发展，而经济发展方式转变能使经济增长方式更有效、更持续。
三、经济增长方式与经济发展方式的差别
(一)指导观念不同。经济增长方式以经济总量的增长为指导，注重经济增长的速度与总量的扩张。它的理论支撑由马歇尔提出的生产要素创造价值论和当代经济增长模型(哈罗德一多马模型、新古典模型、索洛模型)构成。经济发展方式的指导思想是科学发展观，注重经济质量的提高与经济结构的改善。科学发展观第一要义是发展，核心是以人为本，基本要求是全面协调可持续，根本方法是统筹兼顾。它继承了马克思主义人的全面发展理论，借鉴西方的制度与技术创新、经济结构完善、增进公众福利、可持续发展、社会综合发展等发展观。又好又快增长、以人为本、“五个统筹”、环境友好、资源节约、构建和谐社会等均是科学发展观的体现，也都是经济发展方式转变的内在要求。
(二)研究视角不同。经济学把人类社会经济发展由低到高划分为三个阶段。第一阶段是物本社会，主要强调物质资本积累和财富的增长；第二阶段是人本社会，主要强调重视满足人的需要和公众福利的增加；第三阶段是社会整体综合发展，包括政治的人权和自由、经济上的生活质量提升、文化上的国民受教育程度提高等全面演进过程。经济增长方式以第一阶段以物为本的单一线性的生产要素研究为视角，主要研究成果有新古典经济学和丹尼森等人的要素学派(将经济增长的因素划分为生产要素投入量和生产要素效率两大类)及模型学派(哈罗德一多马经济增长模型、索洛和斯旺的新古典经济增长模型等)。经济发展方式强调以人为本的学科多元化(政治学、社会学、经济学、人口学、资源环境学等)和对经济学立体性地研究(生产、流通、分配、消费)。西方国家学者研究经济发展方式的主要有：庇古、坦普尔、贝弗里奇等人的福利国家论；克拉克、刘易斯和托达罗、库兹涅茨、拉弗等人的经济结构演进论；波尔丁等人的循环经济论；托夫勒、罗斯托的发展阶段论等。(三)理论基础不同。经济增长方式的理论依据有马克思的扩大再生产理论(马克思的外延与内涵式经济增长方式、扩大再生产理论和前苏联、东欧的一些学者论述)，西方经济学的要素配置与利用理论，非均衡增长理论(佩雷、纳克斯等人)，增长的涓滴理论等。经济发展方式的理论依据有马克思的人的需要与全面发展理论、均衡发展理论、福利经济学、分享经济理论(魏茨曼等人)、创新理论(诺思等人的制度创新理论、熊彼特等人的技术创新理论)、可持续发展理论(人口与资源和环境协调理论、增长代价理论、自然回归理论、持续提升人类生活质量理论、生态发展理论)等。
(四)划分依据不同。经济增长方式以生产要素利用的数量和效率为依据，经济发展方式以发展模式或处理增长问题的方式为依据。美国经济学家E.R.W.坎佩尔将发展方式称为“ModelsofDevelopmentStrategy”(发展战略模式)或“ApproachtoGrowth”(处理增长问题的方式)。经济增长方式可带来高速的经济增长，但高速增长可能带来有增长无发展问题，从投入与产出的角度分析，是无效益或零效益情况下的经济增长(最典型的例子是我国20世纪50年代末到60年代初的)；从环境经济学角度分析，是经济增长以浪费资源和破坏环境为代价；从福利经济学角度分析，是人民不能共同分享经济增长成果的经济增长；从发展经济学角度分析，是经济结构没有改善甚至恶化的经济增长。针对有增长无发展的问题，需要用转变经济发展方式来解决。
(五)类型不同。经济增长方式分为粗放型增长和集约型增长两种类型。经济发展方式分为制度创新型(科斯、诺斯、施莱弗和维什尼)、知识创新型(熊彼特、舒尔茨、贝克尔、罗默、普雷斯科特和鲍易德、卢卡斯、斯图尔特)、扩大需求型(凯恩斯、罗宾逊)、福利国家型、经济结构调整型、资源节约型、环境保护型等多种类型。
(六)衡量指标不同。经济增长方式的衡量指标主要有要素投入的数量及配备比例、经济增长速度、经济总量实现翻番的时间、人均GDP的数量。经济发展方式的衡量指标除经济增长方式的指标外，还包括社会发展指标，如人口总数和净增率、国内发展指数、城市化水平、三次产业结构、居民居住条件、每千人口医生数、人口平均预期寿命、政府廉政指数等；教育发展指标，如公共教育经费占GDP的比重、国民平均受教育年限、在校大学生占适龄人口的比重等；社会公平与稳定指标，如基尼系数、恩格尔系数、国民幸福指数、可持续经济福利指数、收入差距警戒线、收人阶层结构标准、贫困发生率、社会保障覆盖率等；环境指标，如自然资源和能源利用效率、环境污染综合指数等。
(七)推进动力不同。我国经济增长方式转变的推动力是引进技术、提高资源投入的数量与利用效率。在引进技术上，当前我国进口设备占全国固定资产投资的比例，光纤制造装备为100％、集成电路芯片制造设备85％、大型成套石油化工装备80％、轿车工业装备和数控机床及纺织机械与胶印设备70％。在资源投入的数量上，建国五十多年来，我国GDP增长10多倍，但矿产资源却耗费40多倍，废水排放量增长25倍。2003年到2006年，我国固定资产投资额达32万亿元，比1980年到2002年的投资总额还要多，2003年到2006年的投资总额是1991年到1994年投资总额的7.4倍。在利用效率上，近年来我国单位GDP的能源消耗分别高出欧盟4.9倍、日本8.7倍，单位GDP的钢材、铜、铝消耗量分别是世界平均水平的5.6倍、4.8倍和4.9倍，单位GDP的用水量是世界平均水平的4倍。经济发展方式的推动力是制度创新、知识自主创新、扩大公众福利、循环经济、经济结构优化等。在制度创新上，要界定政府干预的经济领域、明晰产权、制定有效率的法规与政策、提供高效的公共服务、制止腐败与寻租行为等；在知识自主创新上，要明确自主创新的路线与定位、加强创新型人才培养、提高创新回报的社会环境、建立知识创新体系；在扩大公众福利上，要确立经济增长与扩大就业并重互动的发展思路、强化公共财政意识，加大社会保障的财政支出，不断提升公众社会福利水平；在发展循环经济上，经济活动要严格执行资源利用减量化、再使用、再循环、再生、再开发和多种模式发展循环经济，实现三次产业间循环、工业园区循环、社会循环；在经济结构优化上，要不断优化产业结构、城乡结构、区域结构、收入分配结构等。
(八)功能作用不同。经济增长方式只注重协调生产要素间的经济技术及比例关系，不能协调经济增长与自然资源和外境的关系，不能协调个人、城乡、区域间的利益关系，不能协调国民公平待遇关系等。而经济发展方式能协调经济增长与自然资源之间、人与自然环境之间、人与人之间、现在与未来之间等各类经济结构乃至社会结构关系。
经济增长研究范文篇5
【关键词】人力资本经济增长农村
最早的人力资本思想可追溯到柏拉图的《理想国》，他在其中论述了教育和训练的经济价值。随后亚当斯密在20世纪60年代提出了人力资本的初步概念，他在其经济学巨著《国民财富的性质和原因的研究》中指出劳动分工是经济增长的主要源泉。被誉为“人力资本之父”的舒尔茨在一次演讲中提出了人力资本的概念，他指出对德日战后的经济腾飞，人力资本在其中发挥了重要作用。随后，经济学家们开始注重到该领域的理论和实证研究，学术界各种研究成果也日益丰硕。在对这些研究成果进行梳理之后，笔者将其大概分为五个部分来阐述：第一部分是人力资本的相关研究;第二部分是以人力资本为主线的经济增长理论;第三部分是国内外人力资本与农村经济增长的相关文献归纳评述;第四部分是国内农村人力资本与农村经济增长的相关研究述评;第五部分对上文进行了归纳总结。
一、人力资本
早在古希腊时期，柏拉图就揭示了教育对人的重要影响。舒尔茨（1960）首次在美国经济学年会的演讲中阐述了较完善的人力资本理论，他指出用于教育、医疗保健、职业培训和劳动力迁移流动的费用构成了人力资本的投资，同时他也定量研究了教育投资的收益率和贡献率，但是却并未对“人力资本”作出明确定义。贝克尔（1964）则明确清晰地给出了“人力资本”的概念。马歇尔（1890）把人力资本分为“一般能力”和“特殊能力”。明赛尔（1958）在其著作《人力资本研究》中认为，人力资本除了才能、知识和技术外，健康、时间、生命也占有重要位置。麦塔（1976）指出，广义来讲，一国的人力资本除去本国内居民的知识、才能和技术外，还应包括创新精神、应变能力、工作毅力、兴趣爱好、生活态度、积极向上的人生观价值观以及其它可能促进产出增长的人的质量因素。
二、人力资本理论与经济增长理论概述
随着经济增长理论的发展，人力资本理论也日趋完善。同时人力资本理论研究成果的丰硕又促进了经济增长理论的进一步发展。以人力资本理论为主线的经济增长理论依次经历了古典经济增长理论、新古典经济增长理论以及新增长理论这三个阶段。笔者在对相关文献进行研读后，对此作了一个简要的回顾。
（一）古典经济增长理论
古典经济学创始人之一亚当斯密（1776）最早明确提出应把人的能力归为资本，“国民财富的增长主要归功于劳动分工、资本积累和技术进步。其中劳动分工是经济增长的源动力”。大卫李嘉图（1817）发展了斯密的劳动价值学说，他在《政治经济学与赋税原理》中提到经济增长的源泉是劳动力数量的增加和劳动生产率的提高，物质资本只是转移了自身价值却并未创造新价值。萨伊（1803）在《政治经济学概要》中认为人力资本投资是各个行业提高技能从业增加产出的普遍现象。马歇尔（1908）也指出人力资本的投资是所有投资中贡献率最高的，它将成为最强有力的生产发动机。此外，欧文费雪也得出了技术进步和资本积累将促进产出增加的结论。
虽然早期的这些经济学家们都看到了人在生产活动中的巨大作用，但由于当时劳动者技能素质都还处于初级人力资本的层次、知识技能经验等都十分匮乏，所以基本上不存在质的差别，于是古典经济学并没有把人力资本真正当作一种独立的资本。从而这些研究成果的价值还是比较有限的。
（二）新古典增长理论
（三）新增长理论
国外学者的各种研究成果无一例外的都证明了人力资本才是经济增长的源动力。人力资本引入我国后，随着我国经济的迅猛发展，国内也出现了很多相关方面的研究文献。
（一）国内相关研究
（二）国外相关研究
四、国内农村人力资本与农村经济增长研究概况
（一）对全国进行分析的相关文献
（二）对个别省或部分地区进行分析的相关文献
五、小结
经济增长研究范文篇6
摘要：基于分解效应模型理论，通过建立联立方程组模型，本文从规模效应、结构效应、技术效应和环境管制效应等方面分析了长三角地区FDI、经济增长与碳排放之间的关系。研究结果表明长三角地区的FDI在促进该地区经济增长的同时也给环境带来了一定的消极影响，FDI每增长1%，该地区的CO2排放量随之增加00254%，而规模效应、结构效应和环境管制效应的影响弹性分别为00148、00518、00071，只有技术效应的影响弹性为-00483。
关键词：长三角地区；FDI；经济增长；碳排放；联立方程组
中图分类号：F0615文献标识码：A
收稿日期：2013-09-05
作者简介：詹正华（1963-），男，江苏宜兴人，江南大学商学院副教授，研究方向：财税与经济；蔡世强（1988-），男，福建莆田人，江南大学商学院研究生，研究方向：国际直接投资。
基金项目：教育部人文社会科学研究基金项目“碳排放约束下长三角经济转型轨迹及其区域联动效果研究”，项目编号：12yjazh160。FDI在促进东道国经济增长的同时，是否也给环境造成了一定的影响，目前主要形成了两种基本观点。一种观点认为FDI改善了东道国环境。Porter(1995)、KevinGrey(2002)等的研究指出，得益于跨国公司推广全球控制（TNCs）,带动东道国企业执行ISO14001环境管理体系，长期来看FDI改善了当地环境；Zarsky（1999）认为FDI将更先进和清洁的生产技术推广到发展中国家，有利于东道国的环境的改善，从而形成了著名的“污染光晕假说”。JeffreyFrankel和AndrewRose（2003）的研究指出FDI在带动东道国经济发展的同时，其所带来的技术和环保理念有助于带动东道国企业实现清洁或绿色生产，减少CO2等气体排放量［1］；Perkins和Neumayer（2008）检验了114个国家的FDI与该国CO2和SO2排放效率间的关系，结果表明FDI明显改善了东道国这两种气体的排放效率［2］。我国学者宋德勇和易艳春（2011）使用1978-2008年我国时间序列数据做回归分析，发现FDI的技术溢出效应减少了CO2排放量［3］。李子豪和刘辉煌（2011）把各个省按东、中、西部划分，分析得出进入东部地区的FDI降低了碳排放，中部FDI对碳排放的效应并不明显，而西部地区的FDI则产生了负面影响［4］。另一种观点认为FDI恶化了东道国环境，即存在“污染避难所”［5］。Baumol和Oates（1988）认为发展中国家往往注重经济的增长而忽视环境保护，导致发展中国家倾向于主动降低环境标准以吸引FDI，使其沦为重污染跨国企业的“避难所”［6］。Smaizynska和Wei（2001）在对24个国家的跨国企业的分析中引入东道国政府腐败水平，证实了“污染避难所”在转轨国家的存在［7］。通过对66个国家在1980-1996年的面板数据做回归分析，PeterGrimes和JeffreyKentor(2003)得到FDI增加了东道国的碳排放量，并提出这与东道国薄弱的环境管制息息相关。Jorgenson(2007)考察了39个国家1975-2000年间FDI与碳排放的关系，提出FDI显著提高了不发达东国家的碳排放量［7］。Acharkyya（2009）将CO2排放量作为一个元素加入EKC模型，使其改良成“碳库兹涅茨曲线”（CKC），通过分析印度1980-2003年的面板数据，得出在印度FDI产生了消极效应［8］。我国学者牛海霞和胡佳雨（2011）通过对我国28个省市1995-2007年的面板数据进行分析，得出FDI与我国CO2正相关，人均CO2排放随着FDI增长1%而增加009%。从FDI的地区分布入手，沈坤荣、王东新（2011）认为FDI与我国的环境污染程度息息相关，FDI在东西部地区的分布差异不仅造成地区经济增长的差异，也造成环境污染破坏的差异化,表现为FDI的引入在欠发达的中西部改善了当地环境，而在东部FDI越大污染越严重。从以上研究不难发现关于FDI、经济增长和环境的关系，由于研究的东道国情况各异，环境污染的量化指标也各不相同，既有采用CO2、SO2等污染气体，也有使用固体污染物；且目前针对我国的研究成果多集中于国家层面或仅区分东中部地区，而未能直接顾及各个省市的自身特殊性。因此，鉴于哥本哈根峰会对于碳排放的关注，本文选择我国长三角地区为研究对象，以碳排放量作为考察环境污染的指标，试图理清该地区FDI、经济增长和碳排放间的关系。总第444期詹正华：长三角地区FDI、经济增长与碳排放研究••••商业研究2014/04一、FDI、经济增长与碳排放关系的理论分析及研究假设目前，阐述FDI、经济增长和环境间关系最为著名的理论，当属Grossman和Krueger的分解效应模型理论。Grossman和Krueger认为FDI通过规模效应、结构效应和技术效应影响环境，并认为只有用这三个效应的加总才能全面概括FDI的环境效应。随着研究的深入和发展，Panayotou(2000)和jiehe(2006)认为一国的环境政策反过来也会影响FDI的流向，产生环境规制效应。（一）规模效应规模效应是指FDI的流入通过影响东道国的经济规模引起的环境质量的变化。在经济发展的初期，环境污染和生态破坏较小，随着经济的发展，在到达拐点之前对于经济发展的偏好强于追求优质环境，环境不断加速恶化；当达到某个拐点时，人们对优质环境的偏好更强，清洁能源和技术开始普及，随着经济结构的转变，污染性行业也逐渐消失或被替代，经济发展和环境进入正相关阶段。1993年Panayotou将环境质量和经济增长的这种倒U型关系描述为环境库兹涅茨曲线（EKC曲线）。EKC曲线的提出让人们看到了FDI对环境也能够产生正效应的可能性，但OECD（1991）的研究指出这种可能性并不必然出现，东道国需要制定协调FDI和环境保护的长期政策，才有可能促使负效应拐点的出现。Grossman、Krueger(1991)认为当一国人均GDP达到4000-5000美元（按1985年的价格计算）时拐点出现，环境质量将不再恶化。国家统计局的资料显示长三角人均GDP在2010年达到404496美元，即经济发展水平已经达到出现环境改善拐点的条件，但环境并未改善。因此，提出研究假设H1：在长三角地区，FDI通过经济规模的扩张给CO2排放量造成的效应仍然为正，即同向变动。（二）结构效应结构效应指的是FDI在不同产业间的选择，导致经济结构格局的改变而引起的环境质量的变化。若一国的FDI主要流向了第一产业和第三产业，结构效应往往为负，即FDI与环境污染反向变动；如果FDI主要集中于第二产业，特别是工业制造业中的污染性行业时，FDI的进入将对环境产生正的结构效应。FDI的结构效应的理论根源是污染避难所假说，也称“产业区位重置假说”，由Walter和Ugelow1979年提出的该假说认为各国的环境政策松紧程度不同，造成跨国公司在不同国家投资的环境成本不同。在一般情况下，发达国家环境标准较发展中国家更为严格，造成污染企业会倾向于向发展中国家转移和集聚，使发展中国家成为“污染避难所”。从长三角地区的FDI的产业结构分布看，FDI在第二产业的分布比例仍然最高，第三产业次之，第一产业最低。长三角地区的FDI有70%左右集中在第二产业，并大量集中在第二产业制造业中的污染型行业，如纺织、服装、皮革、塑料、金属制品等。根据长三角地区各年统计年鉴核算，2011年整个长三角地区外商直接投资签订的合同项目总数为14295个，第二产业占3863个，占比2702%，第三产业有6384个，比例为4466%，虽然项目个数第三产业占优，但是实际吸收FDI金额方面，第二产业达27944亿美元依然高于第三产业的27564亿美元。因此，提出研究假设H2：长三角地区的FDI与CO2排放量同向变动，即结构效应为正。（三）技术效应技术效应是指流入东道国的FDI会通过溢出效应，将某些先进环保技术和环保理念一并带入东道国，从而起到改善东道国环境的效应。有研究认为技术效应也可能存在消极的溢出效应，这一现象一般发生在环境管制水平很低的国家或地区。对企业而言，采用最先进的技术和机器意味着承担更大成本，出于利润最大化考虑，企业倾向于采用过时的具有污染性的技术和机器。潘文卿（2003）指出这与东道国的技术水平和自身消化吸收能力有关，并把这种差距称为FDI技术正效应的“经济发展水平门槛”，只有越过门槛，技术效应才能发挥积极效果。鉴于长三角地区经济活跃，较为长期的技术引进与消化吸收使整体的技术水平有所提高，流入该地区的FDI故意采用过时技术的概率较低。因此，提出研究假设H3：在长三角地区技术效应为负。（四）环境管制效应FDI的环境管制效应是指由于一个国家或地区的环境管制力度不同，而引起的污染性FDI进入规模不同，从而影响东道国环境的效应。一国的环境管制越松越有可能成为“污染避难所”，当一国有完善的环境保护政策和严厉的惩罚机制时，一方面污染性FDI在该国投资的成本上升，就能有效减少污染性FDI的流入；另一方面，严厉的环境管制也能迫使污染行业的企业进行环境保护、技术革新，以弥补高昂的环境规制成本，从而间接促进了环境保护技术的发展，改善了环境质量。所以，环境管制效应的大小取决于东道国本身，具有很大的主观性。从长三角地区颁布的各项环境保护政策和惩罚措施来看，其管制力度是比较大的，其环境政策包含环境管理政策、环境经济政策、环境技术政策和环境产业政策等，如环境影响评价制度、“三同时”制度、环境保护目标责任制、排污许可证制度、排污收费制度等，制度几乎涉及所有环境污染，且大部分制度借鉴了国外的经验。长三角地区实行时间较早，规定也灵活，允许各省市根据自身情况制定排污权使用费。当然，环境管制效应具有很大的主观性，环境管制效果除了与环境政策和制度完善程度相关外，更取决于环境政策制定者的执行意愿，如果作为环境政策制定者的政府为了发展经济而牺牲环境，就会出现著名的“环境标准竞次假说”现象。该假说认为在经济发展的早期，充裕的环境资源会使这些国家或地区更加重视经济的发展而忽略环境代价；同时为了避免在同类型国家或地区中在吸引外资上失去竞争优势，政府也会倾向于主动降低环境标准，主观上鼓励污染型企业资本流入，加剧了环境污染。结合中国的政治制度环境，这种情况尤为值得注意。尽管长三角地区地方政府在环境保护方面有所作为，但也不可避免会放松一定的环境管制力度以吸收更多的FDI。因此，提出研究假设H4：长三角地区也存在“环境标准竞次假说”，环境管制效应为正。
二、长三角地区FDI、经济增长与碳排放关系的实证检验（一）模型的选定和经济含义说明本文主要试图理清长三角地区FDI、经济增长和碳排放量之间的关系，通过借鉴JIEHE（2006）的研究成果，并参考张学刚和钟茂初（2010）以及代迪尔和李子豪（2011）的模型，建立起以下联立方程组体系：lnCt=α1+α2lnYt+α3lnSt+α4lnTt+α5lnRt+ε1t（1）lnYt=α6+α7lnKt+α8lnLt+α9lnFDIt+α10lnCt+ε2t（2）lnSt=α11+α12lnKLt+α13lnFDIt+α14lnRt+ε3t（3）lnTt=α15+α16lnRDt-1+α17lnFDIt-1+ε4t（4）lnRt=α18+α19lnCt-1+α20lnYt-1+ε5t（5）lnFDIt=α21+α22lnYt-1+α23lnWt+α24lnRt-1+ε6t（6）上述各等式中t代表年份，αi和εnt分别代表常数项和随机扰动项。方程（1）是碳排放量方程，分为规模效应（Y）、结构效应(S)、技术效应(T)以及新加入的环境管制效应（R）。方程（2）为经济增长方程。传统的C-D函数认为一个国家或地区的总产出取决于资本存量K和劳动力投入L，即：Y=AtKαLβ,可以将一国的资本存量细分为国内资本存量Kt和FDI存量FDIt；同时，经济规模的扩大需要更多的能源和资源要素参与生产活动，也就意味着更大程度的污染排放。另外，环境污染需要社会投入更多的资金用于治理，最终影响整个社会的经济活动。因此，本文把代表环境污染水平的碳排放指标加入经济增长函数。方程（3）为行业结构方程。大部分污染产业是第二产业，往往属于资本密集型，资本投入大，随着经济发展到某一阶段，产业结构升级，第二产业向第三产业转移，资本劳动比下降，因此采用资本劳动比指标反映产业结构的变动。另外，FDI的行业分布也会影响产业结构的变动，较为严格的环境规制可以有效减少污染性FDI的进入，因此把环境管制作为一个要素加入行业结构方程。方程（4）是环境技术进步方程。环境技术水平跟科研资金投入息息相关，普遍认为两者呈正相关关系。FDI通过环境技术转让和其他溢出效应，带动当地环境技术的共同进步，研究投入（RD）和FDI决定环境技术水平。一般说来技术研发和运用需要一定周期，确切地说技术进步取决于上一期的FDI水平和研究投入。方程（5）为环境管制方程。一国经济发展水平越高，对于高质量环境的需求越强烈，同时上一期较高的经济产出也能够为治理环境提供资金，从而环境管制力度越强。另外，一国的环境规制水平也与上期的污染程度挂钩，上期的环境污染较轻，对生产生活影响较小，环境的治理力度就小；反之，会加大环境规制力度以求降低污染。方程（6）是FDI规模方程。根据传统的外商直接投资区位选择理论，本文选取了滞后一期的产出水平Yt-1反映市场容量，市场容量越大越能吸引FDI的流入；采用劳动力工资水平（Wt）来反映FDI投资的成本状况，劳动力工资水平越高越不利于吸引外资，两者成反比关系。另外，上期环境管制R对于不同类型的FDI具有筛选功能，也能影响FDI规模。因此，将Yt-1、Wt和Rt-1作为要素来反映FDI规模。
表1各类能源消耗量折合标准煤系数表类别[]煤[]焦炭[]原油[]汽油[]煤油[]柴油[]燃料油[]天然气折合标准煤系数[]0.7143[]0.9714[]1.4286[]1.4714[]1.4714[]1.4571[]1.4286[]13.3其中，前7类能源折合标准煤系数单位为：吨标准煤/吨，天然气单位：吨标准煤/万立方米。
（二）数据来源和变量说明鉴于数据的可获得性以及统计口径的一致性，本文选取1997-2011年的数据，原始数据来源包括以下资料：1998-2012年的两省一市统计年鉴，部分数据来源于对应年份的《长三角统计年鉴》、《中国环境统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》和《中国能源统计年鉴》。Ct表示对应长三角地区第t年的CO2排放量，根据《2006年IPCC国家温室气体清单指南目录》，采用以下公式计算能源消费碳排放量：C=∑Ci=∑[DD(]10[]i=1[DD)]EiFi其中C为碳排放总量，而Ci、Ei和Fi分别表示第i种能源的碳排放量、第i种能源消费量和碳排放系数。由于化石燃料消耗排放的CO2占总排放量的95%以上，根据我国能源消耗的具体情况,选取煤、焦炭、原油、燃料油、汽油、煤油、柴油和天然气等作为排放CO2的主要来源进行测算。Yt表示长三角地区第t年的产出水平，本文选取对应年份的浙江、江苏和上海市GDP加总来表示。产出方程中的Kt表示长三角地区t年的资本存量，资本存量数据采用1951年Goldsmith创立的永续盘存法计算，其基本公式为：
Kt=(1-η)Kt-1+It上式中的Kt表示第t年的资本存量，η表示折旧率，It表示第t年的实际资本投资额。其中I参考张军（2004）选用固定资产形成总额来衡量，投资品价格指数采用1991年之后的历年《中国统计年鉴》公布的固定资产投资价格指数，折旧率采用96%，而基期的资本存量基期的固定资本形成除以10%作为初始资本存量。Lt表示劳动力投入，以各省市统计年鉴中年末的就业人数来表示。FDIt表示外商直接投资存量，计算方法与上述资本存量的计算一致，根据历年美元与人民币的汇率进行转化，并以1978年为基期折算。在结构方程中，St反映产业结构的变化。由于二氧化碳的排放主要来自第二产业，采用第二产业产值占GDP的比重来衡量。KLt是资本劳动比，用资本存量除以就业人数得出。在技术进步方程中，Tt是技术进步指标，采用碳排放强度即碳排放量占各省GDP的比值来表示，其中的研发投入RDt以各省市的科技研发经费支出来衡量。在环境规制方程中，一个国家或地区的环境规制水平Rt目前并没有一个统一指标准确界定，学术界主要有环境保护投资额、环境污染治理投资总额等来表示，鉴于本文的研究对象为碳排放量指标主要来源于工业，参考张学刚（2010）的方法，采用各省市的工业污染治理完成投资额来表示。另外，Wt在FDI规模方程中表示该省市的平均工资水平，以1978年价格折算。（三）计量结果分析对于联立方程组模型的估计有很多，如二阶段最小二乘法（2TSLS）、三阶段最小二乘法估计（3SLS）、完全信息极大似然法(FIML)以及广义据估计法（GMM）等，其中的GMM法是将准则函数定义为工具变量与扰动项的相关函数，时期最小化得到的参数为估计值。由于其对于随机扰动项的异方差和自相关问题处理更合理，李子奈（2000）认为GMM估计所得到的参数估计值相对来说更稳健。GMM估计现在被广泛应用于联立方程组模型的计量处理中，本文同样采用GMM估计法，运用计量软件Eviews72对数据进行处理，计量结果如表2所示。从计量经济学的角度来看，对该联立方程组的估计还是较好的，Adj-R2稳定在61%以上，说明各个方程的拟合度都较高。另外，大多数的参数估计值都在1%、5%或是10%的水平下显著，说明方程的构建和各变量的选择都比较适合。从方程的经济含义上分析，通过表2可以得到长三角地区外商直接投资对该地区CO2排放的分解效应和总效应，如表3所示。可见，进入长三角地区的FDI整体上还是加剧该地区CO2的排放量。虽然FDI产生的技术效应一定程度上有利于降低CO2的排放，但是仍不及规模效应、结构效应和管制效应带来的正效应，FDI还是对该地区的环境产生了负面影响，流入该地区的FDI每增加1%，就能引起CO2排放量增长00254%。1．规模效应。规模效应方程显示FDI对长三角地区的经济增长起促进作用，FDI每增加1%将引起经济规模扩张00245%；而经济规模扩张导致了CO2排放量的增加，其影响系数为06058。综合来看，该地区FDI对CO2排放量的规模效应达到00148，意味着FDI通过经济规模扩大途径增加了该地区的CO2排放量，这与前文的理论分析相一致，也与很多其他研究结论相似。如李子豪（2011）指出流入中国工业行业FDI的规模效应为0286；张学刚（2010）采用1988-2007年的数据，提出FDI每增加1%会引起我国CO2排放量增加0185%。尽管长三角地区FDI的规模效应普遍低于全国的水平，这一方面不排除指标选择的差异造成结论的差别，但另一方面也可以证明进入我国的FDI恶化了我国环境的结论，就算经济发达的长三角地区也不能“幸免”。目前，整个长三角地区还是处于EKC曲线左侧，通过规模扩张途径的FDI与CO2排放量同向变动，规模效应为正，研究假设H1成立。2．结构效应。从FDI的结构效应角度来看，长三角地区经济结构的转变对外资的弹性系数为+00723，而经济结构的变化对CO2的影响系数为+07171。因此，FDI通过转变该地区的经济结构，给CO2排放量造成的总效应依然为+00518；FDI加剧了该地区的环境问题，这也验证了研究假设H2。从外商直接投资的行业结构看，20世纪80年代以来，FDI投向污染集中的工业制造业的比例常年保持在70%以上，虽然长三角地区的这一比例有逐渐降低的趋势，但还是在50%左右徘徊。特别是江苏省和浙江省，虽然人们期望能通过FDI的引入，促使我国经济结构转型的加快，从而达到减少环境污染和实现经济增长的目的。但就目前来看，在很长一段时间内，FDI对CO2排放量的结构效应依然为正。表2联立方程组计量结果方程式变量[]方程（1）
lnCt[]方程（2）
lnYt[]方程（3）
lnSt[]方程（4）
lnTt[]方程（5）
lnRt[]方程（6）
lnFDIt常数项[]-12.2063***
（-3.7217）[]-4.9913**
（-2.2718）[]3.5855***
（26.7983）[]2.0908***
（3.1279）[]25.1969***
（2.9067）[]37.7423***
(3.3120)lnCt[][]0.1599***
（3.3609）[][][][]lnYt[]0.6058***
（9.1513）[][][][][]lnSt[]0.7171**
（2.1998）[][][][][]lnTt[]-0.3387*
（-1.9682）[][][][][]lnRt[]0.1096*
（1.9319）[][]0.0402***
（4.0120）[][][]lnFDIt[][]0.0245
（1.1892）[]0.0723*
（3.6100）[][][]lnKt[][]0.6610***
（10.9498）[][][][]lnLt[][]0.8260***
（2.8278）[][][][]lnKLt[][][]0.0715***
（3.2674）[][][]lnRDt-1[][][][]0.0384
（0.3389）[][]lnFDIt-1[][][][]0.1426**
（2.3014）[][]lnCt-1[][][][][]4.1129***
（3.1431）[]lnYt-1[][][][][]2.6679**
（2.5576）[]0.6850
(0.6831)lnWt[][][][][][]4.6888***
(3.4505)lnRt-1[][][][][][]0.0739
(0.6046)R2[]0.9949[]0.9997[]0.8516[]0.6873[]0.6940[]0.9686Adj-R2[]0.9919[]0.9996[]0.7960[]0.6178[]0.6260[]0.9568注：表中*、**、***分别表示在10%、5%和1%的水平下显著。括号中的数值表示各系数的t统计值。
表3长三角地区FDI的碳排放分解效应和总效应效应类型[]影响路径[]效应大小规模效应[]EFDI,Y*EY,C[]0.0245*0.6058=0.0148结构效应[]EFDI,S*ES,C[]0.0723*0.7171=0.0518技术效应[]EFDI,t*Et,C[]0.1426*(-0.3387)=-0.0483管制效应[]EFDI,Y*EY,r*Er,C[]0.0245*2.6679*0.1096=0.0071总效应[][]0.02543．技术效应。从数据上看，FDI对该地区环保技术的进步起到了促进作用，影响系数为01426,而环保技术的进步将有效降低CO2的排放量，这个影响系数为-03387。因此，FDI对CO2排放的技术效应总和为-00483，FDI每增加1%，通过技术效应途径能降低00483%的CO2排放量。这验证了研究假设H3的成立，这个结论也与目前绝大多数学者在国家层面的研究结果一致。如李子奈（2003）、张学刚（2011）、于峰和齐建国（2007）、钟茂初（2010）等，这些学者都是利用全国的数据进行分析，并提出进入我国的外资都愿意采用较为先进的技术和环保理念来进行生产和管理。相对于全国，进入长三角地区的FDI更加不易出现消极的溢出效应。究其原因，一是更高的经济水平和更快的发展速度带来了更加激烈的市场竞争，这迫使外资必须采用先进的技术和先进的环保理念来应对竞争对手的压力；二是长三角地区高校林立，教育资源丰富，人才集中，对于外来新技术和理念的消化吸收更强，这也为FDI产生积极的技术溢出效应奠定一定基础。4．环境管制效应。从实证结果看，FDI的环境管制效应为+00071，说明环境管制没有起到应有作用。按照EKC理论的观点，经济的发展（人均收入提高）将使人们对于高质量环境的追求越来越强烈，人们也愿意付出更大的代价换取环境的改善，从而环境管制力度会不断加强。考虑到中国的特殊国情，虽然长三角地区的环境制度和惩罚措施从纸面上看较为完善，但由于中国式的政治分权模式和政绩考核制度，使地方政府没有动力执行，从而造成正的环境管制效应。
三、结论及政策建议从以上分析可以得出以下结论：FDI在促进长三角地区经济增长的同时，确实给环境带来了一定的负面影响，FDI每增长1%，该地区的CO2排放量随之增加00254%。从分解效应看，由规模扩张产生的规模效应、通过转变经济结构产生的结构效应和政府的环境管制效应都为正，影响弹性分别为00148、00518、00071，只有技术溢出效应为-00483，一定程度上降低了CO2的排放，这与人们对FDI合理利用的期待存在较大差距。为在引进FDI发展经济的同时，也能进一步有效促进FDI对环境质量的改善，本文就此提出以下政策建议：一是不遗余力继续扩大FDI的引入，但在保证数量的同时应保证质量，坚决抵制污染性外资的进入，坚持有区别有选择地引进外资政策；二是要进一步加强对FDI投资行业的引导，通过政策的制定和实施，提高FDI进入污染性行业的门槛，通过优惠政策引导FDI投入第三产业；三是建立起完善的基础设施和良好的市场竞争机制，制定优惠政策，鼓励和吸引外资企业在中国采用先进技术和环保理念，加强外资企业和本土企业的交流合作，提高技术溢出正效应；四是地方环境监管部门要改变观念，眼光放远，逐步完善环境管制制度，真正贯彻落实环境政策。
参考文献:
［1］JeffreyFrankel，AndrewRose.IsTradeGoodorBadfortheEnvironment?SortingouttheCausality［M］．India:Presented，Neemrana，2003.
［2］Perkins,Neumayer.FosteringEnvironment-efficiencythroughTransnationalLinkages?TrajectoriesofCO2andSO2,1980-2000［J］．EnvironmentandPlanning,2008:2970-2989.
［3］宋德勇，易艳春.外商直接投资与中国碳排放［J］．中国人口•资源与环境，2011（1）：49-52.
［4］李子豪，刘辉煌.外商直接投资、技术进步和二氧化碳排放――基于中国省级面板数据的研究［J］．科学学研究，2011（10）:1495-1503.
［5］Talukdar,Meisner.Doestheprivatesectorhelporhurttheenvironment?Evidencefromcarbondioxidepollutionindevelopingcountries［J］．WorldDevelopment,2001,29:827-840.
［6］Baumol,W.Oates.TheTheoryofEnvironmentalPolicy［M］，NewYork:CambridgeUniversityPress，1988.
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［8］JoysrlAcharkyya.FDI,GrowthandtheEnvironment:EvidencefromIndiaonCO2EmissionduringtheLastTwoDecades［J］．JournalofEconomicDevelopment,2009(6):43-58.
AStudyontheRelationshipamongFDI,EconomicGrowthandCO2Emission
intheYangtzeRiverDeltaRegionZHANZheng-hua,CAIShi-qiang
（SchoolofBusiness,UniversityofJiangnan,Wuxi214022,China）
经济增长研究范文篇7
关键词：西部地区经济增长；内生性；FDI；循环累积因果效应
中图分类号：F207文献标识码：A文章编号：1000-176X（2015）06-0013-06
一、文献综述
随着西部大开发的推进，西部地区FDI的规模迅速扩大，FDI对促进西部地区经济发展的重要作用也日益显现。如何更有效利用外资，让FDI与区域经济增长间形成“向上循环累积因果”的机制已成为当前西部地区迫切需要研究的问题。虽然已有文献对FDI与经济增长做了深入分析，但多未考虑二者之间的内生增长关系，且结合循环累积因果效应经验分析FDI与经济内生增长的相关文献尚不多见。鉴于此，本文以FDI与西部地区经济内生增长为基础，构建FDI与经济增长的联立方程，结合循环累积因果效应，运用西部11个省面板数据对FDI与西部区域经济增长的内生关系进行实证分析。
已有文献对于FDI与经济增长的研究比较多，研究视角也比较广，研究结果基本上都支持FDI有利于经济增长这一观点。Borensztein等[1]对69个发展中国家的投资数据，Kinoshita和Campos[2]对25个转型中的前国家的FDI和经济增长的数据，均研究得出FDI可以有效促进经济增长的结论；Ghatak和Haligiogluf[3]利用1991―2001年140个国家的数据，通过单方程和联立方程回归检验发现FDI与经济增长之间是显著的正向关系；Shan[4]利用1986―1998年中国的季度数据，采用VAR方法进行实证分析，发现产出和FDI之间存在双向的因果关系；吴林海和陈继海[5]则研究了集聚效应、FDI与我国经济增长的关系，发现FDI的要素投入是经济增长的重要因素，同时FDI通过技术外溢效应、区域创新网络效应对经济增长产生积极影响；王红领等[6]认为FDI的进入促进了内资企业的自主研发；王欣和陈丽珍[7]认为FDI既存在显著前向关联溢出效应，又存在显著的后向关联溢出效应；陈得文和苗建军[8]认为对于以出口拉动为主的东部区域，对外开放促进了区域的空间集聚；丁行政和曹灿[9]认为FDI在城市的空间集聚会促进城市的经济增长；孟令岩[10]对全国29个省1986―2010年工业企业数据的检验表明FDI与我国产业集聚之间具有高度相关性。
缪尔达尔提出循环累积因果机制，指出社会经济各因素之间的关系是一种“循环积累因果关系”，某一因素变动或者初始状态的差异必将通过影响系列因素来强化初始变动或者发展差异，经济学对应的现象诸如“蝴蝶效应”、“蹄铁效应”或者“马太效应”。随着理论研究的深入，国内学者也开始关注循环累积因果机制与经济增长之间的关系研究。胡永亮[11]认为分工专业化的程度和产业集聚的程度之间具有一致性，在分工专业化的基础上，产业集聚与区域经济增长具有相关性；于铭[12]从产业集聚与区域经济增长角度出发，发现劳动力集聚和资本集聚均对区域经济增长有影响，但资本集聚的影响要远大于劳动力流动的影响；曹群[13]对FDI与地方产业集群发展的效应进行了理论分析，并认为FDI的大规模进入使地方产业集群系统不断循环更新，提高产业集群的竞争力。
以上相关学者对FDI，包括循环累积因素（集聚因素）与我国经济增长的关系做了深入分析，但仍存在两个值得深入研究的问题：一是对FDI与经济增长的研究中二者间相互影响性方面考虑不足，由于FDI和经济增长是一个相互影响的内生化过程，仅从二者的单向影响研究很难准确揭露FDI和经济增长之间的内在联系。二是结合循环累积因果效应视角研究FDI与区域经济内生性增长的相关文献尚不多见，且主要是通过理论分析，缺乏实证分析。因此，本文依据新增长理论和新经济地理学的相关知识，运用联立方程模型分析西部省域FDI与经济内生增长关系，并引入度量循环累积因果效应的指标，为FDI同西部经济增长内生关系研究提供新的视角。
二、模型设定和变量描述
西部大开发，掀起了西部快速发展的浪潮，1997年西部11省FDI额为213亿元，但1999年起，亚洲金融危机的冲击，让外资流入速度减缓，连续4年不足200亿元，2003年起形势逐步好转。2009年，外商在西部的投资突破千亿，2012年突破2000亿元，西部对外资的吸引力不断加强。
从西部地区FDI和GDP的关系图可以发现，当FDI总规模在200亿元以下时，并未表现出对GDP增长的同步变化趋势，说明该阶段FDI对西部地区的经济增长拉动能力仍有限。但当规模超过250亿元后，二者表现除了较好的同步增长趋势，但FDI对GDP的边际效用却缓慢下降。当FDI接近并超过2000亿元后，其边际效用显著提升，该阶段FDI在西部经济增长中开始发挥显著的拉动作用。
为进一步了解西部地区FDI与经济增长的关系，本文将从二者互为内生性角度出发，建立相关模型。
Alfaro和Charlton[14]通过模型得出了FDI与区域经济增长存在双向互动关系的结论，其简约表达式为：
g=F（Xg，FDI）FDI=G（XFDI，g）（1）
其中，g表示经济发展增速，Xg表示影响经济增长的相关因素，FDI表示外商直接投资，XFDI表示影响FDI的相关因素。
借鉴Islam[15]的基本经济模型作为研究区域经济增长模型基础，结合CD函数，确定经济增长的基本模型形式如下：
log（GDPi，t）=α+βlog（GDPi，t-1）+ΦXi，t+Zi+εi，t（2）
其中，GDPi，t表示区域i在第t年的可比价生产总值；GDPi，t-1表示区域i在上一期的经济总量，用以描述区域发展初始差距；Xi，t表示区域i在第t年决定经济增长的系列变量；Zi表示影响经济增长的系列控制变量；εi，t为随机误差项。
影响经济增长的因素很多，陈得文和苗建军[8]总结了影响经济增长的显著性变量主要包括以下三类：第一类是生产要素，如劳动力、人力资本水平、固定资产投资、政府消费支出等；第二类是经济增长中的空间因素，如人口密度、地区虚拟变量等；第三类是经济增长制度因素，如对外开放度等。结合现有研究，本文选取循环累积因素GDP（-1）、劳动力要素（L）、资本要素（K）和外商直接投资（FDI）作为影响经济增长的解释变量，选择人口密度（Dop）、对外开放度（Open）等指标作为控制变量。
在FDI区位决定因素方面，国内外已经有了不少研究。肖政和盖斯特勒格（2001）、郭慧（2003）、李具恒（2004）和岳书敬（2008）等从不同角度、不同方法研究，得出不同影响FDI区位选择的因素，概括来说可以分为：宏观经济要素，包括市场规模、经济发展水平、经济开放度、地理位置；投资硬环境要素，包括交通设施、通讯设施、金融环境；投资软环境要素，包括市场化水平、人力资源、吸引外资优惠政策。根据可量化的标准，我们选择了区域产业结构（Str）、对外开放度（Open）、人力资本（Hum）、城市化水平（Ru）、基础设施（Inf）、循环累积经济因素（GDP（-1））和区域实际经济总量（GDP）作为影响FDI的相关变量，并且引入政策虚拟变量（Dum）。
其中，GDPi，t以区域定期可比价增速（1997=100）调整后的实际GDP表示；Stri，t以第二产业、第三产业增加值占比表示；Openi，t以折算成人民币口径的进出口总额与名义GDP比重表示；Humi，t以万人普通高等教育在校生数表示；Rui，t以常住人口城镇化率表示；Dopi，t以每平方千米常住人口数表示；Infi，t反映区域道路基础设施水平，以旅客和货物综合周转量表示；GDP（-1）表示区域经济发展的初始累积因素（循环累积经济因素），以滞后一期名义GDP总量表示；Li，t以区域第二产业、第三产业就业人口总数表示；Ki，t以经固定资产投资价格指数（1997=100）调整后的不变价区域固定资产投资额表示；Dumi，t为政策虚拟变量，将甘肃2012年（兰州新区获批）及其之后定义为1，将重庆2010年（两江新区获批）及其之后定义为1，其他均为0。
三、模型估计与检验
对联立方程组的两个内生变量以及10个前定变量进行平稳性检验，除变量Inf为一阶单整外，其他均为零阶单整，在建立联立方程时，对变量Inf进行取对数后带入。
本文所建立的两方程内生联立模型的被斥变量系数矩阵的秩均为1，进一步对方程（3）和方程（4）识别的阶条件检验，K-ki均大于1，说明方程均为过度识别。过度识别的联立方程模型，3SLS估计量比2SLS估计量更有效，同时考虑到误差项间可能存在异方差和相关性，本文采用三阶段最小二乘法（3SLS）来估计联立方程模型。
选取常数C、Str、Hum、Ru、Dop、lnInf、lnGDP（-1）、Open、lnL、lnK和Dum为工具变量。考虑到1998年亚洲金融危机以及2008年美国次贷危机的影响，将1997―2013年又分为三个时期，即时期1（1997―2002年），亚洲金融危机的影响及初步消化；时期2（2003―2009年），经济恢复快速增长，伴随美国的次贷危机冲击；时期3（2010―2013年），逐步恢复危机前水平。1997―2013年整个阶段联立方程模型参数估计如下：
外商投资方程：
lnFDI=-250447+166860×lnGDP+155023×lnGDP（-1）-00009×Str+00117×Open-00026×Hum+00275×Ru+01870×lnInf+01779×Dum
R2=073002=07179
经济增长方程：
lnGDP=00527+09715×lnGDP（-1）+00042×lnL+00200×lnK+00115×lnFDI+00003×Open-00000×Dop
R2=099972=09997
外商投资方程和经济增长方程拟合优度都在07300以上，其中经济增长方程达到09997，联立方程整体拟合结果较好，西部地区FDI和经济增长相互促进的作用机制得到进一步验证，循环累积因果机制在西部发展中显著存在。从三段时期分别实证（见表2所示），得到以下结论：
第一，地区经济增长和FDI有显著的双向促进关系。实证结果表明，至少在10%的显著水平下，FDI对西部地区GDP增长有显著的促进作用。同样，经济发展基础也成为决定FDI的一个重要方面。1997―2013年间，西部地区经济每增长1个点，将拉动FDI增长16.6860个点，同时，FDI每增长1个点，又将拉动西部经济增长0.0115个点。分时段看，随着西部大开发进程的深入推进，西部地区在利用外资拉动区域增长方面正逐渐走上良性循环轨道。1997―2002年，西部大开发初始，由于同东部地区的巨大差距，加之金融危机的影响，西部地区在吸引外资方面取得的效果并不理想，经济的增长并未形成对外资的直接吸引力（FDI方程时期1，系数3.8758）。由于FDI体量还普遍偏小，在拉动区域经济增长方面的作用也并不突出（经济增长方程时期1，系数0.0070）。同时，相比较于其他两个阶段，该阶段西部地区的初始经济条件差异在决定FDI区域时起到了决定性作用，其弹性系数达到22.2118；2003―2009年，西部大开发逐渐推进，金融危机影响逐步消化，FDI整体处于平稳上升阶段，西部经济对外资的带动力有所上升（16.9583），但FDI推动经济增长的作用并未加强，弹性系数仅为0.0063；2010―2013年，西部大开发走过第十个年头，随着东部产业向中西部转移，西部经济快速增长，发展活力和发展优势显现，外商也都敏锐跟进，积极投身西部制造业、房地产业等行业。该阶段西部经济增长对外商直接投资的促进作用进一步加强，弹性系数达到23.3752，外商在参与西部开发建设同时也积极带动了西部地区经济增长（经济增长方程时期3，系数0.0089），其促进作用创1997年以来新高，FDI和西部经济增长走入良性发展轨道。
4.采用有差异的引资政策，加强对外商投资的引导
西部地区幅员辽阔，每个省都具有自己的比较优势，应当根据自己的比较优势实施差别化的引资策略，改变过去那些对所有项目都盲目优惠的做法，引导外资流向各个省域的优势产业，比如贵州煤矿、药材等优势产业，云南的旅游产业，陕西的制作、电子产业，新疆的煤炭、石油等优势产业等，这样才能充分发挥FDI对经济增长的外溢作用，促进经济的快速增长。参考文献：
[1]Borensztein，E.，Gregorio，J.D.，Lee，J.W.HowdoesForeignDirectInvestmentAffectEconomicGrowth？＼[J].JournalofInternationalEconomics，1998，45（1）：115-135.
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经济增长研究范文1篇8
关键词：金融全球化；新兴市场国家；经济增长；系统GMM
一、引言
新兴市场国家的快速崛起和金融全球化的深入发展是当今世界经济的两个重要特征。而关于金融全球化的发展对新兴市场国家经济增长的影响则是一个存在广泛争议的问题，相关的问题是如此之重要，不仅因为这是一个学术争议，更为重要的是，这还是一个决策层面的问题，如中国现在就面临是否放开资本账户的问题，而放开资本账户是一个国家参与金融全球化进程的一个重要步骤。本文就研究了金融全球化对新兴市场国家经济增长的影响。
二、文献综述
关于金融全球化测度指标的研究，可以分为两类，一类采用法定层面的测度指标，一类采用事实层面的测度指标。关于前一类，相关研究大多是在IMF的关于汇率制度和汇率限制年度报告（AREAER）的基础上，进行进一步的拓展，如Chinn和Ito（2008）构造的KAOPEN指数。但是，上述研究的一个共同缺陷是这些指数不能精确反映一国官方对本国经常账户、资本账户的控制程度，从而也就不能精确衡量一国的金融全球化程度。有鉴于法定层面测度指标的缺陷，一部分学者采用了事实层面的测度指标。如Edison（2002）等使用一国证券组合投资流入流出总量与GDP的比值来衡量一国金融全球化的程度。
关于金融全球化对经济增长的影响，在标准的新古典增长理论的框架里，金融全球化会促进资本由资本富余的国家流向资本稀缺的国家从而促进资本稀缺国家的经济增长。Fischer（1997）指出，金融全球化是新兴市场国家向发达国家过渡的一个重要步骤，他指出，资本的自由流动便于在全球范围内更有效的配置储蓄资金，便于实现资源最优配置，以此促进经济增长并提升相关国家的福利水平。从单个国家的角度来看，金融全球化的好处有三方面：一是增加国内可供投资的资金；二是增加国内居民与国际增长市场的联系渠道；三是可促进国内金融市场竞争的强度并进而改善金融服务的质量。从国际经济体系的角度来看，金融全球化拓展了各国金融业对贸易的支持渠道，并进而支持了多边贸易体系的发展。此外，金融全球化还有助于投资者在全球范围内更有效的配置资源。Acemoglu、Daron和Zilibotti（1997）指出，金融全球化便利了风险分散从而促进了生产专业化、资本配置合理化和经济增长。Jeanne等（2003）指出，金融全球化促进一国改善其经济政策并进而促进经济增长。但是，另外一些学者却指出，金融全球化给新兴市场国家带来的巨大风险远远超过其带来的潜在收益。持有上述观点的学者包括Rodrik（1998）以及Stiglitz（2000）等人。
关于金融全球化对经济增长影响的实证研究方面，Quinn（1997）使用了64个国家1960年～1989年的数据，使用自己构建的测度金融全球化的指标，运用截面OLS的方法，研究发现，金融全球化与一国的经济增长之间存在显著的相关关系。Rodrik（1998）使用95个国家1975年～1989年的历史数据，运用截面OLS的方法，发现金融全球化对经济增长没有显著的作用。Klein和Olivei（2005）使用70个国家1976年～1995年的数据，使用了截面OLS和工具变量的方法，并且把70个国家分成发达国家和发展中国家两组，研究发现，金融全球化的发展使发达国家享有了更高的经济增长率和更高的金融深化水平，但对于发展中国家来说，金融全球化的发展并没有带来更高的金融深化水平。
三、计量模型和数据
由于我们的目的在于检验金融全球化与新兴市场国家经济增长之间的内在关系而非新兴市场国家经济增长的决定因素，所以在下面的研究中只考虑重要变量的影响。
1.选择指标。在结合国内外已有研究的前提下，本文选择的变量如下：（1）实际人均GDP年增长率（GDPGR）；（2）国外金融总资产和总负债（GSAL）；（3）政府支出（GE）；（4）固定资本形成（GCF）；（5）资本市场发展（CMD）；（6）技术进步（TP）。
2.研究方法。本文中，我们运用面板数据研究金融全球化对经济增长的影响，共收集了20个国家1980年～2010年的数据。然而，在使用面板数据时，必须要解决数据中可能存在的内生性问题。为此，我们选用的基准模型表达式为：
GDPGRi，t=？琢+GDPGRi，t-1+？茁′Xi，t+？浊i+？着i，t（1）
其中t和i分别表示时间和国家，GDPGRi，t为第i个国家在第t年的实际人均GDP五年平均年增长率，相应的，GDPGRi，t-1为其滞后一年的增长率，Xi，t为自变量，？浊i和？着i，t相应为观测到的国家效应以及残差项。为了消除未观测到的国家效应的影响，我们对（1）式进行一阶差分：
？驻GDPGRi，t=？驻GDPGRi，t-1+？驻X′i，t？茁+？驻？着i，t（2）
然而，由于GDPGRi，t-1与？着i，t-1相关，进而导致？驻GDPGRi，t-1与？驻？着i，t-1相关，所以，GDPGRi，t-1为内生变量，我们需要适当的工具变量才能得到一致估计。为此Arellano和Bond把所有可能的滞后变量作为工具变量，然后对上式进行差分GMM估计。然而，使用差分GMM估计也会带来一些问题。为了解决这些存在的问题，Bundell等提出了系统GMM（SystemGMM），该方法的优点是可以提高估计效率并更好的解决内生性问题。
目前，在进行系统GMM估计时，比较通用的是两步估计法。而对于GMM估计量是否有效，Bond，Hoeffler和Temple基于经验提出了如下的检验办法：如果系统GMM估计值落在混合OLS估计值和固定效应估计值之间，则系统GMM估计量是有效的。综合上述，本文所采用的最终模型如下：
GDPGRi，t=？茁0GDPGRi，t-1+？茁1GSALi，t+？茁2GEi，t+？茁3GCFi，t+？茁4CMDi，t+？茁5TPi，t+？着i，t（3）
3.使用数据。本文中，实际人均GDP、政府支出、固定资本形成、资本市场发展以及技术进步的数据来自于世界银行数据库（http：///），国外金融总资产和总负债的数据（1990-2004）来自于Lane和Milesi-Ferreti的论文，2005年～2010年的数据由Lane向作者提供。
四、结果分析
表1给出了对（3）式的回归结果，其中，第一列是固定效应估计的结果（豪斯曼检验的p值为0.0000），为了克服变量的内生性问题，我们在第二列给出了系统GMM估计的结果。本文的模型共使用了6个自变量，除了人均GDP年增长率的滞后项以及金融全球化的发展水平之外，还有政府支出、固定资本形成、资本市场发展以及技术进步。与我们的预期一样，第三列人均GDP年增长率的滞后项的系数（0.843）刚好落在了由固定效应回归滞后项的系数（0.772，第四列第二行）与混合回归滞后项的系数（0.906，第五列第二行）所构成的区间之内。残差项自相关检验AR（1）和AR（2）伴随P值分别为0.0049（0.1），这说明一阶差分方程中残差项存在自相关且二阶差分方程中的残差项不存在自相关，即本文设定的模型满足了矩约束条件的要求。Sargan检验的结果大于0.1，说明我们选取的工具变量是有效的。估计结果显示，人均GDP年增长率滞后项高度显著表明人均GDP年增长率具有持续性，金融全球化对人均GDP年增长率的促进作用不显著，政府支出显著为正表明政府支出的矿大有利于人均GDP年增长率的提高，单位GDP的固定资本形成显著为负表明盲目扩大投资率并不能促进GDP年增长率的提高，技术进步对于促进新兴市场国家人均实际GDP年增长率提高的作用并不显著，资本市场发展显著为负表明资本市场的发展不利于人均GDP年增长率的提高。下面，我们将对上述实证结果进行详细的解释，需要说明的是，本文的主旨在于探讨金融全球化对经济增长的影响，因此，下文中将主要解释为什么金融全球化并没有显著地推动新兴市场国家人均GDP年增长率的提高。
关于金融全球化对新兴市场国家人均GDP年增长率的影响。从1990年～2010年，在控制其他变量的条件下，金融全球化并未对新兴市场国家人均GDP年增长率产生显著的正向影响。从理论上分析，金融全球化可以通过以下几个渠道对经济增长产生积极影响：第一，增加国内储蓄；第二，降低资金使用成本；第三，促进技术和管理知识的传播；第四，促进国内金融部门的发展；第五，促进专业化生产（Imbs等）。但是，在理论支撑很充足的情况下，本文的实证结果却显示，金融全球化并未有效地推动新兴市场国家经济增长率的提高。下面，我们将从金融全球化促进经济增长所需要的实现条件和实现机制方面做出进一步分析。毫无疑问，金融全球化促进经济增长需要一定的实现条件和实现机制，如果一国并不具备这些实现条件和机制，则金融全球化并不能促进该国经济增长历程的提高。对于新兴市场国家而言，从实现条件来看，新兴市场国家脆弱的金融体系、不健全的监管措施、薄弱的制度环境以及不稳定的宏观经济政策等方面都制约着金融全球化积极作用的发挥。从实现机制来看，新兴市场经济国大多仍为发展中国家，生产要素的流动性较差，投资的效率很低，加之新兴市场国家的金融体系往往以银行为主导，资本市场不发达，而银行的风险管理能力较弱，并不能有效地促进储蓄向投资的转化，进而使金融全球化的积极效应难以显现。对此，已有一些研究表明，金融全球化对经济增长的积极效应的发挥必须以发展良好的金融部门、健全的公司治理和稳健的宏观经济政策为条件。更进一步的，金融全球化与这些条件之间存在交互作用并决定了经济增长。（Kose，Prasad和Terrones）此外，还有一点不容忽视的影响因素就是金融危机的作用。对于新兴市场国家来说，有很多都是在国内银行体系比较脆弱的条件下参与了金融全球化进程，这样，一旦发生大规模金融危机，国内的银行部门往往首当其冲的遭到严重打击，紧接着发生的信贷紧缩便会对企业经营造成较大影响，而后便是产出水平的下降，以1997年东南亚金融危机为例，危机期间，泰国的人均实际GDP就下降了15.9%。因此，金融全球化并未有效的促进新兴市场国家国家经济增长率的提高。最后，有必要指出的一点是，本文的研究结果仅能说明金融全球化没有有效的促进新兴市场国家经济增长率的提高，但是，这并不意味着金融全球化与新兴市场国家成功的经济增长无关，事实上，已有一些研究指出金融全球化与国内资本市场发展以及政府治理能力等方面存在积极的关系。
扩大政府支出能有效的促进新兴市场国家人均GDP年增长率的提高。传统的新古典理论认为，由于政府投资效率较低且会对私人投资产生“挤出效应”，因此政府支出的扩大并不利于长期经济增长，但本文研究结果却显示，从1990年～2010年，政府支出的扩大显著促进了新兴市场国家人均实际GDP年增长率的提高，其原因在于，对新兴市场国家而言，其基础设施不够完善，而私人资本又不愿意参与基础设施建设，因此，政府往往大量投资于基础设施建设，以改善经济增长的条件，这些投资本身就会拉动经济增长，加之基础设施建设的改善往往会有利于吸引外资流入并进而拉动经济增长，因此，政府支出的扩大显著促进了新兴市场国家人均实际GDP年增长率的提高。单位GDP的固定资本形成显著为负，其原因在于，随着新兴市场国家经济的不断增长，企业在不断增加人力资本投资以及研发投资。同时，相应减少了对固定资本投资所占的比重，因此，我们观察到人均实际GDP年增长率与单位GDP的固定资本形成存在显著负向关系。此外，本文的实证结果还显示，技术进步对于促进新兴市场国家人均实际GDP年增长率提高的作用不太显著，而资本市场的发展对新兴市场经济增长则产生了抑制，限于篇幅，此处不在解释。
五、结论
本文创新性的构建了新兴市场国家国外金融总资产和总负债与GDP的比值这一指标，并运用这一指标来衡量新兴市场国家金融全球化的状况，然后构建了动态面板数据模型，收集了19个新兴市场国家1990年～2010年的数据，在控制了政府支出、技术进步等因素之后，对金融全球化对新兴市场国家经济增长的影响进行检验。根据本文的系统GMM估计结果，我们得到了下面的结论：金融全球化并没有显著的促进新兴市场国家增长率的提高。虽然在理论上，金融全球化可以通过降低国内资金成本、提高国内金融部门的效率等渠道促进经济增长，但是，在新兴市场国家经济增长的具体进程当中，下列原因的存在阻碍金融全球化积极效应的发挥：首先，新兴市场国家存在金融体系效率低下、监管缺失以及宏观经济政策不稳定的问题，缺乏金融全球化促进经济增长所需要的基础条件；其次，新兴市场国家的生产要素流动性不足，投资效率较低，银行部门的风险管理能力较弱，国内储蓄未能转化成有效投资，进而造成金融全球化促进经济增长的机制缺失；第三，新兴市场国家的金融体系比较脆弱，在其放开时资本账户的管制之后，在1990年～2010年间遭受几次金融危机的打击，金融危机通过银行部门传导到了实体经济，并进而对人均产出水平造成了很大影响，该因素的存在进一步的削弱了金融全球化对新兴市场国家经济增长的积极效应。最后，需要指出的是，本文的研究结果仅仅说明金融全球化没有有效促进新兴市场国家的经济增长，但是，这并不意味着金融全球化与新兴市场国家成功的经济增长无关。
参考文献：
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2.Chinn，Ito.ANewMeasureofFinancialOp-enness.JournalofComparativePolicyAnalysis，2008，10（3）：309-322.
经济增长研究范文1篇9
关键词：外商直接投资；经济增长；溢出效应；研究与开发
中图分类号：F125文献标识码：A
一、FDI与江苏省经济增长关系研究综述
（一）国外学者研究现状
1.考察FDI通过资本形成对经济增长的作用
Chenery和Strout（1996）认为FDI能够弥补东道国经济起飞所需要的资本缺口和外汇缺口，提高国内的投资水平。Edwar.FBuffie（1993）在研究中运用内生经济增长模型，在研究中得出只有对外商投资企业采用高税率征税的方法，才能促进国内投资和就业的增长的结论。
2.考察技术溢出对经济增长的作用
（二）国内研究现状
1.考察FDI通过资本流动对经济增长的作用
2.考察对就业领域的影响得到对经济增长的效应
唐永红（2009）对我国数据进行整理分析，研究FDI对我国就业的促进作用，并做出了FDI对我国就业效应大于失业效应的论断。罗良文、刘辉（2009）在对中国FDI区域集聚与就业效应的研究过程中得出FDI在某一地区高度集中，则该地区的就业效应显著的结论。
3.考察对技术领域的影响得到对经济增长的效应
（三）文献评述
从以上国内外关于FDI与江苏省经济增长关系研究综述来看，FDI与江苏省经济增长关系研究主要沿着两方面进行：一是基于古典增长提出的“两缺口”模型研究FDI对东道国经济增长的直接作用，二是在内生及新制度增长理论框架内基于FDI“综合要素”的作用，研究FDI外溢效果所形成的对东道国经济增长的“间接”作用。
二、FDI与江苏省经济增长关系的实证分析
（一）模型设计及数据
本文研究江苏引进外商直接投资与经济增长的相互关系，利用2005-2014年的江苏省国内生产总值（GDP）和江苏省实际利用外商投资金额（FDI）数据，建立模型检验。FDI是GDP的组成部分，本期GDP受本期FDI、上期GDP的影响，外商投资一般基于长期的战略考虑，所以实际测算了GDP与FDI的当期和滞后一期的数据关系。由于本文使用的都是年度数据，为消除数据的剧烈波动，在做实证检验前对这些数据取了自然对数，记为lnGDP和lnFDI，InGDP和InFDI是国内生产总值的对数和外商直接投资的对数，GDP和FDI的单位均为亿元人民币，FDI以当年人民币对美元汇率测算。文中涉及的计量分析，均采用Eviews6.0计量软件进行验证，其中et为随机干扰项，因此得到如下模型：lnGDPt=α+βlnFDIt+γlnGDPt-1+et
（二）实证分析
根据GPD和FDI的数据，可以清晰地发现在这十年中FDI伴随着GDP的增长在不断的增长，但是FDI的增长幅度较GDP的增长要缓慢很多，且FDI占GDP的比重是非常少的。
1.平稳性检验――ADF检验
时间序列的平稳性检验是时间序列分析的重要部分。如果用不平稳的时间序列进行分析，会得到不正确的结果。ADF（AugmentedDickey-Fuller）检验是检验时间序列平稳性的常用方法。下面对序列变量InFDI和InGDP进行ADF单位根检验，检验结果如下：
通过检验的结果表明：InGDP没有通过单位根检验，因为t-Statistic对应的值可以看到，-2.440025大于后面的所有临界值；同理，InFDI在1%的水平下也没有通过单位根检验，但在5%和10%的水平下通过单位根的检验。
再对InGDP进行一阶差分ADF检验，检验结果数值如下。
检验结果表明：InGDP没有通过一阶差分单位根检验，有t-Statistic对应的值可以看到，-1.574610仍然大于后面所有的临界值，说明InGDP在一阶差分的情况下还是不稳定的。由于InGDP一阶差分在5%的显著水平下仍然无法达到平稳状态，我们继续对InGDP进行二阶差分ADF检验
检验结果表明：InGDP在5%的显著水平下仍然是缺乏稳定的。
2.协整关系检验
协整分析是为解决非平稳序列无法用于平稳时间序列的统计而提出的，这样可以化解分析中的“伪回归”而产生的错误结论倾向。两个变量为协整关系，是指虽然某两个经济变量为非平稳序列统计量，但是由它们组成的线性组合具有平稳的可能性，那么这种具有平稳性的线性关系就被称作是二者的协整关系。协整关系反映的是统计变量之间具有的长期稳定的均衡，两个变量的组合构成的方程称为协整方程。
上图为回归结果。
上图为回归分析后，得到的残差分布直方图及残差的描述统计量。
从上可以看出，残差e是稳定的，从而得出InFDI和InGDP具有长期稳定的协整关系。FDI是GDP增长的重要因素，但GDP增长不是FDI增加的原因。
因此，为了促进江苏经济的发展，江苏省应该吸收更多的FDI。
三、对策和建议
（一）FDI资金来源地区多元化
近十年以来，FDI主要来自于亚洲、欧洲、拉丁美洲，北美洲较少，其中，中国香港是我国第一大外资来源。由此看出，我国外资来源过于单一化，如果外资来源地区经济发生波动，容易对江苏省经济造成影响。资金来源多元化有利于分担风险，同时也能吸收不同区域除资金以外的文化、技术、产业方面的优势。江苏省应该扩大资金来源，从更多的国家吸收外资。
（二）产业多元化
外商在我国的投资主要集中在制造业，也就是第二产业，第三产业近年来发展较快，第一产业最少。外商大多投资在纺织及机械制造业。
随着我国人力优势下降，环境保护意识增强，重工业项目审批难度加大，外商对我国加工制造业的投资力度必然下降。应该积极引导外商对第一产业和第三产业投资，吸收外方先进的农业生产理念和技术，利用外资加强高新技术产业投入，尽快提高我省服务贸易水平，如金融服务业，做到三大产业协调发展，共同促进。
（三）政府政策支持
政府应积极与外国政府开展商务谈判，引进外商项目、资金、人才，为江苏省创造更好的外部条件，给予第一产业和第三产业政策倾斜，引导外商向服务性行业投资。同时，对外商给与一定的政策优惠，例如税率、土地等，积极吸引外资。
经济增长研究范文篇10
[关键词]江苏省；流通业；经济增长；菲德模型
[DOI]1013939/jcnkizgsc201537028
1引言
流通业是国民经济的先导性、基础性产业，上承生产环节，下接消费环节；通过促进生产和消费在转变经济发展和改善民生方面发挥重要作用。江苏省现代流通业发展迅速，“十一五”期间，江苏省社会消费品零售总额年均增长188%，增速高于全国平均水平。“十二五”期间江苏省流通业在总量继续扩大，现代化水平也明显提高，已经成为江苏省经济发展中的支柱产业。
流通业作为中间环节不仅直接影响国民经济，还具有很强的外部性。江苏省流通业对经济增长有很强的直接拉动作用，同时对其他经济部门的综合作用会间接影响整个经济运行状况。本文从社会经济视角出发，实证分析流通业增加值与江苏省宏观经济总量之间的数量关系，分别探究流通业增长对经济增长的直接作用和外溢作用的大小，并据此对江苏省流通业发展提出合理建议。
2文献回顾
国外对于流通产业与国民经济总量关系的研究方面，Panagariya（1988）认为流通产业具有规模报酬不变的特点，Anderson和Betancourt（2002）认为流通服务具有规模报酬递增的特点。从实证研究方面看，Anderson（2002）进行实证分析，发现流通产业在国民生产总值中的份额和经济发展水平之间存在倒U型关系。Feder在1982年构建的菲德模型注重流通产业与国民经济中其他行业的关系研究。
我国国内流通产业与国民经济中其他行业的关系研究中，冉净斐（2005）利用我国1980―2001年数据分析后表明，流通产业的发展确实对制造业产生外溢效应，但流通产业边际生产率低于制造业的边际生产力。在对江苏省具体情况的研究中，刘翠萍（2011）利用误差修正模型研究了江苏省物流业与经济增长的关系：经济的增长拉动着物流业的发展，江苏省物流业发展严重滞后于经济增长。
3实证分析
根据菲德模型设计，对相关数据进行处理，从数据的平稳性检验开始，再利用Eviews72对相关变量进行回归，最后进行结果分析和政策建议。
31研究方法
菲德模型是1983年由菲德（GershonFeder）提出的，最初用于估计出口对经济增长的作用。出口企业参与国际市场的激烈竞争，会促使企业不断改善经营管理，提高生产能力和生产效率，积极从事新产品新技术的研究与开发，从而提高企业经济效益。而出口企业的上述举动必然对国内非出口企业产生有利的促进作用。经济学家们认为，出口对于GDP增长的贡献可能要比出口本身增长所形成的GDP增长量大。菲德使用了一个两部门模型――出口部门与非出口部门，将上述作用纳入模型并进行估计。通过此模型，可以估计出口对于非出口部门的外溢作用，以及出口与非出口部门之间要素生产力的差别状况。
菲德模型延伸到很多领域，在国内也广泛用于流通业增长与经济增长的关系分析，根据模型的理论思想框架将国民经济分为流通领域TI和非流通领域NI两个部门，生产函数分别为：
其中Y是江苏省GDP，I是投资，用固定资产投资来代表；L是江苏省劳动力总量，包含城镇与农村劳动力；TI是流通业增加值，为真实反映流通业对经济增长的贡献，本文中流通业增加值是批发和零售业，交通运输、仓储和邮政业，住宿和餐饮业增加值之和；鉴于数据的可得性，批发和零售业增加值中2004年以前数据来自历年《第三产业年鉴》，其余增加值指标来自历年《江苏年鉴》，住宿和餐饮业增加值从2005年开始统计且没有分别统计；江苏省GDP，劳动力总量，固定资产投资数据也均来自《江苏年鉴》。其中GDP总量和流通业增加值通过GDP平减指数调整为1994年不变价格，固定资产投资额由固定资产价格指数换算成1994年价格水平。
33单位根检验
检验随机过程的平稳性是进行时间序列分析的基础，为防止伪回归首先进行单位根过程检验，这里使用最常用的ADF方法检验，通过各个序列的趋势图确定检验类型，最大滞后阶数为4，通用选择AIC标准，其他选项均为默认。
两次回归结果的可决系数，F统计量值都较高，所以模型对样本观测值的拟合程度较好，模型总体关系显著；D-W值接近2，说明不存在自相关问题。
在第一次回归中α非流通业资本边际产品值为01221且没有通过T检验，说明江苏省非流通业资本效率不高，对经济增长的带动作用不强；β值为459在5%的显著性水平下通过检验，表明非流通业劳动力每增长1%江苏省GDP增加459%，非流通业劳动力边际产品值较高可见近20年江苏省经济增长相对于资本投入而言更多依赖于劳动力投入；R在1%的显著性水平下通过T检验，说明流通业增长率对经济增长的全部作用为347%，江苏省流通业对经济增长有正向带动作用且系数大于1，所以对经济增长的促进作用比较明显。
第二次回归中，非流通业资本边际产品值无变化但β减少到370，说明经济增长依靠非流通业劳动力的拉动作用减弱；这主要是因为流通业是劳动密集型产业吸收了大量劳动力使得非流通业部门的劳动力要素的作用减小；γ在1%的置信水平下通过检验，其值上升到107，θ在5%的置信水平下通过检验说明流通业的外溢效应存在，流通业对经济增长的间接作用为负。
4结论及建议
41结论
第一，图中虚线为GDP增长率，实线是流通业产值增长率，都是经过平减的数据，除2003―2005年几年间数据外，其他年份的数据走势都基本一致可见流通业增长与经济增长之间有密切联系；定性来看2006年后流通业增长率变化先行于GDP增长率变化且对经济增长的作用与自身波动相同；1994―2000年经济增长的下降先于流通业增长率下降，说明两者的作用是相互的且与经济周期相关。从定量分析看，流通业每增长1%对江苏省GDP总体增量的贡献为107%，能够体现流通业在经济增长中的的支柱作用。
江苏省流通业及GDP增加值增长率
第二，从实证结果得知，江苏省流通业与非流通业的增长过程中，劳动力的边际产品值高于资本的边际产品值；流通业对劳动力的吸纳能力很强，带动就业增加，有利于宏观经济运行发展，总体来说还是属于劳动密集型产业。
第三，流通业的外溢效应为负，δ为-1119说明流通产业的边际生产力低于非流通业边际生产力。一方面江苏省流通业依赖于劳动力，劳动力需求量大，但是这种劳动密集型的发展方式本身生产效率难以有大的突破；另一方面江苏省流通产业的技术开发使用水平不高，这两方面原因使得流通业边际生产力较低，进一步抑制了其外溢效应的发挥。模型中非流通业资本边际产品值的系数未能通过检验，主要是由于样本量取值为近二十年数据，研究不足之处还需后续弥补。
42建议
第一，加大投入力度。江苏省流通业因其区位、政策、要素资源的优势已具备一定规模和集聚效应，但是发展方式仍旧属于劳动密集型，通过加大投入不断提高流通业的资本效率，开发新技术，转变流通业的经济增长方式来提高流通产业的边际生产力，逐渐转变自身优势来提高利润空间，促进外溢效应的发挥。
第二，发展现代新型流通业。优化产业结构，发展节能节源的现代流通业可以进一步提高江苏省流通业的竞争能力；积极开拓农村市场，不断完善和运用第三方物流等现代流通方式来减少二元化结构对城乡消费的阻滞，从需求角度推动流通业对经济增长的贡献。
第三，缩小省内不同区域差异和不同企业间差异。省内不同区域企业之间存在较大差距，江苏各区域竞争力的差异性和不足之处，表明江苏省流通产业具有很大的潜力，通过缩小差距使各区均衡有效发展能够加大流通业对国民经济的直接作用和外溢作用的良好发挥。
参考文献：
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经济增长研究范文篇11
关键词：政府规模;经济增长;瓦格拉假说;Armey曲线;凯恩斯主义
一、文献综述
随着改革进程的推进，我国经济市场化程度不断加深，政府却依然掌握着关键的经济实力，国有企业控制着我国经济命脉。究竟多大的政府规模对于经济增长是最优的？国内外很多学者对政府规模与经济增长的关系进行了很多研究。
第一种，政府规模与经济增长存在正相关关系。Wagner（1883）首先对政府规模与经济增长的关系进行了探讨，并提出了瓦格纳法则：政府规模将随着社会财富的增长而扩大和瓦格拉假说，即认为经济增长会扩大政府规模。Peacock和Wiseman（1961）、Musgrave（1969）、Bird（1971）、Beck（1982）等进行的研究证实了瓦格纳法则的真实性。Kormendi和Meguire（1986）指出政府规模与经济增长之间存在正相关关系，他们认为政府可以通过向社会提供公共产品，从而使得投资环境得到改善，从而使经济得到增长。Rubbinson（1970）通过研究多国数据发现，扩大政府支出可以促进经济增长。我国国内经济学家马拴友发现我国政府劳务具有显著的生产性，欧阳志刚也通过研究发现了GDP与政府支出之间存在一定的正相关关系。
第二种，政府规模与经济增长存在负相关关系。朗多（Laudau，1983）建立面板数据，得到二者之间为负相关关系。Tullock（1987）、Folster和Henrekson（2001）也得出了类似的结论。他们认为过度膨胀的政府规模对私人部门的投资产生挤出效应。Barro（1991）通过内生增长模型分析政府消费增加使得经济增长受到严重的负面影响。盖里尔和图洛克（1989）发现OECD国家、非洲和拉丁美洲国家真实GDP的增长与政府消费占GDP比例的增长显著负相关。林双林与宋顺锋利用以总生产函数为基础的经济增长模型，推导出可证实的假设，利用我国189个城市1991～1998年的数据并做回归分析，表明政府的规模和经济增长负向相关。
第三种，政府规模与经济增长不存在显著关系。曼库尔・奥尔森通过对长期持续增长的研究发现，政府规模与经济增长之间并没有稳定的关联。科勒德克通过研究发现，经济增长与政府规模并不必然存在大政府与低增长、小政府与高增长这样的关系。同样，Gemmel（1983）、KormendiMeguire（1985）等人通过研究发现，认为政府消费支出与经济增长之间没有显著关系。
第四种，政府规模与经济增长之间存在倒U型曲线关系，即Armey曲线。认为它们二者之间呈现出倒U型曲线的关系，而且这证明了存在最优财政规模。巴罗-萨拉-伊-马丁政府支出增长模式对Armey曲线的实证研究。格罗斯曼做了关于政府规模与经济增长之间关系的研究，显示它们之间呈现倒U形关系。
二、变量选取、研究过程及结果分析
（一）变量选取
本文有两个变量，政府规模和经济增长。政府规模用政府消费支出占GDP比例的增长率衡量。经济增长用GDP增长率衡量。GDP以2000年不变价美元计算的。GDP即国内生产总值，是在一定时间内通常是一年，一个国家领土内所有居民所创造的增加值的总和，包括产品税并扣除补贴，还包含资产折旧或者自然资源损耗和退化。
（二）时间序列的单位根检验
进行单位根检验的目的就是排除虚假回归的可能性，通过单位根检验结果可知，经济增长和政府规模时间序列均是平稳序列。
（三）向量自回归模型（VAR模型）
本文用向量自回归模型来描述经济增长与政府规模之间的关系。应选取最佳的滞后期与自由度，使得二者处于一个相对均衡的状态，使模型更加准备。假设p为1的时候，记录AIC和SC信息量取值，然后假设p为2时，AIC和SC信息量取值，然后假设p为3时，AIC和SC信息量取值等，最后从中选取AIC和SC信息量取值最小时的p值，从而确定模型的阶数和自由度。
本文经过多次试验，得到AIC当最大滞后期数取1时最小（10.08），SC当滞后期数取1时最小（10.35），因此可以确定当p=1时，取得了滞后期与自由度之间的一个平衡状态。
将参数估计结果写成方程形式为
Gdp=0.627199GDP（-1）+0.135219GOV（-1）+3.741833
Gov=-0.754151GDP（-1）-0.149128GOV（-1）+7.112152
通过对经济增长与政府规模两个时间序列建立VAR模型，进行线性回归得到以上两个回归方程。从回归方程上来看，可以看到经济增长与政府规模之间具有相关关系。可是，两个经济时间序列经常容易出现伪相关问题，为了避免这种情况的发生，需要进行格兰杰因果分析。
（四）VAR模型的稳定性
若要进行脉冲响应函数分析和方差分解，需要对VAR模型的稳定性进行检验。本文采用的是VAR模型的方程的特征根是否在单位圆里。若特征根都在单位圆里，则说明建立的VAR模型是平稳的。若特征根在圆上，则说明建立的VAR模型是非平稳的。
从检验结果可以得到：VAR模型的特征方程的根都在单位圆以内，所以说明所建立的VAR模型是稳定的，可以进行脉冲响应函数分析和方差检验。
（五）方差分解
考虑VAR模型时，采用方差分解方法研究模型的动态特征。通过方差分解，能够了解新息对模型内生变量的相对重要性。
通过变量经济增长政府规模方差分解结果图，可以得到，来自政府规模新息的影响对经济增长预测误差几乎没有作用，而经济增长方程的新息对于政府规模预测误差有一定的贡献度。
（六）格兰杰因果分析
为了检验参数的显著性，我们还需要进行格兰杰因果分析，排除伪回归的现象。由结果可知，说明至少在95%的置信水平下，政府规模不是经济增长的格兰杰原因，而经济增长是政府规模的格兰杰原因。
（七）研究结果
式1：Gdp=0.627199*GDP（-1）+0.135219*GOV（-1）+3.741833
式2：Gov=-0.754151*GDP（-1）-0.149128*GOV（-1）+7.112152
通过回归结果分析，经济增长对政府规模是正相关关系，而且经济增长每提高一个百分点，政府规模扩大0.75个百分点。而回归方程1存在伪回归现象，因为格兰杰因果分析结果显示政府规模并不是经济增长的格兰杰原因。
三、结论与启示
本文基于我国1979～2011年的数据，考察政府规模与经济增长之间的关系，通过建立向量自回归模型和格兰杰因果分析，得出以下结论：经济增长是政府规模的格兰杰原因，且具有正相关关系，这点结论正好符合瓦格拉假说。自改革开放以来，随着我国城市化进程不断加快，不断涌入城市的人口也不断递增，而且增长速度越来越快。人口大量涌入，必然导致对公共服务设施的要求增加，政府消费支出也将扩大，以满足人们日益增长的需求。
本文通过分析，并没有发现存在由政府规模到经济增长的因果关系的证据，即没有发现经济增长对政府规模的反馈影响，可见凯恩斯主义的观点并没有在中国的数据中得到验证。这可能是因为政府支出效益不高，即使政府支出规模增加，投资环境不能得到相应的改善，内需也不能得到扩大，所以国民经济并未得到显著影响。
参考文献：
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经济增长研究范文篇12
企业经济发展中，经济增长是企业未来可持续发展的重要前提，同时，在经济增长与产业结构变动之间，存在着密不可分的联系。以下对于本篇之中，主要研究产业结构变迁与经济增长的计量经济模型问题，从当前企业产业结构变迁出发，分析产业结构相关理论以及其转化过程，并应用计量经济模型，分析其之间存在的发展问题，制定有效的策略以促进企业经济增长。
关键词:
经济增长;结构变迁;产业结构;计量经济模型
1.引言
产业结构的状况和变迁不仅决定了其在区际分工中的相对地位，而且对经济增长以及收入水平的提高方面，也将会发挥巨大作用，当前企业发展中研究产业结构变迁、经济增长已经成为热点话题。并为之造成有效改进措施，以调整企业产业经济增长中的产业结构，转变企业的经济发展方式，以便可以促进企业经济的可持续发展。以下对此做具体分析。
2.当前产业结构变迁
2.1产业结构理论对于企业发展中，针对产业间与部门间，可以通过产业结构来分析比较其生产联系与比例关系，可以通过两类指标反映企业发展情况。一类就是，可以根据产出指标，产值、增加值来表示各产业部门中的产品与服务相关因素;一类则是投入指标，其中主要包括产业发展中的劳动力、资本以及人力资源，同时也包括研究开发的资本投入。
2.2产业结构的变迁转化在人类社会的发展过程中，产业结构也发生相应的转化。产业结构变迁中，最初是由简单的转化结构组成的，具体就是从初级产业结构发展到当前的三大支柱产业经济结构体系。对此，美国的著名经济学家，西蒙－库兹涅茨就成绩在其1966年的著作《各国的经济增长》中，研究产业结构变迁的影响，其中指出，伴随着社会经济的增长，经济产业结构也在不断变化。并且，库兹涅茨还指出，在产业结构变化过程中，农业产业结构是初始的产业，而随着时展的演进，农业在产业结构中的比重逐渐降低。并且，在经济增长中，国民收入的相对比重大体不变，略有上升。经济的增长，主要就是通过国民生产总值来进行度量的，对此;在1949年，库兹尼茨就提出，对于一个国家中，国民的收入度量，必须要从产业结构角度进行衡量，而对于一个经济产业结构，则是由经济产业的生产方式来决定的。
3.分析产业结构变迁和经济增长之间存在的关系
3.1产业结构与经济增长相关性基于经济社会发展中，对于产业结构研究方面，国内的相关学者也对产业结构与经济增长之间的关系，进行了大量的实证研究分析。其中，1997年，钟学义［1］就表示，从产业的关联相关性角度出发，并且应用投入产出模型，定量分析经济增长与产业结构变迁，可以得出在经济增长与产业结构之间，还存在着相互依存的关系。并且，在罗国勋［2］的研究中，也通过分析产业结构变动，证实其对经济增长率作出的贡献，罗国勋认为，适合经济增长将会带动产业结构的调整，同时，产业结构的调整变迁，实际上也是对社会中经济发展资源的重新配置，其最后的目的结果均是要推动社会经济的进步与发展。刘志彪［3］在其研究中，应用用Moore结构变化值指标，测算1978年～1990年以及1990年～1999年期间，中国的产业结构变动度。并且，刘伟从［4］研究指出，产业结构对中国经济增长的贡献以及产业结构对经济规模和要素效率的影响两个方面进行了实证研究，发现对于我国企业经济增长中，主要是由第三产业的经济结构来拉动的，然而，对于实际中，若是扩张了第三产业结构，就将会大大的降低企业经济发展，降低企业发展中第一产业、第二产业对经济增长的正效应。对此在2002年，蒋振声、周英章［5］等人，就运用协整检验联合预测方差分解的方法，去动态检测经济计量基础分析产业结构与经济增长的关系，其结果中表明，在我国的企业发展中，存在着政府制约经济机制，能够使二者呈协同互动关系发展。韩玉启［6］，在其研究中，则是利用1978年～2000年国内各地区企业的经济生产总值，与社会经济第一、二、三产业的产出进行分析，根据其经济产出横截面数据以及相关的时间序列数据，测算出在产业结构变迁过程中，企业中各产业增长对社会经济增长所作出贡献，其研究结果之中表明，对于产业结构调整来说，其与经济增长之间，还存在着一定的单向因果关系。然而，针对我国在企业发展中，其实际经济增长与产业结构调整状况中，在产业结构变迁过程中，经济仍存在与滞后状态，亟待转化此种经济增长状态。
3.2优化产业结构能促进企业经济增长对于产业结构优化中，在经济增长率相对较低的情况下，企业发展过程中，若是存在一定程度上的产业结构不合理情况，还可以有效维持企业发展中产业经济的慢速增长;若是当社会经济增长速度较快的情况下，若企业的产业结构还是不合理，则将会明显地抑制企业的经济增长速度［7］。对于产业结构研究方面，也就是说，在缓速经济的时代，一个发展较慢的企业不会太明显，若是在快速经济时代，一个企业还是慢速经济增长提升，则该企业将会很快被社会淘汰。对于企业发展中，实现企业产业结构的高级化状态，对其经济增长在一定程度上将会产生积极的影响;然而，与此同时，在相当的程度上，产业结构变化对经济增长还存在不确定性的因素，也就是说，产业结构变迁，可能会促进企业的经济增长，也可能会有效的抑制企业经济的增长。对于企业经济发展中，只有采取合理的产业结构调整，优化其影响，避免产业结构与产业经济增长之间的差异因素，不仅可以使企业发展符合时代需求，也可以提升产业经济发展水平［8］。
4.构建设计计量经济模型
4.1理论模型的设计根据经济学理论和经济行为分析，考虑数据的可得性，考虑入选变量之间的关系;确定模型的数学形式，拟定出计量经济模型中，待估计产业经济与经济增长参数的理论期望区间值。堆积实际设计构建企业计量经济模型中，可以针对企业发展状况，建立以下模型。其中，对于Y就是表示生产总值(GDP)年阶段的增长率，应用X1、X2、X3分别来表示第一产业、第二产业以及三产业年增长率，并可表示在其他因素不变的情况下，经济固有增长率。而(n=1，2，3)，则是分别表示在经济增长中，各产业部门的权数;其中，*X(n=1，2，3)，则是可以表示各产业部门在结构变迁过程中，对企业产业经济增长所作出的贡献;以此来表示随机的误差项，代表其他影响GDP的因素。
4.2样本数据的收集相关资料显示，对于某省企业产业发展，其经济增长水平呈持续上升状态，其数据如下表所示:从以上表格数据可知，在2003年到2013年期间，某省企业产业生产总值得到整体提升，每年的产业发展经济也呈现出上升水平。
4.3模型参数的估计某省企业不同产业在结构变迁过程中，其经济的增长速度也有不同变化，从而将会导致产业发展经济偏重，影响产业结构的变化。对于产业结构研究方面，计算三大产业和GDP的环比增长率，结果如表2所示。
4.4模型的检验回归分析，根据表2中的数据，可以采用EViews软件，对其进行相应的回归系数分析，其结构如表3之中所示:从上表看出，该省企业产业结构变迁过程中，其企业生产总值的增长率Y和第一产业的生产总值增长率X1以及第二产业、第三产业增长率X2、X3之间表现出高度的正相关性。对统计数据做回归分析，其结果如下:以上计算结果表明，采取计量经济模型，通过线性计算方式，解释它们之间的关系是比较适合的。从以上表格可以看出，在某省企业产业发展中，第一产业随着年代的变化，其经济年均增长速度也发生相应的变化，第一产业经济结构在发展中依然占主流。同时，在第三产业中，随着时代变化，其年均增长速度得到改善，人均生产总值发生变化。
5.优化调整产业结构的优势
5.1避免产业结构不合理在计量经济模型研究中，发展优化产业结构变迁，具有一定可行性，不仅可以促进调整优化产业结构发展模式，也可以规避不合理产业结构，在符合经济、创新、发展基础上，调整产业结构，促使企业未来产业经济有更好、更长远的发展［9］。对于产业结构研究方面，在企业产业结构变迁优化中，强调综合科学发展观，强调社会发展中人口、资源、环境的协调，强调人与自然、经济的均衡发展，不断推进理论创新，深化改革，坚持以人为本，提升产业经济增长。
5.2优化产业经济比重在产业结构变迁中，优化产业结构，调整企业的产业经济，实现企业从手工产业发展向工业化、现代化产业结构调整，促进企业产业经济提升。从政府和国家的角度推动企业信息知识产权的保护措施，促使产业经济发展比重得到调节与优化。通过工业结构优化晋级来实现工业结构的合理化、高度化，并最终达到高效化，然后进步工业的经济效益，并增强企业经济市场的竞争力。
5.3保护产业资源在计量经济模型研究中，调整企业产业结构，从而可以避免因企业资源供给消化过度，而对当地区域生态环境造成破坏，并且也可以严格控制政治经济对生态环境的不利影响，降低生态环境污染，通过技术改进以及技术革新，提高自然资源的利用效率，但是这不是减少对资源的需求，因此还是会对环境生态造成破坏，保护产业资源，促使企业产业经济发展能够可持续增长提升。
6.促进经济增长优化调整产业结构策略
6.1改进企业产业结构模式合理改进企业发展中的产业结构，对企业经济增长发挥积极影响。可以推动企业的信息化、工业化发展，实现二者的深度融合，同时，在产业结构变迁中，可以搞好工业云的创新服务试点工程，积极加快云计算、大数据以及物联网的发展，促使应用这些技术，提升企业经济发展速度［10］。加快工业构造内部调整，坚决撤销高污染、高耗能、低效益的工业，变革和重组全省煤电、化工、冶金等要点行业，大力开展和培养绿色工业，然后完成生态工业布局，逐步树立有利于工业生态化开展的体制。加快构建现代工业体系，进而推进工业生态化开展，能够加快开展在生物医药、新能源方面的企业经济，变迁产业结构经济，大力开展领先制造业，要点支撑轿车、装备等第三工业经济的开展壮大，同时可以活跃开展节能环保的企业经济，优化构建企业产业经济发展结构模式，使该省企业在产业结构变迁中得到经济上的增长。
6.2转变经济发展方式应该放长远的发展目标，合理配置资源，并能够聚焦主导的产业发展，避免将高污染、三废产业引入开发区，应引入高新产业，包括软件信息业、机器人产业、生物医药产业等，以便更好地增加区域内产业的竞争力，并可以有效协调主导产业同辅助产业之间的关系，确保开发区的可持续发展。在企业产业结构中，其旅游产业化的发展水平依然是还不高，应该尽快制定国家层面的配套措施与政策，推进该省地区旅游经济战略。推动该省经济发展中的产业优化升级工作，能够形成以高技术为先导的产业经济，并开展以基础产业以及制造业为支撑的产业经济格局，促进企业结构中服务业的全面发展，提升该省企业产业结构变迁水平。并且，对于产业结构研究方面，还可以形成依靠企业经济中第二产业的带动作用，以此来协调发展该省的第一、第二、第三产业经济，实现企业发展中，经济增长的全面协调持续发展［11］局面。
6.3提升产业结构管理水平企业产业结构调整中，从生态文明视域下，赶快完结增加产业优化方法，可以由粗放型向集约型改变，进步经济增加的企业产业科技含量，能够努力进步归纳企业经济实力。经过商场化变革推广清洗出产和展开循环经济，进步资本能源使用功率。根据对比优势理论，充分展开针对该省具有对比优势的支柱工业经济发展，努力进步该类工业展开的质量效益［12］。对于产业结构研究方面，基于计量经济模型，优化调整产业结构，可以推进优化在企业结构变迁中服务业的发展，对于经济增长中，不仅能够改变我国当前产业经济的固有经济结构现状，更能够有效提高该省区域内的人员就业率，有助于稳定该省民生，提高该省企业员工的生活质量水平。对于企业结构变迁中，推进服务业在经济中的发展势头，可以建立、健全有关服务业的流通、服务部门，拓展企业经济增长服务业的新发展领域，大规模化、强品牌的经营服务业经济管理工作，提升该省企业结构管理水平。
6.4优化调整新兴产业发展某省企业产业结构变迁过程中，基于任何的经济学理论，也都只有在与可以成功地解释过去的发展状况，使人们可以总结前面的工作经验，以提升产业发展经济。对于实际中，在企业发展过程中，可以应用计量经济学模型，检验企业产业经济增长是否符合经济理论，从而为优化产业发展做出相应调整决策。在调整产业结构中，可以根据计量经济模型策略，可以培育发展新兴战略性经济产业，并且可以建立创新型的国家经济发展企业，有助于提高该省企业经济在我国大经济发展形势中核心竞争力。在我国产业经济中，可以发展创新产业，加大该省的工业发展，提升政府部门的支持力度，积极调整企业新兴工业发展中的产业内部结构，有效降低在其发展过程中存在的地区结构差异性问题，以便可以积极促使企业经济在结构变迁过程中得到增长。并且，对于企业发展中，亦可以积极调整新兴产业发展内部的产业经济结构，提高其产业基础施工工艺，降低产业基础材料成本，提升产业产品集成性，发展新型企业，促进企业经济可以可持续发展。
7.结论
综上所述，对于当前企业发展中，应做好企业产业结构调整工作，促使产业结构变迁与经济增长能够相辅相成，通过构建计量经济模型，有效优化改进企业产业结构，找出产业结构中的弊端，并为优化升级产业结构对策，实现企业经济产业发展可持续发展，不仅可以强化企业的经济发展水平，也可以加大产业资源，提升企业产业经济竞争力。
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