經濟增長趨勢精選(九篇)

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第1篇：經濟增長趨勢范文

從20世紀90年代中期起，東盟國家經濟增長出現了較大的波動起伏。1997年東盟國家爆發(fā)了嚴重的金融危機，1998年各國經濟普遍陷入嚴重衰退，1999年和2000年卻出現快速復蘇或強勁反彈，而到2001年多數國家經濟又急轉直下，甚至呈現負增長。2002年初，東盟國家經濟再次出現復蘇的態(tài)勢。在戰(zhàn)后東盟經濟發(fā)展歷程中，這種經濟增長的軌跡是不多見的。

據東盟五國的官方統(tǒng)計顯示，1996-2002年，印尼經濟增長率分別為8%、4.5%、-13.1%、0.8%、4.8%、3.3%、3.7%；馬來西亞經濟增長率分別為10%、7.3%、-7.4%、6.1%、8.3%、0.4%、4.2%；菲律賓經濟增長率分別為5.8%、5.2%、-0.6%、3.4%、4%、3.4%、4.3%；新加坡經濟增長率分別為7.7%、8.5%、0.1%、5.9%、10.3%、-2%、2.2%；泰國經濟增長率分別為5.9%、-1.4%、-10.8%、4.2%、4.4%、1.8%、3.6%。2003年，據近期各國的預計，印尼經濟增長率為3.5-4%、馬來西亞為4.5%、菲律賓為4-4.5%、新加坡為2-5%、泰國為4.5%。

1997年亞洲金融危機之后，有關的國際機構和官方部門普遍預測，東盟國家經濟將陷入長期嚴重的經濟衰退，經濟復蘇將是緩慢痛苦的過程。東盟國家經濟將在低谷徘徊較長時間后，才能走出低谷呈現U型復蘇。然而，1999年東盟國家經濟竟在短時間里出現迅速復蘇，呈現V型的強勁反彈。不過，當時就有人警告東盟國家經濟V型復蘇的基礎脆弱，隨時有變成V型危機重返的可能，以至出現W型的經濟波動。因為東盟國家經濟從嚴重衰退到快速復蘇主要是拜世界經濟尤其是美國經濟的繁榮，特別是全球電子業(yè)景氣循環(huán)之賜。但是，各國遭受金融危機沖擊后經濟基礎依然脆弱，結構性矛盾仍未解決，國內外投資繼續(xù)下降，銀行不良資產居高不下。一旦國際經濟形勢出現逆轉，這些國家經濟將重新陷入衰退之中。

1996-2002年東盟五國經濟增長率(%)

附圖

2001年，東盟國家經濟急轉直下，再次出現普遍衰退。不過，此次東盟經濟衰退與1997年金融危機時的情形有所不同。它主要表現在：一是各國經濟衰退的程度不同。1997年金融危機中泰國、印尼、馬來西亞是重災區(qū)，新加坡所受沖擊相對較小。而2001年新加坡經濟衰退的幅度最大，它是新加坡自1965年建國以來經歷的最嚴重的經濟衰退。據統(tǒng)計，1964年新加坡經濟增長率曾出現-4.3%，其后是在1985年經濟萎縮1.6%，而這次經濟衰退的幅度要大于1985年；二是生產和出口部門受沖擊最大。1997年金融危機中受沖擊最大的是金融業(yè)和房地產業(yè)，而2001年經濟衰退中深陷困境的則是制造業(yè)的生產和出口部門。該年新加坡的國內生產總值增長率為-2%，其中制造業(yè)部門增長率為-12%。馬來西亞同年的出口貿易下降11.5%，泰國全年出口貿易也下降4.9%；三是電子業(yè)衰退尤為嚴重。1997年金融危機的導火索是國際金融投機，這次經濟衰退則是國際電子產品需求急劇萎縮引起的。目前，東盟國家經濟高度依賴電子業(yè)的生產與出口。2000年，馬來西亞電子產品出口占國內生產總值的25%、新加坡為19%、菲律賓為9%。這些國家電子產品生產與出口的驟然下降，必然導致國內經濟的急劇滑坡。

2002年，東盟國家經濟再次出現復蘇的態(tài)勢。與1999年該地區(qū)的經濟復蘇有所不同，此次東盟經濟復蘇主要得益于美國經濟開始回升和各國采取擴大內需政策效應的雙重作用。由于美國電子信息產品需求的增加，東盟國家電子產品的出口已經趨于回升。在經濟衰退期間，各國采取擴大內需和刺激經濟復蘇的政策已初見成效。許多國家采取積極的財政政策，大力投資基礎設施建設，擴大信貸規(guī)模，增加農民收入和擴大農村市場需求。當然，目前各國內需擴大還遠未能成為其經濟復蘇的主要動力來源，因而其經濟復蘇仍然十分有限。

二、東盟國家經濟增長波動的原因探析

在短短的幾年時間里，東盟國家經濟經歷了金融危機后的嚴重衰退、迅速復蘇、再陷衰退和又呈復蘇的增長軌跡。東盟經濟增長的急劇波動，究其原因主要是在經濟全球化下受到主要發(fā)達國家經濟周期波動的沖擊和金融危機后國內經濟轉型與結構調整的拖累。

首先，經濟全球化與信息化進程的加快，促使東盟國家經濟增長波動增大。

盡管有充分的數據表明參與全球化程度高的國家其經濟增長速度較高，但是同時這些國家經濟增長的波動性也增大。伴隨著經濟全球化進程的加速，各國經濟的相互聯(lián)系和相互依存更加密切，經濟增長波動的同步性愈益增強。據國際貨幣基金組織計算，發(fā)展中國家國內生產總值增長與發(fā)達國家國內生產總值增長的相關系數為0.4%。在東盟國家，這種經濟增長影響的相關性更大。例如，據新加坡貿工部的研究顯示，美國的經濟增長對新加坡經濟的影響最大，美國經濟每增長1%，新加坡經濟就會增長0.96%。（注：新加坡貿工部：《2001年新加坡經濟調查報告》。）另據美國著名的所羅門美邦公司的研究，日本的經濟增長對新加坡、泰國、馬來西亞經濟的影響分別為：日本經濟每增長1%，新加坡經濟就會增長0.24%、泰國經濟就會增長0.17%、馬來西亞經濟就會增長0.13%。

發(fā)達國家的經濟波動向東盟國家的傳導，是通過世界市場擴散的。按照傳統(tǒng)的經濟理論，在國際商品市場上，發(fā)達國家的經濟波動向發(fā)展中國家傳導，是通過國際市場初級產品價格的變化實現的。但是，經濟全球化和信息化促進了新的國際分工發(fā)展，東盟國家已經成為制成品生產國和出口國，該類產品已占東盟國家商品出口的50-90%。因而，國際商品市場的價格傳導已經從初級產品價格為主轉向以制成品為主。近年來，國際市場上制成品價格下降，不但包括勞動密集型產品，也包括高技術產品。東盟國家緊跟發(fā)達國家，特別是美國發(fā)展新經濟的步伐，大力擴展以芯片為核心的信息技術產品生產和出口。在馬來西亞和新加坡，該類產品出口比重分別高達65%和64%，占國內生產總值比重分別高達25%和19%。菲律賓、泰國和印尼的相應比重也很高。據計算，1992-1999年電子信息產品價格下降對新加坡、馬來西亞、菲律賓和泰國造成的損失部分相當于它們國內生產總值增長部分的6.46%、3.13%、1.03%和0.87%。2000-2001年，全球電子信息產品銷售額從年增長30%到下跌30%，導致東盟國家的出口貿易和經濟增長急劇波動。例如，2000年新加坡經濟增長率為10.3%，而去年則下降2%，其中約有12個百分比的大幅波動。據新加坡貿工部的研究顯示，世界半導體工業(yè)每下降1%，新加坡經濟增長就會下降0.12%。而2001年全球半導體工業(yè)增長波動達60個百分點，它對新加坡經濟增長的影響高達6.8個百分點。同期，美國經濟增長率下降對新加坡經濟增長的影響為2.4個百分點。（注：新加坡貿工部：《2001年新加坡經濟調查報告》。）

國際金融市場變化對東盟國家經濟的影響，不僅在于流入這些國家的資本流量減少，更在于金融資產價格，主要是股價和匯率變動的傳導。近年來，東盟國家引進外資的規(guī)模持續(xù)萎縮，1996-1999年東盟國家吸收的外國直接投資從163億美元降至73億美元，它對以投資—出口推動的東盟國家經濟產生較大的影響。同時，近年國際股票市場價格和美、日貨幣匯價的劇烈波動，也引發(fā)東盟國家金融市場的動蕩，并危及國內經濟的穩(wěn)定增長。據美國所羅門美邦公司的研究，日元匯率的變動對泰國、新加坡、馬來西亞經濟的影響分別為：日元每貶值10%，泰國經濟就會下降0.3%、新加坡經濟就會下降0.22%、馬來西亞經濟就會下降0.21%。

日本經濟和匯率波動對亞洲經濟的影響  

日本經濟增長1%

日元增值10%

新加坡

+0.24%

+0.22%

馬來西亞

+0.13%

+0.21%

泰國

+0.17%

+0.30%

中國

+0.09%

+0.15%

香港

+0.12%

+0.10%

臺灣

+0.04%

+0.03%

亞洲

+0.10%

+0.16%

資料來源：美國所羅門美邦公司。轉引自新加坡《聯(lián)合早報》2002年12月11日。

其次，金融危機后東盟國家經濟的脆弱性，使之難以抵御世界經濟周期波動的沖擊。

在經歷了嚴重的金融危機之后，東盟國家仍未完全擺脫危機的陰影，各國經濟的結構性矛盾依然尖銳。產業(yè)結構調整與升級乏力，國內外投資持續(xù)低迷，銀行金融體系重組艱難，國內公司治理進展緩慢，因而政府的反周期經濟政策收效甚微。

20世紀80年代中期以來，隨著全球電子信息產業(yè)的蓬勃興起，東盟國家的電子業(yè)生產與出口迅速發(fā)展，并逐漸成為主導國內經濟增長的關鍵部門。然而，這些國家電子業(yè)的發(fā)展卻有明顯的脆弱性。它們的對外依賴性強，其零部件與中間原料的進口和電子產品的出口高度依賴美、日等發(fā)達國家，受國際市場波動影響大。這一生產方式也易于被后起國家所取代，如在1997-2000年的短短幾年時間，新加坡電子出口就由世界排名第4位滑落至第9位。同時，由于產業(yè)結構調整與技術升級緩慢，東盟國家經濟增長因素中的資本增長率和全要素生產率(TFP)均下滑。新加坡1990-1998年平均經濟增長率為7.5%，其中資本增長率和全要素生產率分別為4.2%和1.2%，均比80年代低；（注：新加坡統(tǒng)計局singstat.gov.sg/ssn/feat/3Q99/feat  ju  1991.pdf,2002年3月10日。）泰國1997-2000年平均經濟增長率中資本增長率和全要素生產率分別為2%和-1.8%，也遠低于1991-1996年的11.8%和4%。（注：IMF  Country  Report  No.01/147,Thailand:Selected  Issues,Aug2001.）東盟國家經濟轉型和產業(yè)升級滯后，既影響到短期經濟增長的穩(wěn)定性也制約著中長期經濟發(fā)展的后勁。

盡管東盟國家銀行金融機構重組取得一定進展，但國內金融體系仍然十分脆弱。由于銀行和企業(yè)結構調整緩慢，國內不良金融資產仍居高不下，據亞洲開發(fā)銀行去年4月發(fā)表的一份報告顯示，印尼和泰國的商業(yè)銀行呆帳率已分別從1998年的50%和43%降至2001年底的12%和10%，但若將其國有資產管理公司已收購而尚未處理的呆帳計算在內，兩國的呆帳率則分別高達50%和25%。而馬來西亞的銀行呆帳率去年1月又回升至12%，大致相當于1998年的水平。菲律賓的銀行呆帳率也從1998年的10%上升至去年1月的18.3%。困擾東盟國家經濟的不良金融資產過高，與國內公司治理進展緩慢密切相關。東盟國家的公司負債率高，如印尼和泰國公司負債率（負債／自有資產）目前仍高達280%，而中小企業(yè)眾多加大了債務重組的難度。同時，企業(yè)生產結構與管理體制的調整緩慢。因此，東盟國家經濟的微觀結構重組滯后嚴重阻礙金融改革深化和宏觀經濟的穩(wěn)定。

最后，金融危機后區(qū)域國際分工格局的巨變，直接影響東盟國家經濟增長的動力機制。

由于金融危機后區(qū)域各經濟體實力的增長，30多年支撐區(qū)域經濟高速增長的“雁行模式”(Flying  geese  model)已發(fā)生巨大變化。所謂“雁行模式”是指20世紀60年代以來亞洲新興工業(yè)化經濟群體(NIEs)產生與發(fā)展的一種獨特的區(qū)域國際分工形態(tài)，即率先實現了工業(yè)化的日本將成熟產業(yè)轉移到亞洲“四小”（韓國、臺灣、香港、新加坡），后者又將其成熟的產業(yè)轉移到東盟四國（泰國、馬來西亞、菲律賓、印尼）。紡織、化工、機械、電子等產業(yè)均以這樣的次序轉遞，從而在區(qū)域形成了一群處于不同發(fā)展階段的新興工業(yè)化經濟體。1997年亞洲爆發(fā)金融危機，日本、亞洲“四小”和東南亞經濟均受到強烈沖擊。日本經濟長期停滯不前，吸納區(qū)域產品的能力下降，對外產業(yè)轉移的進程放緩。亞洲“四小”經濟深陷困境，產業(yè)升級舉步維艱，對外投資規(guī)模銳減。這樣，由日本主導產業(yè)轉移過程所決定的區(qū)域國際分工格局出現衰變，使得區(qū)域內賴以高速發(fā)展的增長動力機制和產業(yè)循環(huán)機制難以順利運行，經濟增長的變數大大增加，從而導致金融危機后東盟國家經濟的急劇波動。

三、東盟國家經濟增長趨勢

進入2003年初，東盟國家經濟已呈現逐漸復蘇的跡象。對今年東盟經濟發(fā)展的前景，國際經濟組織一般持謹慎樂觀的態(tài)度。據世界銀行新近的預測是，2003年和2004年，印尼經濟增長率分別為3.3%和4%，馬來西亞分別為4.2%和5.5%，菲律賓分別為4%和4.5%、新加坡分別為1.7%和4.9%，泰國分別為4.5%和5%。

從中長期看，東盟國家經濟增長速度將放緩，可能難以再現金融危機前經濟持續(xù)高速增長的勢頭。新加坡總理吳作棟曾指出，新加坡未來經濟增長要再現過去30年的高速增長將是不可能。（注：新加坡《聯(lián)合早報》2001年8月20日。）內閣資政李光耀也說，如果2003年新加坡實現經濟復蘇，今后每年取得3-5%的經濟增長率，那將是了不起的成就。（注：新加坡《聯(lián)合早報》2001年11月12日。）這是因為金融危機后支撐東盟國家經濟持續(xù)高速增長的內外條件發(fā)生了一系列變化。從國際上，去年世界三大經濟體同時陷入衰退是戰(zhàn)后所不多見的。此后，世界經濟的復蘇緩慢。美國經濟復蘇減慢，歐洲經濟反彈有限，日本經濟衰退仍在谷底，世界經濟可能會進入一個較長的所謂的增長衰退時期。同時，由日本主導產業(yè)轉移過程所決定的區(qū)域國際分工格局出現巨變，使得區(qū)域內賴以高速發(fā)展的增長動力機制和產業(yè)循環(huán)機制難以順利運行。此外，東盟國家經濟還將面臨周邊國家的激烈競爭。從國內看，東盟國家正處于經濟轉型的關鍵時期。短期內，各國經濟的結構性矛盾難以解決，政府推行的宏觀經濟政策成效有限，產業(yè)結構調整與升級非一蹴而就，因而國內經濟增長方式轉變尚需時日。許多國家不僅要經歷經濟轉型和結構調整的痛苦過程，還將面臨國內政治和社會不穩(wěn)定的拖累，尤其是2004年印尼、馬來西亞、菲律賓將面臨大選。

與此同時，東盟國家經濟增長波動將會有所增大。隨著經濟全球化與信息化進程的加快，世界各國經濟增長波動的同步性增強，它將直接影響到東盟國家經濟增長的穩(wěn)定性。美、日等發(fā)達國家“高科技泡沫”破裂后，世界的電子工業(yè)迅速衰退，國際市場對電子產品的需求急劇萎縮。尤其是全球電子信息產業(yè)的生產周期日益縮短，目前一個周期平均只能維持兩年半的時間，這就使得以電子業(yè)生產與出口為主導的東盟國家經濟增長周期也將縮短，從而導致國內經濟增長波動起伏加大。

收稿日期：2003-04

【參考文獻】

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第2篇：經濟增長趨勢范文

內容摘要：本文針對目前西部經濟增長的幾種主要模式：招商引資模式、民營經濟模式、傳統(tǒng)產業(yè)結構模式、低成本勞動力模式等進行了分析論證，并對其經濟增長方式轉變提出了思路，以期為縮小東西部經濟差距、促進西部經濟良性持續(xù)發(fā)展提供借鑒。

關鍵詞：西部經濟增長模式資源耗費產業(yè)結構勞動力成本

西部地區(qū)如何實現經濟快速、持續(xù)增長，以及經濟持續(xù)增長會給西部帶來怎樣的影響，是我們在選擇西部經濟增長模式時必須面對的一個重要課題。西方工業(yè)國家早已完成了經濟增長模式的轉變，即從以能源，尤其是以資本的增加帶動經濟發(fā)展的傳統(tǒng)模式，轉變?yōu)橐揽考夹g進步和服務業(yè)的發(fā)展促進經濟的增長。這種新的經濟增長模式的特點是集約式的，效率更高。而我國西部經濟增長主要還是依賴于傳統(tǒng)模式，以消耗資源、增加投資為特點，往往造成人與人的關系緊張，人與自然的關系緊張。本文將對現階段我國西部經濟增長模式進行分析，并對其增長模式的特點和存在的主要問題進行揭示，從而為西部地區(qū)經濟增長模式轉變提供參考。

招商引資促進經濟增長模式

近年來，西部各省、自治區(qū)、直轄市大力從沿海等經濟發(fā)達地區(qū)招商引資，并在稅收和土地政策等方面給予了極大的優(yōu)惠；為了鼓勵個人或中介組織招商引資，很多地方政府還設立了專項獎勵基金；此外，還通過政務公開，簡化審批手續(xù)，實行服務承諾制，建立“綠色通道”等完善招商引資的軟環(huán)境。顯然通過對外招商引資，能擴大地方投資規(guī)模，實現地方經濟增長的目的。

但由于受地理、信息、通訊、交通、人才等問題的制約，西部地區(qū)的招商引資一直舉步維艱。例如2004年青海省引進內資（省外招商）盡管實現了一次大的飛躍，達到73億元，但這個數字不到天津當年實際利用內資額238.75億元的1/3；實際吸收外資僅2.25億美元，為廣東當年實際吸收外資100.1億美元的2.24%。西部地區(qū)最大的優(yōu)勢就是資源豐富，而各地政府往往抓住地方資源大做文章，招商引資。能源富集、電價低廉、土地征用成本低等成為西部招商引資的重要法寶，而這正好使得飽受高污染、低效率之苦的我國東部地區(qū)和其它經濟發(fā)達國家再也不能容納的高能耗、高污染企業(yè)找到了“生存之地”。于是，近年來西部成了高耗能工業(yè)發(fā)展的集中地。據了解，青海的氧化鋁企業(yè)90%都是近10年來因東部地區(qū)電力緊張而移植西部的；重點扶持的20家工業(yè)園區(qū)中，有5家被冠以“高載能園區(qū)”的名稱，其以高耗能產品為主的園區(qū)約占一半。西部其它地方在招商引資中所出現的情況也大致相同。

招商引資模式確實在短時間內使西部一些地方的經濟總量有所增長，但高能耗企業(yè)的大量引入，使得西部各省、自治區(qū)、直轄市原來并不突出的能源供需矛盾變得突出起來。比如青海省工業(yè)用電占總用電量的80%，而高能耗企業(yè)的用電又占工業(yè)用電的90%以上；內蒙古電力缺口達到70%。許多西部地區(qū)形成了以高耗能產業(yè)為支柱的經濟結構，發(fā)展高耗能產業(yè)成了西部經濟增長的重要模式。雖然招來了“東資”，但引進的大多是一些高能耗、勞動密集型的產業(yè)，同時帶來還有“東污西移”，破壞了西部地區(qū)脆弱的生態(tài)，加劇了環(huán)境的進一步惡化。因此西部地區(qū)在招商引資過程中，不能因為招商而犧牲資源與環(huán)境，要實現可持續(xù)發(fā)展，必須大力降低資源的破壞性開發(fā)和浪費，保護已經十分脆弱的生態(tài)環(huán)境。

民營經濟促進經濟增長模式

民營經濟發(fā)達的地區(qū)，經濟增長、社會就業(yè)、政府收入明顯好于其他地區(qū)。西部經濟增長緩慢，與民營經濟發(fā)展滯后密切相關。這種發(fā)展滯后，一方面表現為民營經濟所形成的經濟增加值相比發(fā)達地區(qū)顯得過低。例如：在西部民營經濟比較發(fā)達的重慶市2005年民營經濟占經濟總量51%，而東部民營經濟較發(fā)達的溫州占85%，寧波占84%。再如2005年上海民營經濟占GDP的近40%，但其民營經濟總量卻達到7624億元，遠遠高于重慶市的民營經濟總量1590億元。另一方面，西部民營經濟發(fā)展的方式滯后，主要體現為西部民營經濟的發(fā)展大多是依賴于地方資源，技術含量低，產品附加值低。西部民營經濟中的加工業(yè)大多為農副產品的初級加工，精加工能力差，產品檔次比較低、科技含量少，大多尚未采用國際衛(wèi)生、技術和行業(yè)標準，同發(fā)達國家和地區(qū)相比有很大差距。西部民營經濟主要還是屬于勞動密集型產業(yè)，產業(yè)結構依然處于傳統(tǒng)結構階段。而經過20多年的發(fā)展，我國東部地區(qū)的民營經濟很多已經完成了產業(yè)結構的升級，出現了許多發(fā)展勢頭強勁的科技型、資本密集型企業(yè)。同時西部民營經濟的技術開發(fā)和創(chuàng)新能力還遠遠不能適應國內外市場的競爭需要，大多僅僅停留在對國內外技術簡單消化吸收與改良階段。

市場經濟發(fā)展到今天，民營經濟在市場經濟中的作用已得到各方面的共識，西部地區(qū)各級政府對其也十分重視，并制定了若干發(fā)展措施。但東西部民營經濟的差距卻越來越大，西部民營經濟對地方經濟增長的促進作用卻遠遠不如東部。東部民營經濟迅速發(fā)展，固然有很多客觀因素，尤其一些自身優(yōu)勢，但西部地區(qū)同樣有自身的優(yōu)勢，如何抓住自身的優(yōu)勢資源，改變目前西部地區(qū)民營經濟發(fā)展滯后、難以對地方經濟形成質的飛躍這樣一種局面，是當前我國轉變經濟增長模式所應關注的重要問題。

傳統(tǒng)產業(yè)結構推動經濟增長模式

我國西部地區(qū)經濟的增長很大程度上還依賴傳統(tǒng)的產業(yè)結構，而這種產業(yè)結構的不協(xié)調問題比沿海等經濟發(fā)達地區(qū)更顯突出。首先，從農業(yè)來看農業(yè)基礎十分薄弱，傳統(tǒng)農業(yè)占據了主導地位，農業(yè)和農村經濟結構不合理，農業(yè)綜合效益不高；由于工業(yè)的落后，工業(yè)反哺農業(yè)難以實現；同時長期阻礙經濟發(fā)展的“城鄉(xiāng)二元結構”問題和“三農”問題在西部更嚴重，制約了農民收入水平和消費水平的提高，而且影響農村市場的開拓，進一步限制了其它產業(yè)乃至整個國民經濟的快速增長。其次，從工業(yè)來看，雖然我國西部工業(yè)的整體水平有了很大的提高，但傳統(tǒng)產業(yè)、低技術含量和低附加值的產業(yè)仍占主導地位，高新技術產業(yè)發(fā)展相對滯后。裝備制造業(yè)水平不高，而制造業(yè)是最主要的工業(yè)部門，是地方經濟增長的重要推動力之一。在20世紀90年代，由于自然條件、經濟基礎等方面的差異，東西部制造業(yè)發(fā)展的差距進一步拉大，東部地區(qū)在90年代制造業(yè)中心地位得到加強，特別是東部沿海地區(qū)制造業(yè)比重進一步增加。相反，西部省市90年代的制造業(yè)占全國份額普遍下降，1990—2001年，我國東部地區(qū)制造業(yè)所占比重由50.9%增加到65%，而西部地區(qū)的比重則由15.2%下降到10.2%。（據《中國統(tǒng)計年鑒2002》計算）工業(yè)技術裝備水平落后，能源、原材料消耗就提高，產品的層次和附加值就低。同時，實施西部大開發(fā)以來，西部各地均把開發(fā)投資的重點放在基礎設施和生態(tài)環(huán)境建設等領域，而對特色產業(yè)特別是加工制造業(yè)的發(fā)展沒有引起足夠的重視，導致西部工業(yè)推進緩慢、增長乏力，工業(yè)競爭力和市場份額下降，使西部大開發(fā)缺乏長遠的產業(yè)支撐。工業(yè)化推進緩慢，不僅難以吸納大量從農村轉移出來的剩余勞動力，而且會嚴重制約西部經濟的增長。再次，從服務業(yè)來看，雖然西部地區(qū)在文化產業(yè)、旅游產業(yè)、房地產業(yè)、中介服務業(yè)、社區(qū)服務業(yè)、農村服務業(yè)等方面與東部發(fā)達地區(qū)差別較小，發(fā)展程度較接近；但在現代物流業(yè)、科技服務業(yè)、信息服務業(yè)、金融業(yè)等方面卻有較大差距。并且本身我國服務業(yè)增加值占GDP的比重只有32%左右，不僅大大低于全世界平均64%的水平，而且低于低收入國家平均45%的水平。服務業(yè)不發(fā)達，就不能為其他產業(yè)提供便捷、高效、質優(yōu)、價廉的服務，就難以促進其它產業(yè)的專業(yè)化分工和技術創(chuàng)新，影響競爭力的提高，并最終降低經濟增長的效率。

產業(yè)結構不合理，影響了西部經濟總體效益的提高。西部地區(qū)如何因地制宜，充分發(fā)揮比較優(yōu)勢，形成合理的地區(qū)產業(yè)機構，在鞏固和加強農業(yè)基礎地位上，改組改造傳統(tǒng)產業(yè)，積極發(fā)展高科技產業(yè)，振興裝備制造業(yè)，全面發(fā)展服務業(yè)，形成自身的特色支柱產業(yè)，促進西部經濟的有效增長，是選擇西部經濟增長模式時應思考的又一個重要課題。

低成本勞動力促進經濟增長模式

西部地區(qū)經濟增長，不管是對外招商引資，還是發(fā)展本地民營經濟，最終往往形成的是高能耗、低產出的勞動密集型產業(yè)；產品競爭主要還是依賴于廉價的勞動力成本，這種低成本的競爭力是有限的，也是不長久的。

第3篇：經濟增長趨勢范文

【關鍵詞】經濟增長δ趨同β趨同俱樂部趨同政策建議

一、問題提出

趨同，即在經濟增長的過程中，落后的經濟體比領先的經濟體增長要快，最終總體水平達到一致。趨同是屬于經濟增長理論范疇內的一個假說，假說也就是并不一定成立的命題。中國自改革開放之后，各地區(qū)的經濟都發(fā)生了巨大的變化。近30多年來，各地區(qū)的經濟增長率產生了一定的差異。將國外的趨同理論用于研究中國經濟增長，可以對經濟增長有更直觀的認識，能夠評價經濟增長是否處于一個平衡增長的勢頭。

二、研究模型與方法

對經濟進行趨同檢驗的方法主要有兩個，一個是傳統(tǒng)的δ趨同檢驗，另一個是新古典趨同理論采用的β趨同檢驗。在δ趨同檢驗中，利用中國各省市面板數據進行分析，通過樣本數據標準差的變化來反映經濟是否存在趨同收斂。β趨同反映人均收入水平在一定時期的增長，通過對一定時期內（本文中分析的是中國1978-2012年這個區(qū)間）人均GDP增長率與初始人均GDP的回歸分析，通過變量系數的符號判斷經濟趨同是否存在。本文主要采用的模型是Barro和Sala-I-Martin（1995）提出的β模型：

其中，為年份跨度，、為參數，，為誤差項。而表示i省（市）t期實際人均GDP，則表示i?。ㄊ校┢诔鯇嶋H人均GDP。

三、趨同檢驗與分析

本文采用人均GDP 作為經濟β趨同的衡量指標，共選取了1978-2012年中國大陸31個?。ㄊ校┑南嚓P數據。由于1978 年的改革開放使我國的經濟結構等多方面發(fā)生了巨大的變化，以及2000 年實施了西部大開發(fā)，對我國區(qū)域經濟的發(fā)展產生了很大的影響。故本文將1978-2012年分為兩個時間段，即是1978-1999為改革開放前期和1999-2012年的西部大開發(fā)時期（或改革開放以來后部分時期），另外加上1978-2012年總樣本期。

（一）δ趨同檢驗分析

δ趨同指各國或地區(qū)的人均收入水平差異隨著時間的推移而趨于減少。一般用國家或地區(qū)間的對數人均收入或產出的變異系數（對數人均收入或產出的標準差比上其對應的期望值）來衡量。

利用中國31省市1978-2012年對數人均實際GDP的面板數據，計算出相應的變異系數來分析中國省域經濟的δ趨同情況。從得到的結果來看，1978-2012年各省市對數人均GDP的標準差沒有表現出明顯的趨勢傾向，其對數人均GDP的均值呈現增大的趨勢。我們將變異系數隨著年份的變化用線形圖表示出來。

變異系數在反映各省市差異變化的同時，也能說明經濟的趨同的收斂性是否存在。如圖一所示，變異系數從1978年的0.093下降到2012年的0.039。其中只是在1990年以后出現短暫的一輪經濟趨異，但是從整個樣本期來講，反而存在著明顯的δ趨同，說明1978-2012年期間，隨著改革開放和西部大開發(fā)的進行，各省市人均實際GDP的差異存在著縮小的趨勢。

圖一 中國各省市1978-2012年人均GDP的δ趨同檢驗

（二）絕對β趨同檢驗分析

在進行β趨同的檢驗分析中，我們把整個樣本期分為兩個階段，分別考慮兩個時期的趨同和趨異情況，

一方面是改革開放初期（1978年改革開放以來直到世紀末），各省市經濟是否存在趨同收斂;另一方面是1999年西部大開發(fā)以來中國各省市經濟的地區(qū)性差異變化情況。

針對1978-1999年、1999-2012年和1978-2012年的數據做回歸分析，可以得到各階段的β趨同檢驗回歸結果，如下表所示：

表一 各樣本期β趨同檢驗回歸結果

如上表所示的回歸結果顯示，在5%的顯著性條件下，1978-2012年和1999-2012年這兩個樣本區(qū)間都通過了顯著性檢驗，而1978-1999年則沒有通過顯著性檢驗，但是這三個樣本區(qū)間檢驗的擬合優(yōu)度都很差，不過我們仍然可以從中判斷出總體的趨勢，即初始GDP與增長率之間存在著負相關關系，就是存在β趨同。而且，從表中可以看出，各個樣本期趨同速度分別為0.82%、0.53%和1.15%，1999-2012年間的趨同速度較快，即西部大開發(fā)以來，各省市人均GDP差異縮小的速度加快了。

（三）條件β趨同檢驗分析

為了區(qū)別1978年、1999年經濟經濟政策給我我國省域經濟帶來的影響，并綜合東中西部地區(qū)的經濟地域差異，可以引入地理位置虛擬變量D1i和D2i來加入研究地域經濟差異因素之后的β趨同情況。

其中;

以各省市截面的人均GDP 增長率作為因變量，通過引入外商直接投資等經濟控制變量，考察在地理空間效應和這些控制變量的共同作用下，省域經濟增長的趨同趨勢及其影響因素。此時，引入這些變量的條件β趨同模型為：

其中a、b、c、d、e均為參數，為人均外商直接投資自然對數。

再采用加權最小二乘法，即以殘差絕對值的倒數作為權重進行加權。檢驗結果如表2所示。

從表2中的檢驗結果可以看出，引入的FDI經濟控制變量的系數為正數，說明經濟增長率與FDI呈現出正相關關系。也就是說，更高的FDI能夠推動經濟更快的增長。

表二 1999-2012年條件β趨同檢驗回歸結果

四、結論和政策建議

（一）結論

由前面的趨同檢驗分析可知。自1978年以來我國31個省市的經濟增長存在一定的負相關性，即初始人均GDP與經濟增長率直接呈負相關關系，即存在著β趨同，但是這種趨同并不明顯。由于我國地區(qū)經濟發(fā)展中的地理位置因素，我國經濟發(fā)展逐步形成了東中西部的三個趨同俱樂部，并且地區(qū)經濟差異較大。在引入一些其他經濟控制變量如外商直接投資后，能夠更好的解釋這種趨同現象。

（二）政策建議

我國各省市經濟總體β趨同較弱，俱樂部趨同顯著，而且省級經濟體之間的差距有擴大的趨勢。故首先中央應該加大重視地區(qū)差異力度，可以在制定區(qū)域經濟政策時，給予經濟發(fā)展初級地區(qū)更多的政策傾斜和制度供給，以促進其地區(qū)經濟快速增長。

其次，如果在今后對中西部地區(qū)的開發(fā)不注重市場機制的利用，而過多地采取一些政府干預市場的措施也勢必影響開發(fā)效果。實施西部開發(fā)戰(zhàn)略并不僅僅意味著要投入資金，軟環(huán)境的建設可以起到事半功倍的效果。

第三，加快中西部地區(qū)改革開放步伐，也是促進其經濟增長速度的重要杠桿。但開放程度在很大程度上是由外生的制度決定的，因此要實現地區(qū)間經濟增長的趨同，首先要做到政策的趨同。

參考文獻：

第4篇：經濟增長趨勢范文

一、上半年投資消費對經濟增長的貢獻率分析

(一)上半年經濟增長比去年同期有所加快，但低于一季度增長水平，在全國的位次下降

今年以來，我區(qū)著力進行產業(yè)結構的調整，經濟增長的重心從以增長速度為主向速度與質量并重轉變，1-6月份生產總值達4690.29億元，增長速度為15.8％，比上年同期水平下降了0.5個百分點，比一季度下降了1.7個百分點，在全國的排名為第9名。

從我區(qū)三次產業(yè)增長情況看，二季度第一產業(yè)增長5.8％，第二產業(yè)增長19％，第三產業(yè)增長12.3％。與去年同期相比，盡管經濟增長總體水平略有下降，但第一、第二產業(yè)增長均有所加快，第三產業(yè)增長則下降幅度較大，為1.9個百分點：與今年一季度相比，三次產業(yè)增長均有不同程度的下降。

(二)上半年固定資產投資對經濟增長的貢獻大幅度下降，未來經濟增長動力亟待加強

值得注意的是，根據近年來我區(qū)經濟增長慣例，二季度GDP增長普遍快于一季度，究其原因，我區(qū)消費增長變化幅度相對較小，對經濟增長的貢獻相對穩(wěn)定，而我區(qū)出口的絕對量較小，對經濟增長的貢獻極為有限，因此支撐二季度GDP增長的主要動力在于投資。往年二季度恰是我區(qū)固定資產投資增長高峰，如2009年上半年全區(qū)規(guī)模以上固定資產投資增長41.1％，對經濟增長的貢獻率為193.8％。而今年上半年，我區(qū)固定資產投資為3432.59億元，對經濟增長的貢獻率下降到40.67％，降幅相當大。

(三)上半年消費對經濟增長的貢獻率也有較大幅度回落

今年上半年，全區(qū)社會消費品零售總額增長18.6％，高于去年同期水平0.1個百分點，但對經濟增長的貢獻率從上年的49.2％降為19.79％，降幅約為30個百分點。其主要原因除價格因素外，在于上半年投資增長下降時，消費增長未能及時跟進，其有限的升幅難以與投資增長形成有效互補，進而彌補投資增長對經濟增長的貢獻率缺口。

(四)下半年保持需求對經濟的拉動力任重道遠

去年上半年固定資產投資和社會消費品零售總額對生產總值的貢獻率之和約為253％，而今年上半年二者之和僅為61％左右，差距相當大。1-7月份，投資和消費需求狀況并無明顯好轉，固定資產投資總額增長15.8％，比1-6月份又下降了0.4個百分點：社會消費零售總額增長從上半年的18.6％提高到18.7％，僅僅上升了0.1個百分點。

造成投資增長下降的原因是多方面的。應該看到今年投資的增長，是在去年的高基數上取得的，受政策性因素影響較大，要繼續(xù)保持投資的高速增長難度很大。但從主要行業(yè)固定資產投資增長情況看，1-7月份農林牧漁業(yè)、制造業(yè)、電力、交通、水利等行業(yè)同比增幅普遍下降較快，僅為上年增幅的4至5成：從新開工項目看，比上年下降了19.7％；從資金供給看，1-7月份金融機構貸款余額同比增長為22.8％，比上年同期下降了21個百分點，顯示資金面趨緊。由此可見。目前的經濟增長水平相當程度上是依靠大量增加庫存取得的，要實現全年經濟目標，下階段需要著力擴大有效需求，尤其是要加大固定資產投資增長，并著力刺激居民消費需求的增長，以保證經濟“又好又快”增長。

二、下半年我區(qū)投資及消費需求增長趨勢判斷

(一)下半年國際國內經濟環(huán)境

據有關方面分析，今年以來美國經濟增長速度逐步回落，二季度GDP折年率上升2.4％，低于市場預期的2.6％和一季度的修正值3.7％，庫存投資、消費者支出和貿易增長均出現減慢跡象。6月份OECD綜合先行指數(LEI)顯示，美國先行指數經過4個月的增長放緩后，出現了2009年2月以來的首次負增長，表明經濟復蘇動力正在減弱，未來6個月經濟增速將進一步放緩。與此同時，美國商務部修訂了自2007年開始的一系列經濟數據，表明本次衰退要比人們之前判斷的還要嚴重，美國經濟二次探底的可能性加大。

在此國際背景下，我國經濟增長在一季度在達到近期增長高點11.9％之后，二季度同比增速回落了1.6個百分點。當然，去年基數比較高是其重要原因，此外國家為防止經濟過熱所采取的一系列宏觀調控政策也發(fā)揮了重要作用。據三季度國家統(tǒng)計局、中國物流與采購聯(lián)合會1日報告，8月份我國制造業(yè)采購經理指數(PMI)為51.7％，比上月提高0.5個百分點。這是PMI指數連續(xù)3個月回落后的首度回升，并持續(xù)位于臨界點50％以上，表明我國制造業(yè)經濟總體仍呈現增長態(tài)勢，經濟增長的內在動力不斷增強。展望下半年，預計我國經濟將降中趨穩(wěn)，隨著新型戰(zhàn)略產業(yè)的逐漸發(fā)展壯大，將形成新的經濟增長點，在諸多經濟因素的共同作用下。有望實現全年8％的經濟增長目標。

(二)下半年我區(qū)投資與消費增長預測

從圖2可見，去年以來，我區(qū)固定資產投資增長呈現逐步回落態(tài)勢。今年尤為明顯，1-7月份為增長最低點。其原因固然與去年基數較高有。關，宏觀形勢變化背景下國家加大調控力度也是其中的重要原因。今年以來，我區(qū)上報國家的項目相當數量未能獲得核準，影響了新開工項目規(guī)模。預計下半年為防止通貨緊縮國家將適當放寬宏觀調控力度，資金供給也將有所緩和，這將為我區(qū)加快投資增長提供較上半年寬松的宏觀環(huán)境。另一方面，從自治區(qū)自身的情況看，自治區(qū)領導對當前投資的下滑極為重視，專題研究如何推進項目建設，著力加快投資增長，以保持其對經濟增長的拉動力。綜合上述因素，預計我區(qū)下半年投資增長將逐漸扭轉目前的不利局面，固定資產投資增長速度在三季度將逐步回升，全年增長8700億元的目標有望如期實現。

第5篇：經濟增長趨勢范文

關鍵詞：公路運輸；區(qū)域經濟；相關性；發(fā)展

現代化的進程加快，在加速經濟發(fā)展步調的同時，也促進了交通運輸業(yè)的發(fā)展完善?，F階段，我國的運輸方式多種多樣，主要包括：陸路運輸、海路運輸、航空運輸等，其中以陸路運輸為主，而公路運輸又是陸路運輸的重中之重。城市現代化不斷地推進，對其基礎設施的要求也不斷提高，公路運輸作為交通運輸的一種，具有靈活性強、建設資金少、投入低、“直接送貨上門”等優(yōu)點，是現代的主要運輸方式。它與區(qū)域經濟具體有哪些關系，下面我們來進行詳細的研究。

一、公路交通與區(qū)域經濟發(fā)展關系的理論分析

交通運輸既是人類地域活動的物質基礎，又是商品流通的重要保證，是聯(lián)系生產、分配、交換和消費的紐帶。研究公路交通與區(qū)域經濟發(fā)展關系對于改善區(qū)域交通狀況、改善投資環(huán)境、帶動產業(yè)結構調整、促進經濟發(fā)展等具有重大的現實意義。

（一）公路交通系統(tǒng)分析

交通運輸的發(fā)展，不僅僅是一種單純的技術進步與滿足需求的產物，它以一種主導產業(yè)的身份和作用促進了經濟的發(fā)展。交通運輸系統(tǒng)包括鐵路、公路、航空、水運和管道五種運輸方式。在市場經濟條件下，各種運輸方式的技術經濟特征有所不同，既分工合作，又存在激烈的市場競爭。與其它四種運輸方式相比，公路運輸有以下幾種優(yōu)勢：1. 公路運輸靈活，適用性強。2. 公路運輸具有運送速度快，可實現門到門的運輸的特點。3. 公路運輸涉及面廣，深入腹地，便于普及。

（二）區(qū)域經濟系統(tǒng)分析

區(qū)域經濟是由空間資源組成的地區(qū)經濟集合體，是國民經濟的組成部分，起著連接地區(qū)經濟與國民經濟的橋梁作用。區(qū)域經濟是指一定地區(qū)范圍內的社會物質生產和再生產的活動，即該地區(qū)內所發(fā)生的各種經濟活動及其資源配置活動。區(qū)域經濟一般具有整體性、開放性、動態(tài)性三個共同特性。

二、公路交通與區(qū)域經濟之間的相互影響

區(qū)域經濟的構成因素有很多種，包括人口、土地、環(huán)境和市場發(fā)展水平等諸多要素，其涵蓋了工業(yè)、農業(yè)、交通運輸業(yè)等，因此交通運輸是區(qū)域經濟的一個組成部分。

（一）公路交通對區(qū)域經濟發(fā)展的影響

公路交通在我國區(qū)域經濟發(fā)展中的作用，主要是其運輸優(yōu)勢的發(fā)揮以及它對國家發(fā)展建設所起到的作用。公路運輸建設的發(fā)展和完善，是國家高度發(fā)展、文化繁榮和國防安全的重要前提，并且對于人們生活水平的提高和需求的滿足起到了很大的作用。下面我們來談一談公路建設在哪幾方面對區(qū)域經濟產生影響。

1. 公路運輸參與生產促進經濟發(fā)展

第一，公路運輸過程中所進行的活動，在貨物的裝卸、運輸、搬運等進行產品服務的過程中，直接創(chuàng)造勞動收入，創(chuàng)造就業(yè)機會?？梢哉f公路運輸是經濟和價值的直接創(chuàng)造部門，對經濟的發(fā)展有直接的推動作用；第二，在公路建設的過程中需要投入大量的勞動力和資源，并且在建設的過程中，對其國民經濟的消耗占據了三個產業(yè)，拉動了三個產業(yè)的增長。同時在公路建設的過程中對于建筑材料、機械、人力的需要，也相應的拉動了區(qū)域經濟的進一步發(fā)展，增加了經濟的產出。

2. 公路交通優(yōu)化生產力布局

公路交通對生產力布局的合理安排，可以有效地對生產要素進行分配，將生產要素轉化成直接的生產力，以促進區(qū)域經濟的健康發(fā)展。公路交通對區(qū)域經濟和生產力的布局具有重要的影響。公路運輸的發(fā)展，在方便交通的過程中，使各區(qū)域的聯(lián)系愈加密切，形成緊密的公路網。公路交通的暢通和便捷不僅可以加速區(qū)域的發(fā)展，更會減少區(qū)域經濟發(fā)展的障礙和困難，進一步擴大企業(yè)的經營規(guī)模和市場占有率，優(yōu)化了生產力布局。使我國的國民經濟向著更好更快的方向發(fā)展。

3. 公路交通優(yōu)化產業(yè)布局

現階段，我國國民經濟依然以第一產業(yè)為主，第二產業(yè)為輔，第三產業(yè)發(fā)展快速，但是所占比重較少。公路交通的全面發(fā)展，可以使各企業(yè)之間的聯(lián)系更加頻繁，加快信息的流通速度，和產品的運輸效率。并且，公路交通也是一種產業(yè)，它的存在和不斷完善，有利于調整產業(yè)布局，減少第一產業(yè)在我國國民經濟發(fā)展中的比重，優(yōu)化產業(yè)布局。公路交通與區(qū)域經濟之間的聯(lián)系，一方面體現在對其他產業(yè)的需求；另一方面體現在為我國各種產業(yè)的發(fā)展提供運輸、裝卸等服務，促進國民經濟規(guī)模的擴大，增加其經濟效益，促進產業(yè)結構布局的進一步優(yōu)化。

4. 公路交通對旅游業(yè)的影響

隨著經濟的發(fā)展，人們生活水平不斷的提高，越來越注重對生活質量的追求，旅游逐漸成為人們休閑娛樂的重要項目之一，現階段，旅游業(yè)的發(fā)展如日中天。在人們進行旅游地點選擇時，大部分的人都會選擇交通便利的地方進行參觀，旅游地點的交通設施完善會吸引大量的游客，這樣不僅會增加城市居民的經濟收入，更能提升城市的面容面貌。就目前的形勢來看，我國的旅游景點大多在偏遠的地區(qū)，并且交通運輸的情況差，交通網疏松，這樣就降低了游客的⒐勐剩導致游客的出行受到限制。但是公路運輸擁有靈活性高、造價低等特點，不僅方便了游客可以深入景點內部，更能保證游客在旅途的過程中，保持心情的舒暢。

5. 公路交通運輸業(yè)對新農村建設影響大

一直以來，新農村建設問題備受黨和政府的關注，目前國家正在進行有效的實施。在社會主義新農村的建設中，交通運輸占據很重要的地位，例如，新農村的建設要積極地引進城市的先進設備和大型的農業(yè)器具，學生上學、人口外出必須要有交通運輸的保障。公路交通是農村主要的交通運輸方式，是農村經濟結構調整、農民生活水平改善和經濟收益提高的重要途經。加強農村公路的建設，不僅能改善農村的交通運輸條件，還能提高投資力度，改變農村的整體風貌，加強農村與外界的聯(lián)系，改變以往南坪村故步自封的局面，提高人們的整體素質和審美，加快新農村的建設步伐。并且，公路交通的發(fā)展還可以促進農民就業(yè)，有利于農村和城市之間的互動，縮小二者之間的差距，更有利于社會主義新農村的建設。

（二）區(qū)域濟發(fā)展對公路交通的影響

區(qū)域經濟的發(fā)展壯大，在提高區(qū)域經濟實力的同時，基礎設施建設也得到相應的提升，尤其是對公路交通運輸業(yè)的影響是巨大的。區(qū)域經濟水平提高，促使區(qū)域經濟活動加強，人員和原材料的流通更加頻繁，引起交通運輸的增長。再者來說，區(qū)域經濟的提升意味著區(qū)域的整體實力增強，會吸引更多的投資者致力于區(qū)域經濟的建設當中來，這就對區(qū)域的交通運輸的要求也隨之提升，況且，交通運輸業(yè)作為一門產業(yè)，也是投資者的首選目標和投資方向之一。區(qū)域經濟對交通運輸業(yè)的發(fā)展主要有以下方面的影響。

1. 區(qū)域經濟發(fā)展需求影響交通運輸的規(guī)模。公路交通運輸作為一個產業(yè)部門，為需求的滿足而存在，在需求規(guī)模的不斷擴大中得到發(fā)展。任何時期，經濟的發(fā)展所產生的對人、物空間位移的需求，正是運輸市場存在和發(fā)展的源泉。

2. 區(qū)域經濟發(fā)展的實力支持運輸業(yè)的發(fā)展。發(fā)達國家先進的運輸系統(tǒng)使發(fā)展中國家的運輸系統(tǒng)相形見拙，但先進的運輸系統(tǒng)不是憑空而來的，它需要技術、資金和人力，這都需要經濟的發(fā)展為其提供條件。

3. 生產力布局影響交通運輸布局。在發(fā)展運輸業(yè)的過程中，離不開運輸的合理布局，如運輸線路的分布、運輸企業(yè)的選址、站場位置的選取等，都被當作運輸布局的重要內容。

三、結語

公路運輸作為區(qū)域經濟發(fā)展中的重要環(huán)節(jié)，其發(fā)達程度與區(qū)域經濟的發(fā)展水平有著密切關系，交通運輸的暢通與否、交通網的密集程度是影響區(qū)域經濟建設的首要因素之一。因此，區(qū)域經濟要想又好又快的發(fā)展，就必須完善公路交通的建設，使經濟發(fā)展的通道得以打開，交通運輸還能改善區(qū)域經濟結構，使其更加的合理優(yōu)化，增加就業(yè)率。同時，區(qū)域經濟的發(fā)展又為公路交通行業(yè)提供有力的經濟支持和建設保證，區(qū)域經濟水平直接影響公路建設水平。公路運輸與區(qū)域經濟建設相輔相成，二者相互促進，相互影響，因此必須同時加強區(qū)域經濟建設和公路交通運輸，保證二者齊頭并進，共同致力于和諧社會的建設和整個國家的發(fā)展。

參考文獻：

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[2]曹建軍，劉永娟，李金蓮.江蘇省區(qū)域經濟差異的多尺度研究[J].地域研究與開發(fā)，2010（05）.

第6篇：經濟增長趨勢范文

[關鍵詞] 經濟增長 區(qū)域趨同 異化

一、引言

自威廉姆遜在1980s 提出區(qū)域收入趨同假說后,國際上對區(qū)域趨同的經驗研究逐漸增多。許多經濟學家從不同的角度對不同國家或地區(qū)進行了理論探索和實證研究。1978 年后我國分階段逐步推行的改革開放政策對各地區(qū)的影響存在很大差異,在這種背景下,不同地區(qū)經濟增長情況引起了廣泛關注。改革開放以后，特別是實行西部大開發(fā)之后，中西部地區(qū)的經濟出現了快速發(fā)展的局面，但各地區(qū)經濟發(fā)展速度很不均衡，中西部地區(qū)的安徽、四川等地經濟增長迅速，而同處于東部地區(qū)的、青海等地則經濟發(fā)展緩慢，這種中西部地區(qū)經濟發(fā)展的不平衡會對全國地區(qū)的經濟發(fā)展產生重要影響。那么從長期來看，中西地區(qū)內部經濟增長的趨勢是怎么樣的呢，是經濟增長趨同呢，還是經濟增長趨異呢，這是本文要探討的問題。

本文擬運用Barro 和Sala-I-Martin 趨同模型，分析我國中西部地區(qū)的絕對趨同和條件趨同狀況。通過在回歸方程中加入適宜的解釋變量,對我國中西部地區(qū)經濟增長是否存在趨同進行實證檢驗,得出區(qū)域經濟增長是否趨同的定性結果。并對我國中西部地區(qū)經濟增長的規(guī)律,以及影響中西部地區(qū)經濟增長的因素進行分析。

二、理論基礎與研究方法

1.理論基礎

新古典經濟增長理論認為,生產中資本的邊際收益是遞減的,人均資本存量較少的區(qū)域由于較高的資本收益而比經濟發(fā)達區(qū)域有較高的經濟增長速度。因此,經濟欠發(fā)達區(qū)域存在向經濟發(fā)達區(qū)域的趨同。1995 年Barro和Sala- I -Martin把趨同分為σ趨同和β趨同,并進行了大量的實證研究。

β-趨同可理解成與時間序列相關的趨同假說，即欠發(fā)達地區(qū)的經濟增長速度快于發(fā)達地區(qū)的經濟增長速度。它又分為絕對β趨同與條件β趨同兩種形式。條件β趨同認為各區(qū)域的產業(yè)結構、投資率、人力資本條件、技術水平等結構變量存在顯著差異,不同的經濟體具有不同的穩(wěn)態(tài)，每個經濟體都收斂于自身的穩(wěn)態(tài)，距離自身的穩(wěn)態(tài)越遠，其增長速度也越快。

2.研究方法及變量選擇

本文采用新古典方法來分析我國中西部地區(qū)區(qū)域趨同狀況，該方法通過回歸分析，計算初始人均收入水平在一定時期增長的β趨同系數，所謂所謂β趨同系數，是指低收入地區(qū)逐步接近高收入地區(qū) 的速度，通過Barro 和Sala - I - Martin 經典回歸模型計算和檢驗初始的人均GDP 在一定時期增長的β趨同系數，估算模型為：

第7篇：經濟增長趨勢范文

關鍵詞:中部六省;地級市區(qū)數據;金融發(fā)展;經濟增長;分位數回歸

中圖分類號:F127文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2010)12-0115-04

金融與經濟增長關系問題的理論研究可以追溯到熊彼特(Schumpeter,1911)、戈德史密斯(Goldsmith,1969)、愛德華?肖(Edward S. Shaw,1973)、羅納德?麥金農(Ronald I. Mckinnon,1973)和盧卡斯(Lucas,1988)等等緊跟其后進行深入研究 [1~3] 。近十多年來,單個國家和跨國家的實證文獻得以迅速的積累,從國別、跨國研究到多時空尺度的區(qū)域研究 [4~6]?，F有文獻集中于被解釋變量時間維度特征的條件均值統(tǒng)計建模,兩個比較有理論和實踐意義的拓展方向是:其一,基于被解釋變量空間維度特征進行空間統(tǒng)計數據挖掘,空間統(tǒng)計學可以提供方法支持;其二,對橫截面數據、聚合數據(Pooled Data)或者面板數據(Panel Data)進行被解釋變量的條件分位數統(tǒng)計建模。本文主要是就后者進行一個研究嘗試:基于中國中部六省共82個樣本地級市區(qū)的聚合數據(Pooled Data),運用條件分位數回歸方法進行區(qū)域金融發(fā)展與經濟增長關系的實證分析。

一、條件分位數回歸方法的基本思想和主要優(yōu)點

Koenker和Bassett (1978)最早提出線性分位數回歸的理論 [7]。分位數回歸是對以古典條件均值模型為基礎的最小二乘法的延伸,用多個分位函數來估計整體模型。中位數回歸(最小一乘回歸)是分位數回歸法的特殊情況,用對稱權重解決殘差最小化問題,而其他條件分位數回歸則用非對稱權重解決殘差最小化。

由于分位數回歸本身計算的復雜性,所以它沒有迅速普及,但相關的理論研究在逐步地完善。由于分位數估計可以選擇不同的分位(tau:τ)的對被解釋變量分布的頭尾部分進行研究,將不同的分位數回歸結果綜合就得到了該條件分布的完整描述。在研究對象的分布呈現異質性,如不對稱、厚尾、截斷性等特征時,分位數回歸方法具有明顯的優(yōu)勢[8]。因此,越來越多的研究將其用于分析在被解釋變量的不同水平下受到解釋變量影響作用的差異和變動[9~12] 。分位數回歸大致可以分為參數回歸模型、非參數回歸模型、半參數回歸模型這三類,每種模型都有其各自的估計方法。

分位數回歸采用加權殘差絕對值之和的方法估計參數,其優(yōu)點體現在以下幾方面:(1)它對模型中的隨機擾動項不需做任何分布的假定,這樣整個回歸模型就具有很強的穩(wěn)健性;(2)分位數回歸本身沒有使用一個連接函數來描述因變量的均值和方差的相互關系,因此分位數回歸有著比較好的彈性性質;(3)分位數回歸由于是對所有分位數進行回歸,因此對于數據中出現的異常點具有耐抗性;(4)不同于普通的最小二乘回歸,分位數回歸對于因變量具有單調變換性;(5)分位數回歸估計出來的參數具有在大樣本理論下的漸進優(yōu)良性[11~12] 。現在主流的統(tǒng)計軟件都可以加載分位數回歸軟件包,分位數回歸也就自然而然地成為經濟、醫(yī)學、教育等領域的重要分析工具。本文的實證分析運用EViews6.0進行計算。

二、對象描述、模型設定與數據來源

按照《中國區(qū)域經濟統(tǒng)計年鑒》(2001―2007)的界定,考慮到行政區(qū)劃的局部調整,中國四大經濟地帶省級省市區(qū)和樣本地級市區(qū)的分布情況如下:東北三省36個地級市區(qū),東部十省市87個地級市區(qū),中部六省82個地級市區(qū),西部十二省區(qū)131個地級市區(qū),全國三十一省市區(qū)共336個地級市區(qū)。這里選擇中部六省82個地級市區(qū),針對地級市區(qū)的金融發(fā)展與經濟增長的關系進行實證分析。

在經濟增長的實證研究文獻中,生產函數是一個被廣泛運用的基本估計框架。這里也將它用于分析區(qū)域金融發(fā)展與區(qū)域經濟增長關系的實證研究,設定總量生產函數(t期)的形式,把產出抽象為金融發(fā)展水平與控制變量的函數,控制變量是除金融發(fā)展水平以外的其他主要影響因素,可以表述為:

Yt=f(Financet,Comtrolt,) (1)

其中,Yt是產出或者增加值,一般用國內生產總值GDP替代;Financet是金融發(fā)展水平;Contiol是控制變量。

一般地,如果進行彈性研究,就可以在柯布―道格拉斯型生產函數的基本形式的基礎上具體拓展。為了基于可得數據研究中部六省地級市區(qū)的金融發(fā)展與經濟增長的關系,這里被解釋變量就取人均國內生產總值反映經濟增長,用GDP表示;解釋變量取兩組變量,即金融發(fā)展水平和控制變量。

第一組變量是金融發(fā)展水平。根據數據的可得性,這里考慮地級市區(qū)金融相關比率指標,用FIR表示,等于金融機構存貸總額與GDP的比。

第二組變量是控制變量。包括那些能夠影響各地區(qū)經濟增長的資源稟賦差異的變量,目的是用來控制其他可能導致地區(qū)經濟差異的因素。(1)實物資本投入。這里用各地區(qū)的固定資本總額占GDP的比值反映各地區(qū)的物質資本的投入水平,用INFIXP表示。(2)人力資本投入。在地級市區(qū)的研究中,一般用各地區(qū)的中小學畢業(yè)升學率或者政府財政支出中的教育支出近似的反映各地區(qū)人力資本水平。考慮到地級市區(qū)財政金融的緊密聯(lián)系,這里設置了政府財政支出總額占GDP的比值綜合近似反映各地區(qū)人力資本水平,以及財政金融的緊密聯(lián)系,用LGEXPP表示。(3)經濟開放程度。考慮到地級市區(qū)外國直接投資額與金融的緊密聯(lián)系,這里設置了外國直接投資額(或者實際利用外資)總額占GDP的比值綜合近似反映各地區(qū)經濟開放程度,以及外國直接投資與金融的緊密聯(lián)系,用FDIAUP表示。

根據以上討論,我們是要進行彈性研究,把被解釋變量和解釋變量都取自然對數,則實證研究計量模型的基本形式設定如下:

LnGDPP = β0+ β1*LnFIR + β2*LnINFIXP + β3*LnLGEXPP

+β4*LnFDIAUP+μ (2)

為了保持指標統(tǒng)計口徑的一致性,實證研究的數據全部來源于《中國區(qū)域經濟統(tǒng)計年鑒2001―2007》,數據的實際時間范圍是2000―2006年,加入WTO過渡期為2001―2006年,增加2000年的數據是為了增加樣本容量。

三、中部六省地級市區(qū)金融發(fā)展與經濟增長:條件分位數回歸結果與統(tǒng)計分析

(一)條件中位數回歸和條件均值回歸的估計結果比較

2000―2006年中部六省地級市區(qū)金融發(fā)展與經濟增長的數據,一共包括82個地級市區(qū)七年的共574組樣本數據,樣本比較大。為了進行對比,運用條件中位數回歸和條件均值回歸進行實證分析。由于EViews6.0軟件對變量名稱沒有區(qū)分大小寫,以Ln開頭的變量在輸出結果表與圖都顯示為LN開頭的變量。這里主要關注估計方法、統(tǒng)計檢驗(擬合優(yōu)度、方程顯著性檢驗、變量顯著性檢驗)和方程系數估計結果的異同。

1.估計方法。條件中位數回歸的結果(如表1所示);條件均值回歸的結果(如表2所示)。條件分位數(中位數)回歸和條件均值回歸二者所運用的估計方法是不同的,條件分位數(中位數)回歸運用LAD (least absolute deviations)估計量進行估計,條件均值回歸運用LSD (least squares deviations)估計量進行估計,因此,估計結果自然會因估計方法的不同而有所不同。

2.統(tǒng)計檢驗。條件中位數回歸和條件均值回歸的方程顯著性檢驗(Quasi-LR檢驗、F檢驗)在0.01的顯著性水平下都是統(tǒng)計顯著的。變量顯著性檢驗(t檢驗)在0.01的顯著性水平下都是統(tǒng)計顯著的。由于計算方法不同,兩種估計方法的擬合優(yōu)度值的大小明顯不同。一般地,基于相同的數據, 偽擬合優(yōu)度值(Pseudo R-squared)明顯小于擬合優(yōu)度值(R-squared),調整的偽擬合優(yōu)度值(Adjusted Pseudo R-squared)明顯小于調整的擬合優(yōu)度值(Adjusted R-squared)。在表1中Pseudo R-squared 為0.2810,Adjusted Pseudo R-squared為0.2759;表2中R-squared 為0.4351,Adjusted R-squared為0.4311。另外,表2中D.W.值為0.4328顯示了一階序列正相關性,如果運用廣義差分法在模型設定時引入AR(1)就能夠明顯地提高擬合優(yōu)度值,R-squared與Adjusted R-squared都大于0.85。由于表1的條件中位數回歸沒有進行序列相關性檢驗,為增加可比性程度,這里不給出引入AR(1)的條件均值回歸的結果。

3.方程系數估計。對應系數的條件中位數回歸估計值和條件均值回歸估計值的大小明顯不同。三個解釋變量(LNFIR、LNFIXPP、LNLGEXPP)系數的條件中位數回歸估計值的絕對值明顯大于條件均值回歸估計值的絕對值,LNLGEXPP的系數為負值;一個解釋變量(LNFDIAUP)系數的條件中位數回歸估計值的絕對值明顯小于條件均值回歸估計值的絕對值。四個解釋變量系數對應的條件中位數回歸估計值與條件均值回歸估計值的符號沒有發(fā)生改變,其彈性意義也是比較直觀的。

(二)條件分位數回歸估計系數的差異與變動分析

為了深入揭示在經濟增長的不同水平下金融發(fā)展和其他控制變量對經濟增長影響的變化,需要在經濟增長的不同分位數水平進行條件分位數回歸估計。具體估計時還主要涉及兩個方面的問題:分位數的選取和系數標準差的計算。首先,在分位數的選取上,這里取10分位數和20分位數分別估計。受篇幅限制10分位數回歸只給出5個分位數的結果,其中,5個分位數(Quantile)的對應分位分別是τ=0.10,0.30,

0.50,0.70,0.90。其次,分位數回歸系數的標準差用自助法(bootstrap)重復抽樣200次求得。取自10分位數回歸的5個分位數的結果(如表3所示),全部20分位數回歸系數的點估計和區(qū)間估計的變動情況(如下圖所示)。

1.不同解釋變量系數估計值的差異分析。在經濟增長的某個具體分位數水平,金融發(fā)展和其他控制變量對經濟增長影響的大小都不相同。具體地說(如表3所示),在被解釋變量LNGDPP的不同分位數水平,解釋變量LNFIR、LNINFIXP、LNFDIAUP的系數都是正值,絕對值則是LNINFIXP的系數最大、LNFIR的系數次之、LNFDIAUP的系數最小;LNLGEXPP的系數是負值,絕對值都比較大。另外,容易看出,用自助法(bootstrap)重復抽樣200次求得的分位數回歸系數的標準差也有一定的差異。在經濟增長的每個具體分位數水平,解釋變量LNFDIAUP的系數的標準差都是最小,而解釋變量LNFIR、LNINFIXP、LNLGEXPP的系數的標準差都比較大。另外,0.5分位數附近的回歸系數標準差相對比較小,往兩端走靠近0.1、0.9分位數附近的回歸系數標準差相對比較大。值得注意的是,系數顯著性檢驗的尾概率P值出現了兩處大于0.05的情況,即0.1分位數回歸變量LNFIR(該變量估計結果對應的第一行)的尾概率P值0.5911,0.9分位數回歸變量LNFDIAUP(對應結果的第五行)的尾概率P值0.0751。

2.相同解釋變量系數估計值的變動分析。在經濟增長的每個不同分位數水平,某個解釋變量(金融發(fā)展和其他控制變量)對經濟增長影響的大小都不相同(如上圖所示),隨著被解釋變量LNGDPP的分位數水平從0.05逐步增加到0.95,解釋變量(金融發(fā)展和其他控制變量)系數的點估計(中間帶圓點的折線)和區(qū)間估計(上下不帶圓點的折線)都在變動。這里集中分析系數點估計的變動特點具體地說表現為:截距項在7.8附近波動(考慮排版因素,在上圖中略);解釋變量LNFIR的系數是在0.25附近先是比較快地變大,從LNGDPP的0.30分位數處LNFIR的系數開始再逐步微弱地變小(除了0.50、0.80分位數處的兩處小幅跳高以外),中間伴隨著局部的波動,波動的幅度則是在0.40分位數以前波動的幅度比較大,在0.40分位數以后波動的幅度比較小;解釋變量LNFIR系數變動的這一特點基本反映了在中部六省地級市區(qū)LNGDPP的不同分位數水平金融中介(商業(yè)銀行)作用的基本規(guī)律;LNINFIXP系數變化的上升趨勢比較明顯,從0.40一直增大到1.10以上;解釋變量LNLGEXPP的系數表現為明顯的先下降再上升的趨勢,在0.50分位數處系數為最小值-1.0904;解釋變量LNFDIAUP系數變化表現為明顯的逐步下降趨勢,兩端的局部下降更加突出,這從另一方面顯示了在經濟增長的不同分位數水平,中部六省地級市區(qū)LNFDIAUP和LNFIR、LNINFIXP、LNLGEXPP對LNGDPP的影響特點是顯然不同的。

(三)實證分析的基本結論和政策含義

總結以上實證分析我們有以下基本結論:條件中位數回歸和條件均值回歸的估計結果表現了一定的差異;與條件均值回歸相比較,條件(多)分位數回歸能夠揭示更加深入全面的數據信息;利用2000―2006年中國中部六省地級市區(qū)的數據,條件(多)分位數回歸結果顯示了一方面在經濟增長的某個具體分位數水平,金融發(fā)展和其他控制變量對經濟增長影響的大小都不相同,表現了解釋變量作用的差異性,在經濟增長的每個不同分位數水平,某個解釋變量(金融發(fā)展和其他控制變量)對經濟增長影響的大小都不相同,表現了解釋變量作用的波動性;實際上,同時進行的分地帶計算結果還表明在經濟增長的每個不同分位數水平,LNFIR、LNFDIAUP對LNGDPP的影響特點在其他地帶(例如全國、東部、西部)的地級市區(qū)是顯然不同的[13~14] 。這些基本結果對于制定協(xié)同區(qū)域經濟增長和金融發(fā)展的政策具有一定的參考意義。

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第8篇：經濟增長趨勢范文

關鍵詞 奧肯定律 失業(yè)率 GDP

作者簡介：嚴澤岷，中國政法大學商學院經濟學專業(yè)學生。

一、引言

改革開放以來，中國的經濟迅猛發(fā)展，由一個貧窮落后的國家發(fā)展成為一個具有很大國際影響力的經濟體，根據奧肯定律，我國的失業(yè)問題本應得到很好的解決，但現實卻是失業(yè)率的不斷上升。失業(yè)率這一指標是反映整體經濟狀況并且在上市場很敏感。

隨著失業(yè)率不斷創(chuàng)新高，人們不禁會問為什么奧肯定律在中國“失靈”了？政府應該如何應對？針對這個問題，國內學者有著不同角度的思考和研究。例如，中國社會科學院人口與勞動經濟研究所所長蔡P（2007年）認為原因是忽略了該定律適用的條件，或者數據的使用是不恰當的①;張時淼、吳憲（2007年）則認為定律只適用于發(fā)達國家而中國的經濟水平與美國等國家相差甚遠②;江辰（2012年）的觀點是勞動生產率的大幅度提高、勞動性自愿性失業(yè)增多導致了定律失靈③。然而，國內大多數學者傾向于研究長期失業(yè)率與經濟增長的實證研究，而忽略了不同的經濟時期的不同情況，經濟快速發(fā)展與金融危機時期的對比研究較為缺乏。而這一點正是本文所要解決的。

二、失業(yè)率和經濟增長的關系

奧肯定律可以通過這個公式來表示：

其中Y表示實際GDP，Y*表示潛在的GDP，u表示實際失業(yè)率，u*表示自然失業(yè)率。 為大于零的參數。

通過失業(yè)率的變動推測來估計GDP的變動或者是通過GDP的變動預測失業(yè)率的變動，實際GDP增速需要至少與潛在GDP相等才能避免失業(yè)率過快的上升，在一定程度上揭示了勞動市場和產品市場的相關聯(lián)系。在實際應用中，奧肯定律更多的被改寫為失業(yè)與超額產出之間的聯(lián)系。又如斯蒂格利茨 “根據奧肯的研究，失業(yè)率每下降1%，產品增加3%。本文中的研究基于一個相對短的時間內，因此我們暫且假設潛在GDP不變④。

三、經濟增長與失業(yè)率的實證分析

（一） 數據采集

本文主要對2000年到2012年GDP與失業(yè)率的分析。

表2 2000 到2012 年北京市城鎮(zhèn)失業(yè)率數據

（二）檢驗分析

由表一我們可以發(fā)現從2000年到2012年，北京市GDP不斷增長，并且增長率均在10%以上，這說明北京市的經濟處于高漲階段。但是從表二我們發(fā)現，城鎮(zhèn)失業(yè)率也在總體呈現上升的趨勢，與奧肯定律中描述的明顯不符。

為了考察實際GDP增長率和失業(yè)變化率之間的關系，給出了兩個變量的散點圖（如下圖）。散點圖可以直觀地呈現出GDP增長率與失業(yè)變化率之間的關系是松散的，并無線性關系。數據顯示在北京市“奧肯定律”所表達的規(guī)律并不適用。

圖1 實際GDP增長率和失業(yè)變化率

（三）原因解釋

為何數據并沒有呈現出奧肯定律的規(guī)律？原因是多方面的。

首先，數據可能是不準確的。由于國家統(tǒng)計局公布的數據只是登記失業(yè)率，并不是根據國際勞工組織（ILO）推薦的方法和定義進行調查并估計的城鎮(zhèn)調查失業(yè)率。沒有進行登記的失業(yè)人員并未算入在內，因此中國存在大量的隱性失業(yè)。一方面，下崗職工并未計算入失業(yè)人員，但實際情況卻是下崗人員處于無工作狀態(tài)。另一方面，農村的富余勞動力并沒有登記在冊，這部分人并沒有統(tǒng)計到失業(yè)人口當中。因此這個失業(yè)率的數據并不能真實的反映就業(yè)形勢。

第三，技術的進步帶來大規(guī)模的失業(yè)。技術的革新最直接的成果就是勞動生產率的大幅度提高和自動化普及。而這均會使得對人工勞動力的由高需求變?yōu)榈托枨螅碌募夹g將直接替代大量的工作崗位⑥。那么我們可以得到一個結論：就業(yè)的變化取決于技術革新所替代的工作崗位和經濟發(fā)展所提供出的新的崗位的比較;對于發(fā)達國家來說，技術革新已經達到一定水平，因此后者的作用更大一些;而對于發(fā)展中國家來說則剛好相反。中國是發(fā)展中國家，經濟發(fā)展必然會創(chuàng)造出新的工作崗位來拉動就業(yè)。但同時，技術的革新會帶來大量的自動化，而這會減少許多工作崗位。對于起步的快速發(fā)展的北京，現代化建設是重點，因此，技術改革減少就業(yè)需求的作用遠遠大于GDP增長增加的就業(yè)機會。 四、結論和政策

通過以上分析，我們可以發(fā)現在研究中國問題時，并不能直接運用奧肯定律來說明問題，應該放在中國具體的市場情況當中。應對次貸危機對我國經濟的影響，政府通過積極的財政政策與適當的貨幣政策進行宏觀調控。政府可以適當放緩GDP增長速度并且穩(wěn)定在一個適當的速度上，將重點放在解決失業(yè)問題上。

第一，完善社會保障制度。就目前而言我們的社會保障體系仍然是不健全的。比如醫(yī)療保障、退休保障、下崗保障等等，特別是針對失業(yè)人員的社會保障是必要的。完善的社會保障制度可以很好的解決失業(yè)者的后顧之憂，提高自己的勞動素質，調動失業(yè)者尋求適合自己的工作的積極性而不是通過簡單體力勞動勉強養(yǎng)家糊口。而這，本身也是對社會勞動力合理分配，提高勞動者自身的素質的一個有效辦法。

第二，加快市場轉型，完善勞動力配置，政府可以對市場進行合理干預。比如調節(jié)崗位數量、勞動力分布以及工資等，以此來促進協(xié)調發(fā)展。

第三，完善勞動力市場。政府應當對勞動力市場做出正確的引導，比如進行就業(yè)與再就業(yè)培訓，規(guī)范職業(yè)教育，增強勞動者的自身素質、能力與競爭力，減少勞動者與招聘單位需求不匹配的現象。同時，政府可以協(xié)助企業(yè)完善就業(yè)信息的公布，使就業(yè)信息公開化、及時化。以免造成宣傳到位的崗位求職者過剩而宣傳不到位的崗位招不到工。從而減少因為信息不對稱所造成的失業(yè)。

第四，鼓勵自主創(chuàng)新，支持民營企業(yè)。中國是一個以國有經濟為主體的國家，一方面國有企業(yè)相比自由的民營企業(yè)缺乏一些活力，另一方面民營企業(yè)可以帶來大量的新增的就業(yè)崗位。因而政府可以通過適當放寬與鼓勵民營企業(yè)的方式來拉動就業(yè)。

第五，從國家宏觀的角度來講，應該進行統(tǒng)籌規(guī)劃，縮小城鄉(xiāng)差距，縮小各地區(qū)的差距，促進共同發(fā)展和協(xié)助發(fā)展。一方面其他地區(qū)經濟發(fā)展會吸引人才和勞動力進而減緩個別城市的壓力。另一方面協(xié)調高校在各地分布，全國范圍內的優(yōu)秀生源均勻分布，這樣不但有利于拉動當地發(fā)展，進而解決個別城市就業(yè)難的問題。

第9篇：經濟增長趨勢范文

[關鍵詞] 區(qū)域經濟增長；城鄉(xiāng)一體化；ADF檢驗；協(xié)整檢驗；Granger因果檢驗

[作者簡介]石]芳（1988—），女，東華理工大學經管學院碩士研究生；徐 鴻（1968—），男，東華理工大學教授，研究方向為無形資產與區(qū)域經濟。（江西南昌 330013）

本文系江西省社科規(guī)劃項目“鄱陽湖生態(tài)經濟區(qū)主導產業(yè)選擇及政府扶持政策研究”（項目編號：JJ1201），東華理工大學研究生創(chuàng)新基金以及江西省高校人文社科項目（項目編號：DYCB12003）的研究成果。

一、引言

當前，我國仍處于社會主義市場經濟發(fā)展的初級階段，社會經濟發(fā)展的總目標是實現中國特色的社會主義現代化。而我國現階段發(fā)展所面臨的主要矛盾是，在社會經濟高速發(fā)展的同時，城鄉(xiāng)之間社會經濟發(fā)展出現不平衡，城鄉(xiāng)之間二元結構突出。如何有效提高城鄉(xiāng)之間的融合度，加快城鄉(xiāng)一體化發(fā)展是我國全面提高經濟發(fā)展的當務之急。本文選取了 2002-2011年的時間序列數據，對南昌市的地區(qū)生產總值和南昌市城鄉(xiāng)居民收入差異進行了計量分析，以正確認識與評價區(qū)域經濟增長與城鄉(xiāng)一體化之間的關系，為努力推動城鄉(xiāng)一體化發(fā)展提出了科學的對策與建議。

二、區(qū)域經濟增長與城鄉(xiāng)一體化關系研究的實證分析

（一）數據的收集與處理

文章選取了南昌市的9個縣和區(qū)[南昌縣、新建縣、進賢縣、安義縣、東湖區(qū)、西湖區(qū)、青云譜區(qū)、灣里區(qū)、青山湖區(qū)]作為一個典型的代表：以南昌市的地區(qū)生產總值（GDP）和城鄉(xiāng)居民收入差異[CXCY]作為兩個變量，此處的城鄉(xiāng)居民收入差異：我們以第二產業(yè)與第三產業(yè)相加后的總和與第一產業(yè)之差作為代表。實證分析中采用的2002-2011年的年度樣本數據均來源于《南昌市國民經濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。

對GDP、CXCY進行自然對數變換，以消除時間序列中存在的異方差性，變換后的變量分別用LNGDP、LNCXCY表示（本文所有的檢驗都用Eviews6.0軟件完成）。

（二）變量的平穩(wěn)性（ADF）檢驗

傳統(tǒng)的回歸分析要求所選的時間序列數據必須是平穩(wěn)的，以避免偽回歸現象。而在大多數情況下，時間序列數據都是非平穩(wěn)的，所以，我們必須對時間序列數據進行平穩(wěn)性（ADF）檢驗，又稱為單位根檢驗。本文采用（Augment Dickey-Fuller）方法進行檢驗。對樣本數據及其差分項的檢驗結果如表1：

由表1可以看出，所有變量時間序列都是非平穩(wěn)的，而2LNGDP和2 LNCXCY的檢驗統(tǒng)計量分別為-4.04和-3.31，小于5%的顯著水平下所對應的臨界值-2.02，即所有變量時間序列的二階差分都是平穩(wěn)的。因此，這兩個時間序列為二階單整，兩者可能存在著協(xié)整關系。

（三）變量的協(xié)整檢驗

由單位根檢驗已知，這兩個時間序列為二階單整，而不平穩(wěn)的時間序列不能直接用OLS（最小二乘法）法進行回歸，因此，需要通過協(xié)整檢驗來驗證各變量之間是否存在協(xié)整關系。檢驗兩個變量之間是否存在協(xié)整關系，通常使用Engle—Granger兩步檢驗法[也稱E—G法]。先用最小二乘法對LNGDP和LNCXCY進行回歸分析，得到回歸方程如下：

LNCXCY=-0.2341+1.0100LNGDP

[-1.7022] [52.4055]

R2=0.9971，Adjusted R2=0.9967，F=2746.339

由回歸方程得出，GDP每變動1%，將會促進CXCY變動1O1%，可見GDP的增長對南昌市城鄉(xiāng)差異增長的長期效應較為顯著。然后，再將回歸方程的殘差序列進行ADF單位根檢驗，根據殘差序列的平穩(wěn)性來判定兩者是否存在協(xié)整關系?；貧w方程與殘差序列的ADF單位根檢驗結果如下：

從協(xié)整分析的過程可以看出，殘差序列檢驗統(tǒng)計量值為-1.70，小于顯著性水平為10%時的臨界值-1.60，可以判斷在10%的臨界水平上殘差序列是平穩(wěn)序列，即在90%的概率下變量LNGDP和LNCXCY之間存在協(xié)整關系，即南昌市城鄉(xiāng)收入差異和與南昌市GDP增長之間存在長期動態(tài)均衡關系。

（四）Granger因果檢驗

協(xié)整檢驗通常只能得出變量之間是否存在一種長期的均衡關系，而這種均衡關系是否構成因果關系，還需要進一步驗證。Granger因果檢驗可以判定兩個變量之間存在著怎樣的因果關系。對LNCXCY和LNGDP做Granger因果檢驗，輸出結果見表3：

檢驗結果表明：滯后期1期時，LNCXCY是影響LNGDP的格蘭杰原因；LNGDP也是影響LNCXCY的格蘭杰原因，兩者互為格蘭杰因果關系。而滯后期2期時，LNGDP不是影響LNCXCY的格蘭杰原因，而LNCXCY是影響LNGDP的格蘭杰原因。上述結論說明南昌市GDP的增長導致了南昌市的城鄉(xiāng)居民收入差異的擴大，而南昌市城鄉(xiāng)收入差異的擴大一定程度上也影響了南昌市GDP的增長。但是，從分析結果看：南昌市城鄉(xiāng)收入差異與南昌市經濟增長的短期效果比較明顯：長期效果不明顯。

通過對南昌市十年來城鄉(xiāng)收入差異（即南昌市第二產業(yè)與第三產業(yè)相加后的總和與第一產業(yè)之差）和GDP數據的實證分析，我們可以得出以下結論：南昌市城鄉(xiāng)收入差異和代表經濟增長的GDP大體上具有同向的增長趨勢，兩者存在一定的相關性和因果關系。南昌市經濟的增長在一定程度上導致了南昌市城鄉(xiāng)收入差異的擴大，而南昌市城鄉(xiāng)收入差異的擴大也影響了南昌市經濟的增長。

三、結論

通過對南昌市GDP與城鄉(xiāng)收入差異之間關系的實證分析，我們可以得出的結論是，區(qū)域經濟增長在一定程度上導致了城鄉(xiāng)收入差距的擴大，而城鄉(xiāng)收入差距的擴大反過來又會阻礙區(qū)域經濟的發(fā)展。因此，我們需要對城鄉(xiāng)收入差距進行有效的治理。

第一，要轉變經濟增長方式，加快城鄉(xiāng)一體化進程。城鄉(xiāng)都要實現經濟增長方式由粗放型向集約型轉變；在優(yōu)化城市產業(yè)結構的同時，要積極調整農村產業(yè)結構，努力實現農村第二、三產業(yè)的發(fā)展。

第二，要繼續(xù)深化經濟體制改革，推動城鄉(xiāng)一體化制度建設。要建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一的產權制度；建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一的戶籍制度；建立統(tǒng)一以身份證管理為核心的人口流動制度，使農村人口的職業(yè)轉移與居住變遷以及社會地位的變遷同步進行；建立城鄉(xiāng)統(tǒng)一的就業(yè)制度等[1]。

第三，要構建完善的社會保障體系，多方面提升城鄉(xiāng)一體化水平。要建立起惠及廣大農民的社會保障制度；尤其要增加農村低收入人群的安全保障，消除他們對于失業(yè)、醫(yī)療等方面的后顧之憂[2]；解決農民的教育問題。