经济发展动态模板(10篇)

导言：作为写作爱好者，不可错过为您精心挑选的10篇经济发展动态，它们将为您的写作提供全新的视角，我们衷心期待您的阅读，并希望这些内容能为您提供灵感和参考。

篇1

一、商贸流通业对经济发展的促进作用

第三产业在国民经济中占据愈来愈重要的地位和作用，尤其是商贸流通业，近年来商贸流通业发展非常迅速。2014年我国商贸流通业销售总额为133689亿元，比1978年的505.2亿元增长了100多倍，年均增长率为10%以上，远高于国内生产总值6%-8%左右的年均增速。商贸流通登记在册的企业达到400多万家，形成以购物中心、连锁企业、专卖店为业态支撑的商贸流通体系。2015年商贸流通业生产总值占国内生产总值的18%左右，商贸流通业在国民经济中的比重不断增加，其对国民经济的作用越来越大。首先，商贸流通业能够促进消费增长、扩大社会生产。商贸流通业包括住宿餐饮、批发零售、会展、交通运输、物流快递、生活服务等行业，这些都是与居民生活有着直接、密切关联的行业。商贸流通业可以变潜在消费成为即期消费，从而促进消费增长。当商贸流通业促进消费增长后，就需要扩大生产来满足不断增长的消费需求，以使生产能力匹配消费能力。其次，商贸流通业是劳动密集型产业，吸纳了大量劳动力。2014年我国商贸流通业共有7685万从业人员，就业贡献率13.91%，占社会总从业人数的一半以上。其中住宿餐饮、零售批发行业从业人员最多，占社会总从业人数的四分之一左右。由此可见，商贸流通业对劳动力有很大的吸纳能力，接收劳动力越多，失业人数就越少，社会就越稳定，经济就越繁荣。最后，商贸流通业对三大产业的调整升级起到重要作用。随着社会分工越来越精细化，三大产业之间形成了相互依赖、相互支撑的共同体，在这个共同体当中，商贸流周婷（广东轻工职业技术学院广州510610）基金项目：2014年广东省科技计划项目“面向企业服务的科技情报资源开发与利用方法研究”（编号2014A040401036）研究成果之一；广东轻工职业技术学院科研项目：“外贸代工”与“品牌经营”模式的分化趋势—基于“中国制造2025”背景下外贸代工工厂转型实践模式的探索（SK201522）研究成果之一中图分类号：F724文献标识码：A通业作为服务主导行业是连接三大产业的重要桥梁，成为三大产业的中间需求，为各大产业的生产发展提供支撑，从而促进产业升级发展，提高经济运行效率。

二、动态计量分析

（一）指标选取与计算方法基于以上理论分析，本文从经济增长和产业结构优化两个方面，计量分析商贸流通业对经济发展的作用。经济增长指标与产业结构优化指标如表1所示。国内生产总值是衡量经济发展的重要指标，国内生产总值作用率是指商贸流通产业在国内生产总值中的比例。用公式表示为：国内生产总值作用率=商贸流通产业增加值/国内生产总值。就业率是衡量经济发展水平的重要因素之一。经济繁荣则就业率高，经济萧条则就业率低。就业作用率是指商贸流通产业从业人员人数占总就业人数的比例。用公式表示为：就业作用率=商贸流通产业从业人数/社会总从业人数。税收作用率是指商贸流通产业所缴纳的总税额占商贸流通业总增加值的比例。用公式表示为：税收作用率=商贸流通产业纳税总额/商贸流通产业增加值。税收作用率越高，则说明商贸流通业缴税越多，高税收有助于推动经济发展。资本作用率是指社会资产增加值在商贸流通业增加值中的比值。用公式表示为：资本作用率=社会资产增加值/商贸流通产业增加值。资本作用率越高，说明产业规模越大，对经济发展就越有利。产业结构优化作用率是指商贸流通增加值在所属的第三产业总增加值中的比例。用公式表示为：产业结构优化作用率=流通产业增加值/第三产业增加值。产业结构优化作用率越高，说明商贸流通产业在第三产业中的规模和比重越大，引导作用就更强。城市化作用率是指在城市中的商贸流通企业的总从业人数在城市所有产业总从业人数的比重。用公式表示为：城市化作用率=城市商贸流通企业总从业人数/城市就业总人数。城市化作用率越高，说明城市发展、产业发展有足够的劳动力支持。对外贸易作用率是指商贸流通产业外贸总额占所有产业外贸总额的比重。用公式表示为：外贸作用率=商贸流通产业外贸总额/所有产业外贸总额。对外贸易作用率越高，说明开放程度越高，高度开放的经济亦是反映经济繁荣程度的体现。

（二）计量分析本文将整个经济区域简要划分为东部区域和中西部区域。东部区域包括沪、苏、浙、鲁等东部沿海地区；中西部区域包括川、青、甘等地区。商贸流通业选取住宿、餐饮、零售、物流等主要行业数据进行统计。对经济增长的作用分析。在国内生产总值作用率方面，2014年东部地区国内生产总值作用率为19.21，比中西部地区（12.6）高，如表2所示。而且东部地区国内生产总值作用率一直呈稳定增长趋势，而中西部地区呈心电图增长趋势，甚至有下降趋势，反映出其作用率不稳定。这主要是因为东部地区商贸流通业发展较好，而且东部地区是我国产业升级的“排头兵”，在产业转型升级的带动作用下，东部地区第三产业尤其是商贸流通产业发展迅速，因此商贸流通业生产总值在国内生产总值中的比例越来越高，其作用率也远大于中西部地区。在就业作用率方面，中西部地区的就业作用率略低于东部地区，但在2014年，中西部地区就业作用率实现反超，比东部地区的9.21高出0.16个百分点。2010-2014年，中西部地区商贸流通产业就业贡献率虽然整体上落后于东部地区，但从表3可见其增速比东部地区快，至2014年实现了超越。这说明中西部地区这几年来商贸流通业得到了较好发展，新增了大量就业岗位，而东部地区特别是上海市因出台了一些限制人员流动的政策，一定程度上阻碍了劳动力的进入，商贸流通业正是低层次劳动力的吸纳大户，这些政策影响了商贸流通业对劳动力的吸纳能力，进而影响了东部地区商贸流通业就业作用率（见表3）。在税收作用率方面，2010-2014年，不管是东部地区还是中西部地区，商贸流通业税收作用率都一直稳定提升。

特别是中西部地区，税收作用率提升很快，甚至超过了东部地区。这主要是因为东部地区为了更好实现产业升级，大力发展以商贸流通业为主的第三产业，在税收政策方面给予商贸流通企业很多优惠，也因此减少了税收收入。但中西部地区商贸流通企业很多是国企，在整体发展水平不如东部地区的情况下，国企仍然要承担较重的纳税责任（见表4）。在资本作用率方面，整体来说，不管是东部还是中西部地区，其资本作用率都不稳定，特别是商贸流通业发展水平更为落后的中西部地区，2010年资本作用率为1.61，2012年又骤升至8.78，可见其资产增加量极其不稳定。东部地区也是如此，但相对于中西部地区稍为稳定。总体来说，商贸流通业资本作用率比较低而且不稳定，与商贸流通业较为稳定的发展趋势不相符（见表5）。对产业结构优化的作用分析。在产业结构优化作用率方面，东部地区和中西部地区的产业结构优化作用率都比较稳定，东部地区稍高于中西部地区，基本上东中西部地区的产业结构优化作用率都保持在30%-40%的水平，这说明商贸流通产业是第三产业的最主要主导产业，具体情况如表6所示。在城市化作用率方面，不管是东部地区还是中西部地区，城市化作用率都不高，说明商贸流通业对城市化发展作用不大。此外，从侧面也可以反映出当前我国农村依然存在较多剩余劳动力，商贸流通业吸纳第一产业剩余劳动力的能力还需要进一步提高（见表7）。在对外贸易作用率方面，2009年以前中西部地区外贸作用率一直很低，但是到了2013年以后开始直线上升，东部地区的外贸作用率保持稳定增长。这主要是因为“一带一路”发展策略实施后，中西部地区的进出口贸易得到了良好发展，从而提高了外贸作用率。东部地区向来是我国开放前沿，对外开放程度也一直比内陆地区高，因此其商贸流通业的外贸作用率也比较高（见表8）。

（三）结果分析我国东部地区商贸流通业发展水平较高，因而国内生产总值作用率、就业作用率、纳税作用率、资本作用率、产业结构优化作用率、城市化作用率、对外贸易作用率等各项指标计算和分析结果普遍高于中西部地区。具体来看，东部和中西部地区的商贸流通业国内生产总值作用率、税收作用率、产业结构优化作用率比较明显；资本作用率、城市化作用率以及外贸作用率不太明显；就业作用率还有很大提升空间。这反映了目前我国商贸流通业对经济发展的作用主要是从增加税收、增加国内生产总值以及提升第三产业作用和地位来体现。

三、商贸流通业优化发展建议

（一）科学规划商贸流通业并建设现代商贸流通体系一方面，在完善的行业法律、法规指导下，建立起由政府主管、行业协会具体指导、管理有章有序的商贸流通业管理体系；在制度保障、管理规范的基础上，科学规划商贸流通业，规划要以服务商贸经济建设为中心、以提高服务质量为主线、以统筹城乡商贸流通一体化为目标、以龙头企业为引领典范，不断完善商贸流通基础设施，统筹规划建设大型物流集散中心以及商贸综合体，推进业态变革和创新，使商贸流通产业不断适应新的发展形势。另一方面，商贸流通产业要改变生产效率过慢和质量过差的状况，需要建立现代商贸流通体系。商贸流通企业要大力发展电子商务模式，通过发展电子商务进行市场调查、信息收集、售前售后服务等活动，顺应网络购物发展趋势，扩大企业销售范围和发展模式。

（二）构建商贸流通业交通体系我国商贸流通业基础设施总体来说还不够完善，尤其是中西部地区交通基础设施不完善严重影响了商贸流通业生产效率，也阻碍了东部商贸流通企业与中西部企业的合作。对此，政府要统筹规划，建设连接各省市、各地区的交通大网，包括航空建设、高铁建设、公路建设和水路建设等，建成以北京、上海、广州、深圳等商贸流通业发达地区为轴心的“12310”交通经济圈，即1小时通达北、上、广、深周边城市，2小时可以到达北、上、广、深所在或所近省市，3小时可以到达北、上、广、深附近的省市，10小时可以到达国内其它主要城市，连接全国各地区成一张大网，提高商贸流通生产效率。

（三）统筹发展东部和中西部地区商贸流通业当前我国东部地区商贸流通业发展水平较高，而中西部地区商贸流通业发展落后，仍然以第一产业为主。因此东部地区商贸流通业对经济发展的贡献作用普遍高于中西部地区。同时经济发展对商贸流通业也有反作用，经济发展水平越高，商贸流通业就能得到更大发展空间。（四）加大对外开放根据上述分析可知，目前东部地区和中西部地区的商贸流通业外贸作用率均不明显，这说明我国对外开放程度还不够，尤其是中西部地区，因此在经济全球一体化发展趋势下要进一步改革开放，积极走出去和引进来。一方面，中西部地区要打破地区贸易壁垒，加强与东部沿海地区的经济联系，利用区域特色和优势积极招商引资，让东部带动中西部发展。另一方面，东部地区要进一步深化改革，主动寻求与国际企业合作和交流，引进资本和人才，输出商品和科技，为商贸流通业发展创造条件。（五）全面提高商贸流通业从业人员素质我国商贸流通业从业人员很多，就业作用率相对较高。但从业人员很多都是第一产业的剩余劳动力，相对来说受教育程度较低，当前我国正在进行经济转型，努力从粗放型经济增长方式向集约型经济增长方式转变，经济发展模式转变对人才也有更高要求，因此，要全面提高商贸流通业从业人员素质，强化其技能水平，使其不断适应新的发展形势，以人才推动商贸流通业创新发展。

MercantileTheory参考文献：

1.张晓峒.计量经济分析（修订版）[M].经济科学出版社，2000

2.家顺良，杨凡.全国商贸流通业对经济增长贡献的区域差异研究[J].山西经济管理干部学院学报，2010（3）

篇2

中图分类号：F207 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）14-0088-02

引言

2012年，义乌市登记流动人口数为159.5万，远远超出常住人口。同时，2012年《中国城市竞争力报告》显示，义乌市在中国最具竞争力百强县（县级市）排行榜排名位列14名。经济增长主要是资本投入、劳动投入的增加、技术的进步，这其中又以人的因素为首，人的素质的提高才能推动技术的快速进步和产出的高速增长。发达国家的经济实践表明人力资本是经济持续发展的动力。因此，从影响经济增长的源头因素来看，人力资本才是重要的因素，大量的流动人口对义乌市的社会发展和经济建设起到了巨大的推进作用。

一、文献综述及概念界定

人力资本由舒尔茨（Schultz Theodore W，1960）首先提出，并经贝克尔（Becker Gary，1964）等人的补充和发展，形成人力资本理论。20世纪80年代中期以来，以卢卡斯（Lucas，1988）和罗默（Romer，1986）为代表人物的“新经济增长理论”将人力资本作为同物质资本一样的独立生产要素纳入经济增长模型之中，运用微观的方法分析了人力资本对经济增长的作用，认为人力资本存量的差异会直接影响全要素生产力，从而影响长期的经济增长率。新贸易理论的代表克鲁格曼（Paul Krugman）认为，人力资本和物质资本一样，也受到产业集聚等因素的重要影响，生产要素通过流动产生空间上的集聚，会对一个区域的经济增长产生影响 [1]。

国内对人力资本的研究起步较晚，中国经济正由粗放式增长向集约式增长转变，加之有丰富的人力资源，因此，国内学者更加关注人力资本对经济增长的影响。侯亚非和王金营以教育作为人力资本的外生变量来分析人力资本对经济增长的影响 [2]；顾加宁对中国人力资本的集聚现状进行了实证分析 [3]；郭永昌分析了上海市闵行区外来人口的基本特征、集聚成因和空间集聚基本形式与演化过程，并在此基础上提出大城市外来人口的重构模式 [4]。

针对国内外学者对人力资本的研究，本文提出的“区域动态人力资本”在本质意义上与舒尔茨的人力资本的概念相同，它是指某一区域动态流动的、受过一定教育的、具有某种学历（教育水平）和技能特征的劳动力。在本文的研究中，以流动的务工经商劳动力作为研究对象，所具有的教育水平和技能称之为人力资本。需要说明的是，动态人力资本应包括人力的流入与流出两个方向，但义乌数量众多的中小企业提供较多的就业岗位，流出的人力资本相对流入的比例较小，因此在本文中将忽略流出人力资本存量。

二、义乌市动态人力资本存量分析

动态的务工经商劳动力的数据来源于义乌市2012年的流动人口数据分析报告和境内13个镇街6 863份流动人口问卷调查情况汇总，得出义乌市流动人口的结构状况 [5]。

（一） 以年龄、性别、学历构成的人力资本

经济学家加里·贝克尔在分析人力资本构成时，不仅关注经济活动中人的学历结构，还特别重视与学历结构相关联的年龄、性别构成特征 [6]。

将调查的年龄、性别、学历构成的数据分析可以发现如下特点：从年龄特征看，年龄段以18—35岁为主，形成了劳动力聚集的峰尖，说明青壮年劳动力是流入义乌务工经商的主要群体。从学历构成看，文化程度普遍较低，主要以初中为主，占84.69%，大专以上学历只占3.35%。因此可以认为，具有中学教育学历是进入义乌市形成劳动力供给的最低学历临界点。学历水平的普遍低下，也造成产业结构升级过程中压力的转移，对产业升级转型产生不利的影响。

（二）以职业分布的人力资本

以学历为主要观察标准来衡量，义乌市动态人力资本结构属于低水平，主要从事生产制造、服务行业工作，占总岗位数的62.29%，主要从事以体力劳动为主的简单再生产工作或从事非（低）技术工作，属于低端职业领域的人群。这种岗位选择的特征表明，流入到义乌市的劳动力主要集中在生产企业里，这与义乌市众多的中小企业有着密切的关系，他们的职业选择半径不大，并且集中。

（三）来源地和工作地观察下的人力资本

为了分析义乌市对流动的人力资本吸引状况，笔者对流入的人力资本的来源地和在义乌的工作区域做了分析，显示出两个明显的特点：一是在义乌市主城区工作的人占绝大多数，占73.51%，乡镇的吸引力还不强。二是流动人口中来自省外的占89.41%，大多数来自江西、贵州、河南、安徽等地，这四省的流入人口占总数的57.93%，说明义乌市的经济辐射能力比较有限，带动的是更不发达的地区；而经济发达地区江苏、广东、北京、上海等地的人员流入很少，说明义乌市很难吸引经济发达地区的高素质人才。这在义乌市建设综合贸易改革试点过程中对高素质人力资本的需求是非常不利的。

三、义乌市人力资本与区域经济的关系

各地区的发展经验显示，人力资本与区域经济增长成正相关关系，即人力资本存量越多、质量越高，区域经济增长水平就越高。同时，一个地区的产业结构调整在很大程度上也是根据人力资本存量和结构状况进行的；产业结构的演进速度都是受到相应素质的人力资本和具有一定弹性的人力资本约束的。

（一）人力资本对区域产业结构的影响

人力资本可促进产业发展，有助于产业结构调整和升级，特别是有利于发展高科技产业。2012年，义乌市第三产业国内生产总值略高于第二产业，第一产业所占比重最低，仅为2.63%。经济发展规律证明，发达国家的产业结构以第三产业为主，而第三产业中的高科技产业比重较大。义乌市的产业结构仍然存在不合理之处，需要进一步调整和完善，通过发展以高科技产业为主的第三产业实现产业结构升级。同时，人力资本存量的提升可使高素质的人力资源发挥优势，使用更先进的机器、设备等，从而极大地提高了劳动生产效率，节约生产成本。人力资本的转化会推动了劳动密集型产业的发展，提高产业的资本收益率，使第三产业得到快速发展，进而推动区域产业结构的升级。因此，人力资本对区域产业结构的调整升级有不可低估的影响。但是义乌市高素质、高学历人才多分布于学校内，对科技的转化效率存在一定制约。

（二）人力资本结构对区域经济的影响

在对人力资本进行计量研究时，更多的是按受教育年限将人力资本分为基础人力资本和专业化人力资本。基础人力资本代表劳动力所必备的人力资本存量；相对基础人力资本而言，专业化人力资本更强调知识、创新和研究能力（高素英，2009）。

在义乌2012年的调查中，基础性人才占绝大多数，对经济的贡献度比较大，因此，提高一般人才的质量和数量，是构建区域竞争力的基础，将会有利于区域经济可持续发展。总体上加大对基础性人才的投资，不断提升他们的知识、技术和能力，提高区域整体人力资本的存量和质量。除了要对现有的一般人才的开发与利用外，还要想方设法提高区域一般人才的数量，高职高专等职业技术学校肩负着培养一般人才的重任，要积极探索职业技术学校的培养模式，提升职业技术学校的教师水平和办学水平。

相反，义乌专业性人才对经济增长的贡献比较低，其原因可能有两个：一是高层次人才多是决策的制定者，而不是执行者，其贡献率不能直接体现在经济指标上；二是因为高层次人才做的多是创造性的工作，成果的转化有滞后性，有可能低估高层次人才的作用。因此，在高层次人才的发展上，笔者提出如下两点建议：一是提升地区高层次人才的能力和素质，不断增强他们的创新能力，培养更适合义乌市场具体情况的人才，为经济发展做出更大的贡献；二是吸引其他地区的高层次人才来本地区工作，尤其是海外的高层次人才。

（三）人力资本影响区域中心城市及城市群的形成

义乌市作为金义大都市、浙中商圈的重要组成部分，在经济发展中承担着物质运输交换、要素流动、信息沟通的重要功能。从国内外的区域发展经验可以看到，在区域的中心城市和城市群中，人力资本较为聚集，而且区域人力资本存量规模和结构也直接影响了区域中心城市和城市群的辐射范围，影响着区域经济发展。义乌市的动态人力资本远远超过了金华市其他地区，在浙江省也位于前列，这些人才基础都为义乌市承担贸易中心功能、生产中心功能、服务中心功能、金融中心功能、信息中心功能发挥了重要的作用。

四、结论

人力资本对经济的推动作用，不仅取决于人才数量的多少，而且取决于其使用环境、组织制度和激励的有效程度。因此，吸引专业人才的集聚，需要提供广阔的发展空间，建设适合人才发展的环境，完善用人机制，改善人才的工作环境；需要建立合理的人才流动机制，注重对某些特殊领域专门技术人才的引进。经济增长和人才增长这种相辅相成的关系，意味着人才的重要性不仅能促进区域经济的发展，还对自身发展起到重要作用，好的人才发展模式会与经济增长形成良性互动。

义乌市人力资本流动还存在区域流动结构不合理、人力资本区域流动方向不均衡、人力资本区域利用效率低等问题。人力资本区域流动对区域经济发展的关联效应总体上还有进一步提高的空间，进一步调整人力资本跨区域流动的方式和结构，合理规划人力资本区域流动发展战略是推动区域经济增长的根本动力。

参考文献：

[1] Paul Robin Krugman with Masahisa Fujita and Anthony Venables.The Spatial Economy-Cities，Regions and International Trade[M].Cambridge：MIT Press，1999.

[2] 侯亚非，王金营.人力资本与经济增长方式转变[J].人口研究，2001，（3）.

[3] 顾加宁.人力资本的区域集聚效应与中国的研究现状[J].人力资源，2006，（7）.

篇3

引言

临空经济是依托机场、产业和空间三要素而形成的一种特有的经济形态，它的产生很大程度上是基于企业发展对效率和灵活性的诉求基础之上的。“时间本位”策略的支持者，美国波士咨询公司副总裁伊斯凡认为，总有一天速度必将超过成本或品质，成为“涵盖全体的首要经营目标”。“速度经济”一词最早是由美国经济学家小艾尔弗雷德・钱德勒于1987年在《看得见的手―美国企业的管理革命》一书中提出的，他认为“现代化的大量生产与现代化的大量分配以及现代化的运输和通讯一样，其经济性主要来自速度，而非规模”。在经济全球化日益蔓延的今天，依靠临空经济来带动经济发展已经逐渐被人们所推崇。临空经济区就是在机场周边技术、资本、人口等要素的聚集而形成的一种多功能的经济区域。临空产业区内最早聚集的是制造业，但其并不具有临空指向性，可能原因在于当时城市化的影响效果大于机场的影响效果。随着临空经济发展的深入，逐渐吸引了一些临空指向性产业，如商业中心、旅游公司、房地产以及高新技术产业等。在临空经济不断发展的过程中，服务业起到了极其重要的作用。

本文首先介绍了临空经济发生的必然性、在我国的发展概况以及其对经济发展的重要作用。其次以首都机场为例，分析了服务业在临空经济发展中所起的特殊作用。再次阐述了临空经济的发展对服务业的推动作用。最后笔者对文章进行了系统性总结。

临空经济发展概况

（一）临空经济产生的必然性

临空经济区是指由于机场对周边地区产生的直接或间接经济影响，促使在航空港邻近地区及空港交通走廊沿线可达地区出现资金、技术和劳动力的聚集，从而产生集聚效应和扩散效应，形成具有多种性质和功能的经济区域。它的产生不仅是交通工具革命的必然要求，也是知识经济发展和高科技企业发展的必然要求。首先，它和历史上的其他交通工具一样，是在经济发展的推动作用下出现的变革，它的产生与经济发展具有同步性。其次，在全球经济一体化和国际产业转移深化的背景下，各种具有时间约束特征的产品及生产方式日益凸显，很多企业都开始追求新产品的快速上市以及质量好、成本低的新方式来满足利润最大化的要求，这自然离不开机场的支撑，从而在机场周围吸引了大量资本、技术、人才的聚集，形成临空经济。从这一角度来讲，机场是临空经济发展中必不可少的一个因素，为临空经济的发展提供了潜在的可能性，但是仅仅有机场这一硬性设施是远远不够的，还需要在机场周边聚集一些具有临空指向性的产业，这些企业趋于追求机场周围的区位，因为时间因素已经开始影响企业的成本与收益。另外，机场周围还需要有足够的经济腹地、完善的交通运输体系、繁荣的地区经济等作为保障才能为临空经济的形成提供现实可能性。

（二）我国临空经济的发展概况

1959年，爱尔兰出现了世界上第一个临空经济区―爱尔兰香农自由贸易区，而我国临空经济萌芽于20世纪90年代。2003年以前，我国的临空经济始终处于起步期，发展十分缓慢，直到2004年5月26日，第一次临空经济论坛―“北京顺义・2004临空经济发展论坛”的开幕，才标志着我国的临空经济进入快速发展时期，截至2012年，全国已有27个省的51个城市共提出了54个临空经济区的规划，其中中部地区的热情尤为强烈。

表1是2008年北京市第二次经济普查中六大高端产业功能区中的法人单位个数统计，可以看出临空经济区由于人流、物流、资金流的聚集而吸引了很多企业纷涌而至，法人单位数已经超过金融街功能区，占六大高端产业功能区法人单位总数的7.76%。另外，随着临空经济在我国的发展，相关的政策法规也不断出台，近期影响较大的主要有以下两个：2012年7月8日推出的《国务院关于促进民航业发展的若干意见》，它的提出是为了解决当前民航业发展不平衡、空间资源配置不合理、基础设施发展较慢、专业人才不足、企业竞争力不强、管理体制有待理顺等问题，并制定了相关政策措施，如加强立法和规划、加大空域管理改革力度、强化科教和人才支撑等，致力于发展依托机场规划的临空经济；2013年3月7日，国务院正式批复了《郑州航空港经济综合实验区发展规划（2013-2025年）》，这是全国首个上升为国家战略的航空港经济发展先行区，力争到2017年，实验区基础设施、公共服务、产业体系初步形成，主要功能区开发建设初具规模，航空港经济发展初见成效，到2025年，建成富有生机活力、彰显竞争优势、具有国际影响力的实验区。

（三）临空经济对经济发展的推动作用

2009年牛津经济研究所在伦敦了题为《航空业：连接现实世界的全球网络》的研究报告，该报告就航空业对未来经济和社会发展的影响进行了深入的研究。牛津的研究报告称，如果将航空业的增长速度在当前水平上降低1%的话，全球将会损失600万个就业机会，其中亚太地区将损失200万个，欧洲和北美地区将损失约150万个，非洲和拉丁美洲各损失约40万-50万个，中东地区将损失20多万个。这份报告足以说明依托航空发展的临空经济区对经济发展的重大作用。表2显示了国内机场所在地区的GDP增长率与其所在地区GDP增长率五年平均值的比较，可以看出，临空经济的形成对地区经济发展具有很大的拉动作用，渐渐成为地区发展的增长极。另外，临空经济对经济不发达地区来说也是一种契机，因为它会带动人流、物流、资金流等的聚集，促进经济发展。临空经济发展还可以增加地区的就业，大量企业的聚集自然需要各种人才，从而提供了很多就业岗位。

服务业在临空经济中的特殊作用

在经济发展过程中，服务业所占的比重不断提高，其渐渐成为拉动经济增长的核心支柱。随着机场周边临空产业的不断发展，其对各种服务业的需求也不断加大，服务业发展的充分与否直接影响到临空经济的前景。因此各大城市在进行临空经济区规划时都不断提出要发展以服务业为主导的模式。临空经济区内的服务业主要分为两种：航空枢纽服务业和生产业。

（一）航空枢纽服务业

截至2009年，首都临空经济区内航空枢纽服务业已达50家，主要包括航空公司、酒店、公司等，如：中国航空器材进出口集团公司、中国国际航空股份有限公司、北京新华空港航空食品有限公司。

图1是首都临空经济区内航空枢纽服务业企业数量比例情况图，品种越来越多。航空枢纽服务业之所以日益成为首都临空经济区的主导产业，是源于以下三个方面的原因：首先，随着首都机场的不断发展，其枢纽地位日益形成，从而对航空运输保障服务、配餐、维修等方面需求的强度也不断增大；其次，首都机场不断扩建导致机场内土地资源呈现稀缺状态，整个航空运输业的发展过程中需要不断探索其发展方式，使其成本达到最低，收益达到最大，这使得原本位于机场内部的一些保障企业开始向机场外部转移，并布局在距离机场周边一定距离的空间范围内部，即所谓的临空经济区内，这不会对机场的运营造成任何不利影响；最后，首都机场的年航班规模逐渐增大，其对航空运输保障服务的需求也日益增大。

图2和图3分别显示了首都机场旅客吞吐量和货邮吞吐量的趋势图，主要记载了2005-2012年首都机场旅客吞吐量和货邮吞吐量的变化，其中2012年的旅客吞吐量是2005年的1.998倍，2012年的货邮吞吐量比2005年增长了130%，增长幅度很明显，而每次航班的起降都需要各个航空保障部门的协调配合。因此，航空枢纽服务业在首都临空经济区产业结构调整中逐渐占据着主导地位。

（二）生产业

生产业最早是由美国经济学家H-Greenfield于1966年研究服务业及其分类时提出的，它是依附于制造业而存在的，我国在《国民经济和社会发展第十一个五年规划纲要》中将生产业分为交通运输业、现代物流业、金融服务业、信息服务业和商务服务业。首都临空经济区逐渐发展生产业作为其配套主导产业，主要包括人才中介、金融服务、律师事务所、保险公司等。一方面，首都临空经济区内制造业企业的数量逐年增加，其对生产业的需求也相应提升，但现有的生产业发展明显滞后，不足以满足制造业发展的要求，如缺乏一些大型金融机构导致企业融资方面出现困难。另一方面，临空经济区内生产业的缺乏会造成企业交易成本的上升，如果一些制造业企业的金融需求是靠临空经济区外的企业来满足，就会加大该企业的交易成本，不利于企业的综合发展，因此亟需扩大临空经济区的生产业，保证与现有的制造业需求所配套。图4是1992-2007年首都临空经济区内生产业企业的数量变化图，可以看出其数量有逐年增加趋势。

临空经济的发展对服务业发展的推动作用

本文分析了服务业在临空经济中的特殊作用，服务业的发展会推动临空经济区的完善，反之，临空经济区的发展是否会对服务业发展起促进作用呢？答案是肯定的，如1959年成立的爱尔兰香农自由贸易区，伴随着临空经济的发展，它经历了四个阶段：20世纪60年代前的农业型经济，20世纪70至80年代的工业型经济，20世纪80至90年代的服务型经济，20世纪90年代后的知识型经济。由此可见机场周边区域的产业结构调整是依托临空经济的发展而不断演进的。我国临空经济首创者曹允春教授在其书中说到：“随着全球经济的发展，机场这一航空口岸的国际交往功能在增加，机场周边的信息、人才、技术资源不断密集化和高端化，因而机场周边产生了多样的临空制造业和枢纽业，随着机场所在的区域经济向后工业化迈进，这类企业的生产过程对培训、融资、中介、物流等生产业的需求不断增加，这类生产业以较强的专业能力赢得了巨大的市场空间，并在机场综合地区日益显现出更大的市场前景。”并且他认为这一产业变迁既是市场行为，又是临空经济区开发者的行政促进。本文利用2006-2011年的数据加以说明。

由于数据获取的难度，并且据有关统计显示，北京市顺义区经济的70%左右来自临空产业，因此用一个固定系数 乘以首都临空经济区所在地顺义区的第三产业产值表示临空经济区的服务业产值。另外，由于首都机场的规模及其业务量在国内一直居于领先地位，其总周转量在国内民航运输总周转量中占比较大，因此再用固定系数 乘以国内民航运输总周转量（包括旅客周转量和货邮周转量）近似代替首都机场的总周转量。如表3显示了2006-2011年我国民航运输总周转量及北京市顺义区的第三产业总值。

令y为北京市顺义区第三产业总值，x为我国民航运输总周转量，由图5所示的北京市顺义区第三产业总值与民航总周转量的散点图可以看出，两者之间成线性正相关，利用Eviews软件对其进行回归，回归结果式为yt=-401.4648+1.450681xt，模型通过了p值检验，拟和效果较好，因此可以得出以下结论：首都机场总周转量每增加λ亿吨公里，则首都临空经济区的服务业产值相应地增加1.450681λθ亿元。由这组简单的数据即可看出，临空经济的发展对服务业确实具有一定的促进作用。

结论

“临空经济”这一主题目前在国内外进行得如火如荼，这种模式的经济发展方式已经成为大势所趋，是当今区域经济发展的重大课题之一。随着全球经济进入高速发展期，临空经济区已经成为连接全球价值链的一个重要地理空间，它的出现极大地促进了区域经济的发展。机场不再是只起到运送旅客和货物的单一作用，其逐渐对周边的土地利用模式产生了一定的影响，从而聚集了一些具有临空指向性的产业，带动了整个地区的经济发展。根据文章的分析可以得出以下结论：临空经济的发展确实与服务业之间存在一定的动态关系，并且服务业渐渐成为临空经济区内的主导性产业，尤其是生产业的地位逐渐凸显。首先，起枢纽的机场由于其强大的客货集散能力和全球易达性，使得物流、汇展、培训、金融、咨询等生产业环节聚集在临空经济区。其次，航空制造产业由于其自身产业链长，并且含有较高的技术含量和复杂的生产工艺，也对服务业提出了更多的需求。服务业的发展同样受到临空经济发展进程的推动，以保证临空经济区的经济发展更加稳定有效。因此，在全国各个地区都争相提出临空经济区规划的同时，一定不能忽视区内服务业的发展，要优化产业结构升级，大力发展具有临空指向性的现代服务业。现有文献多从宏观角度分析临空经济产生的背景、形成机制及作用等，本文以首都临空经济区为例，刻画了服务业的发展对临空经济的促进作用以及临空经济对服务业发展的反作用，理论与数据相结合，具有很大的研究意义，值得继续探讨。

参考文献：

1.谭淑霞，逯宇铎，雒园园.国内外临空经济研究综述[J].科技管理研究，2012（8）

2.王红.国外临空经济发展的现状与启示[J].空运商务，2013（5）

3.曹允春，李晓津.机场周边经济腾飞与临空经济概念[N].经济日报（调查与研究版），2004（5）

4.曹允春.临空经济，承载“中国梦”[N].中国民用航空，2013（6）

5.李健.临空经济发展的若干问题探讨与对策建议[J].科技进步与对策，2005（9）

篇4

 

1.居民消费指标。居民消费水平是指居民在物质产品和劳务的消费过程中，对满足人们生存、发展和享受需要方面所达到的程度。通过消费的物质产品和劳务的数量和质量反映出来。

 

居民消费水平，是按国内生产总值口径，即包括劳务消费在内的总消费进行计算的。计算公式为：

 

居民消费水平(元/人)=报告期国内生产总值中的居民消费总额/报告期年平均人口

 

本文将天津市居民消费水平作为衡量天津市居民消费的指标。

 

2.经济发展指标。GDP是反映国民经济的综合指标，它的权威性和可比性已被广泛认可。鉴于此，本文采用天津市GDP指标作为衡量天津市经济发展指标。

 

为了减少异方差，本文对居民消费水平(X)和地方生产总值(GDP)进行了自然对数变换，分别记为LNXt和LNGDP。变换后原时间序列的协整关系并不会受到影响。此外，本文中的所有数据均来自《中国统计年鉴》(2015)。

 

二、实证分析

 

1.基于VAR模型的分析。确定VAR模型的结构，一般用赤池信息准则(AIC)，选择最大滞后期k值。原则是在增加k值的过程中使AIC的值达到最小。适当加大k可以消除误差项中存在的自相关。但k值过大会导致自由度减小，影响模型参数估计量的有效性，并比较不同滞后期所建立的VAR模型的稳定性。经过比较，本文最后选择滞后2期，即k取2。经检验，所建模型除LR和SC外，最终预测差(FPE)、赤池信息准则和汉南-奎因信息准则(Hannan-Quinn)最小，三个检验准则同时得到了满足。在此基础上，可以对和LNXt时间序列进行协整检验。本文采用Johansen检验方法。该检验能判定协整方程的个数，即协整秩。经过反复检验，确定协整变量含截距项并有确定趋势。Johansen协整结果表明，在5%的显著水平下，和时间序列只存在一个协整关系。

 

2.格兰杰(Granger)因果关系。虽然通过实证研究可以得出和LNXt的协整关系，但没有表明这两个序列之间是否存在因果关系。 Granger(1980)指出，如果变量之间是协整的，则至少存在一个方向的Granger原因;在非协整情况下，任何原因的推断将都是无效的。从前面确立的天津市经济增长与居民消费水平的关系中，可以看出由于二者具有协整关系，所以他们之间至少存在一个方向上的因果关系。计量的检验结果表明(见下表)，在95%的置信度下，天津GDP增长是促进居民消费水平增加的Granger成因，但反向的影响关系则在统计意义不成立。

 

3.脉冲响应分析和方差分析。基于天津市GDP与居民消费水平的VAR模型的脉冲响应函数，可以描述二者的相互影响关系，基本思想是研究系统中个别方程中的新息(innovation，即随机误差项)产生变动时，由于变量间的相互影响而对系统中其他变量所产生的冲击强度和影响时滞。由于研究冲击响应时采用的是Cholesky分解技术，该方法的一个技巧是使误差项正交化。所以Cholesky分解的结果依赖于系统内变量的排序。 Koop，Pesaran和Potter(1996)提出了广义脉冲响应(Generalized ImpulseResponse)和广义方差分解(GeneralizedVariance Decomposition)，以避免正交化对变量排序的依赖性。故本文采用广义脉冲响应方法进行响应分析。

 

图1的脉冲响应结果表明，当在本期给居民消费水平一个正冲击后，天津GDP在第5期达到最低点，第5期以后呈现缓慢平稳上升的趋势，这说明居民消费水平受到外部冲击以后，给本市经济增长能够带来反向的冲击，但是这种冲击并不大，并且对第5期以后缓慢回落有一定拉动作用，不具有显著作用，这与上述格兰杰因果检验中居民消费水平的增加不是促进GDP增长的Granger成因的结论相一致。

 

图2中，LNXt的脉冲响应结果表明，当在本期给GDP一个正冲击后，居民消费水平在第7期会达到最高点，从第7期开始保持平稳下降，而且作用效果明显。这表明GDP的某一冲击会给居民消费水平带来同向冲击，且从第七年后对居民消费水平产生稳定的拉动作用。同时，它也印证了上述格兰杰因果检验结果。

 

与脉冲响应函数的分析视角相反，方差分解是把系统中每个内生变量的波动按其成因分解为各方程新息(innovation)相关联的组成部分，从而可以判断各新息对内生变量的相互重要性。方差分析图说明，是LNXt的重要影响因素，经过10期，其贡献率从42.38%上升为 82.23%;LNXt对的影响较弱，其贡献率最高仅为15.64%。

 

4.VAR模型预测。基于VAR(3)模型，可以对天津市经济增长和居民消费水平做出样本内预测和样本外短期动态预测。从样本内预测序列图可以看到，因为静态预测是使用样本实际观测值进行预测，所以静态预测的效果要好于动态预测，但是，样本内动态预测可以预测出序列的变化趋势。VAR模型的特点之一就是做样本外近期预测非常准确。本文结果很好的证明了这一点。如据统计，2014年天津市GDP和居民消费水平分别为 15726.53亿元和 28492元，取对数后分别为 9.6631亿元和 10.2574元，而该VAR(3)模型对2007年天津市GDP和居民消费水平的预测值分别是9.7425亿元和10.2547元，模型预测误差分别为 0.008和-0.0003.

 

三、结论和建议

 

虽然社会经济系统的复杂性决定了我们不能依据任何实证工具进行简单的决策，但本文的实证结果有助于我们对天津居民消费水平与经济发展的关系做出一个大致的判断。

 

从计量分析结果看，天津居民消费水平和GDP构成一个相互有长期影响的动态线性系统，只是程度有所不同，即GDP增长是促进居民消费水平增加的Granger成因，但反向的影响不显著。在受到经济波动的冲击下，GDP会对居民消费水平产生同向显著而持续的影响。这在一定程度上表明天津居民消费水平与母城经济发展水平息息相关，而居民消费水平对母城经济发展的带动作用有限。

 

篇5

自1978年中国实行改革开放以来,在市场经济体制之下,政府的只能由经济的指挥和计划者转变成了经济的调节和服务者。政府对经济的控制力量较改革开放前较为减低。然而,在新型经济制度的要求下,旧体制中国企的“大锅饭”及社会责任制度逐渐淡化。中国逐渐需要引入新型的社会保障制度及实施新型的财政支出政策来发展经济。于是,这些财政支出政策的作用即成为改革开放以来研究的一个重点。本文使用协整理论、误差修正模型及脉冲响应函数,试图分析主要的财政支出政策与中国经济增长的长期均衡关系及短期动态调整关系,并对政府实行新型的财政支出政策做出建议。

一、文献综述

对于政府财政支出对经济影响的研究,国内已有众多的研究文献。董秀良、郝淑媛(2005)运用协整关系检验、脉冲响应函数和方差分解技术,对我国财政支出变量与实际GDP、私人投资进行分析发现存在显著的协整关系。牛冲槐、唐朝永、江海洋(2008)对1980~2005年国家财政科技投入和经济增长的协整性及因果关系进行的分析表明:两者之间只存在单向因果关系,即财政科技投入是经济增长的原因。赵国旭,邬华明(2008)使用协整理论对开放经济下财政政策有效性进行了研究,发现财政政策是有效的,但存在时滞与挤出效应,提出优化财政政策结构的建议。贾文、杨小容(2009)利用协整和向量自回归模型,研究了中央财政支持对牧民收入水平的影响实证分析,得出藏族在中央财政支持是受益最大的,否定了某些认为藏族被边缘化的观点。杨敏利,贺利平(2009)对我国1989-2005年的公共财政科技投资与社会科技投资之间的关系进行了协整及误差修正模型分析,得出公共财政科技投资对社会科技投资具有带动效应的结论。梁蕾(2009)对我国1952-2007年的GDP和财政收入之间的关系进行实证研究,研究表明:(1)中国的财政收入与GDP互为因果关系;(2)中国财政收入与GDP有长期协整的关系;(3)中国财政收入对GDP的弹性小于1。汤鹏主(2009)运用Johansen协整模型的理论方法研究财政税收、投资总额与我国经济增长的关系,得出结论是投资总额对经济增长的影响推动作用基本上要大于财政税收对经济增长的影响推动作用。

然而,以上的文献中研究的财政政策支出变量数目较少,没有同时涉及财量中科学研究投入、抚恤和社会福利救济、文教卫生支出、政府基建支出对经济发展的综合关系分析。因此,本文试图从一个新的角度来分析改革开放以来我国财政支出与经济发展的长期与短期动态关系。

二、实证分析

1. 数据的选取

为了研究国家财政支出对经济发展的影响,本文选取了以下四个数据。分别是1)国家财政决算支出中的科学研究支出2)国家财政决算支出中的基本建设支出3)国家财政决算中的抚恤和社会福利救济支出4)国家财政决算中的文教、科学、卫生事业费用 5)按支出法核算国内生产总值。以上五个时间序列数据来源与中宏数据库的年度数据库。本文选择了1978年-2006的年度数据,单位为亿元人民币,采用现行价格计算。数据选取的主要原因如下:其一,1978年后我国实行改革开放政策,只有在这个时期建立的模型才能够反映市场要素间自发的内部相互动态反应,用1978年之前计划经济条件下的数据来分析是达不到研究目的。其二,本文还考虑研究国家财政支出中的其他项目,如高等教育投入经费等。但由于样本量不足以进行计量经济学分析,故放弃。

在进行数据分析之前,对以上五个时间序列变量取自然对数,目的是为了消除异方差现象。经过处理,五个时间序列变量分别命名为:1)LNRE,2)LNFRA,3)LNWEA,4)LNHY,5)LNGDP。

2. ADF单位根检验

本文研究财政支出对中国经济发展的影响主要通过协整分析进行。根据协整理论,时间序列变量间存在协整关系的前提条件是各个序列都是同阶单整非平稳时间序列。因此,首先使用ADF单位根检验方法对五个时间序列进行平稳性检验。

若时间序列的均值、方差和自协方差都不取决于时刻t,则称此时间序列为平稳的时间序列变量。然而,在现实中,大多数宏观经济变量都存在均值随时间而变化的趋势。因此,这些存在时间趋势项的序列都不属于平稳的时间序列。非平稳时间序列一般可以通过差分变换转换为平稳时间序列。若序列通过一阶差分变换转换为平稳时间序列,则称该序列为一阶单整序列。同样地,若序列通过若干阶差分转换为平稳时间序列,则称该序列为若干阶单整序列。检验时间序列平稳性的主要方法是ADF单位根检验方法。在ADF检验中,先通过作图等方法确定时间序列变量是否存在时间趋势项及截距项,再进行原假设为存在单位根的检验。若结果拒绝存在单位根的原假设,则该序列为平稳的。若不能拒绝,则该序列为非平稳的,需要进行差分变换直到转换为平稳时间序列。

对“1)LNRE,2)LNFRA,3)LNWEA,4)LNHY,5)LNGDP”作图,确定其是否存在时间趋势项及截距项并进行ADF单位根检验,滞后水平采用SIC信息准则自动设定,检验结果如下:

注:D指差分运算 检验的显著性水平设定为5%

检验结果表明,LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP为一阶单整非平稳时间序列,LNRE为二阶单整非平稳时间序列。因此,LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP间可能存在协整关系,而LNRE则与其余的变量不存在协整关系,应予以舍去。这意味着,国家财政决算中科学研究支出可能与中国经济发展并不存在长期均衡协整关系。

3. 建立VAR模型

本文使用的协整关系检验主要基于Johansen协整检验,Johansen协整检验是以VAR(向量自回归模型)为基础的检验回归系数的方法,主要用以研究多变量间的协整关系。因此,为进行Johansen协整检验,首先建立VAR(向量自回归模型)。

由于研究中所获得信息的局限性,本文只考虑非限制性的向量自回归模型(unrestricted VAR)。VAR模型把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型。VAR模型常用于预测相互联系的时间序列系统及分析随机扰动项对变量系统的动态冲击,从而解释各种经济冲击对经济变量形成的影响。

含有k个时间序列变量的VAR模型的数学表达式为:

其中,表示第k个时期t滞后p期的内生时间序列变量,表示第d个在时期t的外生时间序列变量,表示第k个在时期t的随机扰动项(白噪音项),也可称为冲击向量。分别是维和维系数矩阵。

基于本文的研究对象,下文中建立的VAR模型不含外生变量。对LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP建立VAR模型,使用AIC准则确定滞后期为2,输出结果如下:

小括号中为滞后期,中括号为t统计量

4. Johansen协整检验

随后我们基于VAR模型,进行协整检验。协整关系的主要原理 是若存在两个时间序列和,,,其中为随时间变化的趋势变量、为随机扰动项。

若存在一个向量V () 使得: 。其中,ε为随机扰动项,则称与具有协整关系,V为协整向量。

在协整关系检验中我们设定协整方程有截距项但没有趋势项,检验结果如下:

检验结果表明,LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP之间可能存在三个协整向量,即我们可以确定LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP之间具有长期均衡的协整关系。

5. 向量误差修正模型

前文已经检验出LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP之间存在长期均衡的协整关系,在这里,通过构建向量误差修正模型来分析当变量偏离长期均衡水平时,系统对偏离的修正过程。

这里通过前文构建的VAR模型和协整方程构建向量误差修正模型,结果如下:

构建的向量误差修正模型的误差项修正系数为符合反向修正机制。模型中的协整方程为

可以看到,若LNFRA,LNWEA,LNHY,LNGDP四者的波动偏离了长期均衡关系,则会以误差修正系数的修正速度重新返回长期均衡状态。

6. 脉冲响应函数分析

在这里,我们利用脉冲响应函数来分析当LNFRA,LNWEA,LNHY遭受系统外部冲击时对LNGDP序列的影响。脉冲响应函数的主要思想是对VAR模型中某一变量的误差项施加一正向冲击,并计算另一变量在未来某个时期内波动的数值,以得出外部冲击的动态影响。

若对LNFRA的VAR模型误差项施加一个正向冲击后,在未来10期内,LNGDP对此冲击的响应如图1所示:

若对LNWEA的VAR模型误差项施加一个正向冲击后,在未来10期内,LNGDP对此冲击的响应如图2所示:

若对LNHY的VAR模型误差项施加一个正向冲击后,在未来10期内,LNGDP对此冲击的响应如图3所示:

从脉冲响应函数分析可以看出以下三个现象:其一,当国家财政加大基建投入后,在随后的1-2年内, GDP受到了一定的负面影响,但在1-2年后,GDP随即受到持续的正向促进。其二,当国家财政加大社会抚恤及福利保障投入时,在随后的1-2年内,GDP受到了一定的负面影响,但在1-2年后,GDP获得持续的快速增长。其三,当国家财政加大文教、卫生、科技投入时,GDP在当期即获得正向冲击,随即获得持续的增长。

三、实证分析结果的经济意义解释

第一,根据平稳性检验,发现我国财政决算中的科学研究支出与其他的变量不存在长期的均衡关系。根据我国的经济增长方式,在长期以来,我国都是以粗放形式发展经济,即经济发展主要通过大量低技术的投资建设,而较为忽视技术密集型的第三产业的发展。这导致我国没有形成依靠科技进步的集约性生产方式。在以低技术产业为主导的经济体中,科技投入就不能有效地推动经济整体的发展。此外,我国科技投入规模小,尚未形成与经济总量水平稳定的增长方式。

第二,根据协整性检验,发现我国财政决算中的基建支出、抚恤和福利保障救济支出、科技文教卫生与经济总量存在长期的均衡关系。这说明了这些财政支出项目与经济增长的重要内在均衡关系。结果表明,控制主要的财政支出变量,对中国的经济发展可以起到宏观调控作用。此外,中国的经济发展也会使这些财政支出获得稳定增长。两者互为稳定增长关系。

第三,通过向量误差修正模型,可以发现我国财政决算中的基建支出、抚恤和福利保障救济支出、科技文教卫生与经济总量存在短期波动时的动态修正机制。可以看出,变量之间存在稳定收敛的动态修正机制。

第四,通过脉冲响应函数,可以清晰地发现各财政支出变量对经济总量的持续影响。其一,若国家基建项目的支出在短期内迅速增大,则在1-2年内国家投资对私人投资的挤出效应明显,国内生产总值在短期内受到不利影响,然而,在长期中,国家基建项目对经济增长起到持续的促进作用。这得益与基建项目对生产活动产生的加速效果。如青藏铁路的建设,使得与中原地区的工商业交流更加方便快捷。其二,若国家抚恤与社会福利救济支出增加,则在短期内对国内生产总值产生负向冲击,但在长期内则起到持续的增长作用。抚恤与社会福利救济项目是一种收入再分配政策。将较高收入者的收入转移到低收入群体中。若国家抚恤与社会福利救济支出在短期内大幅增加,则可能导致高收入群体的激励扭曲,造成经济效率的一定损失。然而在长期中,由于低收入者生活水平的提升,其消费产生的乘数效应对经济发展起到了持续作用。其三,若国家财政加大文教、卫生、科技投入,经济总量在当期即获得正向冲击,随即获得持续的增长。实证结果证明了文教、卫生、科技投入的巨大促进作用。根据现代内生经济增长理论,投资与劳动力数量的增长不能使经济体获得持续的人均经济增长,只有全要素生产率的持续增长才能对经济产生持续的正向促进作用。根据实证结果可以发现,文教、卫生、科技投入的正向冲击具有持续经济增长作用,这是因为该变量可以大幅提高社会全要素生产率,在投资与劳动力增长率不变的情况下,大幅度提升人均经济产出,并使得经济获得可持续发展。

四、结论与建议

1. 优化产业结构,增加科学研究投入规模与应用程度

研究中发现科学研究的投入对经济增长是无长期均衡作用的。根据上文的分析结果,本文建议我国应当在新的知识经济时期大力进行产业转型。在转型中增大科技含量高的技术密集型产业比重,使得经济增长可以充分利用国家科学研究的先进成果。并建立高效率的产学转换基地,鼓励各行各业应用新型的高效率科学技术。此外,中央财政还需加大科学研究的投入规模,并进行国际前沿课题的研究,以使中国在某些科技领域达到或接近世界先进水平,并使经济部门获得科学上的自然垄断。

2. 合理利用国家基建支出等反周期财政政策

在研究中充分识别出了国家基建投资对私人投资的挤出效应。因此,在遭遇经济周期波动时,我国要谨慎使用增大基建投资的反周期财政政策。准确识别其对私人部门的挤出效应。

3. 建立完善的社会保障制度

研究中发现虽然对低收入者的转移支付在短期内对经济效率有所影响,但在长期内,是对经济发展有利的。因此,我国更应该加速建设及完善全民社会保障制度。完善对低收入者的救济体系。努力减少社会贫富差别产生的不公平现象。促进和谐社会的发展。

4. 加大文教、卫生、科技投入

文教、卫生、科技投入可以增加居民的教育水平,期望寿命,生产力水平等。在目前,国内这方面的投入占GDP的比重还是相对较少的。具体来说,文教的投入具有明显的地区不公平性。在大城市中,外来户籍人员的子女无法就读公立优质学校,在教育上存在无效率及不公平,导致众多潜在优秀人才失去成才的机会。而在医疗方面,则对部分人群还是欠缺保障。如外来务工人员就只能享受赔付比例相对较小的医疗保险。而部分偏远城镇的医疗设备落后,也间接导致了劳动力流失等现象。对于科技投入,对劳动力生产力则有巨大影响。因此,国家财政加大文教、卫生、科技的投入对经济长远发展具有重大意义。

参考文献:

[1] 董秀良、郝淑媛,《我国财政政策冲击的动态效应分析》[J],当代经济研究,2005(9):54~58

[2] 牛冲槐、唐朝永、江海洋,《财政科技投入与经济增长的协整性及因果分析》[J],山西高等学校社会科学学报,2008(2):55~58

[3] 赵国旭,邬华明,《开放经济下我国财政政策的有效性分析》[J],财经问题研究,2008(6):99~104

[4] 贾文杨小容,《中央财政支持对农牧民收入水平影响的实证研究》[J],西南民族大学学报(人文社科版),2009(7):6~11

[5] 杨敏利,贺利平,《基于协整的公共财政科技投资对社会科技投资的带动效应研究》[J],科技进步与对策,2009(4):13~16

篇6

固定资产投资是一个国家(地区)经济增长的前提保证,是优化产业结构的重要途径,也是实现经济持续健康发展的重要动力。通过建造和购置固定资产的活动,国民经济不断采用先进技术装备,建立新兴部门,进一步调整经济结构和生产力的地区分布,增强经济实力,对加快经济发展,构建社会主义和谐社会具有重要的意义。

一、数据的选取与说明

数据来源于江苏省统计年鉴年度数据。文章选取1974―2008年江苏省的GDP和固定资产投资总额。对数据取对数,以消除异方差。LNGDP代表国内生产总值,LNTZ代表固定资产投资。

二、研究方法说明

首先检验两者之间的协整关系,这样建立二者长期均衡关系才有实际意义,并且通过实证研究得到的政策建议才具有未来的推测性。并且由于经济的发展,江苏省的经济结构不断地发生变化,经济变量影响关系也可能发生变化。利用状态空间模型可以很好地反映二者之间的动态关系,以消除经济结构变化所带来的干扰。

三、数据平稳性检验

由表1可以看出,LNGDP、LNTZ的检验统计值大于临界值,说明原序列是非平稳的;两序列的差分序列的检验统计值小于临界值,说明二者的差分序列是平稳的,两个原序列都是一阶单整的。

四、协整关系检验

在进行协整检验之前,首先建立无约束的向量自回归(VAR)模型,确定模型中变量的最佳滞后阶数,根据AIC准则,确定VAR模型最优滞后阶数为1。本文采用Johansen协整检验对LNGDP、LNTZ两个序列进行检验。

表2结果表明:在显著水平5%的水平下,GDP与固定资产投资存在一个协整关系。这说明江苏省GDP与固定资产投资存在长期变动关系。

五、格兰杰因果关系

前面的检验结果说明,能源消费与产出水平之间存在着协整关系。为了理解江苏固定资产投资与经济增长之间的相互关系,有必要测算两者之间的因果方向。在回归方程中,一个解释变量影响因变量,意味着解释变量的变化引起了因变量的变化,这就是所谓的变量间的因果关系。运用Granger因果检验方法对江苏省经济产出数据与固定资产投资数据进行关系检验的结果如表3所示。

检验结果显示,固定资产投资是经济增长Granger原因,经济增长不是固定资产投资Granger原因,但是两者都不存在反向的关系。这说明尽管江苏省的固定资产投资与经济增长之间存在长期的均衡关系,但并不是严格的双向因果关系。江苏省的经济增长受投资拉动的迹象明显。

六、建立状态空间模型

状态空间模型是由一组观察方程和状态方程构成。在这里,以状态空间模型考察GDP与固定资产投资的关系,建立如下形式模型:

得到的估计模型如下:

量测方程LNGDP=4.21+SC1?鄢LNTZ+εt

状态方程SC1=0.025+0.959sc1(-1)+ηt

图1是状态方程的估计值的线图。

在考虑经济结构变化的基础上以及估计的SC1可以看出,投资的产出弹性是出于震动的上涨,但是总体的趋势向上的,这意味固定资产投资对于经济增长的拉动作用还是很明显的。

七、结论

第一,投资对经济增长的作用具有双重作用,它既能增加生产能力,又对生产构成需求,即兼有供给效应和需求效应。短期内,投资主要是作为一种需求影响经济发展,而从长远来,投资供给效应的作用更为时显。江苏省固定资产投资与经济增长存在长期的均衡关系。固定资产投资是江苏省经济增长的一个主要拉动因素。第二,通过Ganger因果检验表明,江苏固定资产投资和GDP增长之间存在单向因果关系,固定资产投资的增加或减少必然会引起GDP的增加或减少,而GDP的变化对固定资产投资的变化没有直接因果关系。从协整检验可以看出,固定资产投资对经济的长期增长影响显著。这表明江苏省固定资产投资始终是经济快速健康发展不可或缺的推动力,而固定资产的投资由于其存在的内在刚性,对经济波动的反映程度较弱。第三,通过状态空间模型可以看出,固定资产投资对于经济增长的拉动作用愈来愈大,已经基本上达到了0.62,江苏省应该提高投资效率,发挥其重要作用。统筹兼顾,优化固定资产投资结构;充分利用资本市场,拓宽投融资渠道;注重规划,确保投资均衡发展;坚持市场规范和结构改善并举,进一步完善房地产市场调控。

篇7

一是创新了动态优化理论。通过动态优化理论，创立了包含环境因素的绿色索洛模型，得出在只存在规模效应时，平衡增长路径仍然是存在的，但与之相对应的污染排放路径却一直呈上升趋势的结论；通过污染对经济影响的动态优化模型得出，环境污染对经济具有门槛效应，放弃经济发展来保护环境是不可行的，需要以优化环境来促进经济发展。

二是时间序列协整分析方法在经济与环境问题中的探索。利用1981-2005年的统计数据，拟合了“工业三废”与经济增长的关系、对外贸易对环境的影响并进行了广义脉冲分析，得出经济与环境对相互冲击的响应与污染物类型有关。

三是面板单位根与因果关系检验方法在经济与环境问题中的尝试。利用分省市、分区域的统计资料，采用面板单位根与协整方法，得出经济增长加速了污染排放；采用面板时间固定效应模型，得出市场化与环境保护是有可能形成良性循环的；按东中西部三大区域进行分类，采用面板数据因果关系检验分析了外商直接投资与环境的关系，得出较松的环境管制是外资流入的重要原因，同时外商直接投资也加剧了当地的二氧化硫排放。

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长江口民营经济发展论坛开展至今已经越来越受钢铁服务业企业的关注，每年区政府在人代会上的工作报告都加以充分肯定，已经成为一张宝山名片。据悉，每届论坛都会邀请相关政府官员解读政策；邀请全国工商联和市工商联领导出席；邀请中国钢铁工业协会和各地钢铁商会代表与会，钢铁业界权威作十分专业的演讲；都有著名企业家纵论市场、交流经验；都有专家学者预测趋势、解析难点；每届论坛宝山区领导都到会推介宝山理念、展示商机，区委书记和区长往往双双到会演讲，区四套班子领导出席。

在论坛影响力逐年提升的同时，论坛主题也是逐步趋向专业化。首届论坛讨论了长江口经济圈如何互动发展，引导民营企业家关注长江口分工与优势，及时捕捉钢铁产业投资机会。第二届是在国家对钢铁产业进行宏观调整，国内外钢材市场价格大幅波动的情况下召开的，通过政策解读、市场分析等，为民营企业家提供生存之道、发展思路。第五届面对国内外经济不确定因素增多，企业经营风险加大，传统营销模式受到严峻挑战的形势，重点讨论钢铁服务业如何爬过山坡，突破瓶颈。2013年随着理想信念教育实践活动的开展，论坛主题也慢慢从聚焦钢铁服务业向聚焦新形势下民营经济的发展转变。第十届论坛围绕互联网和上海自贸区给企业转型发展带来的重大变化展开了研究成果和实战经验的交流，共同展望互联网时代和上海自贸区建设企业未来发展的趋势和前景。第十一届围绕民营企业在复杂多变的经济形势下如何适应新常态，保持战略上的平常心态，把握主动、保持定力，抓住新机遇，应对新挑战，加快转型升级，实现新的跨越进行深入探讨。而刚刚结束的第十二届论坛上，围绕“民营经济新的增长动能”这个主题，由专家学者、民营企业家通过演讲交流、专题探讨的形式，从宏观经济、企业发展等层面，阐释了中国宏观经济趋势及政策，形成民营经济新的增长动能根本出路在于探求新的发展模式，激发新的发展动力的路径和方法。

由于主题贴近企业实际、专业程度高，深受企业家欢迎。十二届参会者共接近一万人次。第二届起，参会者从长三角扩大到全国，国际钢铁服务业巨头也派代表参会。实际参会者往往超出报名者，经常出现座位不够，部分与会者站立数小时倾听演讲的火爆场面。

品牌服务 引发对工商联工作的思考

如今，长江口民营经济发展论坛已成为宝山区工商联一项品牌化服务工作，在11年的协助筹办下，区工商联也将此项工作作为在新形势下服务非公企业工作新的着力点，同时引发了对工商联工作的几点思考。

审时度势，找到工商联工作的切入点，顺势而为，事半功倍。近年来，宝山区钢铁服务企业出现散、多、小的现状，各地企业家到宝山寻找发展机会的动态。对此，宝山区逐步明确了发展钢铁服务业，并出台了一系列鼓励多成分、多元化、多渠道投入钢铁服务业的产业政策和措施。结合实际，区工商联适时搭建钢铁服务业合作、共赢的平台，因“势”用“势”，顺“势”造“势”，收到了事半功倍的效果。

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基金项目：湖北省自然科学基金项目（软科学研究计划）（批准号：BZY12023）

中图分类号：F127 文献标识码：A

原标题：湖北省民族地区经济动态发展水平研究

收录日期：2015年4月4日

一、引言

少数民族地区的经济发展是实现民族“共同团结奋斗、共同繁荣发展”目标的关键，也是实现湖北经济社会发展的薄弱环节和关键所在。湖北少数民族县市共10个，包括恩施州的8县市（恩施市、利川市、建始县、巴东县、宣恩县、咸丰县、来凤县、鹤峰县）和宜昌市的长阳县和五峰县，人口共计247万，国土面积近3万平方公里，占湖北省的15.8%。由于自然地理因素和历史条件等多方面的原因，民族地区经济发展基础薄弱，经济总量不大，是湖北经济发展的“短板”，多数经济指标存在5～10年较大的差距。2013年，10个民族县市的GDP为670亿元，仅占湖北的2.83%。因此，深入研究湖北民族地区的经济动态发展情况，缓和发展失衡、协调区域发展，显得十分迫切和重要。

民族地区经济发展水平和发展模式研究，主要集中在三个方面：一是研究指出民族地区经济发展失衡的原因。高新才等（2006）全面考察了西北民族地区经济发展中存在的多重差距，认为多重差距的产生是由区域产业结构不合理、区域产业发展水平低等导致。周民良（2008）提出民族地区经济呈现出经济增长、结构优化、效益改善的趋势，但是民族地区的经济发展方式还没有发生变化。李美娟（2012）认为区位条件、不平衡的区域发展战略、少数民族文化等原因导致了云南少数民族地区经济发展失衡；二是研究探讨民族经济发展的有效途径。任维德（2005）认为民族地区经济发展可从中央政府通过强有力的政治领导、切实可行的法律与政策、规范地方政府之间的竞争等着手，以及民族地区要从立足自身、认识差距、围绕制度创新、技术创新等方面着手发展民族地区经济。姚F（2009）分析创意产业与西部民族地区经济发展之间关系，得出创新产业的特点非常契合西部民族地区经济发展，将会成为西部民族地区经济发展的引擎。刘萍萍（2014）分析了生态文明视角下我国民族地区经济的模式，依据民族地区资源禀赋优势，实现民族地区经济增长和可持续发展；三是区域经济发展水平的评价研究。刘坚等（2009）基于全局主成分分析方法和雷达图分析方法，动态描述了重庆东南地区区域经济差异。冯建中等（2012）采用时序全局主成分分析方法研究河南省经济动态发展水平，得出经济发展动态轨迹与客观实际能够很好的吻合。鹿晨昱等（2012）根据地理信息系统技术，采用主成分分析和空间自相关分析方法研究西北民族地区经济发展的空间分异，得出西北民族地区的经济发展水平的较高聚集区太少、较低的聚集区太多，存在极化效应较强的“热点”现象。

基于上述研究，本文拟采用全局主成分分析方法，以湖北10个民族县市2003年、2009年和2013年相关的统计数据为样本，对湖北省民族地区经济动态发展进行分析，并综合评价湖北省民族地区经济动态发展水平，并提出相应的对策和建议，为湖北省民族经济发展提供定量和定性的决策参考。

二、指标设定、数据说明与分析方法

本文以湖北省少数民族县市经济动态发展为研究内容，建立县域经济动态发展的指标体系，基于《湖北省统计年鉴》2003～2013年数据、湖北县域经济考核2003～2013年数据，采用全局主成分分析方法评价湖北省少数民族地区经济发展水平。

（一）指标设定和数据说明。指标设定：基于全面性、代表性和可操作性等原则，以及相关的研究成果，本文建立涵盖经济、人均收入、产业结构和发展后劲等4个方面的11个指标，据此观察湖北少数民族地区的经济发展动态情况。具体指标体系如表1所示。（表1）

数据说明：根据湖北省民族地区2003～2013年经济发展的原始数据，构成湖北省民族地区的经济动态发展的数据表。本文以该数据表为分析对象，评价湖北省少数民族地区经济动态发展水平。

（二）分析方法

1、采取全局主成分方法的原因。目前，地区经济发展水平的研究方法主要有综合指标法、层次分析法、模糊评价法等方法，这些方法各有其优势，但又有其局限性，即在具体分析过程中模型精度是难以控制的。由于本文采取较多的指标体系，且要保证模型的精度，故采取全局主成分方法，其思想本质是对高维变量进行降维，将多指标客观地转化为少数几个综合指标，尽可能地反映原来变量的信息，能够保证系统分析的统一性，整体性和可比性。本文建立11个具体指标分析湖北少数民族地区经济发展水平，以主成分分析方法为前提条件，即按时间顺序排放的数据表序列进行主成分分析。

2、全局主成分分析法的前提条件。全局主成分方法是有前提条件的，其需要原始变量之间存在较强的相关性，因为原始变量之间不存在较强的相关性，就无法提出包含原始变量间共同特征的几个综合指标。因此，在进行主成分分析时，需要对原始变量间的相关性进行检验。对原始变量间的相关性的检验一般转为KMO检验。KMO检验是Kaiser1974年提出的，它是检验原始变量是否适合进行主成分分析的方法。一般来说，KMO>0.5适合进行主成分分析，KMO

3、全局主成分法分析的具体步骤。（1）确定分析目标，建立指标体系，收集数据；（2）对原始数据进行标准化处理，消除变量在数量级或量纲上的影响；（3）计算标准化处理后数据的相关系数矩阵；（4）求解相关系数矩阵的特征值、特征向量和方差贡献率；（5）确定主成分个数，提取主成分；（6）计算各主成分的权重，综合各主成分并计算评价目标综合得分。

三、湖北民族地区经济动态发展水平全局主成分分析

基于湖北省10个少数民族县市11项经济指标的原始评价数据，根据全局主成分分析方法，采用SPSS统计软件进行计算分析，可得湖北省民族地区经济动态发展水平。

首先，对这11项指标的原始数据进行标准化处理，然后对其进行KMO检验和巴列特球度检验。其检验结果为：KMO值为0.739，该值是大于0.5；巴列特球度检验的卡方统计量为514.274；P值为0.000，该值是少于0.05，这些检验结果说明本文所建立的指标体系是可以进行主成分分析的。

基于SPSS软件，可得湖北省民族地区经济动态发展的全局主成分分析的总方差解释，如表2所示。（表2）从表2可知，前面2个主因子F1、F2的累计方差贡献率为76.325%，这说明这2个主因子的包含原始变量的信息量达到了76.325%。因此，可用这2个主因子F1、F2替代原来的11个指标。

随后，可得F1、F2的载荷矩阵，该矩阵是表示F1、F2与变量x1，x2，…，x11之间的相关系数，即这两个主因子能在多大程度上解释这11个指标的信息。两个主因子的载荷矩阵见表3。（表3）从表3可知，第一个主因子F1在原始指标x1、x3、x4、x6上有较大的载荷，这些指标主要反映的是湖北省民族地区的总体经济因素和人均经济因素，因此，第一个主因子F1可以命名为湖北省民族地区总体经济水平和人均经济水平因子。第二个主因子F2在原始指标x8、x9上有较大的载荷，这些指标主要反映的是湖北省民族地区的经济结构因素，因此第二个主因子F2可以命名为湖北省民族地区经济结构因子。

之后，将这2个主因子的载荷矩阵除以相应特征根的算术平方根，可得这2个主因子的得分，如表4所示。（表4）基于这2个因子得分系数矩阵，可得这2个主成分的表达式：

F1=0.358x1+0.338x2+0.344x3+0.344x4+0.288x5+0.362x6+0.324x7+0.050x8+0.125x9+0.227x10+0.363x11

F2=0.012x1+0.134x2+0.085x3+0.160x4-0.201x5-0.037x6-0.193x7+0.514x8+0.620x9-0.470x10+0.010x11

其中，x1，x2，…，x11是经过标准化处理后的变量。基于上述公式，可得湖北省民族地区10个县市2003年、2009年和2013年的F1，F2两个主因子的得分，见表5。（表5）表5所表示的湖北省10个民族地区经济发展水平在F1、F2两个主因子的得分，但是这只是反映湖北省民族地区经济发展的某一个方面，不能综合地反映湖北省民族地区经济发展水平。因此，需要对F1、F2两个主因子进行综合分析。以F1、F2两个主因子的方差贡献率为权重，加权后得到一个衡量湖北省民族地区经济发展水平的综合评价得分函数；

F=0.653F1+0.110F2

根据湖北省民族地区中10个县市的主因子F1、F2的得分，代入到上式中，可得湖北省民族地区10个县市的综合得分，如表6所示。（表6）

四、结论和政策建议

（一）结论

1、民族县市经济发展水平不断提高。比较2013年、2009年、2003年数据，10个民族县市经济发展综合得分显著提高，表明这10年间民族地区经济发展较快，而且研究表明，2009～2013年的发展速度，比2003～2009年进一步加快。具体而言，2003年民族地区的经济发展水平的综合得分为负数；2009年除了恩施市和长阳县，其他8个民族地区得分为负数，但每个县市得分得以提高；2013年各县市综合得分都为正数。

2、民族县市发展梯队特征已经显现。恩施市、长阳县在2003～2013年的经济发展水平排名都是名列第一、第二，说明恩施、长阳在湖北民族地区经济发展水平较好，成为名副其实的第一梯队。宣恩县和咸丰县的经济发展水平排名都是摆尾，说明宣恩县和咸丰县的经济发展空间巨大，需要更多强有力的措施。其余县市处于发展中游位置。

3、民族县市经济发展水平表现较大差异。从模型结果来看，10个民族县市的经济发展水平，特别是经济总量、人均收入、财政收入等均表现出较大的差异，最高的与最低的相差近6倍，这与各县市资源分布不均衡、经济结构调整的思路和政策执行等方面均有较大联系，这与湖北民族县市的经济发展水平的实际情况是相符合的。

4、民族县市综合排名出现调整变化。比较2003年、2009年、2013年10个民族县市经济发展排名，恩施在2009年取代长阳后，保持第一位置；咸丰位次从末位上升为第7位，利川跻身前三甲，巴东稳定在3～4位之间，建始、来风位次一直在第5位、第8位。鹤峰从第3位下降至第6位。

（二）政策建议

1、依托武陵山试验区先行先试金字招牌，加快深化改革创新步伐。湖北省民族地区10个县市涵括在武陵山试验区中，因此湖北省民族地区可以依托武陵山试验区进行经济发展。首先，湖北省民族地区可以与国家层面进行创新对接，积极落实国家在民族地区各项经济政策；其次，与大武陵圈进行创新对接，湖北省民族地区可与武陵山民族区域进行横向比较，在经济合作和交往中，实现规划衔接，遵循市场经济规律，避免恶性竞争；最后，可与省级层面进行创新对接，促进湖北省民族地区经济建设“深入转型”，从“开发”转向“开放”，从“开山门”转向“开脑门”，从“打基础”步入“快富民”，从“工程项目大干快上”步入“基本公共服务均等化”，从“政策输血”到“形成造血机制”。

2、加强交通基础设施建设，提高产业承载容纳能力。首先，建设综合大交通。构建“两纵两横”大通道，“两纵”指安（安康）张（张家界）常（常德）铁路和安（安康）吉（吉首）高速公路。构筑“周边广辐射、城乡全覆盖、衔接大交通、快速集疏远”的干线公路网络，形成“干支相连、惠民便民”的农村公路网络；其次，加强生产要素保障。激活民间资本，拓宽直接融资渠道，发展多层次的资本市场体系，以实现项目、资金、资本的有效连接为目标，支持发展村镇银行、小额贷款公司、私募基金；最后，做好产业基础配套。加大对湖北省民族地区经济开发区和工业园区支持力度，完善配套设施和服务平台建设，促进产业集群发展。有效提高土地承载能力，提升城乡电力、通信、邮政、网络、广播电视等设施体系建设水平，推进城市公交、供水、燃气、污水和垃圾处理向周边村延伸。

3、发挥资源要素禀赋优势，着力培植壮大特色优势产业。首先，发展文化旅游业。湖北省民族地区旅游资源丰富，文化积淀深厚，是古人类文化的发祥地、巴文化的摇篮。把民族地区作为鄂西圈旅游开发资金重点投向地区之一，打造具有较高知名度和吸引力的品牌景区和精品线路，实现湖北省民族地区旅游经济一体化，形成拉动经济增长极；其次，发展特色农产品加工业。湖北省民族地区经济植物多达3，000余种，有药用植物达2，000余种，适宜各种山野菜生长的土壤、气候。依托资源优势，建设优质粮食、畜禽、水产、蔬菜、森林食品、茶叶、烟叶、油料、药材、林果等特色农业板块基地；最后，发展清洁能源业。湖北省民族地区水能蕴藏量丰富，发展水电产业有其独一无二的条件。水资源的充分利用，不仅会在建设期间加大移民规划、小城镇建设，改善基础设施，拉动流域经济，还会在建成后改善生态环境，为流域内的航运、灌溉、养殖、旅游业的发展起到积极作用。

主要参考文献：

[1]葛忠兴.少数民族和民族地区经济发展的现状与思路[J].西南民族大学学报（人文社科版），2006.173.

[2]高新才，滕堂伟.西北民族地区经济发展差距及其产业经济分析[J].民族研究，2006.1.

[3]周民良.论民族地区经济发展方式的转变[J].民族研究，2008.4.

[4]姚F.创意产业与西部民族地区经济发展[J].经济问题，2010.3.

[5]郑长德.中国少数民族地区经济发展质量研究[J].民族学刊，2011.3.

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一、文献综述

国内外关于金融发展与经济增长、收入差距之间关系的研究较多，但得出的结论存在较大的差异，研究工作既有成果，也有困惑。本文从以下三个方面来阐述较为重要的文献。

1.金融发展与经济增长的关系

亚当?斯密[1]等古典经济学家很早就认识到银行可以通过信用创造积聚资本，促进社会现实资本的流动，促进经济增长；熊比特[2]发现，银行有媒介资本和信用创造的功能，能够通过购买力的创造，将资金不断地投向创新活动领域，给经济注入活力，从而促进经济增长。罗纳德?麦金农[3]和爱德华?肖[4]认识到金融发展对经济增长具有显著的正向作用，同时，他们也注意到了发展中国家普遍存在金融抑制问题，主要表现为政府对信贷供给的行政干预，扭曲了资源的配置，降低了金融活动和经济活动的效率。我国学者谈儒勇[5]以实证的方法对金融与经济之间的关系进行研究，认为中国金融中介规模的扩大能促进经济发展，二者同向发展。武志[6]采用戈氏指标对我国金融发展水平进行考察，并研究了我国金融发展与经济增长的关系，得出我国金融发展能够促进经济增长的结论。

2.金融发展与收入差距的关系

Greenwood等[7]研究了金融发展与收入差距的关系，发现两者间存在着“倒U”型库兹尼茨曲线关系。他们对这种“倒U”型关系的解释是：在金融发展初期，由于金融发展水平较低，收入分配不平等现象比较严重；而到了金融发展逐渐完善的时期，收入分配状况不断合理化，差距就逐渐缩小。Beck等[8]对99个国家1960―1999年的相关数据进行了研究，发现：金融支持和投资对解决贫困是有益处的，金融发展有利于减少贫困，缩小穷富之间的收入差距。

李勇辉等[9]根据国内1952―2005年的相关数据分析我国金融发展与收入差距的关系并得出结论：我国的金融深化与居民收入分配状况之间呈现“倒U”关系。张立军[10]用广义货币M2和国内生产总值GDP的比值作为选取项目，研究金融与城乡收入差距的关系，认为中国的金融发展很大程度上会造成收入差距增大。乔海曙等[11]根据中国城乡二元经济结构的特征，选用非参数相关检验等方法进行实证研究，得出我国金融发展与收入分配间呈现“倒U”形的库兹尼茨曲线关系。

郑 州 轻 工 业 学 院 学 报 （ 社 会 科 学 版 ） 2013年

第3期 王伟涛，等：金融发展、经济增长和收入差距的动态关系研究

3.经济增长与收入差距的关系

Barro[12]考察了收入差距对经济增长效应与经济发展水平的非线性关系，在解释变量中不仅包括收入差距，还包括收入差距与经济发展水平的交互作用项，发现发达国家收入不均与经济增长之间是正相关，而在发展中国家，两者之间是负相关。陆铭等[13]基于联立方程和分布滞后模型对我国1987―2001年的省际面板数据进行了研究，发现收入差距对经济增长的影响为负。王少平等[14-15]在研究我国城乡二元结构的基础上，对我国经济增长与收入差距的非线性关系和不同时期的阈值效应进行了研究，得出了不同时期我国收入差距与经济增长的关系。曹裕等[16]运用省级面板数据对我国的城市化、城乡收入差距与经济增长的关系进行研究，得出城乡收入差距对经济增长具有抑制效应，不利于经济增长但存在区域差异效应的结论。

虽然国内外学者对经济增长、金融发展与收入差距关系的研究结论有较大差异，但仍然有一定的参考意义。随着经济社会的发展，金融在社会发展中的重要地位逐渐凸显，与社会各个方面的联系越来越密切，包括关系民生的收入分配问题，因此需要进一步结合中国具体国情和不同经济发展阶段特点来研究并分析经济增长、金融发展、收入差距之间的关系。

二、实证分析

本文选取1990―2012年的相关数据，以金融相关率（FIR）、基尼系数（GC）、经济增长率（GDPR）3个指标分别衡量我国金融发展水平、经济增长和收入差距3个变量。其中金融相关率指标通过M2/GDP计算可得。由于1990―2002年的基尼系数官方未公布，不同学者采用的计算方法有所差异，计算结果也不尽相同。本文根据定义，同时参考世界银行网站和国内相关文献计算得出1990―2002年的数据[17]，2003―2012年的基尼系数采用国家统计局公布数据，经济增长率为国内生产总值增长率，数据来源于中国人民银行、国家统计局、世界银行和中国统计年鉴。各指标1990―2012年变化趋势如图1所示。

图1 1990―2012年我国金融相关率、

经济增长率和基尼系数变化趋势1.模型的构建和求解

自 Sims于1980年首次提出向量自回归模型（VAR）以来，该模型已经获得了广泛应用。由于 VAR 回避了结构模型设定，在经济学理论不足以指出变量之间的动态关系、估计模型及出现内生性问题时，提供了很好的解决办法。本文采用向量自回归模型，通过脉冲响应分析、方差分解分析等方法分析金融发展、经济增长与收入差距之间的动态关系。

根据选取的指标，构建包含FIR、GDPR、GC的3向量自回归模型：

Yt=L+∑ni=1βi×Yt-i+ε

式中Yt=[FIRt，GDPRt，GCt]T，代表因变量和自变量的即期值；i为滞后期数，βi为系数矩阵，ε为扰动列向量。

（1）样本数据平稳性检验和协整检验

为了在一定程度上消除异方差，在实际检验前对变量取对数。数据序列的平稳性检验采用ADF检验，显著性水平取0.05。表1的结果显示3个变量存在共同的时间趋势，在5%的显著性水平下一阶差分后均为平稳序列。在此基础上运用Johansen协整检验方法对3个变量进行协整检验，从表2中的迹统计量检验结果可以看出lnFIR，lnGC，lnGDPR 3个变量存在一个协整关系，可以通过构建VAR模型来研究三者之间的关系。

表1 单位根检验结果

表2 协整检验结果

（2）模型求解

通过对样本数据的VAR估计，结合滞后阶数选取的AIC和SC准则，确定滞后阶数为2，以FIR，GC，GDPR这3个变量建立VAR（2）模型，然后进行模型的平稳性检验，变量特征根均落在单位圆内，因此建立的VAR（2）模型是平稳的。在此基础上运用EViews7.0进行向量自回归分析，大部分估计系数在10%的显著水平下是显著的，模型求解结果如下：

2.脉冲响应函数及冲击反映分析

在VAR模型平稳性检验通过的基础上，运用脉冲响应函数分析来研究在扰动项上加上一个标准差的冲击对内生变量的影响，分析结果才是可信的。图2为金融发展、经济增长和收入差距3个变量间冲击的脉冲响应函数图，实线表示脉冲响应函数，虚线表示在脉冲响应图像两侧的置信带，滞后期数取为10。

由图2可知，FIR对GDPR的冲击影响在前5期均为负向，第5期以后转为正向，并逐渐收敛，说明金融发展对经济增长具有较长的滞后效应，随着时期推移，金融发展会对经济增长产生积极的影响。GDPR对FIR的影响保持正向，原因在于经济增长过程中对金融发展的需求增加，对金融发展水平的要求提高，从而推动了金融发展。FIR对GC的冲击影响一直为负向，在FIR给GC一个正向冲击后，基尼系数逐渐减小，说明金融发展水平的提高能够缩小收入差距。GC对FIR的冲击影响基本为负向，且负向波动增大，说明收入差距的扩大，阻碍了金融发展水平的提高。原因在于，收入差距的增大使得收入分配两极分化严重，财富集中，但收入较低的群体是社会的主体，占人口的比重较大，收入差距的拉大无疑会造成低收入群体的金融需求不足，从而不利于金融发展。GDPR对GC的冲击影响为负，但负向影响程度逐渐减弱，说明经济增长能减少收入差距。GC对GDPR冲击略有波动，但基本保持正向，两者存在正向效应，这说明了基尼系数的增加，在短期内对经济增长有利。原因可能在于，在经济发展的低级阶段，社会的经济效率较低，收入差距的扩大，使得一部分人和地区的经济效率得到提高，一定程度上有利于经济增长，这与改革开放来中国经济发展政策产生的现实结果是一致的。

3.方差分解分析

根据所构建的VAR模型，进行方差分解，研究模型的动态特征，把内生变量的波动分解为与各方程相关联的组成部分，来研究各外生变量对内生变

图2 金融发展、经济增长和收入差距间的脉冲响应函数图

量的相对重要性。表3为FIR、GC、GDPR 3个变量的方差分解结果，S.E表示标准误差，其他列为各变量的贡献程度。

从FIR的方差分解结果可以看出，GC和GDPR对FIR的贡献程度均呈上升趋势，在第10期，分别达到24.305%，5.083%。从GC的方差分解结果可以看出，FIR和GDPR对GC的贡献程度保持增长趋势，到第10期，分别达到17.967%，5.962%，GC对自身的贡献程度逐期下降，第6期之后基本稳定在76%的程度。从GDPR的方差分解结果可以看出，FIR对GDPR的贡献程度逐渐下降，但保持在17%以上的较高水平，说明金融发展对经济增长的贡献程度较大；GC对GDPR的贡献程度除了第1期有所减少外，基本保持增长趋势，但贡献程度较小，保持在2.5%以内。

三、结论和政策建议

通过本文的实证研究，可以得出以下结论――

经济增长能够推动金融发展，反之也成立，但金融发展对经济增长的推动存在一定的滞后期，这与武志[6]的研究结论相符。经济增长对金融发展水平、金融体系完善程度有内在的要求，这是经济增长和发展的趋势。但同时从研究结果发现，金融发展前期对经济增长的作用不明显，存在滞后效应。金融发展和经济增长能够减少收入差距，收入差距的扩大不利于金融发展，但对经济增长具有短期效应，即在经济发展初期对经济增长有一定的促进作用，从长期均衡角度来看，收入差距的扩大不利于经济增长和金融发展。控制和减少收入差距，已经成为现阶段我国宏观调控较为突出的现实问题。

根据本文的研究结果，提出以下政策建议。

（1）注重经济增长、金融发展、收入差距间可能存在的库兹尼茨曲线关系和拐点效应。充分关注理论研究成果，把握现阶段改革和发展的关键时期，积极推动经济和金融进一步发展。在我国经济发展到目前这种阶段下，应追求协调可持续发展。经济、金融的发展和改革要更多地注重内在质量，为提高经济发展质量、缩小收入差距提供金融支持。