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經(jīng)濟(jì)增長的動因范文第1篇

關(guān)鍵詞:投資需求;消費需求;最終消費率;社會保障

中圖分類號:F12文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A文章編號:1673-291X(2010)22-0001-02

進(jìn)入21世紀(jì)以來,中國經(jīng)濟(jì)保持了平穩(wěn)較快的增長態(tài)勢。從最終需求的角度看,投資和出口是推動新一輪中國經(jīng)濟(jì)增長的主要力量,特別是投資的增長支撐起來中國經(jīng)濟(jì)的快速增長。與經(jīng)濟(jì)增長的軌跡基本一致,全社會固定資產(chǎn)投資的增長速度也是從2000年開始加快,由10.3%持續(xù)上升到2003年的27.7%。之后政府針對投資和經(jīng)濟(jì)增長偏快的局面,分別是2003年下半年至2004年上半年、2005年上半年以及2006年4―9月,三次比較集中地出臺了一系列宏觀調(diào)控措施,使得投資增長速度有所降低。但由于投資增速一直保持較高水平,所以投資需求對GDP增長的貢獻(xiàn)率明顯,一直都高于消費需求對GDP的貢獻(xiàn)率和拉動作用。

一、經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)因與外因:“拉動”與“推動”

2008年國際金融危機(jī)席卷全球,中國日益外向的經(jīng)濟(jì)也不可避免地被危機(jī)波及,但中國政府果斷決策,4萬億的投資決策對穩(wěn)定民心和實體經(jīng)濟(jì)都起到了顯著的作用。政府新增的投資和強(qiáng)有力的實施手段都是宏觀經(jīng)濟(jì)外在的推動作用。若實施得當(dāng),則促使經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)危為安并良性循環(huán);若實施不當(dāng),則很有可能會造成流動性過剩及通貨膨脹預(yù)期。那么從中國宏觀經(jīng)濟(jì)本質(zhì)上對癥下藥,我們更加需要經(jīng)濟(jì)內(nèi)在的拉動力量。從推動到拉動,實質(zhì)上是變被動為主動。中國當(dāng)前主要有投資與出口驅(qū)動的增長模式,實際上反映出經(jīng)濟(jì)中的雙重失衡:一方面是內(nèi)部失衡,主要表現(xiàn)為投資和消費比例關(guān)系失調(diào);另一方面是外部失衡,也就是國際收支不平衡,突出表現(xiàn)為貿(mào)易順差過大,而其實質(zhì)是國內(nèi)儲蓄大于投資,并進(jìn)一步表現(xiàn)為儲蓄與消費比例關(guān)系失調(diào)。因此綜合來看,內(nèi)外失衡的根本癥結(jié)在于消費需求的相對不足。因此在中國具體的情況下,研究和制定合理的消費政策、進(jìn)行消費結(jié)構(gòu)的調(diào)整,如何從消費的角度入手,提高消費率進(jìn)而提高中國居民生活質(zhì)量,就顯得十分重要和迫切了。

二、中國的消費與消費經(jīng)濟(jì)

中國的消費。從宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)的經(jīng)典理論來看,根據(jù)歐拉方程:消費增長率=[r(t)- ρ-θg] /θ。消費增長率是一個內(nèi)生性的增長變量,消費者的理最終決定消費率水平。而在這其中,影響最大的因素ρ值是指效用的貼現(xiàn)率,反映的是當(dāng)前消費和未來消費之間的權(quán)衡問題,若該值較大則說明一國居民傾向于當(dāng)前消費。從中國居民的消費理來看,ρ值較小,遠(yuǎn)低于世界平均水平,這與中國增長緩慢的國民收入水平、提倡節(jié)儉的傳統(tǒng)文化美德以及尚未完善的社會保障體系不無關(guān)系。因此,與國際相比,中國的最終消費率明顯偏低。世界平均消費率為79.1%,其中低收入國家為80.2%,中等收入國家為72.6%,高收入國家為80.3%。而中國的消費率一般不足60%,近年來隨著投資的迅猛增長,曾一度低至不足50%,比世界平均水平低了近30個百分點。從消費需求的組成來看,最終消費率偏低主要表現(xiàn)為居民消費率過低。此外,政府消費率也相對較低,近年來,中國政府消費率平均僅為14%左右,低于亞洲國家25%的平均水平。

三、影響中國消費增長的因素分析

1.收入因素。影響中國最終消費率的因素主要有國民收入及其劃分的比例、人口數(shù)量及增長速度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)狀況、政府相關(guān)政策以及人們的消費心理等,其中最根本的制約因素還是國民收入。收入水平高,則消費領(lǐng)域廣,享受性、發(fā)展性消費較多,從而消費結(jié)構(gòu)層次較高;收入水平低,則消費領(lǐng)域窄,較多地集中于基本生活消費方面,從而消費結(jié)構(gòu)層次也較低。而在收入構(gòu)成中,工資性收入是比較穩(wěn)定和持久的部分,這部分收入在消費支出投向中的基本功能在于滿足人們?nèi)粘；旧钚枰?非工資性收入即一時性收入(如,各種獎金、兼職收入等)在消費支出投向中則更傾向于用來滿足非日常基本生活需要和發(fā)展性需要。不僅如此,近來來,宏觀收入分配結(jié)構(gòu)向非居民部門特別是政府部門傾斜的趨勢較為明顯,導(dǎo)致居民部門在國民收入分配中的地位趨向下降,這也制約了居民消費進(jìn)一步快速增長。另外,持續(xù)走高的房價已成為阻礙消費快速增長的重要因素。由于房價增幅過大,超出了部分居民特別是中低收入居民的購買能力,從而抑制了其他消費需求的釋放。年輕居民的消費欲望較強(qiáng)、消費觀念超前,有潛力成為推動商業(yè)發(fā)展乃至經(jīng)濟(jì)增長的主力軍。但為了積累購房能力,不少城市家庭被迫進(jìn)行儲蓄,有時是兩代人甚至幾代人進(jìn)行儲蓄,這就使得住房消費以外的當(dāng)期其他需求受到較大制約。

2.傳統(tǒng)因素。勤儉節(jié)約的消費文化傳統(tǒng)是導(dǎo)致中國消費率不高的另一個重要因素。中國居民的儲蓄率水平一直都很高,盡管近年來由于居高不下的通貨膨脹率使得很多金融學(xué)者一直在提醒大家中國“負(fù)利率”時代的來臨,但這依然不能改變中國高儲蓄率的現(xiàn)實,可見崇尚節(jié)儉的傳統(tǒng)文化影響之深。在這種文化的熏陶下,中國居民的自發(fā)消費意愿不強(qiáng)。盡管國家采取了各種刺激消費需求的政策,但中國居民的儲蓄率水平依然很高。而現(xiàn)在中國人口結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀愈加推動了儲蓄率的提高。眾所周知,中國目前已步入老齡化社會,中老年人口的占比在逐年提高。中年人的收入水平較高且大部分自身并沒有住房的壓力,但代代相傳的“前人栽樹、后人乘涼”的思想在這部分人群中根深蒂固,因此他們的自發(fā)消費意愿不強(qiáng),更多的收入都是用來儲蓄以滿足下一代求學(xué)、購房等需求。

3.社會因素。社會保障具有穩(wěn)定社會、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的雙重功能,就社會保障對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用而言,它是國民收入再分配政策的重要手段,引導(dǎo)和控制社會及其成員的消費需求和消費結(jié)構(gòu)變化,從而促使生產(chǎn)、交換、分配和消費的良性循環(huán),社會保障正是通過對消費需求增長和需求變化這一環(huán)節(jié)的調(diào)節(jié),以促進(jìn)消費結(jié)構(gòu)的合理化,最終促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會的協(xié)調(diào)發(fā)展。在原有的與計劃經(jīng)濟(jì)相適應(yīng)的社會保障體系解體后,與市場經(jīng)濟(jì)體制相適應(yīng)的社會保障體系尚在進(jìn)一步建立和完善之中。中國目前已經(jīng)初步建立以“三條保障線”和養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險、工傷保險為主要內(nèi)容的城鎮(zhèn)社會保障體系;農(nóng)村社會保障事業(yè)也已取得較大進(jìn)展,救災(zāi)救濟(jì)制度、農(nóng)村五保供養(yǎng)、農(nóng)村最低生活保障制度、新型農(nóng)村合作醫(yī)療和農(nóng)村救助醫(yī)療制度等初步展開,中國社會保障體制改變已取得了顯著的成績。但是,在社會保障事業(yè)發(fā)展的同時,中國社會保障實踐還存在著一些亟待解決的問題。比如,社會保障覆蓋面窄,只有部分城鎮(zhèn)居民享受到養(yǎng)老保險、醫(yī)療保險等社會保障,而數(shù)量龐大的農(nóng)民工并不能享受到這些待遇。社會保障體制的基本目標(biāo)是實現(xiàn)對需求者的有效保障,而中國社會保障水平過低制約了這一目標(biāo)的實現(xiàn)。中國的社會保障并不能給被保障者充分的幫助,特別是在農(nóng)村,低水平的社會保障讓農(nóng)民感到并沒有真正的實惠。另外,社會保障制度監(jiān)管不力,很多社會保障資金并不能真正到位發(fā)放到居民手中。中國社會保障體系的不完善進(jìn)一步加大了居民未來支出的不確定性,導(dǎo)致居民儲蓄傾向上升,消費傾向下降。

四、結(jié)語

總體來看,中國宏觀經(jīng)濟(jì)增長勢頭強(qiáng)勁,發(fā)展平穩(wěn)而迅速。投資對經(jīng)濟(jì)增長的主導(dǎo)作用依然顯著,外貿(mào)經(jīng)濟(jì)雖然在金融危機(jī)期間稍有波動,但中國貿(mào)易順差的局面在今后較長的一段時間內(nèi)不會改變。然而從長期發(fā)展規(guī)劃來看,通過提高消費率從而改變居民消費傾向和消費結(jié)構(gòu)才是宏觀經(jīng)濟(jì)增長的本質(zhì)性推動因素和長遠(yuǎn)發(fā)展的保障,促進(jìn)消費需求,才能最終促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會的協(xié)調(diào)發(fā)展。

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經(jīng)濟(jì)增長的動因范文第2篇

關(guān)鍵詞：稅收增長率；價格；經(jīng)濟(jì)增長率

中圖分類號：F810.42 文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A 文章編號：1003－3890（2008）07－0015-05

一、引言

隨著中國經(jīng)濟(jì)體制改革的逐步深入，特別是自1994年稅制改革以來，中國宏觀稅負(fù)水平呈長期上升之勢，稅收收入增勢明顯，且遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過同期經(jīng)濟(jì)增長速度，國內(nèi)學(xué)者在探索稅收增長率原因方面做了不少努力，他們分別從不同的角度，運用不同的方式，對此提出了不同的見解。但是大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為稅收增長率保持增速的原因主要是近幾年來國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）保持了較高的增長率。現(xiàn)將國內(nèi)不同學(xué)者觀點歸納如下：樊麗明、張斌（2000）認(rèn)為在反映經(jīng)濟(jì)增長的實際GDP增量中，可稅GDP的比重是決定稅收收入增量的首要因素。原鐵忠（2005）指出在稅收增長因素中非經(jīng)濟(jì)增長因素占了很大比重，剔除非經(jīng)濟(jì)因素，稅收增長與經(jīng)濟(jì)總量增長基本保持同步。賈康、劉尚希（2002）通過分析發(fā)現(xiàn)，當(dāng)前稅收的快速增長，是許多臨時性因素的作用，并不代表長期趨勢。若去掉這些臨時性因素，稅收增長和經(jīng)濟(jì)增長是大體合適的。曾國安、胡晶晶（2006）考察了不同稅種與GDP的協(xié)調(diào)增長關(guān)系，提出稅收收入的增長應(yīng)該服從于社會福利水平的提高，如果稅收收入的增長最終導(dǎo)致社會福利水平的提高，稅收收入的增長就是合理的。安體富（2002）認(rèn)為稅收與經(jīng)濟(jì)的增長本質(zhì)上是協(xié)調(diào)的，由于稅收征管、稅制政策、稅款“虛增”等其他因素的擾動，使得兩者失去了協(xié)調(diào)性，考慮到這些非經(jīng)濟(jì)性因素對稅收增長率的影響，他建議中國應(yīng)該適當(dāng)減稅，其目的是為了提高中國企業(yè)的投資能力和國際競爭能力，其手段是通過改革和完善現(xiàn)行稅制來實現(xiàn)。曾康華（2006）通過對中國1978-2005年稅收變動的實證分析得出結(jié)論，非經(jīng)濟(jì)因素對稅收收入的變動起較大作用，同時稅收收入增長率的變動自始至終圍繞GDP增長率的波動進(jìn)行。王琦（2006）通過對流轉(zhuǎn)稅與經(jīng)濟(jì)增長之間長期關(guān)系的協(xié)整檢驗得出結(jié)論，流轉(zhuǎn)稅增長與經(jīng)濟(jì)增長是協(xié)調(diào)的，但稅收超經(jīng)濟(jì)增長有可能對中國經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)，因此必須改革現(xiàn)行稅制結(jié)構(gòu)。胡怡建（2006）則通過對時間序列模型的實證分析得出與上述觀點截然相反的結(jié)論：1978-2006年期間，經(jīng)濟(jì)增長率對稅收增長率的解釋力度比較小，稅收增速的調(diào)整依賴于稅收政策的調(diào)整和前一期稅收增長對下一期稅收增長所形成的預(yù)期。

以上對于中國稅收收入增長的研究，從不同角度對中國稅收增長的原因作出了解釋，同時還指出了如何保證稅收穩(wěn)步增長。但是綜觀這些研究，尚需進(jìn)一步深入探討影響稅收增長的因素。一方面現(xiàn)有的研究僅僅基于純理論的角度，或者即便運用了某種技術(shù)分析，也只是在選取多種影響因素的情況下對稅收增長狀況進(jìn)行概述。另一方面，很少有學(xué)者對稅收增長率這一概念進(jìn)行專門研究，在轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的過程中，影響稅收增長率的因素越來越復(fù)雜。本文基于以上兩方面，在理論基礎(chǔ)上采用實證分析法，對影響稅收增長率的經(jīng)濟(jì)因素所產(chǎn)生的效應(yīng)進(jìn)行深入探索。

二、稅收增長率與經(jīng)濟(jì)因素之間的動態(tài)關(guān)系

（一）稅收增長率與經(jīng)濟(jì)增長率的關(guān)系

在經(jīng)濟(jì)因素內(nèi)涵的界定上，比較有影響力的觀點是：經(jīng)濟(jì)因素應(yīng)該包括GDP規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及經(jīng)濟(jì)效益等因素①。這里所說的影響稅收增長率的經(jīng)濟(jì)因素，主要是指國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）變動率對稅收收入的影響，并以樊麗明、張斌的觀點為基礎(chǔ)，分析可稅GDP變動率對稅收增長率的影響程度以及這種效應(yīng)所帶來的最終結(jié)果?？啥怗DP是指可以作為稅收課稅對象的GDP組成部分。在反映經(jīng)濟(jì)增長的實際GDP增量中，可稅GDP的比重是決定稅收收入增量的首要因素②。

自1978年以來，中國經(jīng)濟(jì)總量經(jīng)歷了4次周期性波動。第1次經(jīng)濟(jì)波動在1978-1985年。在此期間，前4年中有3年GDP的增長率是下降的，1979年與1980年的GDP增長率基本持平，后4年持續(xù)回升。谷底在1981年，GDP的增長率為7.6%，峰頂是1985年，為25%，峰頂與谷底的落差有17.4個百分點。第2次經(jīng)濟(jì)波動發(fā)生在1986-1988年。3年間，GDP增長率有1年下降，2年回升，谷底是1986年，GDP增長率為13.8%，峰頂是1988年，為24.9%，落差為11.1個百分點。第3次經(jīng)濟(jì)波動發(fā)生在1989-1994年，前2年GDP增長率是下降的，后4年GDP增長率則明顯回升，谷底是1990年，GDP增長率為9.7%，峰頂是1994年，為35.8%，落差為26.1個百分點。第4次經(jīng)濟(jì)波動從1995年至今，在此期間，1999年的GDP增長率只有4.7%，為改革開放以來的最低值，此后GDP增長率比較平穩(wěn)，2006年GDP增長率達(dá)到14.4%。可以預(yù)計，如果國際國內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)形勢不發(fā)生較大變動，GDP增長率的平穩(wěn)趨勢還將繼續(xù)保持。

從圖1可以看出，1978-1996年，稅收增長率的變動比GDP增長率的波動要劇烈得多。變動最大的年份出現(xiàn)在1985年，這1年的稅收增長率為41.9%，而1986年稅收增長率只有4.0%，落差近38個百分點。另一個變動較大的年份出現(xiàn)在1993年，這1年的稅收增長率為28.6%，而1992年稅收增長率回落到10.5%，落差有18個百分點。1999-2006年，稅收增長率均高于同期的GDP增長率，成為自1978年以來稅收增長最快最平穩(wěn)的時期。從GDP增長率與稅收增長率的關(guān)系來看，盡管兩者差異較大的年份為多，但增長率的波動趨勢基本一致。所以，從根本上說，稅收收入隨GDP的增長而增長，同時還受稅收征管等制度性因素的影響。從宏觀稅負(fù)的角度分析，1978-2006年中國稅收收入占GDP比重的變動，大致呈非對稱凹型。1978-1984年稅收收入占GDP的比重在12%～14%之間，1985年“利改稅”后稅收收入占GDP的比重上升到15%，稅收增長率高達(dá)101.17％，無論是增量的絕對數(shù)還是增長率，1985年都是空前絕后的。這種現(xiàn)象的形成原因主要是在1984年10月1日實施了第二步“利改稅”，同時頒布實施了產(chǎn)品稅、增值稅、營業(yè)稅、鹽稅、資源稅、國營企業(yè)調(diào)節(jié)稅等6部新稅收條例。之后，1985年4月又開征了集體企業(yè)所得稅，1997年稅收收入占GDP的比重出現(xiàn)回升跡象，達(dá)到11.1%，此后幾年穩(wěn)步增長。之后，這一比重繼續(xù)上升，2003年達(dá)到17.1%，2004年為17.7%，2005年為18.4%，2006年為19.0%。由此看出，中國稅收增長率與同期經(jīng)濟(jì)增長率之間存在很強(qiáng)的依附關(guān)系。

（二）稅收增長率與價格的關(guān)系

為了便于分析，根據(jù)稅收增長率與價格之間的關(guān)系，我們把價格分為兩種，第一種是最終消費品價格指數(shù)Pe，包括居民消費價格指數(shù)、商品零售價格指數(shù)。第二種是中間消費品價格指數(shù)Pm，包括工業(yè)品出廠價格指數(shù)（生產(chǎn)者價格指數(shù)）、原材料、燃料和動力購進(jìn)價格指數(shù)。價格指數(shù)是相對的概念，對于特定單位來說，它的產(chǎn)品價格是最終產(chǎn)品價格，而對它下游的企業(yè)來講，則是原材料價格，因此，Pe和Pm的變動在趨勢上應(yīng)是基本一致的。下文所提到的價格指數(shù)，均以價格代替。

由于稅收的增長是受經(jīng)濟(jì)增長、征管水平、稅收政策調(diào)整和價格因素共同影響的，無法從量上單獨考察價格的影響程度，但是從變動趨勢可知（見表1），1997-1998年，價格指數(shù)呈現(xiàn)降低趨勢，同期的稅收收入增長率也逐年降低；2000年，價格指數(shù)出現(xiàn)增長，同期的稅收增長率明顯提高；2001-2002年價格指數(shù)又有所回落，稅收增長比例也隨之回落；2003-2004年的價格指數(shù)出現(xiàn)了新的增長，稅收增長率也同時出現(xiàn)了增長。除1996年和1999年以外，其他年度稅收增長率變化和價格的變化趨勢表現(xiàn)出了明顯的一致性，這說明兩者之間具有高度的正相關(guān)關(guān)系。

三、中國稅收增長率實證分析過程及結(jié)果

（一）平穩(wěn)性檢驗

根據(jù)中國1978-2006年的稅收收入總量以及相關(guān)統(tǒng)計資料數(shù)據(jù)，利用Eviews5.0繪圖，得到圖2。

從圖2可以看出，稅收總水平除1979年比1978年稍有增加外，其余年份基本上保持增長趨勢。1978-2006年的29年間平均每年增加稅收2344.22萬元，年平均增長率為16.2%。盡管稅收規(guī)模逐年增加，但稅收增長率的波動比較劇烈。一方面，從中國稅收序列的變動特征來看，顯然是一個非平穩(wěn)序列。通過對稅收增長率作一階差分DTi的序列圖，1979-1993年，DTi表現(xiàn)為近似平穩(wěn)特征，但從1994年起，DTi表現(xiàn)為非平穩(wěn)序列特征。進(jìn)一步地，從其二階差分D2Ti序列圖（略）也可以看出，D2Ti也表現(xiàn)為非平穩(wěn)序列。如果用自回歸一階差分或二階差分模型描述中國稅收變動，由于存在非平穩(wěn)性，模型的擬合程度就會大大降低，參數(shù)估計值也是不顯著的。另一方面，為了避免變化趨勢的存在導(dǎo)致偽回歸現(xiàn)象，提高對稅收收入時間序列平穩(wěn)性的判斷，采用ADF檢驗（Augmented Dickey-Fuller Test）對變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗。

對變量及變量的一階滯后差分項進(jìn)行ADF檢驗時，檢驗形式根據(jù)變量趨勢圖確定是否包含常數(shù)項和趨勢項。而檢驗的滯后期由Eviews5.0計量軟件根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則自動確定。檢驗結(jié)果見表2，其中DT、DGDP、DP分別表示相關(guān)變量的一階滯后差分項。

由表2的結(jié)果可以看出，原始變量T、GDP、P在10%的顯著性水平下仍然是不穩(wěn)定的，而一階差分后的變量在5%或1%的顯著性水平下都顯示平穩(wěn)。所以，原始變量都是一階單整的，即為I（1）過程，符合進(jìn)行協(xié)整檢驗的前提條件。

（二）協(xié)整檢驗及向量自回歸模型（VAR）的估計

協(xié)整理論在研究非平穩(wěn)時間序列中具有十分重要的作用，Engle和Granger（1987）認(rèn)為，非平穩(wěn)變量的線性組合可能是平穩(wěn)變量，這種平穩(wěn)的線性組合稱為協(xié)整方程，且可被解釋為變量之間的長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。本文運用Johansen協(xié)整檢驗，此檢驗以VAR模型為基礎(chǔ)，具有非常好的小樣本特性。由于協(xié)整檢驗對于滯后階數(shù)的選擇非常敏感，因此，在進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗前應(yīng)首先確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，本文根據(jù)無約束VAR模型的殘差序列相關(guān)性分析來確定，VAR模型殘差序列不存在序列相關(guān)的最小長度為2個滯后期，因此我們選擇最優(yōu)滯后階數(shù)為2。

由于稅收增長與價格之間不存在雙向的Granger因果關(guān)系，因此，我們只對存在雙向Granger因果關(guān)系的稅收增長與經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行VAR模型估計。為了更客觀地表示出兩變量之間的關(guān)系，我們對兩變量采用向量自回歸模型估計，即VAR模型估計，得到估計結(jié)果如下：

由模型估計結(jié)果（1）、（2）可以看出，稅收增長率與經(jīng)濟(jì)增長率這兩者不僅受到自身滯后數(shù)值的影響，而且當(dāng)期的稅收增長率還受到前幾期經(jīng)濟(jì)增長率的制約；同時，現(xiàn)期的經(jīng)濟(jì)增長率也受到前幾期稅收增長率的影響。

（三）格蘭杰因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗的結(jié)果表明，中國稅收增長與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡的關(guān)系，但是變量之間相互促進(jìn)的因果關(guān)系并不是很明顯，需要對兩者之間的因果關(guān)系進(jìn)行格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗。這種檢驗方法通過檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中，從而使解釋程度提高。如果一個變量受到其他變量的滯后影響，那么則稱它們之間具有Granger因果關(guān)系，我們采用VAR模型下的格蘭杰因果關(guān)系檢驗，結(jié)果如表3。

由表3可以看出，對于GDP方程，在10%的置信水平下，GDP方程的x2統(tǒng)計量值3.10614、3.07610分別大于查表得到的臨界值，同時P值比較小，這說明經(jīng)濟(jì)變動率是稅收增長率較高的原因，稅收增長率也是經(jīng)濟(jì)變動率的原因，兩者之間存在雙向的Granger因果關(guān)系。對于P方程，在10%的顯著性水平下，P方程中T的系數(shù)顯著為0，即稅收增長率不是價格的Granger因果關(guān)系，而價格是稅收增長率的Granger因果關(guān)系。因此，這一結(jié)果更加肯定了，經(jīng)濟(jì)增長因素是促進(jìn)稅收保持高增長率的重要原因，同時稅收的高速增長也加速了經(jīng)濟(jì)的增長；最終消費品價格對稅收具有重要的影響作用，易引起稅收的增長變動。

四、結(jié)論及政策建議

通過對1978-2006年中國稅收增長率的變動情況分析可以看出，稅收增長率在很大程度上受到經(jīng)濟(jì)增長率和價格水平的影響，同時以經(jīng)濟(jì)增長率和價格水平為解釋變量又不能對稅收增長率的變動作出完全的解釋，這說明稅收增長率的變動還受非經(jīng)濟(jì)因素，比如稅收政策、稅收管理等方面的制約，由此歸納出以下幾點結(jié)論：

1. 經(jīng)濟(jì)波動決定稅收增長率的變動。根據(jù)時間序列分析顯示，經(jīng)濟(jì)波動與稅收增長率變動之間存在一定時差。一般地，經(jīng)濟(jì)增長率波動在先，隨后引起稅收增長率的變動，而且經(jīng)濟(jì)增長率的變動要慢于稅收增長率的變動。這說明，影響稅收增長率的因素中經(jīng)濟(jì)波動是引起稅收增長率變動最主要的因素，而且稅收收入的均衡增長取決于GDP的適度增長。要獲得稅收收入的長期均衡增長，就必須促使GDP適度增長，防止稅收增長率處于大起大落的變動之中。

2. 經(jīng)濟(jì)波動與稅收增長率變動存在長期均衡變動關(guān)系。1978-2006年，GDP的增長率和稅收增長率的變動趨勢基本一致，這是進(jìn)行實證分析所得出的基本結(jié)論。同時，GDP的年均增長率低于稅收收入的年均增長率，而且稅收增長率的變動比GDP增長率的變動要劇烈的解釋，這說明引起稅收收入增長率變動的因素除了其他經(jīng)濟(jì)因素以外，也有非經(jīng)濟(jì)因素。但是，稅收增長率的變動自始至終圍繞GDP增長率的波動進(jìn)行。

3.中國宏觀稅負(fù)在近30年期間長期偏高的情況在最近幾年已經(jīng)表現(xiàn)十分明顯。稅收增長率的波動呈現(xiàn)非平穩(wěn)特征，所以，要使中國稅收規(guī)模均衡增長，除繼續(xù)保持經(jīng)濟(jì)長期均衡增長、盡快降低宏觀稅負(fù)外，還要構(gòu)建和諧的稅收征收環(huán)境和合理的稅收制度，努力消除影響稅收增長的不利因素。

4.價格對稅收增長率具有較大影響，價格還會通過影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展間接地影響稅收，但價格對總體稅收的影響是通過對個別稅種的影響來實現(xiàn)的，在具有明顯通貨膨脹跡象的情況下，有必要通過提高個別稅種的稅率或者開征臨時性稅種以消除物價上漲帶來的影響。

注釋：

①王劍鋒：《經(jīng)濟(jì)因素在稅收增長中貢獻(xiàn)作用的估算：1997-2005》，《稅務(wù)與經(jīng)濟(jì)》，2007年6月。

②文中以下提到的GDP均指可稅GDP。

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經(jīng)濟(jì)增長的動因范文第3篇

關(guān)鍵詞：灰色系統(tǒng)模型 經(jīng)濟(jì)增長 驅(qū)動因子 預(yù)測

準(zhǔn)確判斷各驅(qū)動因子與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，對經(jīng)濟(jì)增長趨勢進(jìn)行準(zhǔn)確的預(yù)測，不僅有助于提高經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量，同時對控制各驅(qū)動因子從而使其滿足經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長的條件具有重要意義。近幾十年來，盡管受到國內(nèi)外諸多不利因素的沖擊和挑戰(zhàn)，湖南省的發(fā)展仍經(jīng)受住了重大考驗、取得了重大成就。湖南省全省地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）在1978年只有146.99億元，而2012年達(dá)到了22154.2億元，是1978年的150倍。但是目前，和沿海發(fā)達(dá)省份相比，湖南省仍處于較落后的地位，即使是在省內(nèi)各市、州，發(fā)展水平也存在很大的差異。為保持健康、穩(wěn)定、快速的經(jīng)濟(jì)增長，必須對影響湖南省經(jīng)濟(jì)增長的驅(qū)動因子進(jìn)行研究，同時對湖南省在未來幾年的經(jīng)濟(jì)增長趨勢進(jìn)行預(yù)測。

文獻(xiàn)綜述

（一）國外相關(guān)研究綜述

究竟是哪些因素推動著經(jīng)濟(jì)增長？經(jīng)濟(jì)學(xué)界從未停止對這個問題的探索。在國外的研究中，古典經(jīng)濟(jì)增長理論、新古典經(jīng)濟(jì)增長理論、內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論、結(jié)構(gòu)主義發(fā)展理論、制度變遷理論都對這個問題進(jìn)行了探索。亞當(dāng)?斯密、李嘉圖等古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家最早對經(jīng)濟(jì)增長問題進(jìn)行論述，斯密認(rèn)為增加勞動者數(shù)目、加強(qiáng)分工、提高勞動生產(chǎn)率對經(jīng)濟(jì)增長具有積極的作用。對經(jīng)濟(jì)增長理論進(jìn)行較為系統(tǒng)的研究是從哈羅德和多馬開始的，哈羅德和多馬考察了動態(tài)均衡的增長問題，強(qiáng)調(diào)了儲蓄率即資本積累率對經(jīng)濟(jì)增長有決定性作用，同時他們也認(rèn)為如果初始的均衡狀態(tài)發(fā)生背離，經(jīng)濟(jì)中沒有內(nèi)在力量能使經(jīng)濟(jì)恢復(fù)到均衡狀態(tài)。

新古典經(jīng)濟(jì)增長理論對“資本積累對經(jīng)濟(jì)增長有決定性作用”這個觀點進(jìn)行了突破，第一次強(qiáng)調(diào)了技術(shù)進(jìn)步因素對經(jīng)濟(jì)增長具有重大的作用。其代表人物Solow（1957）將技術(shù)進(jìn)步因素加入到總量生產(chǎn)函數(shù)中，運用全要素生產(chǎn)率分析法對美國1909-1949年間的情況進(jìn)行檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)每小時勞動的產(chǎn)出增長中只有12.5%能由勞動和資本投入解釋，87.5%要歸因于技術(shù)進(jìn)步，這就強(qiáng)調(diào)了技術(shù)進(jìn)步的重要性，但不足的是他同時假定技術(shù)進(jìn)步是外生的。

Romer（1986）、Lucas（1988）充分吸納已有經(jīng)濟(jì)增長研究成果，對新古典經(jīng)濟(jì)增長理論的局限性和20世紀(jì)80年代以來的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實進(jìn)行研究，拋棄了外生技術(shù)變化的假設(shè)并內(nèi)生化了技術(shù)進(jìn)步，認(rèn)為內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步、知識、人力資本積累對經(jīng)濟(jì)增長具有重要推動作用。結(jié)構(gòu)主義發(fā)展理論發(fā)展了結(jié)構(gòu)分析法并利用其對經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行分析，該理論的代表人物錢納里（H.Chenery）、帕西內(nèi)蒂（L.L.Pasinetti）等經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長互相影響。在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化適應(yīng)需求結(jié)構(gòu)變化的基礎(chǔ)上，促進(jìn)資本和勞動向生產(chǎn)率高的部門轉(zhuǎn)移，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化對經(jīng)濟(jì)增長將起積極的推動作用。諾斯（North）等制度經(jīng)濟(jì)學(xué)家則認(rèn)為以往的研究都忽視了制度這個因素的存在，并且認(rèn)為有效率的產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)以及制度的安排、變遷、創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長起著重要的作用。

（二）國內(nèi)相關(guān)研究綜述

國內(nèi)學(xué)者對經(jīng)濟(jì)增長影響因素的研究也沒有比較一致的結(jié)論，比如等（2006）通過建立中國經(jīng)濟(jì)增長的綜合因素模型，分析認(rèn)為中國經(jīng)濟(jì)增長最主要的因素是資本投入的增加，技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)也較大，貢獻(xiàn)相對較弱的是勞動力投入的增加。胡雪萍、李丹青（2011）運用索羅模型實證分析了1978-2009年間中部地區(qū)產(chǎn)出和勞動、資本、全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)資本對中部六省經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)最大，而技術(shù)進(jìn)步和勞動的貢獻(xiàn)相對較小。陳友余（2013）基于2000-2010年的數(shù)據(jù)，運用灰色關(guān)聯(lián)度組合分析法對中國經(jīng)濟(jì)增長的影響因素進(jìn)行研究，結(jié)果顯示消費習(xí)慣、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和國內(nèi)貿(mào)易發(fā)展水平對中國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)較大，衛(wèi)生水平、勞動力數(shù)量和城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)較小。許和連、賴明勇（2003）基于1980-2000年的數(shù)據(jù)，通過偏最小二乘（PLS）回歸法分析了12個影響湖南省經(jīng)濟(jì)增長的因素，發(fā)現(xiàn)除了人口增長對湖南省經(jīng)濟(jì)增長起阻礙作用外，其他因素都起著不同程度的積極作用，而居民消費支出的積極作用最顯著。

從國內(nèi)外的研究成果來看，關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長驅(qū)動因子的分析并沒有一個一致性的結(jié)論，對經(jīng)濟(jì)增長驅(qū)動因子的研究仍有待深入，同時專門對湖南省經(jīng)濟(jì)增長的驅(qū)動因子進(jìn)行分析并對湖南省經(jīng)濟(jì)增長的趨勢進(jìn)行預(yù)測的文獻(xiàn)還比較少。本文利用2002-2012年的相關(guān)數(shù)據(jù)，嘗試回答以下幾個問題：影響湖南省經(jīng)濟(jì)增長的驅(qū)動因子有哪些？它們對湖南省經(jīng)濟(jì)增長起什么作用？湖南省2013-2015年的經(jīng)濟(jì)增長情況如何？能實現(xiàn)湖南省“十二五”規(guī)劃中的相關(guān)目標(biāo)嗎？本文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分介紹所使用的研究方法；第三部分是實證部分，并對實證結(jié)果進(jìn)行了分析；第四部分對本文進(jìn)行總結(jié)并提出建議。

灰色系統(tǒng)模型方法

灰色系統(tǒng)理論是近幾十年來發(fā)展起來的一種研究少數(shù)據(jù)、貧信息不確定性問題的新方法，該模型利用序列算子的作用研究事物運動的規(guī)律，同時對數(shù)據(jù)不進(jìn)行特殊的限制和要求，可廣泛應(yīng)用于各個學(xué)科。本文采用了灰色系統(tǒng)理論中的灰色關(guān)聯(lián)度分析、GM（1，1）模型和新陳代謝GM（1，1）模型。

（一）灰色關(guān)聯(lián)度分析

在進(jìn)行系統(tǒng)分析時一般采用回歸分析和方差分析等方法，但是這些方法都存在一些不足，如對數(shù)據(jù)的數(shù)量要求大、要求所選的樣本數(shù)據(jù)服從某個典型的概率分布等?；疑P(guān)聯(lián)分析則能彌補(bǔ)上述方法存在的不足，該方法通過比較參考序列和若干個比較序列的幾何形狀的相似程度來確定其聯(lián)系的緊密與否，聯(lián)系越緊密，則關(guān)聯(lián)度越大。本文采用鄧氏關(guān)聯(lián)度和廣義灰色關(guān)聯(lián)度對影響湖南省經(jīng)濟(jì)增長的因素進(jìn)行分析。

設(shè)反映系統(tǒng)行為特征的序列為：

X0=（x0（1），x0（2），…，x0（n）），

設(shè)比較序列為：

Xi=（xi（1），xi（2），…，xi（n））（i=1，2，…，m）

鄧氏灰色關(guān)聯(lián)度是在對系統(tǒng)行為序列和各比較序列進(jìn)行無量綱化（進(jìn)行無量綱化可采用初值法，即X`j=X`j/xj（1）=（x`j（1），x`j（2），…，x`j（n））（j=0，1，2，…，m）后，再求各關(guān)聯(lián)系數(shù)的平均值從而得到的，即關(guān)聯(lián)系數(shù)為：

其中ρ∈（0，1）為分辨系數(shù)，通常取為0.5。則序列X0和Xi的鄧氏灰色關(guān)聯(lián)度為：

廣義灰色關(guān)聯(lián)度有灰色絕對關(guān)聯(lián)度、灰色相對關(guān)聯(lián)度、灰色綜合關(guān)聯(lián)度。

灰色絕對關(guān)聯(lián)度是在對系統(tǒng)行為序列X0和各比較序列Xi進(jìn)行始點零像化X``j=（x``j（1），x``j（2），…，x``j（n））（j=0，1，2，…，m），其中x``j（k）=xj（k）-xj（1），k=1，2，…，n的基礎(chǔ)上進(jìn)行的，序列X0和Xi（i=1，2，…，m）的灰色絕對關(guān)聯(lián)度為：

計算灰色相對關(guān)聯(lián)度η0i（i=1，2，…，m），先對各原始序列進(jìn)行無量綱化處理，得到各序列的初值像X`j=X`j/xj（1）=（Xj`（1），x`j（2），…，x`j（n））（j=0，1，2，…，m）后，再求出各初值像序列的灰色絕對關(guān)聯(lián)度，各初值像序列的灰色絕對關(guān)聯(lián)度即為序列Xo和Xi的灰色相對關(guān)聯(lián)度，這里不再贅述。

灰色綜合關(guān)聯(lián)度是利用灰色絕對關(guān)聯(lián)度ε0i和灰色相對關(guān)聯(lián)度η0i計算出來的，即灰色綜合關(guān)聯(lián)度：

ρ0i=ε0i+（1-w）η0i

其中∈（0，1），其通常取值為0.5，在這里，我們也取其值為0.5。

（二）GM（1，1）模型、新陳代謝GM（1，1）模型

GM（1，1）模型是在對要進(jìn)行預(yù)測的某項指標(biāo)的原始序列進(jìn)行一次累加生成的基礎(chǔ)上，通過建立微分方程得到一次累加生成序列的預(yù)測值，再將此一次累加生成序列的預(yù)測值進(jìn)行逆生成還原，從而得到原始序列的預(yù)測值。

設(shè)原始序列X0=（x0（1），x0（2），…，x0（n）），GM（1，1）模型通過以下步驟建立：

一是對要進(jìn)行預(yù)測的某項指標(biāo)的原始序列作1-AGO（一次累加生成處理），得：

發(fā)給

二是確定GM（1，1）模型的白化微分方程dx（1）/dt+ax（1）=b ，此微分方程能夠近似地描述序列X（1）的變化趨勢。其中，-a為發(fā)展系數(shù)、b為灰色作用量，a、b可以通過最小二乘法擬合求得：

三是確定模型的時間響應(yīng)式。X（1）（t+1）=（x0（1）-b/a）e-at+b/a，（t=0，1，…，n-1） ，據(jù)此得到序列X（1） 的模擬序列X（1）=（x（1）（1），x（1）（2），…，x（1）（n）） ，再由X（1） 還原出X0 的模擬序列X0=（x0（1），x0（2），…，x0（n）） ，x0（t+1）=x（1）（t+1）-x（1）（t）（t=1，2，…n） 。

新陳代謝模型是指利用原始序列X0 建立GM（1，1） 模型，得到預(yù)測值x0（n+1） ，將此最新信息x0（n+1） 置入到原始序列X0 ，同時將X0 的最老信息x0（1） 去掉，從而得到一個新的序列X`0 =（x0（2），x0（3），…，x0（n+1）），利用序列X`0 建立的模型就稱為新陳代謝GM（1，1）模型。

四是進(jìn)行模型的精度檢驗。為提高分析和預(yù)測結(jié)果的準(zhǔn)確度，本文采用絕對關(guān)聯(lián)度檢驗和后驗差檢驗，當(dāng)兩種檢驗都通過時，才認(rèn)為該模型是合理的，才用于預(yù)測。否則就采用殘差GM（1，1）模型對原來的GM（1，1）模型進(jìn)行修正，直到其通過檢驗為止。絕對關(guān)聯(lián)度檢驗是指求出原始序列X0 和其模擬序列X0的灰色絕對關(guān)聯(lián)度ε1，對于給定的ε0，當(dāng)ε1>ε0時，則該模型為關(guān)聯(lián)度合格模型。后驗差檢驗通過對均方差比值C=S1/S2和小誤差概率p=P（|ε（K）- ε|

實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源和變量選取

對于湖南省經(jīng)濟(jì)增長驅(qū)動因子的選取，本文根據(jù)相關(guān)經(jīng)濟(jì)增長理論和已有的相關(guān)文獻(xiàn)，同時注意到各驅(qū)動因子數(shù)據(jù)的客觀性、全面性、可得性，選取了10個影響湖南省經(jīng)濟(jì)增長的驅(qū)動因子，即：消費水平、物質(zhì)資本投入、對外貿(mào)易、勞動力投入、人力資本投入、技術(shù)進(jìn)步、人口增長、城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)、第二和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況。為便于分析，本文以湖南省地區(qū)生產(chǎn)總值（Q1，GDP，億元）作為衡量湖南省經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)；以湖南省社會消費品零售總額（Q2，億元）衡量消費水平；以湖南省全社會固定資產(chǎn)投資（Q3，億元）衡量物質(zhì)資本投入；以湖南省的凈出口（Q4，億元）衡量對外貿(mào)易；以湖南省歷年年末從業(yè)人員人數(shù)（Q5，萬人）衡量勞動力投入；以湖南省普通中、高等學(xué)校在校學(xué)生人數(shù)（Q6，萬人）衡量人力資本投入；以湖南省人口自然增長率（Q7）衡量人口增長；以湖南省高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)增加值（Q8，項）衡量技術(shù)進(jìn)步；以湖南省城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋壤≦9）衡量城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)；以湖南省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（Q10，億元）、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值（Q11，億元）衡量第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況。

關(guān)于本文數(shù)據(jù)的來源，2002-2011年的數(shù)據(jù)來自于歷年的《湖南統(tǒng)計年鑒》，2012年的數(shù)據(jù)來自于《湖南省2012年國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》。本文所有的變量均采用2002-2012年的年度數(shù)據(jù)或根據(jù)這些年度數(shù)據(jù)整理而得，如湖南省的凈出口（Q4，億元）是通過各年的人民幣平均匯率換算得來的。

（二）湖南省經(jīng)濟(jì)增長驅(qū)動因子分析

本部分運用灰色關(guān)聯(lián)度分析法分析湖南省經(jīng)濟(jì)增長的驅(qū)動因子，計算出湖南省GDP對各驅(qū)動因子的四種灰色關(guān)聯(lián)度，從而測算出這些驅(qū)動因子和湖南省經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性（見表2）。

進(jìn)行灰色關(guān)聯(lián)分析，重點不在于各序列之間關(guān)聯(lián)度的絕對大小，而在于各序列之間關(guān)聯(lián)度的大小次序。對湖南省GDP和各驅(qū)動因子之間的關(guān)聯(lián)度進(jìn)行排序，找出影響湖南省經(jīng)濟(jì)增長的主導(dǎo)驅(qū)動因子，從而為湖南省制定經(jīng)濟(jì)政策提供可靠的依據(jù)。對表2中的關(guān)聯(lián)度進(jìn)行排序時，四種灰色關(guān)聯(lián)度排序的結(jié)果不一致，不利于分析。為將這四種關(guān)聯(lián)度都考慮進(jìn)去，提高排序結(jié)果的正確性和可信性，本文對一般的灰色關(guān)聯(lián)度分析法進(jìn)行改進(jìn)，采用求平均值的方法，求出四種灰色關(guān)聯(lián)度的平均值，從而按平均值從大到小進(jìn)行排序，平均值越大，關(guān)聯(lián)度越大，如表3所示。

薩繆爾森認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長有四個輪子：人力資源、自然資源、資本和技術(shù)。在這里，本文取其中的三個輪子（人力資源、資本和技術(shù)）進(jìn)行分析，同時知道，從長期來看，技術(shù)進(jìn)步和人力資本是影響經(jīng)濟(jì)增長的主要因素。由表3可知，進(jìn)入新世紀(jì)以來在影響湖南省經(jīng)濟(jì)增長的因素中，技術(shù)進(jìn)步和人力資本分別排在第7位和第5位，物質(zhì)資本投資和勞動力投入分別排在第4位和第10位?？梢娂夹g(shù)進(jìn)步和勞動力投入對湖南省經(jīng)濟(jì)增長的影響偏小，其中勞動力投入對湖南省經(jīng)濟(jì)增長的影響最小。這說明湖南省的經(jīng)濟(jì)增長已經(jīng)不再過多的依賴勞動力的投入，經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量已經(jīng)得到提高，但同時技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)小，從長期看，這將阻礙湖南省向集約型增長轉(zhuǎn)變的步伐，不利于湖南省經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變。

物質(zhì)資本存在邊際報酬遞減，人力資本有較強(qiáng)的邊際報酬遞增，從長期看，人力資本對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用要大于物質(zhì)資本。就湖南省目前來說，物質(zhì)資本投資尤其是固定資產(chǎn)投資對湖南省經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)要大于人力資本投資，因此，從長期考慮，在不斷優(yōu)化物質(zhì)資本的投資結(jié)構(gòu)，提高物質(zhì)資本利用效率的基礎(chǔ)上，要下大決心提高勞動者的教育水平，加快人力資本的積累，提高湖南省經(jīng)濟(jì)增長的可持續(xù)性。

從城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)和第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展看，第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展排在第2位和第1位，城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)排在第8位，可見第二、三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對湖南省經(jīng)濟(jì)增長的推動作用較大，而城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)對湖南省經(jīng)濟(jì)增長的影響偏小。第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對湖南省經(jīng)濟(jì)增長的解釋作用最強(qiáng)，但是自2007年以來，湖南省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值在GDP中的比重一直高于第三產(chǎn)業(yè)，這說明湖南省需要在第二產(chǎn)業(yè)的基礎(chǔ)上努力發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，促進(jìn)第二、三產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展。城鄉(xiāng)分割的二元結(jié)構(gòu)制約了湖南省經(jīng)濟(jì)增長，雖然近年來湖南省加快了城鎮(zhèn)化建設(shè)，城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)有所改善，但是與全國相比，湖南省的城鎮(zhèn)化水平仍偏低，2012年湖南省的城鎮(zhèn)化率為46.65%，而全國為52.6%，湖南省仍然需要加快城鎮(zhèn)化建設(shè)，提高城鎮(zhèn)化建設(shè)的質(zhì)量。

在表3中，消費水平排在第3位，說明消費對湖南省的經(jīng)濟(jì)增長具有很大的促進(jìn)作用，湖南省應(yīng)該繼續(xù)提高居民的消費水平，堅持?jǐn)U大內(nèi)需的方針，刺激經(jīng)濟(jì)增長；對外貿(mào)易排在第6位，表明對外貿(mào)易對湖南省經(jīng)濟(jì)增長的影響相對偏小，對外貿(mào)易對宏觀經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運行和保持經(jīng)濟(jì)較快增長具有重要的作用，湖南省要提高經(jīng)濟(jì)的外向型水平，積極融入全球化的潮流中；人口增長排在第9位，人口增長對湖南省經(jīng)濟(jì)增長的解釋作用很小，近些年，湖南省的人口自然增長率一直在上升，從2002年的4.86%增加到2012年的6.57%，人口增長過快將導(dǎo)致失業(yè)率上升、教育投資效率低下等問題，這也表明湖南省應(yīng)該繼續(xù)堅持計劃生育的政策，繼續(xù)降低人口增長率，提高人口的素質(zhì)。

（三）湖南省經(jīng)濟(jì)增長預(yù)測

對湖南省的經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行預(yù)測是一項具有重要意義卻又復(fù)雜的工作，本部分利用相關(guān)變量2002-2012年的年度數(shù)據(jù)，建立GM（1，1） 模型和新陳代謝GM（1，1）模型對湖南省2013-2015年的經(jīng)濟(jì)增長情況進(jìn)行預(yù)測。由于篇幅所限，在對湖南省2013-2015年的經(jīng)濟(jì)增長情況進(jìn)行預(yù)測時，只對GDP的預(yù)測情況進(jìn)行詳細(xì)介紹，人均GDP和三大產(chǎn)業(yè)的預(yù)測則不再詳細(xì)介紹。首先對湖南省2013-2015年的經(jīng)濟(jì)增長情況進(jìn)行預(yù)測，所建立的GM（1，1）模型為：x（t+1）=24638.791591e0.174311t-20487.251591，結(jié)果如表4所示。

運用絕對關(guān)聯(lián)度檢驗法和后驗差檢驗法對上述模型進(jìn)行檢驗，發(fā)現(xiàn)絕對關(guān)聯(lián)度大于90%，C小于35%，p為1，模型精度為1級，兩種檢驗均通過。因此可以運用上文的GM（1，1）預(yù)測模型對湖南省2013年的GDP增長情況進(jìn)行預(yù)測。對2014、2015年的GDP增長情況進(jìn)行預(yù)測時可以使用GM（1，1）模型，也可以使用新陳代謝GM（1，1）模型。從預(yù)測的角度來說，老信息的意義隨著系統(tǒng)的發(fā)展而逐步降低，通過不斷補(bǔ)充新信息和及時去掉老信息建立的序列更能夠反映目前的系統(tǒng)特征。考慮到經(jīng)濟(jì)增長是一個不斷變化的過程，因此在進(jìn)行預(yù)測時，應(yīng)盡量使用新信息，以提高預(yù)測的精確度。

從表5可以看出，在對2014、2015年的GDP增長進(jìn)行預(yù)測時，通過不斷補(bǔ)充新信息和及時去掉老信息建立的新陳代謝GM（1，1）模型具有更高的精度，故運用GM（1，1）模型對湖南省2013年的GDP增長情況進(jìn)行預(yù)測，運用新陳代謝GM（1，1）模型對2014、2015年的GDP增長情況進(jìn)行預(yù)測。

同樣利用GM（1，1）模型，如表6所示，對湖南省2013年的人均GDP和三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值進(jìn)行預(yù)測，并在GM（1，1）模型基礎(chǔ)上構(gòu)建相應(yīng)的新陳代謝GM（1，1）模型對2014、2015年的人均GDP和三大產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值進(jìn)行預(yù)測。所建立的模型均通過了絕對關(guān)聯(lián)度檢驗和后驗差檢驗，模型精度為一級，因此可以用來對湖南省的經(jīng)濟(jì)增長情況進(jìn)行預(yù)測，預(yù)測結(jié)果如表7所示。從表7的預(yù)測結(jié)果來看，可以預(yù)計到湖南省“十二五”末期的2015年全省GDP總量將達(dá)到37766.36億元，為“十一五”末期2010年的2.4倍。人均GDP從2013年的40240.84元增加到2015年的55775.33元，增幅達(dá)到38.6%。從三大產(chǎn)業(yè)來看，2013-2015年間，湖南省三大產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值都呈上升趨勢，其中第二產(chǎn)業(yè)和三產(chǎn)業(yè)增長較快，而第一產(chǎn)業(yè)增長較慢，從三大產(chǎn)業(yè)占GDP的比重來看，第一、三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重呈下降趨勢，第二產(chǎn)業(yè)占GDP的比重在上升。2015年，湖南省三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為12.15：51.09：36.76，與湖南省“十二五”規(guī)劃中的目標(biāo)9.5∶48.5∶42有差距。

結(jié)論與建議

對上述分析進(jìn)行總結(jié)，可得出以下結(jié)論：

在所選取的10個影響湖南省經(jīng)濟(jì)增長的因子中，第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況和消費水平對湖南省經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)最為顯著，技術(shù)進(jìn)步、城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)、對外貿(mào)易的貢獻(xiàn)相對偏弱，人口增長和勞動力投入的貢獻(xiàn)最弱。在人力資本投入和物質(zhì)資本投入中，物質(zhì)資本投入的貢獻(xiàn)要大于人力資本投入。

根據(jù)模型的預(yù)測結(jié)果，到“十二五”末期的2015年，湖南省的GDP和人均GDP將分別達(dá)到37766.36億元和55775.33元，較“十一五”末期的2010年增幅分別達(dá)到135.48%和125、64%。第一、二、三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值將分別達(dá)到4632.04億元、19479.85億元、14018.15億元，較“十一五”末期的2010年增幅分別達(dá)到99.18%、165.28%和120.09%，可見在2013-2015年間，經(jīng)過努力，湖南省的經(jīng)濟(jì)可望繼續(xù)保持較快的增長。

錢納里、庫茲涅茨等人在對100多個不同收入水平國家進(jìn)行分析后認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變過程是經(jīng)濟(jì)增長過程的核心。但根據(jù)預(yù)測結(jié)果湖南省2015年的三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)比為12.15：51.09：36.76 ，這與湖南省“十二五”規(guī)劃中的目標(biāo)要求9.5：48.5：42存在一些差距，這預(yù)示著湖南省在未來幾年必須重視產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化問題。

前面提到，2013-2015年間，湖南省的經(jīng)濟(jì)是可望繼續(xù)保持較快增長的，為使這個愿望變成現(xiàn)實，基于以上的研究，本文提出以下幾點政策建議：積極調(diào)整、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展質(zhì)量的同時培育新興產(chǎn)業(yè)，提高第三產(chǎn)業(yè)的比重；堅持?jǐn)U大內(nèi)需的方針，想方設(shè)法增加城鄉(xiāng)居民的實際收入，推動消費結(jié)構(gòu)的升級；加大對教育、科技的投入，增加人力資本存量，以科技進(jìn)步和創(chuàng)新為支撐，降低對物質(zhì)資本投入尤其是固定資產(chǎn)投資的依賴度，提高經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量和效益；積極開展對外貿(mào)易，融入經(jīng)濟(jì)全球化的浪潮中；走新型城鎮(zhèn)化道路，縮小城鄉(xiāng)發(fā)展差距，打破城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)。

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作者簡介：

經(jīng)濟(jì)增長的動因范文第4篇

[關(guān)鍵詞]供給側(cè)；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；經(jīng)濟(jì)增長；投資效率

doi：10.3969/j.issn.1673 - 0194.2017.04.088

[中圖分類號]F127 [文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A [文章編號]1673-0194（2017）04-0-02

經(jīng)濟(jì)增長問題歷來是國內(nèi)外學(xué)者關(guān)注的焦c，“供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革”概念的提出使經(jīng)濟(jì)增長的動力問題得到了更多的關(guān)注。亞當(dāng)?斯密、凱恩斯、大衛(wèi)李嘉圖等經(jīng)濟(jì)學(xué)家從不同角度研究了經(jīng)濟(jì)增長的問題。國內(nèi)關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長動力的研究主要有以下幾個方面：一是資本投入是經(jīng)濟(jì)增長的主要動力，如呂鐵和周叔蓮（1999）、（2006）、黃志鋼和劉霞輝（2014）等；二是從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的角度分析經(jīng)濟(jì)增長問題，如干春暉（2011）認(rèn)為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化進(jìn)程均對經(jīng)濟(jì)增長的影響有明顯的作用；三是從體制改革的角度分析我國經(jīng)濟(jì)增長問題，如林毅夫（2000）認(rèn)為農(nóng)村改革、非國有部門的發(fā)展是推動中國經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵因素。不難發(fā)現(xiàn)，資本積累、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、體制改革等因素均是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的動力。當(dāng)前，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革是適應(yīng)和引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)的重大創(chuàng)新，是適應(yīng)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)的必然要求，也是河北省經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟(jì)增長的必然要求。本文對河北省宏觀投資效率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行了分析，從供給側(cè)結(jié)構(gòu)性角度系統(tǒng)分析了河北省經(jīng)濟(jì)增長的動因，并為河北省投資結(jié)構(gòu)優(yōu)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和經(jīng)濟(jì)增長提供了具有可行性的建議。

1 河北省宏觀投資效率的分析

投資效率，一般是指投資活動所取得的結(jié)果與所投入使用資源之間的對比關(guān)系。目前，國際和國內(nèi)比較常用的度量宏觀投資效率的指標(biāo)是增量資本―產(chǎn)出比（ICOR）。

即，ICOR=ΔK/ΔY=I/ΔY

其中，ΔK為資本存量的增量，每年新增的固定資產(chǎn)投資為I，ΔY為產(chǎn)出增量，該指標(biāo)衡量了增加單位產(chǎn)出所需增加的資本投入量。表示，該指標(biāo)越大，增加單位產(chǎn)出所需的固定資產(chǎn)投資越大，投資的效率越低；反之，該指標(biāo)越小，則投資的效率越高。

筆者選取了河北省近20年的數(shù)據(jù)，主要指標(biāo)包括：河北省固定資產(chǎn)投資、河北省國民總收入、河北省GDP年增加值。依據(jù)以上指標(biāo)值計算得出ICOR值，見表1。通過對ICOR值趨勢分析，可以發(fā)現(xiàn)，ICOR幾次峰值的出現(xiàn)時間分別為東南亞金融危機(jī)的影響期間，美國次貸危機(jī)的影響期間以及從2012年至今出現(xiàn)的持續(xù)上升，且峰值已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了之前的兩次。這一趨勢反映了當(dāng)前河北省近幾年的宏觀投資效率持續(xù)偏低，并且蘊(yùn)涵一定的金融風(fēng)險。從ICOR的均值來看，其均值為5.6，表明近20年中河北宏觀投資效率總體偏低，處于一個較高的水平，與20世紀(jì)90年代的高投資效率相比，相去甚遠(yuǎn)，與全國宏觀投資效率相比，也有較大的差距，這顯然不利于河北省經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)變和可持續(xù)發(fā)展。

究其原因，一方面導(dǎo)致河北省宏觀經(jīng)濟(jì)整體投資效率較差因素可能主要來自于政府主導(dǎo)的公益性較強(qiáng)的交通運輸、環(huán)境、供水、能源工程等領(lǐng)域，這些公共產(chǎn)品一般是以非價格為特征的，投資不追求跨期最優(yōu)的結(jié)果。另一方面河北省優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)競爭力不足的最大差距是缺乏創(chuàng)新能力、缺乏具有自主知識產(chǎn)權(quán)的核心技術(shù)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對要素投入已經(jīng)形成了很強(qiáng)的路徑依賴，大量的資本投入引發(fā)了資本邊際回報水平逐步走低，導(dǎo)致了宏觀投資效率的走低。

2 河北省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化對經(jīng)濟(jì)增長的影響分析

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化由Moore指數(shù)表示，該指標(biāo)以向量空間夾角為運算基礎(chǔ)，將產(chǎn)業(yè)分為n個部門，構(gòu)成一組n維向量。把每兩個時期之間兩組向量的夾角作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化程度的指標(biāo)。計算公式如下：

其中Mt為t時期產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化的程度，Wt，i為t時期第i產(chǎn)業(yè)所占的比重。

數(shù)據(jù)選取為河北省2003-2015年三次產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻(xiàn)占比。從Moore結(jié)構(gòu)變化值來看，在過去的13年里，河北省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)未發(fā)生較大變化，僅在2015年發(fā)生了較大變化，Moore結(jié)構(gòu)變化值發(fā)生了0.1個百分點的變化，是近年來變化最大的一次，可見河北省對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整已經(jīng)有所成效。

同時，以河北省年度GDP值為被解釋變量Yt，以Moore結(jié)構(gòu)變化值（Mt），固定資產(chǎn)投資比例（It）及金融發(fā)展水平（Ft）為解釋變量建立固定效應(yīng)模型，并進(jìn)行參數(shù)估計（時間序列通過了平穩(wěn)性檢驗，其中Mt=Moore結(jié)構(gòu)變化值*100，F(xiàn)t=（金融機(jī)構(gòu)年末存款量+金融機(jī)構(gòu)年末貸款量）/GDP。

LN（Yt）=α+β1LN（Mt）+β2LN（Ft）+β3LN（It）+εt

模型參數(shù)估計結(jié)果如下：

LN（Yt）=-8.9228+2.5124LN（Mt）-0.0312LN（Ft）+1.1833LN（It）+εt

其中DW=1.9288 R2=0.8821 F=1049.92 Prob=0.0371。

注：數(shù)據(jù)來源為wind資訊。

根據(jù)參數(shù)估計結(jié)果可以看到，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的高級化（Moore結(jié)構(gòu)變化值）對GDP的影響是十分顯著的，也就是說Moore結(jié)構(gòu)變化值每變化1%，經(jīng)濟(jì)將增長2.5%。依據(jù)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論也可以看到，資源配置的有效性增加將能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。固定資產(chǎn)投資比例（It）對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)也較為明顯，但從河北省宏觀投資效率分析來看，固定資產(chǎn)投資對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)正在逐漸減少并難以持續(xù)。

3 河北省投資結(jié)構(gòu)優(yōu)化、產(chǎn)業(yè)升級與經(jīng)濟(jì)增長協(xié)同效用分析

在過去的20年里，固定資產(chǎn)投資的增加對河北省經(jīng)濟(jì)增長起到了促進(jìn)作用，河北省固定資產(chǎn)投資規(guī)模相對較大，各行業(yè)投資競爭激烈是造成投資效果下降的重要原因。但從根本上來說，技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)持續(xù)長久增長的內(nèi)在動力，因此，要鼓勵各類型的投資主體積極投入新技術(shù)的研發(fā)，促進(jìn)投資結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。河北省要實現(xiàn)由要素規(guī)模擴(kuò)張帶動經(jīng)濟(jì)增長的方式向改革創(chuàng)新、人力資本和技術(shù)進(jìn)步等要素質(zhì)量提升的增長方式轉(zhuǎn)型，由過度依賴自然資源的發(fā)展方式向更多依靠人力資源轉(zhuǎn)型，就需要加強(qiáng)對“新技術(shù)”和“軟實力”的投資，形成以技術(shù)引領(lǐng)投資，以技術(shù)引領(lǐng)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展趨勢。

河北省供給側(cè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不協(xié)調(diào)導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)效率低下，制約著河北省經(jīng)濟(jì)增長。因此，未來需要通過供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、升級，同時培育經(jīng)濟(jì)新增長點，重構(gòu)產(chǎn)業(yè)競爭格局，化解產(chǎn)能過剩，提高產(chǎn)業(yè)效率。明確地方政府在推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級中的角色和地位，重點培育優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，充分考慮當(dāng)?shù)貙嶋H產(chǎn)業(yè)條件和資源，利用好“京津冀”協(xié)同發(fā)展的區(qū)域產(chǎn)業(yè)政策，增加供給的有效性。

供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革要形成以創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展、以創(chuàng)新吸引投資、以創(chuàng)新建立龍頭的新理念，建立以技術(shù)創(chuàng)新為主導(dǎo)、以知識創(chuàng)新為目標(biāo)的創(chuàng)新系統(tǒng)優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長新舊動力的轉(zhuǎn)換，推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變。

主要參考文獻(xiàn)

[1]王東.我國宏觀投資效率及國際比較研究――基于1980-2010年的數(shù)據(jù)[J].科技廣場，2012（2）.

[2]張哲談，張鵬.科研投入、產(chǎn)業(yè)升級與經(jīng)濟(jì)增長實證研究[J].價格，2015（6）.

經(jīng)濟(jì)增長的動因范文第5篇

【關(guān)鍵詞】區(qū)域金融；區(qū)域經(jīng)濟(jì)；金融發(fā)展

一、引言

金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著密切的關(guān)系，一個良好的金融體系所提供的高質(zhì)量的金融服務(wù)，有利于促進(jìn)一個地區(qū)實體經(jīng)濟(jì)的長期持續(xù)增長。河南作為全國的人口大省、農(nóng)業(yè)大省、經(jīng)濟(jì)大省，在全國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展中占據(jù)舉足輕重的地位，但與經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份相比差距也是十分明顯的。河南就要在全國率先實現(xiàn)中原崛起，這就需要有強(qiáng)大的金融業(yè)作為支撐，金融業(yè)的強(qiáng)大是經(jīng)濟(jì)強(qiáng)省建設(shè)的重要組成部分。河南當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展已站在了新的起點上，正在實現(xiàn)由經(jīng)濟(jì)大省向經(jīng)濟(jì)強(qiáng)省的轉(zhuǎn)變。一定要抓住促進(jìn)中部地區(qū)崛起的戰(zhàn)略機(jī)遇，以科學(xué)發(fā)展觀統(tǒng)領(lǐng)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展全局，推動河南在中原崛起中發(fā)揮更大的作用。如何實現(xiàn)金融與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展，更好地提高區(qū)域金融生態(tài)環(huán)境質(zhì)量，發(fā)揮區(qū)域金融在推動區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的積極作用，是一項值得重視和研究的重要課題。

二、金融發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究

國內(nèi)外對區(qū)域金融與區(qū)域經(jīng)濟(jì)相關(guān)理論的研究由來已久，而真正對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系有大量研究始于20世紀(jì)60年代。1969年，Goldsmith研究了各國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，得出金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長同步發(fā)展。自此之后，金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系成為經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的“熱點”問題之一。傳統(tǒng)金融理論的研究對象多是發(fā)達(dá)國家，遠(yuǎn)遠(yuǎn)不能適應(yīng)經(jīng)濟(jì)金融發(fā)展的要求。

在我國對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究始于20世紀(jì)90年代。路磊對中國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的實證分析得出結(jié)論：金融資產(chǎn)與國民生產(chǎn)總值高度相關(guān)，二者在時間上呈平行上升趨勢。談儒勇認(rèn)為在中國金融中介體發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間有顯著的正相關(guān)關(guān)系。周立在其專著中，揭示了中國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系以及金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的路徑。此外，還有很多學(xué)者對我國區(qū)域金融與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系展開了研究，這為以后的研究提供了寶貴的啟迪和基礎(chǔ)，但對中國區(qū)域金融發(fā)展與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的研究仍有待深入。

三、河南區(qū)域經(jīng)濟(jì)與金融發(fā)展?fàn)顩r

（一）經(jīng)濟(jì)運行狀況

一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r主要可通過總量與結(jié)構(gòu)兩個緯度來刻畫，據(jù)此本文從GDP總量、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和不同區(qū)域角度分析河南省經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r。從2002到2007年，全省GDP由6035億元增加到15012億元。其中，第一產(chǎn)業(yè)增加2365億元，增長3.8%；第二產(chǎn)業(yè)增加8280億元，增長18%；第三產(chǎn)業(yè)增加441億元，增長139%。從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)看，2007年河南省產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為15.7∶55.0∶29.3，這說明河南實現(xiàn)了由傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)大省向全國重要的經(jīng)濟(jì)大省和新興工業(yè)大省的重大轉(zhuǎn)變。這些成就標(biāo)志著河南省站在了一個新的歷史起點上，成為河南發(fā)展史上一個新的里程碑。

由于不同地區(qū)的地理環(huán)境和資源狀況的差異，河南省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展形成了四大經(jīng)濟(jì)區(qū)域，即中原城市群、豫北經(jīng)濟(jì)區(qū)、豫西豫西南經(jīng)濟(jì)區(qū)、黃淮經(jīng)濟(jì)區(qū)。從2007年河南各地區(qū)的GDP看，中原城市群GDP達(dá)8610.51億元，而豫北、豫西豫西南和黃淮經(jīng)濟(jì)區(qū)分別為1608.40億元、1894.75億元、2930.71億元，中原城市群GDP占了河南省的57.36%，河南省四大經(jīng)濟(jì)區(qū)發(fā)展呈現(xiàn)不平衡狀態(tài)。

（二）資本形成狀況

資本形成即投資，對它的變化進(jìn)行觀察有助于從動態(tài)的角度理解經(jīng)濟(jì)增長的狀況與動因。據(jù)統(tǒng)計，河南省資本形成總額呈逐年遞增趨勢。

19962002年河南省資本形成總額平均每年增加164億元，增長幅度不是太大；而2003年資本形成總額達(dá)到2786.46億元，較2002年增長312.27億元，增長速度開始加快；20042007年期間，資本形成總額有了大幅度增長，四年間資本形成總額平均每年增加1395億元。雖然河南省資本形成總額的增長速度在不斷加快，但與發(fā)達(dá)省份相比較其資本形成總額仍然較低，且增長對投資的信賴度還比較低，因而維持河南經(jīng)濟(jì)增長更具有持久性。

（三）金融發(fā)展?fàn)顩r

根據(jù)《河南統(tǒng)計年鑒》，河南省金融發(fā)展情況的各個總量指標(biāo)增長都很快，其中各項存款余額平均每年增長14.91%，城鄉(xiāng)居民儲蓄存款余額平均每年增長13.69%，從而為企業(yè)的投資提供了豐厚的信貸來源；各項貸款余額平均每年增長11.21%。各項存款余額增長較快于各項貸款余額增長，其原因一是監(jiān)管當(dāng)局對存貸比例的控制，二是出于防范風(fēng)險考慮，金融機(jī)構(gòu)控制貸款的發(fā)放。

四、河南區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展關(guān)系的實證分析

描述性統(tǒng)計分析可以發(fā)現(xiàn)變量數(shù)據(jù)的一個總體性規(guī)律，但難以對其背后的動因進(jìn)行更深入有效地分析，因而這里我們對河南省區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展關(guān)系進(jìn)行計量實證研究。

（一）貸款與GDP關(guān)系的實證

貸款是銀行金融中介機(jī)構(gòu)將居民儲蓄轉(zhuǎn)向投資的基本渠道，研究這一指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系可以達(dá)到兩個目的：一是看貸款變化是否對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用；二是可以觀察一個地區(qū)銀行中介機(jī)構(gòu)的發(fā)展是否適應(yīng)了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長對金融服務(wù)的需求。為此，本文用OLS法對河南省GDP與貸款L總額進(jìn)行了回歸，所得結(jié)果如下：

GDP=5203.972+2.9071L

（3.374）（9.2915）

R2=0.9350

式中括號內(nèi)的值為T統(tǒng)計值（以下相同），模型的判定系數(shù)R2為0.9350，說明方程的擬合優(yōu)度較高，而且貸款L的系數(shù)為正，表明貸款總額變化與國民生產(chǎn)總值之間具有正相關(guān)關(guān)系。具體地說，在2000年至2007年期間，河南各項貸款余額L每增加一元，將使河南省內(nèi)生產(chǎn)總值增加2.9071元，證明各項貸款余額對GDP的增長具有明顯的帶動作用。

（二）各項存款總額（DT）與GDP關(guān)系的實證

利用OLS回歸結(jié)果為：

GDP=1824.2436+1.2641DT

（2.1385） （12.99）