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經濟增長趨勢范文1
引言
隨著我國社會主義市場經濟逐步完善，國家經濟發展格局多樣化趨勢也越來越突出，國家整體經濟發展結構區域化發展，區域金融核心與區域經濟增長的關系體現在金融相關率上。結合現代經濟發展實際，本文對區域金融中心與區域經濟增長進行實證分析。
一、區域金融中心與區域經濟增長的辯證關系
區域金融中心包含城市現金支出、城市貸款支出、城市現金收入以及城市金融業的增加比重。區域金融中心是衡量區域經濟發展的主要數據，促進區域經濟的增長。當區域金融中心指標的數據波動處于穩定的上升趨勢，則表明該區域的經濟發展狀況良好；反之，則說明區域經濟的增長中存在問題下，應當及時進行溝通。例如，區域金融中心核算數據為一定時期內金融活動總值F與實物形式的國民財富的市場總值W之比[1]，用公式表達是：FIR=F/W[2]，依據這一金融相關率作為衡量國家經濟區域性發展的重要標準，區域金融中心與區域經濟增長之間既相互聯系，又具有相對不同的金融運算著力點，在我國社會經濟穩定發展中發揮著重要的作用。
二、區域金融中心與區域經濟增長的實證分析
結合以上對區域金融中心與區域經濟增長之間辯證關系的探究，對區域金融中心與區域經濟增長的理論研究有了初步了解，結合近年來我國區域金融中心與區域經濟增長的相關性文獻，同時應用FIR=F/W的金融相關率的運算公式，得到數據分析表，如表1[3]。結合表1的數據進行分析探究，2012―2016年，北京市的FIR值分別為：4.5、4.6、5.3、5.5、6.6；上海地區的FIR值分別為：4.8、5.4、5.7、6.2、7.1；廣州市的FIR值分別為：4.9、5.2、5.6、6.2、7.3；天津市的FIR值分別為：4.3、4.5、4.8、5.4、6.3。從數據整體上來看，我國國內區域經濟發展水平處于上升趨勢，整體經濟規劃的數據呈持續上升趨勢，其中，上海、廣州市的經濟增增長區域比重性各不相同，北京、天津市與廣州、上海市之間存在差距，區域金融相關數據分析與區域整體經濟發展之間存在直接性聯系。
（一）綜合指標分析
結合表1中數據，對2012―2016年國內部分區域城市FIR值進行綜合性分析，金融中心值不是單一的數據分析，從金融相關率的運算公式可知：FIR=F/W。區域金融中心核算數據為一定時期內金融活動總值F與實物形式的國民財富的市場總值W之比。表1中，北京2012―2016年的金融相關率綜合變化為增加2.1，而上海2012―2016年的金融相關率綜合變化增加2.4，廣州2012―2016年的金融相關率綜合變化增加2.6；天津2012―2016年的金融相關率綜合變化為增加2.0，這與區域間的綜合發展整體重心不同存在相應的聯系，廣州、上海市的金融發展具有優勢，發展信息的暢通性也占有一定的優勢，從而使區域金融相關率的綜合變化性較大。
（二）金融支出分析
區域金融中心數據分析和整體結構的變化之間具有直接性聯系。從表1中數據來看，2012―2016年，北京、上海、廣州市以及天津的金融相關率都呈現整體增長趨勢，這與我國區域內部金融資金快速流通具有直接性關聯。一方面，現金支出的比重逐步提升，各個地區的金融資金變化結構上存在著較大的流動變化下，使城市金融運行的速率加快，商品經濟交易的收益穩定性提高；另一方面，城市金融支出與城市多樣化的金融交易渠道之間存在必然性聯系。例如，從表1中數據分析來看，北、上、廣、天2012―2016年的金融相關率綜合變化為增加分別為2.1、2.4、2.6、2.0?；ヂ摼W金融平臺的融合，是拓展金融交易領域的逐步形式，給我國社會區域經濟的發展帶來直接性影響。
（三）貸款余額分析
貸款余額分析，也是對區域金融中心與區域經濟增長關系分析的必然性選擇。結合表1中數據分析可知，2012―2016年，北京市的FIR值分別為：4.5、4.6、5.3、5.5、6.6；上海市的FIR值分別為：4.8、5.4、5.7、6.2、7.1。兩者在數據變化上增長比重相差0.3，兩地的流動人口較多，信貸應用主要是房地產、購物等，貸款形式可以豐富區域金融經濟的增長趨勢，從而逐步完善新型金融管理的結構劃分，促進現代資源的綜合性循環發展。
（四）金融機構的收入分析
隨著區域經濟的發展趨勢逐步穩定，區域金融領域的行業機構逐步增加，多重金融機構在區域金融經濟的整體發展中發揮良好調節作用。區域金融中心相關率的數據變化為，區域金融中心核算數據為一定時期內金融活動總值F與實物形式的國民財富的市場總值W之比，當區域經濟內部金融機構的自我調整能力得到不斷提升時，則區域金融中心的數值變化穩定性也得到相應提升。
經濟增長趨勢范文2
［摘 要］隨著品牌的發展，品牌在區域經濟發展過程中發揮著越來越重要的作用。利用我國東中西部地區2004―2009年的省際面板數據，對三大區域的品牌與經濟增長的關系進行比較研究。研究結果表明，品牌與區域經濟增長之間存在著顯著的相關關系，且對東中西部地區經濟增長的影響有顯著差異，各地區品牌發展的不同是導致中國區域經濟發展不均衡的重要因素之一。因此，各地區應重視品牌價值建設，實施品牌發展戰略，以品牌發展帶動區域經濟協調、快速發展。
［關鍵詞］品牌價值；區域經濟增長；區域品牌；品牌建設；資源稟賦
［中圖分類號］F830.2 ［文獻標識碼］A ［文章編號］10044833(2012)01009907
一、 引言
改革開放以來，國家推行梯度推進戰略，東部沿海地區經濟得到迅速發展，培育了眾多的知名品牌。而中西部地區雖然資源豐富，但發展卻相對緩慢，品牌的發展也比較滯后，沿海與內陸之間的差距越來越大，區域經濟發展的矛盾也越來越突出。在區域經濟發展中，一個地區知名品牌的數量和質量會影響著該地區的發展趨勢，從而進一步影響著我國地區經濟的格局。各地區品牌發展的差異是導致我國區域經濟發展不均衡的重要因素之一，要實現區域的協調發展，就要重視品牌對區域經濟的帶動作用，把區域品牌價值建設作為地方經濟建設的一個拳頭項目，打造優勢品牌行業和高附加值產業，然后通過產業間關聯帶動區域經濟快速發展。
二、 相關研究文獻
品牌價值建設與區域經濟增長差異之間相互影響，相互促進，且隨著市場經濟的發展、產品的多樣化、買方市場的形成，品牌建設在經濟發展中所起的作用越來越大。關于品牌價值建設與區域經濟增長差異之間關系的探討，國內外相關研究已經形成了一定的理論基礎。
Porter指出國家的成功不是來自某一項產業的成功，而是來源于國家內部眾多的產業族群，區域品牌可以帶動一個產業族群，帶動周邊地區的發展[1]。Johnson和Bruwer研究品牌的形象以及品牌形象對消費者的影響，他們認為消費者對不同區域的同一種產品的品質期望影響消費者的感知，品牌能夠在很大程度上影響消費者的購買過程[2]。Durst等人提出了跨區域品牌的概念，指出區域品牌研究的新發展方向，認為跨區域品牌的理論研究并沒有跟上跨區域品牌發展的步伐[3]。Bhardwaj等人研究了在印度市場上美國全球品牌和區域品牌的差異，他們認為區域品牌和全球品牌都能夠影響品牌的資產價值[4]。國外對品牌與區域經濟的相關性研究主要集中在兩個方面：第一，大部分研究主要是市場營銷理論的延伸；第二，多采用案例研究和文獻研究相結合的方法。但是國外從品牌的角度來研究區域發展差異的相關文獻卻比較少，大部分只是從市場營銷的品牌延伸的角度研究城市和地區的發展。
國內關于品牌與經濟的相關性研究文獻較為豐富。夏曾玉通過考察“溫州現象”來檢驗區域品牌建設的好處，并且在此基礎上總結了溫州區域品牌建設的成功經驗，不過他研究的只是一個微觀的城市，并不具有宏觀方面的代表性[5]。楊曉光提出品牌的地區差異與我國經濟發展水平的地區差異規律基本一致的看法，認為品牌的地區差異對中國區域經濟格局有重要的影響，另外他還從地理學的視角對品牌價值建設進行分析，對進一步的研究區域品牌發展有著重要的借鑒意義[6]。高杰、彭紅霞認為地域品牌是一定區域內眾多企業品牌的精華濃縮和提煉，能夠顯著地帶動區域經濟的發展，因而他們重點分析了地域品牌的識別、搭載、集聚、刺激等經濟效應[7]。肖志明以品牌帶動為視角研究區域經濟的增長問題，通過研究晉江區域經濟增長的模式，發現品牌帶動區域經濟增長的作用機制，從而為其他區域通過品牌帶動區域經濟增長提供一些啟示[8]。胡志剛、孫曰瑤提出了品牌帶動區域經濟增長的內在機制和外在機制，并指出要積極發揮品牌效應，推動區域經濟的發展[9]。
總體來說,現有的文獻主要是從宏觀的層面對品牌與經濟發展的相關性進行了分析，但關于品牌對縮小區域差距、實現區域協調發展的實證研究比較缺乏。這主要表現為缺乏從空間角度對區域品牌建設進行研究,且研究集中于理論層次；缺乏利用數據對我國不同區域的品牌發展狀況和其對中國區域經濟發展產生影響的分析。
三、 計量模型及數據說明
（一） 計量模型
因為模型中數據的考察期相對較短，相同地區的政策、文化和自然條件變化不會太大，差別也不會太大，所以本文采用面板數據模型對問題進行分析。從截面和時間兩個層面來體現研究對象的變化規律，相對于只是利用截面數據或只利用時間序列數據對經濟問題進行分析來說，面板數據具有更多的優點。與截面數據模型相比較，面板數據模型控制了不可觀測的經濟變量所導致的OLS估計的偏差，從而使得模型的設定更加合理，模型參數的樣本估計量更加準確。與時間序列模型相比較，面板數據模型擴大了樣本的信息量，降低了經濟變量間的共線性，提高了估計量的有限性[10]。同時，截面變量和時間變量的綜合使用能夠顯著降低缺省變量導致問題的可能性，而且面板數據模型可以同時反映所研究的經濟問題在時間和截面兩個方向上的變化規律以及不同時間、不同截面的特性。因此，我們的分析采用基于線性回歸的面板數據模型。
面板數據模型為Yit=αi +Xitβi +μit ，i=1，2，…n，t=1，2，…T。其中，Xit為1×k向量，βi為k ×1向量，k為解釋變量的數目，擾動項μit相互獨立，且滿足零均值和等方差。
本文預期品牌能夠對區域經濟增長產生顯著的影響，因此本文建立如下的回歸方程對這一預期進行實證檢驗。
PERGDPi,t=C+αBVi,t+ξi,t（1）
其中，下標i代表相應的省份，t代表年份，方程左邊的PERGDP代表各省的人均GDP，以此作為衡量經濟增長的指標。采用人均GDP可以消除各個地區人口規模的影響。方程中BV代表各省區的品牌價值的總量，采用品牌價值可以將品牌量化，可以更好地測算品牌的經濟績效。ξ是誤差項。
為了避免變量數據的劇烈波動，減少潛在的異方差問題，本文對上述公式進行自然對數的處理，得到以下的方程：
LN(PERGDPi,t)=C+αLN(BVi,t ) +ξi,t（2）
（二） 數據來源及說明
所構建的方程中人均GDP的數據取自2005―2010年的中國統計年鑒，品牌價值（BV）的數據取自世界品牌實驗室公布的2004―2009年的中國最具價值的500個品牌。
對品牌的評估，世界品牌實驗室采用的是目前通行的“經濟適用法”。通過對企業銷售收入、利潤等數據的綜合分析，判斷企業目前的盈利狀況；通過運用EVA確定企業的盈利水平。 同時，世界品牌實驗室運用具有世界領先性的“品牌附加值工具箱”計算品牌對收益的貢獻程度，通過數理分析的方法客觀地預測企業今后一段時間內的盈利趨勢以及品牌貢獻在未來收入中的比例。最后通過對市場、行業競爭環境的風險分析，計算出品牌的當前價值。品牌價值＝E×BI×S，其中E為調整后的年業務收益，它是通過對包括當年在內的前三年的營業收益和未來兩年的預測收益施以不同權重后，得出的平均收益；BI為品牌附加值指數，主要指用“品牌附加值工具箱”計算得出的品牌對當前收入的貢獻程度，表現為品牌附加值占業務收益的比例，這其中包含了對品牌附加值在經濟附加值中的比例計算； S為品牌強度系數。
本文以我國東中西部地區的人均GDP與品牌價值（BV）的面板數據作為實證研究的對象，分析品牌對區域經濟增長的影響。 數據采用2004―2009年東部11個省份（包括直轄市）、中部7個省份和西部10個省份（包括直轄市、自治區）的人均GDP和品牌價值的數據，其中東部11個省市包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南，中部8個省份包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部11個省市自治區包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、寧夏、新疆。由于和青海缺乏品牌價值的數據，因此未將其納入研究的范圍之內。下面三個圖是我國東中西部地區2004―2009年品牌價值（單位：億元）的變化趨勢。
圖1 東部地區2004―2009年的品牌價值趨勢圖
從圖1可以看出，東部11個省市的品牌價值總體處于上升趨勢，北京市品牌的發展最為迅猛，遠遠超過其他省市。北京遠遠領先于其他省市，主要因為北京是許多壟斷行業的總部所在地，中國工商銀行、中國人壽保險、中國石油、中國移動等集團公司的總部都位于北京，所以北京擁有的品牌數量就比較多。上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東的品牌發展雖然不如北京，但仍然表現出明顯的增長趨勢。廣東是我國改革開放最早的省份，在外資的帶動作用下，自主品牌的發展非常迅猛。上海、浙江、江蘇、福建和山東是我國經濟發展相對比較發達的省市，而上海曾經是我國自主品牌發展最好的地區，但是由于遭到國外品牌和浙江、廣東等地區的新生品牌的強有力的競爭，因此導致上海的自主品牌價值縮水。相對來說，天津、河北、遼寧、海南品牌的發展相對緩慢，但是這并不會影響東部地區整體的增長態勢。整個東部地區的品牌經過多年的發展已經形成了雄厚的實力，截至2009年整個東部地區品牌價值總量是31372.25億元，年平均值2582.07億元，品牌價值的基數是比較大的。
由圖2可以看出，湖南、湖北品牌發展比較迅速，但因為它們品牌的發展相對滯后，品牌發展的基礎比較薄弱，所以品牌價值總量仍然比較小。吉林省品牌的發展相對較早，基礎相對中部地區的其他省份來說也比較雄厚，但是從2005年開始吉林省品牌價值的增速卻明顯放緩。中部地區其他省份品牌價值的增長速度比較緩慢，品牌建設基本沒有太大的進展。2009年中部地區品牌價值總量為2914.3億元，年平均值為364.29億元，品牌的發展遠遠小于東部地區。
由圖3我們可以看出，整個西部地區內蒙古、四川、云南的品牌發展態勢良好，增速明顯，其中四川的品牌增長速度最快，品牌價值也最高，遠遠超過中西部其他地區，這主要是因為四川白酒企業的發展相當好。廣西、重慶、貴州的發展在整個西部地區處于中等層次，而陜西、甘肅、寧夏、新疆2004―2009年品牌卻幾乎沒有發展，基本上處于停滯狀態。2009年整個西部地區品牌價值年均值達到295.37億元。
綜合分析東中西部地區品牌價值建設的整體情況可知：東部地區品牌的基數最大，品牌數量最多，品牌發展得最好，但區域內部的發展存在較大差距；中部地區整體發展比較平衡，但是中部地區品牌的基數太小，發展速度緩慢；西部地區內蒙古、四川等省份的發展速度雖然比較快，但由于其他省份的發展比較滯后，且地區間發展差距較大，致使西部地區品牌的發展整體處于較低層次?？傮w來說，東中西部地區品牌的發展存在著較大的差異，品牌價值量呈現出依次遞減的態勢。
四、 計量分析
本文使用2004―2009年的面板數據，其中東部選取11個省市、中部選取8個省，西部選取10個省市自治區，對品牌與區域經濟增長差異的關系進行實證研究。
為了克服單一的單位根檢驗所帶來的偏差，本文采取LLC檢驗、IPS檢驗、ADFFisher檢驗、PPFisher檢驗四種方法分別對LN(PERGDP)和LN(BV)進行單位根檢驗。
（一） 東部地區的計量分析
先對東部地區的各變量序列進行單位根檢驗，結果如表1所示。
由表1可以看出，東部地區人均GDP與品牌價值的水平值經過以上四種檢驗方法檢驗以后發現，數據是不平穩的。而人均GDP與品牌價值量的一階差分值經過以上四種方法檢驗以后，結果都表現為沒有單位根，拒絕單位根的假設，這表明兩個變量是一階單整的，數據是平穩的。
檢驗結果還表明，人均GDP與品牌價值量都具有時間趨勢，因此本文在進行回歸分析時選用固定效應的面板數據模型，以LN(PERGDP)為因變量對東部地區的變量進行回歸，結果如表2（見下頁）所示。
由表2的結果可以看出，東部地區人均GDP與品牌價值之間存在著顯著的正相關關系，通過了5%的顯著性檢驗，品牌價值每增加1%，人均GDP就增加0.55%。這說明東部發達地區憑借改革開放的契機在品牌的創建方面已擁有雄厚的實力。東部地區品牌價值高，擁有眾多的知名品牌，該地區品牌的發展能夠有效地帶動區域經濟增長，品牌已經成為影響該地區經濟發展的重要因素，這表明品牌的價值和數量與該地區經濟的發達程度是緊密相關的。
（二） 中部地區的計量分析
對中部地區的各變量序列進行單位根檢驗，結果如表3所示。
注：*、**、***分別表示在1%、5%、10%的置信度水平上顯著。
表3的結果說明中部地區人均GDP和品牌價值量的水平值也是不平穩的，因此本文需要對數據進行差分處理。在對這兩個變量進行一階差分處理后的數據顯示拒絕單位根的假設，這表明沒有單位根，數據是平穩，可以進行變量之間的回歸分析。以LN(PERGDP)為因變量的中部地區回歸結果見表4。
注：*、**、***分別表示在1%、5%、10%的置信度水平上顯著。
由表4的結果可以看出，中部地區人均GDP與品牌價值之間存在比較顯著的正相關關系，在1%的置信水平上，品牌價值每增加1%，人均GDP就增加0.48%，這表明品牌可以帶動中部地區的經濟增長。但是中部地區品牌的發展要滯后于東部地區，各個省份品牌價值量相對比較低，這樣就難以提高區域生產的集約化經營，也難以轉變區域的經濟增長方式，因此導致新生的品牌發展也比較緩慢，對經濟的帶動作用自然也就弱于東部發達地區。
（三） 西部地區的計量分析
對西部地區的各變量序列進行單位根檢驗，結果如表5（見下頁）所示。
由表5可以看出，西部地區與東部和中部地區相同，人均GDP和品牌價值量的水平值是不平穩的，在經過一階差分以后，檢驗結果顯示沒有單位根，兩個變量是一階單整的，這表明數據是平穩的。因此，本文采用LN(PERGDP)為因變量對西部地區的相關面板數據進行回歸，回歸結果如表6（見下頁）所示。
注：*、**、***分別表示在1%、5%、10%的置信度水平上顯著。
注：*、**、***分別表示在1%、5%、10%的置信度水平上顯著。
表6的結果表明，西部地區人均GDP與品牌價值存在著正向的相關性，對區域經濟增長有一定的帶動作用。在5%的置信水平上，品牌價值變動1%，人均GDP就變動0.40%。西部地區品牌對人均GDP的作用系數明顯小于東部和中部地區，但是二者的相關性仍然比較顯著。這是因為雖然西部地區整體品牌的發展比較滯后，但是四川憑借白酒產業、內蒙古憑借乳制品創立了眾多的知名品牌，對當地經濟的發展表現出積極的帶動作用，進而對西部整個區域經濟的發展有積極的促進作用。
五、 結論及建議
通過上述實證分析我們得出的結論是：我國品牌發展的地區差異與我國經濟發展水平的地區差異基本一致，品牌與區域經濟增長存在顯著的正相關關系，品牌是導致區域經濟增長差異的重要因素，品牌是反映區域經濟發展狀況的重要指標。
第一，對我國500強品牌的地區分布與我國東中西三大區域的經濟發展水平的相關性分析證實了品牌價值與區域之間的經濟差異有較大的相關性。區域的品牌數量和品牌價值與區域的競爭力緊密相關。一個區域擁有的知名品牌越多，在經濟發展過程中就越能占據優勢，所以未來區域之間的競爭不僅僅是經濟發展速度和經濟總量上的競爭，而會更多地表現為品牌的競爭，品牌是區域經濟持續發展的關鍵。
第二，品牌對區域經濟的影響呈現東、中、西依次遞減的趨勢。品牌無論是對東部發達地區還是對中西部地區的經濟增長都具有促進作用，對東部的帶動作用更是非常明顯，但是由于中西部欠發達地區的品牌數量和品牌價值的絕對值都比較小，品牌的發展比較滯后，品牌對中西部欠發達地區經濟總量的促進作用也就小于東部地區。這說明東中西部品牌價值的差異是導致區域經濟增長差異的重要因素。因此，實施品牌戰略是實現區域經濟協調發展的重要措施。
針對上述結論，我們提出以下建議：
首先，東部地區要保持目前的品牌發展態勢，進一步加強品牌的建設，提升品牌的價值，憑借優勢的品牌進一步加強自身的競爭能力，鞏固東部沿海地區在經濟格局中的主導地位，繼續發揮品牌對區域經濟增長的帶動作用；中西部地區要積極樹立品牌意識，在發展當前品牌的情況下，積極培育新的品牌，大力發展有競爭力的企業。在品牌創建方面，企業要加大對品牌的創新投入，只有通過產品生產工藝的創新、設計開發的創新和在生產經濟管理制度方面的創新，才能在發揮傳統優勢的基礎上，推出能夠迎合市場需要的新品牌產品；同時，企業要通過兼并、控股等多種方式對品牌進行重組，加快生產要素向名牌企業聚集，增強名牌企業的實力從而打造區域經濟的優勢品牌。
其次，區域品牌的創建要突出區域的特色。每個區域應該有自己的戰略定位，重點發展自己的優勢產業，創建區域獨特的優勢品牌。這種具有特色和競爭優勢的品牌企業在空間上形成聚集，從而形成本地化的產業品牌，這是其他區域很難效仿的，并且這種特色產業能夠對區域經濟產生乘數效應，是區域經濟持續增長的動力。由于不同的區域在空間、資源稟賦等許多方面都存在差異，各個區域所具有的優勢也各不相同。東部地區要利用社會資源比較豐富的特點，依托高科技人才的優勢積極發展高科技產業，繼續利用外資促進本土產業的發展，培育更多的世界性的知名品牌。中西部地區品牌數量和品牌價值比較小，與區域經濟的相關性要低于東部地區，但是自然資源和旅游資源卻非常豐富，因此中西部地區要依托本地區的特色，積極延伸資源性產業的產業鏈，同時大力發展旅游業，創建優勢的區域品牌。
參考文獻：
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［10］白仲林.面板數據的計量經濟分析［M］.天津：南開大學出版社，2008：15.
An Empirical Study on Brand Value Creation and Regional EconomicGrowth Differences
LI Xingjiang, ZHANG Yujie
（School of Economy and Management, NorthWest Normal University, Lanzhou 730070, China）
經濟增長趨勢范文3
關鍵詞：進出口；經濟增長；實證分析；政策建議
中圖分類號：F746．12
文獻標識碼： A
文章編號：1003―7217(2006)03-0096―05
一、引言
對外貿易對經濟增長的影響一直受到經濟學家的重視。在古典與新古典時期，主要有亞當?斯密提出的“剩余物品出口”學說，羅伯特遜(D．H．Robert-son)提出的對外貿易是“經濟增長的發動機”的命題和凱恩斯及其追隨者馬克盧普(F．Machlup)和哈羅德(R．F．Harrod)等人的對外貿易乘數原理。20世紀80年代后，以羅默(Romer)、史格斯羅姆(Segerstrom，P．)、格羅斯曼(Grossman，G．)和克魯格曼(Krugman，PaulR．)等人為代表的現代經濟學家，將這一研究推向新的。他們把20世紀80年代初產生的新國際貿易理論與新增長理論有機結合起來，對國際貿易與經濟增長的關系進行了多角度、多層面研究，提出了一系列相關理論與模型。這些研究表明：對外貿易能夠通過商品出口、要素流人、創新刺激、技術擴散、人力資本積累、勞動分工專業化和規模經濟等途徑，促進一國經濟的增長。
隨著我國對外開放的不斷擴大和深化，區域對外貿易發展迅速，對區域經濟增長的影響日益增大。因此，對區域對外貿易與經濟增長關系的研究也就變得日趨重要。
二、總量分析
(一)樣本數據的選擇與說明
本文選用湖南省1993―2004年間的數據為樣本(見表1)。
樣本數據的選擇主要考慮了以下幾個方面的因素：數據的可獲得性、樣本數據的典型性、樣本數據的有效性。本文把樣本空間選擇為1993―2004年，一方面是因為1994年及其后的匯率變動相對平穩，便于縱向比較；另一方面是由于湖南的地區生產總值在1993年首次突破千億元人民幣大關，這使得分析更加有意義。
(二)貨物進出口總量與湖南經濟增長總量之間的相關性檢驗
1．回歸模型。文章僅分析貨物進出口與經濟增長的相關性。假定其他因素對經濟增長的影響不變或影響是平穩的，因此用一元線性回歸模型來討論它們之間的關系。
設經濟增長(用地區生產總值GDP來衡量)為y，依次設進口、出口和凈出口為X，建立一元線性回歸模型：Y=a十bX
2．相關性分析與檢驗。借助上述模型，采用表1中1994―2004年的總量數據(為便于比較而放棄了1999年數據)進行相關性分析，其結果如表2：
總量角度的回歸檢驗結果表明：一方面，進出口總額、進口額、出口額在1％的水平上顯著，而凈出口也可以在5％的水平上顯著。也就是說，在湖南，進出口總額、進口額、出口額三個變量與地區生產總值與進出口總額、出口額、進口額甚至是凈出口之間存在線性正相關，只是顯著性水平有較大的差異。另一方面，總量檢驗的只值相對較小。而熊子平等人在2001年利用我國1985―1998年的數據進行檢驗的結果表明，中國的對外貿易特別是進出口貿易與經濟增長之間存在強相關關系(相關系數大于0．95)，兩者相較說明貨物進出口對經濟增長的有利作用在湖南并未得到充分的利用。③
三、增量分析
(一)貨物進出口增量對經濟增長貢獻的實證
1．分析工具的選擇。從支出角度來考察國民經濟，國內生產總值由總消費、總投資和凈出口構成。一個地區的地區生產總值也同樣可以表達為“總消費＋總投資＋凈出口”。
因此，當凈出口(或出口等)為正時，會對地區經濟的增長起拉動作用，反之，則有負面的拉動(或說阻礙)作用。這個作用可以用“貨物凈出口(或進口或出口)對地區生產總值的貢獻率”和“貨物凈出口(或進口或出口)對地區生產總值的拉動度”兩個指標來評價。其中：
貨物凈出口(或進口或出口)對地區生產總值的貢獻率；貨物凈出口(或進口或出口)的增量÷地區生產總值的增量
貨物凈出口(或進口或出口)對地區生產總值的拉動度：貨物凈出口(或進口或出口)對地區生產總值的貢獻率x地區生產總值的相對增幅
2．湖南貨物進出口增量對經濟增長的拉動作用分析。分析結果見表3。
表中Y表示折成美元價之后的地區經濟增量(GDP增量)，Yi為當地經濟的當年增長率；AX為當年貨物出口增量，XG為貨物出口增量對地區生產總值的貢獻率，XL為貨物出口增量對地區生產總值的拉動度；M為當年貨物進口增量，MG為貨物進口增量對地區生產總值的貢獻率，ML為貨物進口增量對地區生產總值的拉動度；N為當年貨物凈出口增量，NG為貨物凈出口增量對地區生產總值的貢獻率，AL為貨物凈出口增量對地區生產總值的拉動度。
可見，在樣本檢測區間1994―2004年內，除少數年份如1994、1997、2000、2004年之外，大部分年份貨物進口增量對地區生產總值的貢獻率AMG、貨物進口增量對地區生產總值的拉動度AML均分別大于當年的貨物出口增量對地區生產總值的貢獻率AXG、貨物出口增量對地區生產總值的拉動度XL。
與此同時，表3的檢驗結果也表明在樣本區間內，湖南貨物進出口的增長趨勢并不穩定，對經濟增長的作用表現得也不明顯且缺乏穩定性。
(二)貨物進出口增量與湖南經濟增長之間的相關性檢驗
采用表3的增量數據進行分析，結果如表4：
增量角度回歸檢驗的結果表明，進出口總額、進口額、出口額在1％和5％的水平上都不顯著，即地區生產總值增量與出口增量、進口增量、凈出口增量都不存在線性正相關。
可見，增量檢驗的結果與總量檢驗的結果是相互矛盾的。④
鑒于檢驗區間內檢驗量的不規則波動幅度相對較大，不妨對不規則波動幅度相對較小的2000―2004年樣本區間進行再檢驗，⑤結果如表5：
同樣，設定檢驗的顯著性水平a=5％，查F分布表可知F1-a(1，n-2)：F0.95(1，3)=10．1，因為出口、進口以及凈進口的F值均小于10．1，所以顯著性水平a=5％接受H0，認為回歸效果不顯著，即地區生產總值增量與出口增量、進口增量、凈出口增量都不存在線性正相關。
再次檢驗的結果與表4的檢驗結果一致，但與總量檢驗的結果(表2)是矛盾的。
不過，表4和表5的對比分析說明，進出口的不穩定、波動性，在一定程度上影響丁相關性檢驗的結論，⑥這也可以說明進出口的不穩定、波動式的發展導致了其對經濟增長作用的不可確定性。也就是說，湖南貨物進出口缺乏穩定的支撐平臺，如穩定的產出、強勢的晶牌、國外市場對湖南產品的穩定需求等等，因而受世界市場偶然性因素如價格變動、臨時性貿易壁壘等的影響較大。其實，進口額、出口額、凈出口額的增量等指標在表3中所體現出來的不規則的波動也印證著這個結論。
同時，總量回歸和增量回歸檢驗的結果都說明：在湖南，進口對經濟增長的作用要大于出口(如表2和表4所示：進口與經濟之間的相關性強于出口)。
經濟學家一般認為出口是發展中國家和地區經濟增長的引擎，出口持續擴張，帶動相關產業增長，生產結構與就業結構相應持續調整、改善。一般而言，出口產業的生產效率與競爭力較內需產業高，隨著出口不斷擴張，資本與人力資源不斷流人出口產業，促使資源重新分配，提高總體資源生產力，并帶動整體經濟持續繁榮。但是一國長期經濟增長的前景應該是由一國長期供給潛力來確定的，市場需求及其制約僅作為一個短期因素。[1]進口對經濟增長的促進作用正是從增加供給的角度表現出來。從全國的情況來看，由于改革開放以來，我國逐步減少進口限制，注重生產資料尤其是先進設備的進口，合理控制生活資料的進口，國民經濟增長率中有20％左右是擴大進口帶來的，所以從長期來看，擴大進口也是能促進經濟增長的。[2]這主要是因為進口產品能夠填補國內或區域內供給空缺從而增加民間投資和消費，提升后兩者的結構。由于資源的稀缺性，在封閉的經濟體系中，迫使產業結構狀態服從短缺約束資源使用效率的“木桶原理”，造成低水平均衡的產業結構狀態，約束了國民經濟的發展。通過進口國內稀缺的自然資源，與豐富的勞動力資源相結合，這種狀態將得到有效的調整，必然使我國經濟得到快速發展。[3]對湖南貨物進出口與經濟增長之間關系的實證檢驗也印證了這一結論。
四、結構分析
上述分析說明湖南貨物進出口對經濟增長的影響缺乏穩定的作用機制。為了找到有效的作用途徑，對湖南貨物進出口的情況進行進一步的結構分析是必要的。
筆者選取2001―2004年的貨物進出口情況，分別從高附加值產品的結構、貿易方式結構和貿易主體結構等方面作出了結構分析(見表6)：
結構分析表明：
1．進口增長速度大于出口增長速度，特別是2003--2004年間的進口呈現出一個較大的放量增長態勢?？紤]到考察區間湖南經濟增長的高位運行態勢(年增長在9．0％及以上)，可以再次說明進口對經濟增長的影響是積極的。
2．2004年貨物進出口的產品結構顯示：(1)高新技術產品表現雖然活躍，但是因受制于初始量較小的緣故，在進出口總額中所占的比重不大，且其進口量遠大于出口量。這說明湖南出口產品的層次結構不好，高新技術產品出口量嚴重偏少(2004午還只占出口總額1．9％)，高附加值的產品出口量不大，有進一步改進的空間。(2)機電產品在進出口總額中所占的比重都較大，說明湖南機電產品的出口有一定的競爭力。(3)前述兩類產品的進口量均大于出口量，說明湖南的相關產業尚處于技術積累期(即重視引進國外的機器設備發展本區域經濟的階段)。
3．貿易主體結構的變化表明了私營企業、外商投資企業的進出口貿易發展態勢較好，一直處于不斷的穩定上升之中。而國有貿易和集體貿易的占比在2001―2004年間分別是75．34％、70．34％、67．4％和62．80％，是逐年下降的。
五、結論與政策建議
(一)結論
1．總量回歸結果表明：湖南生產總值(GDP)與進出口總額、進口總額、出口總額之間存在線性正相關，但總量檢驗它們之間的相關系數明顯小于全國檢驗值，這說明，湖南對外貿易對經濟增長的正效應影響雖然存在，但相對較小，促進的力度不大。
2．增量回歸結果表明：湖南生產總值(GDP)的增長額與進出口增長額、進口增長額、出口增長額三個變量之間不存在線性正相關；進出口貿易增長不穩定、波動性較大，由此導致了對經濟增長作用的不可確定性；間接表明：湖南貨物進出口缺乏穩定的支撐平臺。
3．雖然總量與增量回歸的結果是相互矛盾的，但兩種檢驗的R值非常小，這表明貨物進出口對經濟增長的促進作用在湖南尚未得到充分的利用，或說明貨物進出口對湖南經濟增長的拉動和貢獻不大。
4．無論總量還是增量的分析都表明：湖南進口與經濟增長之間的相關性強于出口，因而湖南進口對經濟增長的作用要大于出口的作用。
5．對貿易結構的分析表明：湖南對外貨物貿易的產品結構比較單一，盡管機電產品有一定的出口競爭力，但仍主要依賴傳統的資源密集型產品出口，高新技術產品、高附加值的產品出口量不大。
(二)政策建議
調整財政、稅收和金融政策，加大對出口部門發展的支持力度。實行進口、出口并重的積極貿易政策。利用產業的梯度轉移機遇，積極發展加工貿易，實現貿易結構轉型和升級。調整產業政策，優化出口產業結構，提升出口產品的競爭力，轉變外貿增長方式。加大對中小企業的支持力度，鼓勵中小企業集群發展。凈化外資企業發展環境。出臺配套政策降低外向型企業的社會交易成本。位為億元人民幣；匯價為當年100美元兌換100單位人民幣的中間匯率。(2)為了不影響分析結論，故假定1993年的年均匯價與1994―2004年年均匯價的平均值(831．98)相同。
②表中的數據由Eview3．1計算和整理而得。
②相關性表現不強的檢驗結果可以推導出兩個結論：一或本身構成一個反例，否定了“對外貿易(或進出口貿易)與一國(地區)經濟存在強相關”這個結論；一或說明在檢驗的樣本空間之內，這種強相關關系未得到充分的利用。考慮到湖南的數據只是中國整體數據的一個組成部分，加之統計數據的獲得性相對較差，故取后一種結論。
④造成這個現象的原因可能是統計量的不適，也可能是其中之一屬于“假相關”。但不可否認的是這本身就是一個值得進一步研究的問題。不過即便如此，筆者也傾向于采用增量進行相關性的檢驗，認為增量更能解釋經濟增長與變量之間的相關性。
⑤通過對相應數據進行處理，減少其波動，再進行檢驗，可以發理其相關性表現得更加優良。這可以說明檢驗數據本身波動幅度也是影響相關檢驗結果的一個重要原因。
⑥顯然，在設定的檢驗區間(1994―2004)內，抽出進出口貿易增長不穩定的區間(1994―1999)后，相關性表現得更為明顯。
⑦數據來源于
參考文獻：
[1]劉學武．投資、消費、國際貿易與中國經濟增畏：1989～1999年經驗分析[J]．世界經濟，2000，(9)．
經濟增長趨勢范文4
【關鍵詞】轉型；經濟增長；經濟體制；途徑
一、引言
《關中—天水經濟區發展規劃》的獲批施行，標志著關中—天水經濟區成為國家新的經濟區。建設關中—天水經濟區是促進區域協調發展、打造西部大開發戰略高地的重大舉措，也是把大關中的發展提升到了全國和西部大開發的戰略層面加以推進。改革開放三十年來，特別是西部大開發戰略實施以來，經濟區經濟社會發展取得顯著成就。經濟穩步增長，經濟區地區生產總值年均增長13%，2007年達到3765億元，占西北地區的28.6%。戰略區位重要。經濟區處于我國內陸中心，多條鐵路、公路、航線、管線在此交匯，是全國交通的重要樞紐和西部地區連通東中部地區的重要門戶?？平虒嵙π酆瘛碛?0多所高等院校、100多個國家級和省級重點科研院所、100多萬科技人才。工業基礎良好。擁有國家級和省級開發區21個、高新技術產業孵化基地5個和大學科技園區3個，是國家國防軍工基地、綜合性高新技術產業基地和重要裝備制造業聚集地。
隨著國際國內經濟形勢的變化，關天經濟區經濟發展必須以經濟轉型來保持增長的持續性就成為當前的主要問題，其經濟增長方式轉變主要就是指：由數量型增長方式向質量型增長方式的轉變，具體就是由粗放型向集約型轉變、由投資拉動型向技術進步型轉變、由技術引進型向自主創新型轉變，注重經濟增長中質量和效益的提高以及產業結構的協調。
二、關天經濟區經濟增長的體制和機制分析
增長方式是指一定的制度安排下的一個經濟系統在所處發展階段上的經濟運行的狀況和經濟增長動力結構統稱。粗放型的經濟增長是一種低效益的增長；集約型的經濟增長是一種高效益的增長。鑒于關天經濟區人口相對集中、資源相對短缺的現狀，實行粗放型的增長方式不可能取得區域經濟的持續穩定增長，完成增長方式的轉變是勢所必然。從我國和地區經濟發展的實際情況來看，增長方式的轉變是一個熱議話題，關天經濟區作為新的國家級經濟開發區，前期的發展過程中取得一定顯著地成績，但仍有些許的問題集中反映了經濟發展的“高浪費，低效率”，這也勢必要求在下一步的發展中要注意經濟增長方式的轉變，縱觀以往的發展過程，關天經濟區是以政府投資主導，采取了一種靠鋪新攤子，用高投入支持高速度增長率的方式，雖然GDP在過去的十年中保持了兩位數的增長速度，但隨著社會主義市場經濟體制目標的確立，上述戰略的作用已發揮到極致，很難解決當前面臨提高經濟增長效率的問題，當然影響經濟效率的因素是多方面的，但其根本原因在于體制機制因素。
1、解放思想，轉變觀念
我國市場經濟體制的建立，經歷了“計劃經濟——商品經濟——市場經濟”的發展過程，長期的計劃經濟體制對我國有著根深蒂固的影響，關天經濟區地處經濟欠發達的西部地區，至今還有計劃經濟的影子。當然，計劃經濟的選擇有其必然的歷史性，在我國經濟發展的初期，其作用明顯，值得肯定。然而隨著社會經濟的進一步發展，計劃經濟重速度而輕效率的弊端表現得很突出，以至于影響到了地區甚至國家經濟的可持續發展。所以經濟思想觀念的轉變就是：一要消除經濟增長的GDP論，刻意的追求GDP的高速增長思想。二要強調企業的市場主體地位，充分發揮市場機制的調節作用，政府應做到有所為和有所不為；三要區別對待經濟發展和經濟增長，樹立經濟效益和社會效益統一的思想。因此，關天經濟區從上到下要樹立市場經濟思想觀念，科學發展。配合相應的制度制定和政策措施建立，且要落實執行，以制度設計和政策落實推動經濟區主流思想觀念的轉變。
2、深化改革，加強制度改革和創新
建立和完善有利于經濟增長模式轉變的制度創新和體制設計，依靠制度改革和創新，形成一套企業自然演進和政府推動相互統一的新機制，一是培育發展企業市場主體能動作用，依法保護其在市場中的主體地位，形成自我發展、自負盈虧、自主經營的企業經營機制。二是加強市場統一建設，完善市場規則，強化市場管理，促進市場競爭，使得企業在主體市場機制的約束調節下，改善投資和運營行為符合企業自身長期利益的需求，從而達到市場促進要素流動和資源優化配置。三是加強宏觀調控，變地方政府對市場的直接干預為間接干預，完善經濟區政府調控主導，市場調控企業的協同機制。四是發揮關天經濟區科技資源優勢，促進技術的基礎研究和科技成果的轉化。實現以企業為主體，市場為導向、產學研結合的技術創新體系建設。五是創新人才管理體制，實現人盡其才，才盡其用及人才的合理流動。
3、以機制化建設為依托，促進經濟區經濟增長方式轉變的長效機制建設
機制在科學領域內就是指做事的方式與方法，但更為確切的說應該是制度和方法，或者制度化的方法。也就是說對關天經濟區經濟運行及管理過程中出現問題的解決和協調，應該具有一套制度化的方式、方法。經濟區經濟增長方式轉變必然要求機制化的建設，形成一套有利于經濟增長持續性的長效機制。關天經濟區經濟增長是政府以投資的為主推動，決定其經濟增長模式、產業結構和需求結構的發展缺少了市場機制的調節作用，同時限制了商品經濟規律的作用，其經濟增長方式轉變和經濟結構發展緩慢，效率低下。因此，必須創新宏觀調控，合理利用政府投資和政策調節的作用，充分發揮市場體系的調節，引導企業主體調整自身投資方向和增長方式。從而達到市場與政府調節的有機結合。
三、途徑選擇
1、選擇經濟增長速度的適度范圍
經濟增長的實踐證明，影響經濟良性循環的一個重要環節就是增長速度是否適當。增長速度太快，帶來市場需求的急增，為了滿足市場的新增需求，企業通常以擴大生產規模，提高勞動生產能力，以取得較好的經營業績。從而把本該用于提高生產技術水平和改進生產效率的資金投入轉移到產業和基礎設施的重復建設之上，加劇經濟結構的失衡，造成通脹壓力，引發經濟波動，制約經濟質量的提高；增長速度過低，資源的利用不夠充分，市場需求不足，企業的收益不足于促進技術改造。經濟效益更是無從談起。關天經濟區經濟增長速度的范圍應結合現實注意以下幾方面的因素：（1）增長快慢應取決于經濟區所面臨的國內外市場容量。（2）以帶動結構優化和技術進步為目標，而不是原有結構和技術上的數量增長。（3）以資源的有效利用，獲取做好的效用為標準。保持資源利用和效益增長的一致性，實現經濟長期的穩定增長，杜絕以長遠發展為代價的超過實際的短期高速度發展行為。
2、重視人力資本積累，普及職業教育，促進技術進步，推廣科技成果
索羅的經濟增長理論，突出了技術進步對經濟增長的作用。舒爾茨的人力資本理論， 強調通過教育可以實現人力資本是內生積累和增長。一定程度上來講的話，人力資本的積累和增長，促進技術進步，那么人力資本就成為了經濟增長的源泉和動力。世界銀行的調查顯示，教育對經濟增長的作用是巨大的。勞動力受教育每增加1年，GDP就增加0.9%，相關的實證研究表明，世界各國教育投資占GDP的比例與經濟發展水平之間存在正相關關系，所以各國政府都認為，增加教育投資，積累人力資本，可以提高國家勞動者的素質，提高勞動生產率，從而促進經濟的可持續發展。關天經濟區人口集中，人力資本資源豐富，加強職業教育，培養技術型的技術工人，以提高人力資本在地區經濟增長中的貢獻率?！熬盼濉薄ⅰ笆濉?、“十一五”期間，技術進步對我國經濟的貢獻率分別是：15%、24%、33%，與發達國家的60%—70%的貢獻率相比，差距明顯。關天經濟區應充分依靠地區內豐裕的科技資源優勢，完善科技信息市場的建設，促進科技成果向商品的快速轉化?？蒲性盒?、基地的技術進步帶動產業技術進步，實現經濟區整體經濟水平的提高。
經濟增長趨勢范文5
【關鍵詞】FDI 區域經濟增長 長期增長效應
一、文獻綜述
國內關于FDI(外商直接投資)影響中國區域經濟增長及區域經濟增長差距的實證研究,以鐘昌標(2000)、魏后凱(2002)等為代表。鐘昌標(2000)利用1988―1998年中國東部、中部、西部地區以及東南五省市的經濟數據,得出FDI與GDP增長有明顯的正相關關系,FDI對GDP增長率的貢獻從沿海地區到中西部地區由強變弱的結論。魏后凱(2002)構造區域經濟生產函數,結果表明外國直接投資對東部發達地區的經濟增長具有顯著性,而在西部落后地區中不具有顯著影響。王成岐,張建華、安輝(2002)的研究顯示在經濟發達的省份,FDI對經濟的具有較強的推動作用。與其相反,賀敬之、孫云(2005)認為外國直接投資對中國區域經濟的影響在西部地區比東部更明顯。
通過引入對滯后一年的外國直接投資作為長期經濟效應的分析,鐘昌標(2000)得出結論即東部地區外資當年的影響明顯比滯后一年的影響(長期經濟效應)更為重要,中、西部地區情況也確實表明長期經濟效應更明顯。而張盛林、吳海鷹(2005)認為西部地區FDI的外溢相應在兩年之后開始明顯顯現,但短期需求拉動的作用仍然比較明顯。徐曉虹(2006)對于外國直接投資的溢出有著樂觀的看法,超前兩年的區域FDI對中國區域經濟發展的作用超越當年的區域FDI的促進作用。
二、FDI及區域經濟增長的數據分析
對1990―2004年的15年間,中國三大地區實際利用外國直接投資的年流入總量情況進行統計(地區總量由地區內各省市年流入量的加總構成),基本情況如圖1。
從上表可以看出,我國的外商直接投資明顯不均勻。90年代初外國直接投資剛剛開始大規模流入中國時,這種地區差距表現得就很突出,當時東部地區吸引外商直接投資為29.7億美元,占比高達93.9%,而中、西部地區比重分別為3.87%和2.26%。經過十多年的發展,這種格局并沒有根本性的改善,雖然東部地區吸引FDI的量所占比例有所下降,但是東部地區的FDI流入量至2007年時仍然是中西部地區總量的近七八倍?？梢栽O想FDI在促進不同地區經濟發展中的作用并不相同。
三、FDI與區域經濟增長的模型和實證分析
1、基本模型的建立
假設東部、中部、西部地區內各個省市的生產總值增長具有柯布道格拉斯生產函數的特性,區域總產出用國內生產總值來衡量,區域投入包括資本和勞動力,資本投入可以分成國內投資和外商投資兩個部分。
科布―道格拉斯生產函數可表示為:Q= kLαC1-α
其中,Q表示產量;L表示勞動力投入量;C表示資本投入量;k是常數;0
在研究FDI對區域經濟生產總值增長的貢獻度時,我們將資本劃分為FDI和國內投資額兩部分。用K代表國內投資額(億元),F代表外國直接投資(億元),L代表勞動力人數(萬人),則區域經濟生產函數可以表示為:
GDP=AKαFβLr(1)
公式1為非線性模型,對公式1求對數化為線性模型,可得:
1nGDP=1nA+α1nK+β1nF+ r1nL(2)
即:1nGDP=C+α1nK+β1nF+ r1nL(3)
上式中,c為方程估計的截距,代表了制度及技術進步等資本和勞動力以外的因素對GDP的影響,系數α、β、r分別是國內資本,外國直接投資及勞動力增長對GDP增長的估計彈性。
2、1990―2004年外國直接投資對中國三大地區經濟增長的實證分析
(1)外國直接投資對區域GDP的短期經濟增長效應的驗證。在短期經濟效應驗證中,本文利用當年外國直接投資在各個省市的流量作為變量衡量外國直接投資對地區生產總量的增長作用,利用公式3對數據進行回歸分析,得到的結果如表1。
由表1可見,東部、中部和西部三個模型的相關度R2和調整后的R2為0.97左右,擬合性良好,F值均在0.0000的水平上具有顯著性,說明模型均具有十分顯著的統計意義,大體可以解釋GDP變化的97%以上。
從本文的三個模型中各要素投入系數看,三大地區對GDP增長影響最大的首先是國內資本,其次是勞動力投入,而外國直接投資的影響則相對較小。不同地區外商直接投資對GDP增長影響具有很大差距,東部和中部地區回歸分析結果表明,東部地區FDI對區域GDP的貢獻率較大,地區FDI每增長1%,GDP增長達0.097%,中部地區為0.037%,西部地區則相對較低,為0.019%。
(2)外國直接投資對區域GDP的長期經濟增長效應的驗證。為了將外國直接投資的滯后效應即長期經濟增長效應歸納到生產函數,模型在公式3的基礎上引入變量F(-2),代表滯后兩年的外國直接投資變量。以滯后兩年的外國直接投資進行衡量外國直接投資對區域經濟生產總值的長期增長促進作用。區域經濟生產模型為:
1nGDP=C+α1nK+β11nF+β21nF(-2)+ r1nL(4)
利用公式4對數據進行回歸,回歸結果如表2。
從上述檢驗結果可以看出,東部地區外資當年的影響比滯后兩年的影響更為重要,但區別并不是特別大,彈性系數分別為0.083和0.063。中部地區加入了滯后因素后的情況也類似,當年外國直接投資和滯后兩年的外國直接投資彈性系數分別為0.052和0.039,差別較小。從本文的模型看出,外國直接投資的短期效應都更為明顯,并且東部地區和中部地區并沒有較大差異。原因可能在于影響外國直接投資溢出效應的因素,包括人力資本、基礎設施及市場成熟程度等因素并未達到實現外國直接投資的外溢效應的要求,外國直接投資的長期經濟增長效應即溢出效應不能充分的發揮。
西部地區的區域生產模型在加入滯后變量后,F與GDP的相關關系未通過0.1的顯著性水平檢驗,F(-2)通過了顯著性水平為0.1的檢驗。但F(-2)并未成功通過顯著性水平為0.05的檢驗,說明即使是長期經濟效應在西部地區也并不明顯。
四、分析與總結
首先,實證結果表明FDI對中國各個區域的經濟增長均具有一定的促進作用,但在東部和中部地區比較明顯,而在西部地區影響較小。我國應加大對中部、西部投資環境改善和政策支持力度,吸引更多外國直接投資的流入,彌補中西部資金需求的缺口,促進中西部經濟增長,促進中國各個地區經濟增長的和諧發展。
其次,FDI對經濟的拉動作用并非關鍵性作用,無論是在FDI大規模流入的東部地區,還是在FDI流量和存量均較低的西部地區,其經濟促進作用均低于國內資本的作用,并且低于勞動力在經濟增長中發揮的作用。我國也應當重視對國內投資及勞動力的改進,以實現對經濟增長的拉動作用。
最后,FDI的長期經濟促進作用較之短期經濟拉動作用不明顯,雖對三大區域內不同省份的滯后效應具有顯著性,但是影響小,外國直接投資的溢出效應并沒有充分顯現。因此,我們吸引外國直接投資更要重視經濟環境的改善以及國內企業的自主創新,使外國直接投資的長期效應在區域經濟增長中凸現出來。
【參考文獻】
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經濟增長趨勢范文6
一、90年代以來全球經濟增長中的勞動就業概況
(一)發達國家經濟增長中的勞動就業狀況
1、失業率高于全球水平
20世紀90年代以來，就業矛盾成為困擾發達國家經濟發展的一個重要因素。發達國家失業率以2000年為分水嶺，其前后表現出兩個特征：
(1)2DOO年前，失業率居高不下，失業情況嚴重。從1993―1999年發達國家平均失業率約7.7％，幾乎高于同期全球失業率兩個百分點。在資本主義經濟發展史上，發達國家持續多年出現高達兩位數的失業率較為少見。70年代末，德國、法國和大多數其他西方國家，失業率不到5％。但自20世紀90年代以來，情況發生改變。1996年，歐盟15國中失業人數從1980年的950萬人，急劇上升至1.900萬人，失業率高達11％左右。其中，西班牙為22.2％，法國為12.1％，德國8.8％，英國8.2％。在這十年間，只有美國經歷了一個持續穩定的黃金發展時期，其失業率一路下行，從1992年的7.5％逐年下降到2000年的4.O％的低水平。
(2)進入21世紀，經濟開始復失業狀況得到一定緩解。為了抑制過高的失業率，促進經濟增長，西歐各國紛紛借鑒美國的有益經驗，相繼采取了一些改革措施，使失業率有所降低，到2005年其平均失業率和全球平均數相同，都為6.4％。尤其是英國的就業狀況不斷得到改善，失業率從1997年7.2％，下降到2005年的4.8％，低于其他八國集團成員國，更低于歐盟平均8.0％的失業率的水平。但是，歐元區成員國的就業形勢就沒有那么樂觀，2003年6月，歐元區的失業率為8.9％。經濟合作與發展組織(經合組織)預測，除非歐元區12國進一步放開勞動力市場，否則，今后5年里，歐元區失業率將只會稍有下降，到2008年時約降到7.5％。2003年到2008年，歐元區的平均失業率將達8.25％。而這期間美國的失業率預計只有5.5％。日本的失業率2005年下降到4.4％，2006年和2007年分別為3.9％和3.5％，這在OECD國家中已屬較低水平。
2、歐洲發達國家結構性失業嚴重
把歐洲各國失業率和同一時期的經濟增長率相比較，可以發現，即使在經濟持續增長時期，失業率也是居于高位的，經濟增長率與失業率負相關的關系較弱。如德國，在1995―1997年間，經濟增長率和失業率的變動方向竟然一致，即經濟增長率由1995年的1，7％下降到1996年的0.8％，而此時失業率竟然沒有升高，反而下降了4.1個百分點，1997年經濟增長率上漲了0.7個百分點，失業率也隨之上升了一個百分點，就業人員沒有增加反而減少了。兩者的弱相關性說明歐洲經濟增長主要表現在勞動生產率的提高上，而不是就業崗位的創造上，總失業中重要的且不斷增大的部分屬結構性失業，因此即使在經濟活動較高的時期，也不可能把失業者吸收到勞動力市場上來。主要是由于西歐各國沒有像美國一樣抓住信息技術革命給產業發展帶來的機會，及時加快主導部門從以物質生產向以知識、信息生產為主的轉變，造成不能給制造業等傳統產業部門的下崗員工提供新的就業機會。就三次產業而言，美國服務業在1991―1997年間服務業吸收的就業人數大幅增加，達到就業人數的52％，尤其是知識密集型服務業的迅猛發展，1996年美國經濟創造的260萬個就業崗位中，知識密集型務業就占了240萬個，約占92％。而同期西歐各國第二產業的比例大大高于美國，如德國，1994年第二產業在國內總產值中的比重為38％，第三產業為60％，與美國相比，低1個百分點。就發展高新技術而言，1996年西歐各國高新技術的產值占國民生產凈值的份額還不到10％，而美國高新技術產業的產值占國民生產凈值的份額已達1／3左右。正是由于沒能抓住新技術革命帶來的機遇對國內產業結構及時進行調整，使西歐發達國家不但經濟增長乏力，而且失去了許多就業機會。
此外，在發達國家，長期沒有找到工作的失業者與低技能勞動者在勞動力市場上找到工作的難度加大，并且一些地區還存在著男女就業不平等問題。由此可見，雖然發達國家經濟發展水平已很高，市場機制運作機制已較完善，勞動力市場配置也很靈活，但是，仍然擺脫不了就業問題的困擾。
(二)發展中國家經濟增長中的勞動就業狀況
1、公開失業狀況表現不均衡
對發展中國家90年代以來的失業率進行分析，可以發現，與發達國家失業率普遍升高的情形不同，發展中國家的失業狀況呈明顯的兩極分化。一些地區的失業率很高，就業形勢惡化，甚至出現了就業危機，如阿根廷的金融危機導致許多人失業，2002年失業率超過了20％；而另有一些地區的失業率穩定地保持在較低水平，低于世界平均失業率，如泰國、馬來西亞等國家。為了更清楚的看清發展中國家的失業狀況，其中，世界平均失業率在6％左右，東亞、南亞以及東南亞和太平洋地區的失業率基本上低于全球失業率，尤其是東亞地區一直保持全球失業率最低，2006年失業率僅為3.6％。與此相對照，拉丁美洲和加勒比海、中東和北非、撒哈拉以南非洲地區的失業率明顯高于全球失業率，中東和北非是全球失業率最高的地區，其值在2000年達到最高峰17.9％后有所下降，到2006年為12.2％，但仍居全球失業率榜首。
造成發展中國家高失業率的基本原因是由于經濟發展水平的低下和經濟增長速度的緩慢及起伏不定，嚴重影響了對勞動力的需求，再加上其龐大的人口基數與勞動力快速增長速度，使經濟增長創造的就業崗位，遠遠趕不上勞動人口增加的速度。如撒哈拉以南非洲地區在1996―2006年間，就業率增加了26.7％，但同時，勞動人口也增加了30.1％。另外一個重要的原因是，自20世紀八十年代以來，許多發展中國家都開始對內實行改革、對外實行開放的政策，引入市場競爭機
制，往往導致低效率的企業破產倒閉，這些做法無疑都是必要的、正確的，但諸如失業保障、勞動力市場完善，再就業培訓等配套改革未能到位，導致大量工人被拋向市場，失業人口急劇增加，使一些發展中國家的失業率居高不下。
2、就業質量亟待提高
就業包括就業數量與就業質量兩個方面。就業數量反映的是有多少勞動者能夠與生產資料結合并獲得相應的收入；而就業質量是反映整個就業過程中，勞動者與生產資料結合并取得報酬或收入的具體狀況之優劣程度的綜合性范疇。發展中國家就業質量與發達國家相差很遠，主要體現在以下幾個方面：
首先，就業者勞動時間較長。盡管東亞地區已經連續5年GDP增長率超過8％，但是，在就業質量方面卻沒有隨著經濟增長而有顯著改善。就業人員平均的工作時間比其他地區都長，甚至有些國家每周工作超過50個小時，而發達國家一般周工作不超過40小時。
其次，貧困就業者所占比例較大。在撒哈拉以南非洲地區，2006年，超過五分之四的就業者每天收入低于2美元，不能養家糊口，有二分之一的就業者每天收入才1美元；拉丁美洲和加勒比海地區的貧困工作人數比以前有所降低，但是2006年仍有將近三分之一的就業者每天的收入低于2美元。
再者，非農就業者的就業方式主要是非正規就業。發展中國家非農就業者仍然集中在低生產率、低工資，尤其是在服務業的非正規崗位上，僅亞洲目前就有10億以上的勞動大軍在生產率低的非正規就業崗位上工作，占全部勞工人數的61。9％，他們缺乏足夠的社會保障。根據2005年國際勞工局的分析，非正規就業者所占比例最大的地區是哥倫比亞、厄瓜多爾、巴拉圭和秘魯，幾乎接近就業總體的60％，即使在非正規就業者較少的地區，其比例也高達30％以上，如哥斯達黎加為41.8％，巴拿馬為41.6％，烏拉圭為37.7％；分析還指出，在2000到2004年間，大多數發展中國家的非正規就業人數都增加了。
最后，就業者權利缺乏保障。許多發展中國家勞動力市場不完善，還沒有建立有效的工人、雇主和政府的三方對話機制，保護勞動者基本權益的勞動法規還不健全，最低社會保障制度沒有設立，使就業者的基本權利沒有保障，造成許多就業者沒有退休金、醫療保險、法定的勞工假期和超時工作且工資低于政府制定的最低工資標準等。
(三)轉型中國家經濟增長中的勞動就業狀況
自從20世紀90年代開始從計劃經濟體制向市場經濟體制轉型以來，失業問題就成為經濟轉型國家所面臨的最為頭痛性問題。
1、失業率持續在高位徘徊
20世紀90年代，大多數轉型國家就業率下降，失業率上升，平均失業率一直高于全世界平均水平，在2000年時達到頂峰13.5％，竟比全球失業率高了7.4個百分點。隨著轉型國家內需的增長，經濟開始復蘇，失業率有所下降，但仍在9％以上。尤其是青年人的失業狀況最為嚴重，在許多轉型國家，25歲以下青年勞動力的失業率是全國平均失業率的2倍。主要原因是青年人所學到的技能和勞動力市場所需要的技能不匹配，并且許多公司不太愿意提供在職培訓。轉型國家長期的高失業率引發了移民，許多在經濟調整中失業的工人和準備就業的年青人移民到西方國家尋找就業機會，尤其是位于歐洲東南部的轉型國家，如保加利亞。大量技能工人和年輕勞動力的流失，將減弱轉型國家經濟長期發展。
2、就業方式和就業結構發生變化
轉型國家在計劃經濟向市場經濟轉軌過程中，對許多國有企業進行私有化改造，鼓勵私有經濟發展，在一定程度上造成正規部門就業率的下降和非正規部門的就業率上升。如在羅馬尼亞，1990―1999年有著工資和獎金的正規就業者的比例從75.1％下降到57.8％。同時，許多企業為增加競爭力，把以前由企業自主運營的研發、運輸、餐飲、培訓等副業都剝離出來，促使服務業迅速發展，吸納了許多勞動力。服務業創造的新就業崗位范圍廣泛，既有需要較強專業性和給予高報酬的工作，如金融領域關于商業服務和個人賬戶管理等，也有在穩定性、安全性、報酬和工作條件等方面較差的工作，如物流、家政服務等。服務業成為經濟中最重要的就業部門，在許多國家其就業比重超過了50％(如表2)，吸納了大量國有企業排放的成員。
3、勞動就業具有較高的生產率盡管經濟轉型國家在增加就業數量方面表現得不盡人意，但是有一個勞動就業指標要比過去十年有了明顯提高，那就是勞動生產率(單位產出雇傭的勞動力)，是繼東亞之后，全世界勞動生產率最高的
地區，以平均每年3.2％的速度增長。只是這種較高的勞動生產率并沒有帶來更多的就業者，而是主要轉化為工人們工資的增加。如俄羅斯，在1998―2001年間，實際i產出增長了8.8％，勞動生產率提高了5.4％，工資水平增加了4.2％，但是，就業量才增加了0.9％；更有一些轉型國家，如愛沙尼亞、哈薩克斯坦、烏克蘭和亞美尼亞等國的經濟增長率、勞動生產率以及工資都有不同程度的增長，而就業人數卻是負增長。
二、世界勞動就業發展趨勢
(一)全球經濟持續增長中的低就業趨勢
我們曾經一直認為，經濟增長是解決勞動就業問題最直接、最有效的途徑。人類經濟發展歷史也證明，在工業化過程中，有大量的農村剩余勞動力轉移到城市，從農業轉移到工業。但是，情況正在發生變化，經濟增長與高失業并存，高速的經濟增長不僅沒有帶來大量就業崗位的增加，卻使職業變得更加不穩定，失業持續時間越來越長。
從2000年到2006年，全球年均經濟增長率約為6.26％，而失業人口卻從2000年的1.77億增加到2006年的1.95億，約增加了10％，2006年的全球失業人數和平均失業率均達到歷史最高水平，全球失業人數比2005年增加了340萬人，平均失業率為6.3％，與上一年度基本持平。由此可見，全球經濟的持續增長并沒有大幅度的降低全球失業率，失業人數一直呈上升態勢。許多國家的經濟增長主要表現為生產率的提高，而不是提供更多的就業，即使是經濟增長所創造的有限就業崗位，也遠遠不能滿足日益增長的勞動力人口的需求。這種低就業的經濟增長引起國際社會的關注，在2007年全球就業報告中，國際勞工局局長索馬維亞就指出，如何將生產力轉化成就業崗位、如何創造更多的收入適當的就業機會、減少貧困就業者的數量是國際社會十分關注的問題。因此，有必要對現有的發展和經濟戰略進行改革，制定新的相關政策以促進就業。
(二)全球勞動力市場一體化趨勢加強
經濟全球化是當代世界經濟發展的最重要現象，進入20世紀80年代，隨著全球市場范圍、市場規模和生產力前所未有的增長，國際分工的日益深化，全球化進程勢如破竹?？梢灶A見未來全球化趨勢會繼續進行，并且將對勞動力市場產生巨大影響?？鐕咀鳛榻洕蚧闹饕d體和推動者，以全球化的方式來創造和轉移更多的就業崗位，使勞動力市場更趨一體化。
以下因素決定了將來經濟全球化的進程會進一步加快，各國將繼續進行全球性生產。首先，信息技術和通訊技術的發展，使勞動力資源能夠得到更加充分和靈活的使用。就業機會不再受到地理位置的局限，人們可以通過互聯網實現遠程就業。其次，生產的全球化不再局限于制造領域，同樣擴展到服務領域，表明所有的生產過程都將實現全球化。再者，發展中國家勞動力成本的優勢與不斷提高的教育水平和技能，將吸引更多跨國公司的投資。更重要的是，資本追逐利潤如同游牧民族追逐水草肥美的地方而居一樣，將不斷推動著跨國公司的生產基地向薪資低、稅收優惠的地區轉移，以通過生產的全球化來降低生產成本；也不斷推動著全球產業的大整合，使每個國家都成為國際產業網絡中的某個環節。如果以上趨勢繼續，將會對全球貨物和服務生產產生巨大影響。所有的經濟體都會從全球生產中獲得益處。它可以為發展中國家創造更多的就業機會，提高工資水平和就業環境，同時，發展中國家的高收入不僅使本國經濟受惠，還將對其他經濟體的服務和物質產品的需求增加。比如對發達國家高技術含量產品的需求，而使全球經濟受益。
勞動力市場一體化的趨勢不僅表現在隨著產業轉移帶來的就業機會的全球配置，還表現在勞動力的跨國流動。隨著世界經濟的擴大化，移民在勞動隊伍中所占比例越來越大，每年都有成百萬的勞動者到他國去尋找薪資更高、更有發展空間的工作，其中有一部分是自愿的，還有的是由于國內戰亂、自然災害等客觀原因。在過去20年里，一些歐洲大國(德國、意大利和英國)和美國，入境移民顯著增加，入境移民占美國勞動力的比例目前接近15％，相當于進口占GDP的比例。移民總體來說有利于移入國的經濟發展，但是對移出國的影響就比較復雜。一方面，移民者的匯款和帶回來的知識，以及減弱國內就業壓力是積極的，另一方面，高知識、高技能的年青勞動者的流出削弱國家的發展實力。
此外，一國勞動就業狀況不僅受本國經濟的影響，而且在很大程度上還受到其它國家，乃至整個世界經濟發展狀況的影響，這種趨勢將使各國政府在勞動就業問題面前更顯被動和無奈。例如發生在東南亞的金融危機不僅使該地區大部分國家的失業水平不同程度地提高，甚至連美國和歐盟國家的就業都受到了影響。
總之，全球自由貿易和產業整合，不僅使全球經濟資源得到更有效的配置，加快全球經濟增長，也使全球勞動力市場規模不斷擴大。1985年，參與全球經濟市場的南北美洲、西歐、日本、東亞四小龍以及亞洲和非洲部分國家的總人口約為25億；但是到2000年，除了古巴和朝鮮之外，世界60億人口幾乎全部被融入全球資本生產市場，這反映了全球化進程的強大整合推動作用，是全球經濟的一個偉大成就。但由此帶來的就業崗位的國際化競爭也更加激烈，就業機會成為各國在制訂貿易政策時不得不考慮的重要因素，近年來，逐漸增加的國際貿易摩擦，也從一個側面反映出在全球化浪潮中，全球經濟競爭主要是就業崗位的競爭。這就呼喚制訂一個“更加透明、清晰和公正”的國際性框架來規范全球性的勞動就業市場，以保證全球化利益在世界范圍內的公平分配。
(三)高技能工人的就業比重逐漸提高
隨著科技進步的加速和經濟現代化水平的不斷提高，有技能勞動者的比例迅速提高，逐步成為社會勞動的主體，并且技能水平越高，就業報酬和就業環境就越好。無技能和低技能勞動者的就業狀況不容樂觀，就業機會越來越少，與高技能者的勞動報酬差距也不斷擴大，就業職業結構轉向高技能崗位。在1980-2000年的20年間，有技能部門的勞動力比重迅速上升，約增長了45％，而無技能部門的勞動力比重是緩慢上升，僅增加了約8％。這兩個部門的勞動力收入占先進經濟體國家GDP的比重也有不同的變化，其中，有技能部門的比例是穩中略有上升，大約比1980年增長了5個百分點；而無技能部門的比例下降幅度較大，與1980年相比，下降接近10個百分點。再進一步分析有技能部門內部，擁有技能程度不同的勞動者的就業狀況。在就業數量方面，右反映了兩種截然不同的發展趨勢，高技能部門就業數量急劇上升，比20年前上升了50％，而低技能部門的就業數量急速下降，比1980年減少了約15％，表明經濟發展對高技能人才的需求越來越大。在勞動力收入份額方面，兩部門變化方向依然不同，但變化幅度比較小，高技能部門所占比例是略有上升，低技能部門是略有下降，在1995年之后，兩者的差距擴大之勢比較明顯，高技能人才擁有較高的收入。
值得注意的是，由于數據有限，以上分析是針對不同技能部門勞動者的收入份額以及在總體勞動者中所占的比重，而不是不同技能勞動者本身的收入份額和就業比例。由于缺少有關技能和非技能工人工資的跨國數據，不能計算全部勞動力中不同技能勞動力所占份額及其勞動力報酬。只能根據一個部門技能工人占該部門勞動力總數的比重，將《國際標準行業分類》(第三修訂版)的18個部門分為兩大類，即技能部門和非技能部門?；蚴沁M一步細劃分為高技能、中技能和低技能部門。雖然這種分類方法比較粗糙，不能反映出同一部門內部技能工人與非技能工人之間的變化，但是其變化趨勢也可反映出不同技能者總體的勞動就業趨勢。
總之，隨著生產力水平的發展和科學技術的進步，在勞動力市場上，對具有高學歷和有著豐富經驗的技術人員的需求增多，他們更容易獲得報酬好的工作機會，而對無技術或非熟練工人的需求逐漸減少，他們只能依靠出賣自己的體力來獲得微薄的收入。
(四)產業結構轉換迅速，服務業就業比重加大
無論是發達國家還是發展中國家，就業向服務業部門的轉移是戰后經濟發展的一個“典型事實”，到2006年，全世界在服務業的就業人數首次超過農業領域，達到了42.1％，使服務業成為對凈就業創造貢獻最大的部門。這主要是由于全球各國經濟發展水平的提高，擴大了對貿易、運輸、通信和社會服務等方面的需求，促使很多服務活動，從農業以及在更大程度上從它們以前所屬的工業部門中分離出來，變成了獨立的經濟活動；而國際市場的一體化、專業化和規?；潭燃由睿泊偈狗諛I部門澎湃的發展。
