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經濟增長的背景范文1
關鍵詞：湖北省產業集群經濟增長戰略
歷史上，湖北省在我國地理和經濟上一直都處于十分重要的地位，并享有“九省通衢”的美譽。改革開放以來，“千湖之省”的湖北盡管經濟有所增長，但與東部沿海發達省份相比，差距卻越來越大。
究其原因，主要是在全國普遍實行外向型經濟的情況下，湖北省交通地理的優勢不復存在，招商引資政策也不如沿海發達省份有吸引力，而招商引資政策引導下的外資流入正是過去二十多年來我國經濟增長的主要驅動力。因此，湖北省必須要選擇行之有效的經濟增長戰略，來保持經濟的持續增長并力爭趕超國內發達省份。
我國經濟增長戰略由政策優惠向產業集群的轉移
經濟增長應該依靠兩方面的合力，一方面是外來資本的流入，包括國外資本的流入以及本地區外的資本流入；另一方面是本地自身產業升級，不斷挖掘內部潛力、形成規模經濟。但二十多年來，招商引資政策作為湖北省的對外開放和經濟增長的主要發展戰略，成效并不顯著。對比1995年和2001年我國各省市利用外資的業績指數來看，湖北在1995年的業績指數為0.404，在全國居于第14位；2001年業績指數為0.522，在全國居于第11位。
一般來說，企業在進行投資時主要考慮以下主要因素：
成本因素。成本因素主要包括勞動力成本和交易成本兩個方面。勞動力成本主要是指支付給每個勞動力的工資的絕對數量。交易成本則可以看作是一系列制度成本，包括信息成本、談判成本、擬定和實施契約的成本、界定和控制產權的成本、監督管理的成本和制度結構變化的成本。一般來說，企業總是傾向于成本較低的地區進行投資生產。
市場因素。市場因素包括市場規模及增長潛力、市場化程度和對外開放程度。市場規模及增長潛力能夠體現市場的容量和市場的發展趨勢，而較大的市場容量有助于企業形成規模經濟，降低邊際成本。市場化程度則是指市場機制對資源優化配置的影響程度，而且較高的市場化程度有助于減少交易成本，提高效率。對外開放水平是指一國與國際市場的關聯程度，有助于生產的國際化發展。所以，企業傾向投資的地區往往都臨近于原材料市場或者消費市場。
制度因素。我國在改革開放以來，對不同的地區實行不同的政策允許程度和對外開放時序，并制定了循序漸進的全方位的對外開放格局。這直接決定了不同省份、不同地區所享有的政策優惠是有很大區別的，也直接導致了改革開放實行后很長一段時間內資金的流動方向。
產業集群因素。產業集群因素包括基礎設施、密集的廠商及專業化的生產、勞動力市場和知識技術創新與外溢等?；A設施主要包括交通基礎設施和信息基礎設施。密集的廠商及專業化的生產主要是通過專業化的分工來加強集群的整體競爭優勢，來提供更便利的專業化服務，形成產業集群優勢，吸引新的資本流入。勞動力市場對集群的形成和持續發展有著重大的影響，產業集群的持續發展需要的不僅僅是一般的勞動力，更重要的是勞動力素質較高的技術型和知識型人才的匯聚。而知識技術創新和外溢更加有助于集群內部企業的信息交流和共享，使得研發活動更加具有針對性和效率。總的來說，產業集群通過經濟活動和相關生產設施的區域集中所產生正外部性和規模經濟，構成資金流入的主要吸引力。
湖北省經濟增長戰略的現實選擇
通過對以上影響投資流向的區位因素分析來看，湖北省相對于東部沿海省份的比較優勢并不明顯，不過同時也具有很大的發展潛力。
首先，目前興盛的“打工經濟”大大削弱了我國省市之間的勞動力成本的差距，較強的勞動力流動性使得湖北省的勞動力成本優勢大打折扣，經濟差距導致市場的交易成本增加。
其次，經濟發展水平的差距直接導致了東部發達省份的消費能力、市場規模、發展潛力都超過湖北省。湖北省人均可支配收入在我國僅居于中游，因此無論是個人消費還是政府購買能力，湖北省的市場吸引力都還不夠強勁。
再次，長期以來的我國對外開放政策的傾斜，使得東部沿海省份比湖北省享有更多的政策優惠。按照我國漸次的對外開放戰略，東部沿海省份能夠享受比中西部省份更多的稅收優惠，直接影響了資本流向。就湖北省而言，享受政策優惠的區域包括：武漢（省會城市及沿江開放城市）、黃石（沿江開放城市）、宜昌（沿江開放城市）、四個國家級經濟開發區（包括武漢經濟技術開發區、武漢出口加工區、武漢東湖高新技術產業開發區和襄樊高新技術產業開發區）和66個省級開發區。
最后，產業集群是我國工業化的必然階段，而且資本、技術和勞動力的集中使得我國長三角和珠三角地區出現了大批有特色的產業集群。湖北省與經濟發達省份存在著十分明顯的差距，不過結合湖北省自身的部分產業優勢來看，同樣也具有很大的發展潛力。尤其是在稅制改革的大背景下，中資和外資企業的稅率將會拉平，政策優惠差距的減小將會給產業集群的未來提供很大的發展空間。
總的來看，改革開放以來，湖北省的經濟發展已經落在了經濟發達省份的后面，因此充分利用產業集群的發展契機，利用后發優勢，才是湖北省經濟增長戰略的可行之路。通過積極學習長三角和珠三角地區產業集群成功的發展經驗，大力挖掘湖北省潛在優秀的產業集群，創建產業集群品牌優勢，培育市場競爭力。通過競爭力強，產業分布合理的產業集群的迅速發展，來帶動湖北省經濟的持續增長。
湖北省產業集群發展現狀
所謂產業集群，邁克爾?波特是這樣定義的：“產業集群是相關企業和機構在某一特定區域的地理集中現象，由一系列相關聯的企業和其他對競爭有重要影響的實體組成。”結合國內的集群發展現狀來看，謝貞發認為我國目前主要的產業集群分為四類，分別為：浙江專業化產業區（“原生型”產業集群）、廣東外向型產業集群（“嵌入型”產業集群）、中關村高新技術產業集群以及國有企業衍生形成的產業集群（“衍生型”產業集群）。
但是，湖北省與我國已有的長三角、珠三角以及北京中關村型的產業集群并不完全相同。改革開放二十多年來，伴隨著經濟的迅速發展，湖北省在繼續發揮傳統農業經濟優勢，大力培育農漁產品加工業的基礎上，逐漸培育出一大批具有競爭力的制造產業，如汽車及零部件產業、紡織服裝業以及船舶制造業等，同時還有一些擁有發展潛力的高新技術產業，如工業激光業、移動通信系統及設備業等。這些產業通過逐漸的數量積聚和質量提高，已經形成了大量擁有一定規模的產業集群。湖北省的主要產業集群可以主要分為三個層次：一是以武漢城市圈為中心而構成的跨區域產業集群；二是以國家高新技術開發區和地方各個省級開發區為核心的開發區產業集群；三是圍繞各個縣鎮的產業優勢而形成的縣域特色產業集群。
（一）跨區域產業集群
跨區域產業集群在我國已經有著長足的發展，尤其以長三角地區的IT產業集群和珠三角地區的電子電器產業集群為代表，通過城市間的產業分工，以及相關聯產業的橫向和縱向分布為特點。而湖北省跨區域產業集群以支柱性產業為主，如汽車及零部件產業、紡織服裝業等。
汽車及零部件產業。湖北省是全國三大零部件生產基地之一，圍繞著神龍富康、東風本田、東風日產、三江雷諾等中外合資公司而形成了一系列多層次、全方位的零部件配套企業。截止到2005年底，全省汽車行業擁有各類零部件企業共700多家，其中形成一定生產規模的企業共433家，其中整車企業9家，改裝車企業63家，汽車零部件企業361家。其中有4個年銷售收入過100億元的企業（東風有限、神龍富康、東風本田、三環），4個過50億元的企業（東風德納車橋、東風實業、中譽汽車），3個過30億元的企業（東風車輪、東風客車底盤、東風創普）。湖北省主要的汽車及零部件企業都主要分布在兩條汽車及零部件工業地帶，即十堰到武漢沿線和荊州到黃岡沿線。通過兩條汽車工業地帶的建立，帶動湖北省整個汽車行業的迅速發展，同時也能夠對鋼鐵、紡織等相關行業產生一定的促進作用。
紡織服裝業。湖北省一直就是我國紡織品行業的重要生產基地，這些企業分布在武漢、襄樊、仙桃等市。經過幾十年的發展，湖北的紡織服裝業已經初步形成了從原產品生產（棉紡織、毛紡織、麻紡織等）、中間產品生產（絲綢、化纖等）、到制成品生產（服裝、鞋帽等）以及制造機械生產（紡織機械）完整的產業結構。而且隨著“十五”期間的產業技術改造的實施、高技術紡織設備的引進和產業生產流程的改造，紡織服務業正在逐步擴大高檔紡織品的生產，如汽車高檔內飾、醫療紡織用品等，加強對高檔紡織品領域的開發。
（二）開發區產業集群
1988年以來，湖北省為了帶動全省經濟的發展，形成了一系列規模不等的經濟開發區（全省最多時曾達到266個）。在2003年國家對各省經濟開發區進行了集中清查之后，湖北省目前共有經濟開發區70個，其中國家級開發區4個，省級開發區66個。這些經濟開發區借助于經濟開發區內的政策優惠，吸引相關行業的企業集中，通過規模經濟和技術外溢來降低成本，提高企業競爭力。
武漢東湖新技術開發區共擁有近20家上市公司，這些上市公司成為高新技術產業集群發展的主要推動力量。工業激光產業和移動通信系統及設備產業是其中主要的兩個產業集群。其中，工業激光產業集群以楚天激光、華工激光、團結激光和金石凱激光為主體，共有激光制造企業近30家，其市場占有率接近50%，是我國規模最大、產品最全的激光產品生產基地。而以上市公司烽火科技為主，普天北電、虹信通信和凡谷電子等一系列移動通信企業為輔的移動通信產業，已經形成了初步的產業集群，在我國3G移動通信產品的設計、研究和銷售中都占據著一定的市場份額。
除此之外，湖北省設立的主要省級開發區也各自側重于不同的產業領域（見表1），通過開發區內的產業集群的培育，帶動地區經濟發展。
（三）縣域特色產業集群
在制造業產業集群迅速發展的同時，湖北省也出現了具有各地地域特色的縣域特色產業集群。由于湖北省是我國主要的農產品基地，湖北省的產業集群中有較大一部分為資源型產業集群。江漢平原上廣袤的商品糧基地和眾多的湖泊使得湖北省糧食產品和水產品都非常豐富，加上各種礦業資源的開采，由此產生了一系列以農產品生產加工為主的產業集群，如羅田的板栗、潛江和洪湖的水產品、英山茶葉等。
湖北省“一鎮一業”、“一鄉一品”的縣域產業集群也非常具有特色，這類產業的發展類似于浙江“原生型”產業集群，最初通過家庭手工作坊或者是小規模的民營企業的試探經營，然后借助于政府政策有效引導，相關聯企業逐漸增長，形成規模優勢。這其中包括世界無紡布生產基地—仙桃彭場、全國最大的金剛石刀具城—鄂州燕磯、鄂東食品第一城—武穴梅川、中國釘都—武穴花橋等等。
湖北省產業集群發展策略
總體來看，湖北省產業集群有所發展，但是大型產業集群數量仍然較少，絕大部分產業集群內企業間協作和關聯度較低，產業集群仍然處于較低的水平。因此，必須通過實施有效的產業集群政策，借助政府的引導來推進產業集群的持續發展，增強產業集群的競爭力，打造產業集群品牌，進而帶動湖北省經濟的長期持續增長。但是，湖北省的經濟基礎和經濟結構，以及產業集群的發展現狀，與東部沿海發達省份不同，因此湖北省不可能完全照搬已有的成熟產業集群發展模式，而只能是因地制宜，因勢利導。
（一）加強產業集群縱向一體化發展，融合湖北交通物流優勢
產業集群縱向一體化分工，有利于形成從原材料到制成品的生產流程，能夠有效地減少中間環節的成本，提高企業生產效率。從湖北省的發展現狀來看，大部分產業集群都是大量生產同類產品的橫向一體化分工為主，不僅產品附加值增值有限，而且容易造成過度競爭。因此，建立以核心產業為中心，積極發展上下游相關企業，打造原材料、中間產品、制成品的一體化產業流程，通過合理有效地分工降低生產成本，是湖北省產業集群發展的必然路徑。
同時，湖北省還應該借助于交通物流優勢，保障產業集群的發展。武漢市是我國主要高速公路干道的交匯地，滬寧和京珠高速公路拉近了湖北企業同東部江浙一帶以及東南部廣東一帶的聯系。湖北江河湖泊眾多，依附于長江的水路交通幾乎可以覆蓋湖北省的中部和南部地區。如果加上正在建設中的全國高速鐵路網，湖北省便捷的物流優勢，使得湖北省發展產業集群戰略時，已經變相地擁有了良好的制成品流通網絡。
（二）轉變政府職能，引導產業集群發展
一直以來，湖北省各級政府主要將政策導向集中于積極地招商引資，但是成效不大，所以今后政府在制定經濟發展政策時應該積極往培育產業集群上傾斜。發展良好的產業集群，不僅能夠帶動經濟的快速增長，而且能夠通過示范效應，吸引資金的流入。而政府的主要作用一般體現在以下兩個方面：一方面，各級政府應該采取針對性的扶持政策，將政策優惠集中于優勢產業集群的培育和引導上，摒棄以往“小而全”的發展觀念；另一方面，各級政府政策應該限于規范市場運行規則，而不應過于干預，影響市場機制發揮作用，通過集群內部適度競爭的優勝劣汰來保持強有力的競爭力。
（三）加快產業結構升級，提高產業集群技術含量
湖北省支柱型產業集群往往規模龐大，占有一定的市場份額，但是技術水平和產品的技術含量同國內同類產業集群相比，卻并不占有優勢。而企業的技術升級和產業結構的改造應該從以下兩個方面來著手：一方面是結合原有國有企業的改制，剝離不盈利及低盈利資產，集中資源發展優勢產業，提高企業的核心競爭力，同時通過企業剝離來建立配套的上下游產業，仍然維持完善的供應鏈。實際上也就是通過將原有企業的細分和專業化，有效提高資產運營效率，完善產業集群內產業鏈的合理配置。另一方面，湖北省的大部分產業集群仍然依托自然資源為主，農產品和礦產資源產業集群的整體技術含量還比較低。這類產業集群主要是初級加工為主要手段，絕大部分產品仍然屬于中間產品，無法與消費市場直接掛鉤，產品增值空間不大，如：圍繞水稻生產進行的糧食加工、圍繞水產品進行的水產品加工以及圍繞礦產資源進行的開采加工等。有必要通過政府適度引導，提高技術水平，形成從原材料到制成品的完整產業鏈。
（四）著力培養特色產業集群，打造產業集群品牌
從我國成熟的產業集群發展經驗來看，特色產業集群往往具有很強的生命力和市場競爭力。目前，湖北省已經初步形成了一批獨具特色的產業集群，這些產業集群的生產往往數量眾多而規模較小，主要通過企業地域上的集中形成合力，借助規模效應來分攤成本。但這些產業集群中往往缺少龍頭企業，或者是龍頭企業的作用不夠顯著，直接導致企業產業結構松散，抗風險能力較弱。因此，特色產業集群的未來發展，必須打破集群內企業平行發展的態勢，重點扶持有競爭能力的企業，帶動整個集群的技術升級和發展，在打造優秀企業的市場品牌的同時，打造整個產業集群競爭力，把特色產業集群培育成在全國乃至世界市場上的優秀品牌。
參考文獻：
經濟增長的背景范文2
美國次貸危機引發的全球性金融危機嚴重沖擊著中國經濟，危機爆發后，中國對外貿易出口額減速明顯，其中以勞動密集型產品和對外加工貿易產品出口增幅明顯回落。在中國，不同區域受次貸危機的影響也不同，這一現象引起眾多學者的關注。鄭智昕（2009）根據2007年1月-2009年2月數據，測算出次貸危機對以蘇南模式、溫州模式、東莞模式、晉江模式為代表的沿海區域經濟的影響主要始于2008年末。周普生（2009）以甘肅省經濟指標為研究樣本，研究發現次貸危機對沿海地區外向型經濟的沖擊主要是由于歐美等經濟實體的市場萎縮，與內陸地區經濟所受到的影響模式截然不同。楊先明、梁雙陸（2009）則進一步著眼于資源型地區的宏觀經濟運行狀況，論證金融危機對該類地區存在一個滯后期。趙斌（2009）同樣認為沿海地區和西部部分地區受危機波及較早，而湖北省作為資源型地區所受到的影響主要是由于信心下跌以及外部影響，對其區域經濟增長沖擊較小。國家外匯管理局湖北省分局課題組（2008）通過對湖北省2005-2008年第一季度的出口數據實證分析，進一步證明湖北省出口在短期內不會受到影響。
作為“中部崛起”戰略的領頭羊，湖北省經濟相較沿海地區，其經濟增長受到的影響出現明顯的滯后性。本文基于此，以2008-2009年湖北省與典型沿海地區主要經濟指標為依據，分析在次貸危機背景下湖北省經濟增長呈現出的滯后特征。
二、次貸危機背景下湖北省經濟增長呈現明顯的滯后性
次貸危機的播散對全球經濟增長造成了一定影響，對我國不同區域的經濟影響亦呈現明顯的不同。通過與東南沿海地區相關數據進行類比發現，沿海地區與中西部地區的經濟增長相比存在明顯的時滯特點。本文以經濟體受影響時間及復蘇速度為出發點，研究次貸危機影響湖北經濟增長的滯后性特征。
（一）時間層面滯后特征分析
2007-2008年，規模以上工業對湖北省經濟增長平均貢獻率為33.8%，而規模以上工業對江蘇省、浙江省、廣東省等沿海地區的經濟增長平均貢獻率分別為49.12%、41.33%、37.57%。因此，該指標對經濟增長變化有顯著的反映。鑒于數據原因,本文以規模以上工業增加值為指標，分析次貸危機對湖北省經濟增長在影響時間層面上與沿海地區的差異。
次貸危機爆發后，湖北省經濟變化與東南沿海地區相比較呈現出明顯不同（如圖1）。次貸危機對江蘇省影響始于2008年10月，對浙江、廣東兩省始于2008年12月，而后東南沿海地區經濟出現大幅下滑，至2009年2月逐步緩慢回升。受次貸危機影響，湖北省經濟增長同沿海地區相比首次下滑的時間出現明顯滯后性，其同類指標于2009年1月左右開始出現持續性下滑，下滑速度相對較慢，宏觀經濟受次貸危機影響不顯著。
根據鄂、浙、蘇、粵四省統計局的規模以上工業利潤增加值季度數據顯示，在受調查的沿海地區中，廣東省受次貸危機影響最大，下滑速度最快，而江蘇省受影響時間則最早。2008年10月江蘇省規模以上工業利潤增加值開始下滑，下滑速度為6.32%；2008年12月浙江省、廣東省同類指標開始下滑，下滑速度分別為6.54%與37.11%。相比沿海地區，2008年12月份湖北省規模以上工業利潤增加值增長速度為3.93%，未出現明顯下滑；次貸危機對湖北省規模以上工業利潤的影響始于2009年1月份，其下滑速度為10.82%。相比東南沿海地區，次貸危機對湖北省經濟增長呈現明顯滯后性，相對江蘇省滯后3個月，相對浙江省滯后1個月。
（二）地區生產總值回升速度不同
根據2008-2009年各省地區生產總值季度數據，從回升速度角度分析，湖北省總體經濟恢復快于東南沿海地區。2008年第四季度，廣東省、浙江省以及江蘇省地區生產總值出現大幅下滑，至2009年第二季度，江蘇省、浙江省地區生產總值逐步回升，廣東省則在第四季度回升至下跌前水平。相比東南沿海地區，2009年第三季度湖北省地區生產總值止跌回升，且回升速度快于東南沿海地區。
根據各地區統計局公布數據，從下滑速度層面分析，受次貸危機影響。沿海大部分地區生產總值自2008年第四季度開始下跌，2009年第一季度后逐步回升。2008年第四季度廣東省GDP為10396.78 億元，2009年第一季度下滑至7687.73億元，下滑速度為26.06%；浙江省2008年第四季度GDP為6185.00億元，2009年第一季度為4632.10億元，下滑25.11%。江蘇省GDP則由2008年第四季度的8472.01億元下跌至2009年第一季度的6653.17億元，下跌速度為21.47%。從回升速度來看，粵、浙、蘇三省2009年各季度GDP同期平均增長9.48%、6.26%與8.04%，2008年同期水平為16.37%、15.29%與13.03%，東南沿海地區區域經濟增長趨于停滯。
與沿海地區相比，湖北省2008年第四季度地區生產總值為3416.89億元，2009年第一季度為2423.15億元，絕對量下降993.74億元，下滑速度為29.08%。2009年第二季度至第三季度地區生產總值回升至3278.79億元。廣東省2009年第三季度地區生產總值回升至下跌前水平，GDP回升至9879.99億元；浙江省2009年則在2009年第四季度GDP回升至 7004.30億元；江蘇省2009年第二季度止跌回升，GDP回升8877.33億元。2009年湖北省以20.08%季平均增速增長回升，高于粵、浙、蘇三省9.48%、6.26%與8.04%的回升速度。
三、次貸危機對湖北經濟增長影響產生滯后性的原因
次貸危機對國內各區域經濟沖擊主要始于對外貿易行業。沿海地區經濟增長主要依靠對外貿易拉動，對外貿易受沖擊之后，省內經濟增長受波及程度大，時效性強。湖北省產業構成與沿海地區存在明顯不同，以內需經濟為推動經濟增長的主要動力。就經濟發展模式來看，湖北省與沿海地區相比其對外貿易依存度較低，且在對外貿易路徑與出口產品結構上存在顯著差異。因此，次貸危機對湖北省經濟增長影響出現明顯的不同。
（一）對外貿易依存度低
次貸危機對各經濟區域的影響，主要基于對外貿易傳導機制。對外貿易依存度較高的地區，國際貿易對區域經濟貢獻率高，地區經濟增長受次貸危機影響更顯著。根據圖2對湖北省對外貿易依存度測算，自2004年起，湖北對外貿易依存度線性增長，2009年受次貸危機影響小幅下降。2004-2008年，湖北省對外貿易依存度平均增長率為2%，2008年達到歷史最高14.37%，2009年下跌至11.11%。
從橫向比較來看，廣東、江蘇、浙江等沿海地區要遠高于湖北地區。廣東省達到128.52%以上，江蘇達到86.76%以上，浙江的對外貿易程度也達到了60%以上，全國平均水平超過50%，湖北省對外貿易依存度不但低于浙江、江蘇兩省，而且處于全國水平之下。對外貿易對湖北省內經濟貢獻率低，對經濟增長影響較小。在次貸危機影響下，區域經濟受進出口額下降影響不顯著。
（二）對外貿易的區域分布不同
次貸危機對各進口國經濟增長的影響程度不同，因而對出口國經濟增長影響不同。從貿易路徑層面來看，湖北省與沿海地區主要貿易方向不同，主要集中在受危機影響較小地區。江蘇、浙江、廣東三省主要出口對象以歐美為主。湖北省則主要集中于亞洲及澳大利亞等地區。相對亞太地區，歐美國家受次貸危機沖擊早，受影響程度更大。
2008-2009年，浙江省對美國進出口額占貿易總額的14.61%與14.43%；2008年江蘇省對美國進出口額則占貿易總量的14.99%，2009年為16.01%；廣東省則分別為13.27%與13.23%。相反，湖北省對美國貿易依賴度較低，2008-2009年湖北省對美國進出口總額所占比例分別占8.85%與9.41%，對歐盟的進出口總額分別為22.51%與23.16%；2009年湖北對日本進出口額占總量的10.07%，對韓國與澳大利亞的進出口額占總量的7.07%與5.13%。
與歐美地區等經濟體相比，日本、韓國、澳大利亞為代表的亞太地區國內經濟受次貸危機波及較晚、程度較小，其國內對市場進口需求萎縮不顯著，經濟復蘇較快，因此，對湖北省對外貿易沖擊較小。與沿海地區對外貿易主要依賴歐美等地區不同，湖北省對外貿易對象受沖擊程度明顯弱于東南沿海地區。
（三）出口產品結構不同
中國海關統計，在次貸危機爆發過程中，海外市場需求明顯萎縮，對一些低附加值，高能耗的資源與勞動密集型產品沖擊較大；而對于一些具有自主知識產權的高新技術產品和一些品牌產品的影響相對較小。湖北省商務廳統計分析，2009年湖北省機電產品逆市而上，同期增加4183.6萬美元，增長0.3%，占全省外貿出口額的50.5%。這與湖北省機電產品行業主要以生產技術密集型產品為主，同行業技術優勢明顯，具有顯著相關性。
東南沿海地區主要是以外包貿易為主要生產模式，在國際分工位于低端價值鏈上。根據各省市對外貿易出口商品統計數據顯示，東南沿海地區主要出口產品結構以勞動密集型為主，高新技術產品在出口額中所占份額較少。2008-2009年，浙江省以輕工業為代表的勞動密集型產品占出口商品總額的42.31%，以船舶、醫藥等為代表的高新技術產品只占到出口總額的11.19%；江蘇省出口結構分布同樣出現嚴重失衡，勞動密集型產品占出口總額22.56%，而高新技術產品則只占到7.27%；廣東省高新技術產業與勞動密集型產業分布則相對平均，所占比例分別為22.45%、26.07%。
湖北省產業結構以資源及技術密集型產業為主。參考2008年湖北出口百強企業主營業務分類排名，湖北省優勢產業主要集中在汽車及零配件制造業、光電子信息產業、生物技術和新醫藥產業為代表的技術知識密集型行業。其中，技術及資源密集型企業占總量的72%，勞動密集型企業僅占到28%。
同時，高新技術行業快速增長對湖北省對外貿易結構升級起到關鍵作用。2000-2008年，湖北省高新技術產品出口平均增速達24.52%，2008年高新技術產業產品出貨值達到279億元，同比增長40%。以武鋼、長航、冠捷為代表的高新技術企業均為2008年中國對外貿易出口200強企業，在對外技術型密集產品中具有較高國際競爭力。出口產品產業結構與東南沿海地區的不同導致湖北省進出口行業在對外貿易傳導機制下受次貸危機沖擊較小，時間滯后特性顯著。
四、結論及政策建議
次貸危機對湖北省沖擊程度較小，呈現出現明顯的滯后性特征。其根本原因在于湖北省貿易的方向不同、出口的產品結構具有顯著差異、對外貿易依存度偏低。
而歐美地區作為推動世界經濟發展的主要動力，短期沖擊難以撼動其主體經濟地位。在世界經濟探底回穩之后，歐美地區仍然將主導世界貿易。湖北省應抓住時機，拓寬貿易口徑，特別是發展與歐美地區的貿易關系，充分利用國內外兩個市場，優化配置資源，促進湖北快速發展。
（一）提升省內經濟外向水平
從湖北省對外貿易依存度的來看，湖北省經濟增長主要依靠內需拉動。對外貿易對省內經濟增長貢獻率不足。隨著全球經濟一體化逐步深化，國與國之間的影響日益深遠。隨著世界經濟逐步復蘇，借助發展省內國際貿易可以幫助湖北經濟改變原有內需經濟發展模式，提升對外貿易依存度，并利用國際市場優化省內剩余產品資源分配，高效、合理地提升省內經濟。同時，通過鼓勵省內優勢企業積極參與國際間競爭，可以促使企業擴大規模，提高生產效率，提升自身比較優勢。為此，湖北省應依托現有的資源、技術研發和區位優勢，積極探索發展省內對外貿易行業的方式方法。
鑒于湖北省對外貿易企業數量少，涉足的經營范圍有限。湖北省應首先著眼于發展如武鋼、長航、冠捷、美爾雅等優勢品牌行業。利用大企業品牌優勢，科學、合理地整合省內產業，形成從原材料到生產到配送產銷一體的產業集聚模式，從而帶動省內中小型生產上下游企業發展。同時，湖北省應出臺更多優惠政策，為省內對外貿易行業發展提供稅收優惠與資金補貼，提升研發實力與產品核心競爭力。
（二）拓寬對外貿易路徑
湖北省對歐盟、美國等主要進口大國出口份額較小，貿易往來不足。近段時間，以美國為代表的幾大世界經濟體恢復勢頭良好。2009年第三季度至2010年第四季度，美國經濟線性上升，2010年第四季度GDP為14,8610億美元，平均增長速度為1.04%。作為推動世界經濟發展主要動力，短期經濟沖擊難以對歐美地區經濟實力造成嚴重影響。
在沿海地區經濟增長受阻之后，國外進出口商轉而向中西部地區需求新的合作伙伴。作為中部地區的經濟領頭羊，湖北省應借此機會，拓寬出口路徑，與歐美等地區建立廣泛多邊貿易關系，為湖北省對外貿易產品擴寬出口市場。同時，歐美地區較高生產標準對企業核心競爭力提出了更大的挑戰。對高利潤的追求驅使企業投入更多資源提高生產效率以及科研創新能力，進而在短時間內提升產品比較優勢。
（三）“兩條腿走路”，加強在內需經濟方面的比較優勢
隨著國家刺激內需計劃的逐步實施，國內市場需求逐步上升。作為資源大省，內需消費一直是推動湖北省經濟增長的主要動力，在一定程度上可以為企業積聚資金與研發、銷售經驗，從而為推動外向型經濟提供強有力的保證。
在省內經濟加強對外貿易依存度的同時，湖北應該繼續依托在內需經濟方面的優勢。依托湖北教育、科研優勢，加速政府與高校及科研機構進行更為密切的合作與交流，開創新的產、學、研究模式，以技術創新振興湖北經濟。同時，湖北省應借助“武漢城市圈”產業區位優勢，合理優化省內內需產業資源配置，吸引外商直接投資，實現產業集聚，從而獲得規模經濟效應。在內需優勢對經濟增長的保證下，抓住經濟復蘇的好時機，積極參與國際競爭，增強湖北產業結構競爭力。
經濟增長的背景范文3
[關鍵詞]經濟增長方式；全要素生產率；生產函數；索羅殘差法
[DOI]1013939/jcnkizgsc201625020
1理論和文獻分析
目前，學者們對全要素生產率理論的內涵尚未取得一致的看法，但是對其基本含義的看法是比較一致的。筆者根據實證分析的需要采用了劉建國、李國平和張軍濤（2011）對全要素生產率的定義：“全要素生產率是總產量與全部要素投入量之比，是用來衡量單位總投入的總產量的生產率指標”[1]。
衡量經濟增長方式是否發生集約化轉型，學者們一般采用全要素生產率貢獻率來表示，即全要素生產率增長率除以經濟體經濟增長率。孫輝、支大林和李宏瑾（2010）使用生產函數法對中國各省全要素生產率進行了估算，得出中國各省資本產出彈性與國外相比是非常高的，證明了中國各省目前經濟增長主要是依靠資本投入而不是勞動和技術[2]。盧萬青（2013）使用索羅殘差法來估算多個國家全要素生產率對經濟增長的貢獻率，通過國別對比研究發現，經濟增長方式轉型的必要條件之一是完善的市場經濟體制，而發展中國家經濟增長方式轉型失敗的一個重要原因就是缺乏一個完善的市場經濟體制[3]。
通過對上文的理論分析，可以看到使用生產函數法，使用索羅殘差法從全要素生產率角度來研究經濟增長方式的范式是比較成熟的。因此，本文決定采取這種方法。
2模型建立和數據擇取
21實證模型建立
索羅（1957）是最早對全要素生產率進行理論分析和定量化研究的，提出了基于技術進步中性、規模報酬不變等假設條件下的總量生產函數，并對其進行一系列的數學推導和經濟學意義上的論證，總結出可以用于測算技術進步對總產量增長的貢獻大小，其方法思路是在總產量增長中減去勞動和資本對總量增長的貢獻，剩下的余值就是技術進步對總產量增長的貢獻，即所謂的索羅余值法[4]。本文采用這種方法和公式來建立的實證模型如下：
基于?？怂梗℉icks）中性技術進步等假設條件，設立C-D生產函數：
Yt=AtKαtLβt（1）
其中，Yt表示實際產出，At表示全要素生產率，Lt表示勞動要素投入量，Kt表示資本要素投入量，α表示資本要素產出彈性，β表示勞動要素產出彈性。
22數據擇取
221實際產出Yt
本文采用河北省地區支出法生產總值和河北省地區生產總值指數（1978年=100）的數據，根據每年實際支出法生產總值（以1991年不變價格折算）=1991年名義支出法生產總值×對應年份生產總值指數（1978年=100）/1991年地區總值指數（1978年=100）這一公式，折算出實際產出Yt。
222勞動要素投入量Lt
勞動要素投入量是指就業人員在經濟活動中投入的勞動量。我國要素市場尚未建立起完善的價格調節機制，勞動要素缺乏市場化的價格定價。因此，國內學者們一般使用就業人數來表示勞動要素投入量，本文也將采取該方法，利用河北經濟年鑒中的就業人數數據。
223資本要素投入量Kt
大多數學者經常使用永續盤存法計算資本要素投入量，這一方法能夠簡單、比較準確地估算出資本要素投入量，因此本文也將采取該方法，其計算公式：
Kt=It+（1-δ）Kt-1（2）
本文使用Ulrich RKohli方法來估算基年資本存量（1991年），方法是：K1991=I1991 /（δ+r）。其中：K1991為1991年河北省的資本存量；I1991為1991年河北省的固定資產投資完成額；δ為資本折舊率，比較常見的是將δ直接取值為5%；r為1991―2014年河北實際固定資產完成額的平均增長率。
根據上述方法整理出數據，如下表所示。
23模型檢驗
根據LnYt（即圖中LNY）和lnKt（即圖中LNK）、LnLt（即圖中LNL）兩個序列數據通過Eviews60軟件做散點圖，如圖1所示。
從圖1中可以看到，LNPY與LNPK之間的關系可以擬合為一條直線，證明本文所構建的線性模型Ln（Yt/Lt）=ln（At）+αln（Kt/Lt）是合理的。
3實證結果和分析
分別計算全要素生產率增長率、全要素生產率貢獻率，結果如圖2、圖3所示。
從圖2中可以看出，河北省1992―2013年間全要素生產率增長率波動幅度比較大，其均值僅為001%，這反映了河北省經濟集約型成分增長緩慢。在1996―2000年間和2008―2013年間呈現出負增長的情況，期間分別有1997年東亞金融危機和2008年金融危機，后者對河北省全要素生產率增長率的影響，不論是在持續時間還是波動幅度來說，都是遠超過前者，這既反映了河北省經濟對外開放程度的不斷加深，也說明了其應付外部性金融危機或經濟危機的脆弱性。一般地，經濟增長方式的集約型特征越多，該經濟體應付外部性經濟危機的能力就越強，從這一點來看，河北省經濟增長方式的集約型特征是比較少的。
從圖3中可以看出，河北省1992―2013年間全要素生產率貢獻率波動幅度比較大，其均值為-217%，這反映出在這段時間內技術進步對經濟增長的貢獻度在下降，結合圖2的結論來說，就是技術進步對經濟增長提升的作用雖然在緩慢增長，但其相對作用在不斷下降，特別是從2008年開始，這表明了河北省經濟增長方式的粗放型成分不斷增多。
4研究結論
從實證研究的結果來看：目前河北省經濟增長方式是一種粗放型特征為主導的以及其不斷增多的情況；該經濟體應付外部金融危機或是經濟危機的能力比較差，這進一步證明了其經濟增長方式粗放型特征過多的現狀；全要素生產率增長率與經濟增長率是互相促進彼此增長的關系，很有可能是一種互為因果的關系。
從全要素生產率角度來看，河北省經濟增長方式轉型具有其特殊的地方，這表現在其產業結構與發達經濟體相比，其失衡狀況比較嚴重，特別是產業之間勞動力轉移問題，僅憑河北省地方政府是無法徹底解決的，這涉及全國層面的一系列制度安排。
河北省本身經濟發展落后于大多數東部省份，這些比較發達省份大多也沒有實現經濟增長方式的集約化，這說明了河北省地區經濟增長方式的集約化轉型還需要一段比較長的時間。河北省地區面臨著嚴重的資源瓶頸、產能過剩、環境污染和居民消費需求不足等問題，而這些問題的解決直接或間接與經濟增長方式集約化相聯系。面對這種困境，河北省經濟增長方式的轉型應走上同時發展技術密集型產業和勞動密集型產業，以及同時提高勞動生產率和全要素生產率的二元策略[5]。
參考文獻：
[1]劉建國，李國平，張軍濤經濟效率與全要生產率研究進展[J].地理科學進展，2011，30（10）：1263-1275
[2]孫輝，支大林，李宏瑾基于生產函數法的省際全要素生產率估算：1990―2008[J].南方金融，2010（5）：10-13
[3]盧萬青經濟增長方式的國際比較及其關聯定位[J].宏觀經濟，2013（6）：34-42
經濟增長的背景范文4
關鍵詞：區域金融發展；區域經濟增長；誤差修正模型（ECM）；Granger因果檢驗
文章編號：1003－4625（2008）09－0042－04中圖分類號：F831.2文獻標識碼：A
一、引言
經濟與金融之間的關系歷來是經濟學家爭論的一個焦點，雖然這一問題在理論上迄今尚無定論，但在實踐中，金融是現代經濟核心的觀點卻日益深入人心，大力發展金融業已成為國內很多經濟中心城市共同的政策選擇,一些城市甚至提出了“金融立市”的經濟發展思路和建立金融中心的宏偉目標。國內各大城市一浪高過一浪的金融熱,使得金融發展與經濟增長之間關系問題再次擺在經濟學家面前。
北京是中國的政治、經濟和文化中心，改革開放30年來，北京經濟一直保持高速增長，已成為國內經濟發展的領頭羊之一。與此同時，首都金融產業也繼續保持快速增長勢頭。2007年，北京市金融業實現增加值1126.3億元，占全市GDP的12.5%；當年金融業對北京經濟貢獻率達到10.1%。在這種背景下，2008年4月30日，北京市委市政府又正式《關于促進首都金融業發展的意見》（以下簡稱《意見》），明確提出了將北京建設成為具有國際影響力的金融中心城市的目標。那么，北京區域金融發展與區域經濟增長的關系如何？這不僅需要我們進行深入的理論研究，更需要我們對此進行科學的實證分析。本文擬運用數量經濟方法，選取區域金融與區域經濟的代表性指標，在單整和協整檢驗的基礎上，利用誤差修正模型（ECM）和Granger因果檢驗對北京地區金融發展與經濟增長的內在聯系進行實證分析，并在此基礎上提出北京經濟增長與首都國際金融中心建設的政策建議。
二、實證方法、變量和數據
近年來國內外對于區域金融發展與經濟增長問題的研究普遍采用數量經濟方法，大體分為兩類：一是依據橫截面數據進行面板回歸分析；二是使用時間數列數據的時間數列分析法。對于經濟金融問題，兩者相比，時間數列分析法能夠更好地克服截面數據回歸分析法側重過于簡單化的一般結論的缺陷，可以更加精確地反映諸如金融系統結構、政策制度、政府管理等環境因素，尤其適合分析像我國這樣的發展中國家的經濟金融環境。正因為如此，本文運用時間數列分析法分析北京區域金融發展與經濟增長的關系問題，采用計量方法，主要使用單整、協整方法檢驗各變量之間的長期均衡關系，構建誤差修正模型實證分析變量間的內在聯系，并運用Granger因果檢驗確定各變量之間的因果關系。
改革開放以來，伴隨經濟的快速增長，北京金融業發展迅速。北京市委市政府的《意見》又進一步將北京金融業定位為“國家金融決策中心、金融管理中心、金融信息中心和金融服務中心”，同時確定了“將北京建設成為具有國際影響力的金融中心城市”的目標。但另一方面，在金融業發展過程中，北京并未建立正式的證券（股票）交易市場，而且相對于在京眾多銀行類金融機構的間接融資而言，股票等直接融資在北京地區仍處于附屬地位。因此，本文在選擇區域金融發展指標時舍棄了股票市場相關發展指標，而是選用北京地區銀行等金融機構貸款總額占北京地區國內生產總值（GDP）的比例（Deepen）作為衡量北京區域金融發展水平的指標，同時選取北京地區人均GDP（Growth）作為衡量北京區域經濟發展水平的指標。
考慮到相關數據的可得性，本文選取1990-2006年作為實證分析的考察期。根據統計學原理，本文對所選數據進行對數化處理，以剔除個別變量間存在的異常關系、平滑時間數列指數關系消除異方差。相關實證數據如表1所示。
三、實證過程及結果
（一）單整檢驗
本文采用ADF（Augmented Dickey-Fuller Test）方法進行單位根檢驗，依據原Deepen、Growth數列圖形，確定兩變量數列均含有常數項和時間趨勢項，由SIC（Schwarz Info Criterion）準則確定滯后階數(p)均為1。兩數列的ADF檢驗結果如表2、3所示。
檢驗結果顯示，兩變量數列均不能拒絕原假設，因而可以認為是一個非平穩的序列。下面再對兩變量的一階差分數列進行ADF單位根檢驗，結果如表4、5所示。
結果顯示，兩變量的一階差分數列可以在給定顯著性水平α下拒絕原假設，認為其一階差分數列是平穩的。由此，數列Deepen和Growth是一階單整數列。
（二）協整檢驗
由前述分析，一階單整數列Deepen和Growth滿足協整檢驗假設前提。首先分別以Deepen為自變量、Growth為因變量對北京區域時間數列數據進行OLS（Ordinary Least Square）回歸，即對下面（1）式進行OLS估計。
由于變量已取對數，系數1.181為彈性，表示金融增長1%會使經濟增長1.181%。
接著對（2）式殘差進行ADF單位根檢驗，由（2）估計結果可得：
對t數列（見表6）進行單位根檢驗，根據計量經濟原理，選擇不含常數項和時間趨勢，并由SIC準則確定滯后階數（p）為3，結果如表7所示。
檢驗結果顯示，t數列在給定顯著性水平α下拒絕原假設，認為不存在單位根，即t數列平穩。
綜上，檢驗表明：Growth和Deepen之間存在協整關系，協整向量為(1,-1.181)′。
（三）誤差修正模型（ECM）
對Deepen、Growth作均衡誤差修正模型檢驗：
上述誤差修正模型表明：北京地區金融發展對經濟增長具有顯著的促進作用，依前述，其彈性系數為1.62，即Deepen每提高1%，會引起經濟增長提高1.62%，而且Deepen的滯后變量對經濟增長也具有顯著的正向影響。具體來講，經濟增長變動可以分為兩部分：一是短期金融增長的影響，二是偏離長期均衡的影響。誤差修正項ecmt-1的系數0.66反映了對偏離長期均衡的調整力度，即短期波動偏離長期均衡時，將以0.66的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。
（四）Granger因果檢驗
下面對北京區域Deepen、Growth數列進行Granger因果檢驗。同時為考察金融發展指標Deepen的不同滯后期對區域經濟增長的因果關系，分別選取Deepen一階差分的滯后1期、2期和3期與Growth一階差分進行Granger因果檢驗，結果如表8所示。
根據檢驗結果，Deepen的一階差分的三期滯后變量是Growth的一階差分的Granger原因，而Growth的一階差分的一期滯后變量又是Deepen一階差分的Granger原因。由此可見，北京地區金融發展和經濟增長之間存在一定的雙向因果關系。
（五）實證結論簡要分析
從上述實證結果來看，北京地區金融發展與經濟增長之間不僅存在正向促進關系，而且存在Granger意義上的因果關系。此外，從影響作用力來看，北京地區金融發展對經濟增長的影響較為顯著。
四、結論與政策建議
（一）結論
本文在對北京地區經濟增長與金融發展相關指標進行單整和協整檢驗的基礎上，構造誤差修正模型（DCM）對其進行實證并進行Granger檢驗，得出如下結論：
1.北京地區金融發展對經濟增長具有顯著的促進作用，同時北京地區的經濟增長對金融發展也有較為明顯的帶動作用。
2.北京地區金融發展與經濟增長之間不僅存在正向促進關系，而且存在Granger意義上的因果關系，其中相比較，北京地區金融發展對經濟增長的影響較為顯著，二者長期看將均衡發展。
3.由上述兩個結論可知，加快北京金融業發展、推動金融中心建設進程，對北京經濟增長作用顯著；同時北京地區持續的經濟增長也將對北京金融資源聚集和金融中心建設產生促進作用。
（二）政策建議
根據上述實證分析結果，結合北京市委市政府《意見》所確定的首都金融業定位和工作目標，本文提出如下政策建議：
1.促進各種金融資源的聚集，加速金融中心建設的進程。為了保持首都經濟的持續快速發展，北京市應當采取有力措施吸引國內外金融資源，促進金融資源積聚，加速金融中心建設。金融資源的聚集應當是全方位、寬領域、多種類的積聚，而不應僅限于某一領域或某一類型金融資源。世界上著名的國際金融中心（如紐約、倫敦等）都既有發達的銀行業，又有發達的證券業，還有發達的保險業和其他金融業。因此，在北京聚集金融資源和建設金融中心的過程中，一方面要注重國內外銀行類金融資源的聚集，另一方面也要注重國內外證券、保險以及其他類型金融資源的聚集，以便使北京最終發展成為具有國際影響力的綜合性的金融中心城市。
2.培育金融市場，完善金融市場體系。市場經濟條件下，金融業對經濟的促進作用是通過金融市場的資金融通來實現的，離開金融市場，金融對經濟的促進作用便無從發揮。世界上著名國際金融中心的運作實踐表明，這些金融中心都既有發達的金融業，也有發達的金融市場，二者相輔相成。因此，北京在聚集金融資源、發展各種金融業的同時，也要注意培育各種金融市場，逐漸完善金融市場體系。首先要培育和發展各種貨幣市場。鑒于銀行間債券市場和銀行同業拆借市場早已落戶上海，因此，北京發展貨幣市場的重點應當放在銀行短期信貸市場、票據市場（包括票據承兌市場、票據貼現市場和票據交易市場等）以及其他短期資金市場方面。其次要培育和完善資本市場。一方面，北京市應當充分利用現有的主板市場、債券市場和未來的創業板市場籌集資金，促進企業發展；另一方面，也要逐步培育自己的資本市場體系，既要積極支持建立統一監管下的全國性場外交易市場，也要做強做大北京產權交易所，促進北京產權交易市場的豐富與完善，還要積極推動產業投資、創業投資等股權投資市場發展，并應探索培育期貨等衍生性金融市場。此外，還要著力培育和發展保險市場、信托市場和金融租賃市場等。
3.科學規劃金融發展布局，優化金融資源配置。為了提高金融業運行效率，促進首都經濟發展，在金融中心建設過程中，還要科學規劃金融業發展的空間布局，優化存量和增量金融資源的配置。借鑒倫敦和紐約等著名國際金融中心建設和運作的經驗，我們認為，北京金融中心建設應當采取“單中心”的金融資源空間布局模式，有意識地引導各類金融資源向金融街聚集，集中力量將金融街打造成北京的“華爾街” 和“金融城”，以便擴大北京金融中心的知名度和影響力。
4.優化金融業發展環境，增強對國內外金融機構的吸引力。金融中心建設的過程就是金融機構和金融資源聚集的過程，為了增強北京對國內外金融機構的吸引力，必須不斷優化首都金融業發展環境，包括金融服務環境、金融政策環境、金融法律環境、金融監管環境、金融信息環境、社會信用環境、中介服務環境、金融安全環境等等。為此，北京市政府部門必須進一步轉變職能，增強服務意識，強化服務工作，為北京金融業發展創造良好的外部條件。
5.繼續保持實體經濟的快速發展。本文的實證結果表明，北京地區金融發展和經濟增長之間存在一定的雙向因果關系，因此，在充分利用金融業促進首都經濟增長的同時，也要繼續采取有力措施，保持實體經濟的較快增長，強化北京作為經濟中心的功能，以此帶動北京金融業的發展和金融中心的建設。
參考文獻：
[1]戈德史密斯.金融結構與金融發展[M].上海:上海三聯書店,1990.
[2]韓延春.金融發展與經濟增長――理論、實證與政策[M].北京:清華大學出版社,2002.
[3]黃達主編.金融學[M].北京:中國人民大學出版社,2003.
[4]麥金農.經濟發展中的貨幣與資本[M].上海:上海三聯書店,1988.
[5]周立.中國各地區金融發展與經濟增長[M].北京:清華大學出版社,2004.
[6]Bencivenga, V.R. , B.D. Financial Intermediation Endogenous Growth, Review of Economic Studies, 1991.
經濟增長的背景范文5
美國的經濟繁榮在相當長時期內都是建立在其龐大的富有活力的中產階級基礎上的，美國中產階級在相當長的時期內都是全世界最富裕的。如今，中產階級作為一個階層在美國已經走向了沒落，這無疑標志著美國夢的幻滅。
盧森堡收入研究數據庫是一個非常權威的研究發達國家收入狀況的數據庫，根據該數據庫的數據，雖然美國的超富階層在收入方面一直傲視全球，但美國的中產階層和低收入階層在過去三十年中卻是發達國家中收入增長最遲緩的。
2000年，美國的中產階級掙的比加拿大的多，如今情況卻掉過頭來了，而且歐洲很多國家的窮人掙得也比美國的窮人多。這使我想起了2006年我在英國時的一件趣事，我在報紙上讀到了這樣一則新聞，一個美國人居然到英國來申請作難民，理由是他的家鄉新奧爾良被卡特里娜颶風襲擊了?，F在我理解了，在英國做窮人要比在美國舒服多了。
盧森堡收入研究數據庫基于過去35年的調研成果，為不同發達國家之間，不同收入階層之間的比較，提供了可茲公開調用的最精細的數據。這些數據表明，絕大多數美國家庭正在為美國不斷拉大的巨大收入差距付出高昂的代價。
雖然在發達國家中美國的經濟復蘇表現頗佳，但只有一小部分家庭從中得到了好處。加拿大的個人收入中值在2010年和美國的打了個平手，之后便超過了對方。盡管西歐國家 （包括英國、荷蘭和瑞典）的個人收入中值依然落后于美國，但之間的差距比起10年前卻小多了?？梢娒绹闹挟a階級幾乎是被經濟復蘇遺忘了。
美國窮人的狀況比中產階級還要慘。一個收入分布的百分位數為20%的美國家庭（意即全美有80%的家庭的收入高于這個家庭，有20%的家庭收入低于這個家庭）掙得的收入要顯著少于在加拿大、瑞典、挪威、芬蘭或荷蘭處于同等收入分布狀況的家庭。這在30年前是很難想象的。這種情況繼續下去，美國窮人申請到歐洲國家來作難民的情況就不會再屬于奇聞怪談的范疇了。同樣的道理，咱們國家以前常有人說，去美國干麥當勞都比在國內作白領強，這句話很快就要成為不切實際的笑談了。
這里需要指出的是，盧森堡收入研究數據庫所計的稅后收入包括薪水、利息收入、股票分紅和政府福利等。這讓我想到，美聯儲主席伯南克在為量化寬松辯解時說過，美聯儲海量印錢，可以讓股票這樣的資產增值，由此產生的財富效應會讓美國家庭增加支出，從而帶動經濟復蘇。美股是美國經濟復蘇最大的受益者，美股牛市自第一輪量化寬松以來已經持續了5年多，這么長久的牛市為世所罕見，美國家庭應該如伯南克主席所言利用這天賜良機悶聲發大財才是，否則天理難容，怎么結果反而如盧森堡收入研究數據庫所指那樣折墮起來？原因在于窮人和中產階級是玩不起股票的，全美最富裕的20%的家庭擁有全國95%的金融資產，窮人和中產階級只能玩剩下的5%。因為美國是個金融業掛帥的國家，像股票這樣的金融資產成了收入分配的最重要渠道，所以靠出賣勞動力來創收的窮人和中產階級怎能不每況愈下？
看到這里，不少看官難免會大為驚訝，因為主要的經濟數據表明美國在世界大國里依然是首屈一指的富國，怎么會越來越窮起來呢？原因很簡單，像人均GDP這樣的主流經濟數據反映不了收入分配的狀況。盡管美國經濟增長在發達國家里依然名列前茅，但其經濟增長所帶來的收入增長的大頭卻被少數超富家庭給吸收了，絕大多數的美國家庭并沒有跟上時代潮流，而是被潮流遺忘了。這就是占領華爾街運動爆發的原因，99%的家庭要向金字塔頂端1%的家庭討公道。
經濟增長的背景范文6
關鍵詞？演環境治理投資；協整檢驗；格蘭杰因果檢驗
中圖分類號？演F062.2 ？眼文獻標識碼？演A ？眼文章編號？演1673-0461（2013）12-0057-04
一、引 言
20世紀30年代以來，以凱恩斯為代表的一批經濟學家提出了經濟增長理論，認為推動經濟增長的主要是消費和投資，消費和投資是經濟增長的擴張力量和源泉。投資增長對經濟增長具有決定性作用，是經濟增長的第一推動力。環境治理投資作為一類相對獨立而又比較特殊的國民經濟和社會發展投資，既有一般固定資產投資的性質，又具有不同于一般固定資產投資的特殊性質。
河北省自改革開放以來，經濟實現了快速、持續地增長，人民生活水平得到了顯著改善。但是河北省作為一個工業大省，自身的生態環境基礎比較脆弱，再加上長期實行的是一種高污染、高消耗的粗放式發展模式，近年來隨著工業化進程的不斷加快，河北省的環境問題更是不容忽視。據最新統計，2013年第一季度，石家莊、邢臺、保定、邯鄲、衡水、唐山、廊坊這幾個城市一起位居最重污染城市前十名。河北省的環境問題已經成為一個非常突出的問題，急需解決。為了治理環境污染，改善生態狀況，需要投入大量的資金，而這有賴于環境治理投資。環境治理投資是環境問題與經濟發展之間非常重要的一環。環境保護與經濟增長之間的關系是社會發展必須考慮的一個重要問題，環境治理投資是促進經濟增長與環境治理協調發展的重要手段。近年來，一些學者對經濟增長與環境治理投資之間的關系做了不少研究工作。包群等（2005）對1996年～2002年中國面板數據進行考察，認為倒U型曲線很大程度上取決于污染指標以及方法的選取。[1]李國柱等（2005）通過對河北省廢水、廢氣、粉塵及固體廢棄物估計得出四個庫茲涅茲曲線模型，除水質量處于好轉，其他幾方面都在不斷惡化。[2]蘇婕（2009）利用協整分析對全國數據進行分析研究，研究結果表明環境治理投資與GDP之間存在長期穩定的均衡關系，合理增加環境治理投資并不會影響我國經濟的發展，相反能使經濟效益提高，國民收入增長。[3]
二、 理論基礎與數據說明
1987年Engle和Granger提出的協整理論及其方法，解決了非平穩序列建模引起的虛假回歸，并把由非平穩經濟變量的線性組合組成的平穩性序列稱作協整方程，來反映經濟變量之間長期穩定的均衡關系。協整分析一般分為三個步驟完成：首先對序列進行單位根檢驗，判斷其平穩性，對于兩個時間序列Xt和Yt，只有在它們都是d階單整即I（d）時，才可能存在協整；然后對這兩個同階單整的序列進行協整檢驗；最后對存在協整的序列構建誤差修正模型，研究序列在短期波動中偏離它們長期均衡的程度，并且可以通過Granger檢驗來說明經濟變量之間的因果關系，確定變量間的因果方向和強度。
1. 理論基礎
（1）序列平穩性檢驗。首先對變量的平穩性進行檢驗，判斷變量平穩性的過程稱為單位根檢驗，其方法通常有DF檢驗法、PP檢驗法和ADF檢驗法。實踐中人們通常使用的是ADF檢驗法，其模型為：
ΔX■=σX■+■βΔX■+ε■ （1）
ΔX■=α+σX■+■βΔX■+ε■ （2）
ΔX■=α+βt+σX■+■βΔX■+ε■ （3）
其中，{ε■}為白噪聲，Δ表示變量的一階差分，原假設為H0 ∶ ρ=1，即{Xt}有一個單位根（非平穩），t為時間趨勢因素，如果ADF的值小于Mackinnon臨界值，那么序列是平穩的。
（2）協整關系檢驗和誤差修正模型。根據Engle和Granger1987年提出的EG檢驗法，對于同時d階單整序列yt和xt，首先用一個變量對另一個變量進行回歸，即有：
y■=β■+β■x■+ε■ （4）
其次對殘差序列估計值■■=yt-■■-■■x■做平穩性檢驗，若■■～I（0），則yt和xt有協整關系，也就是具有長期均衡關系，引入誤差項，建立如下誤差修正模型：
Δy■=■α■Δy■+■β■Δx■+γ（y■-■■-■■x■）+μ■
（5）
其中（y■-■■-■■x■）為誤差修正項■■，即協整方程的殘差項，在誤差修正模型中，各個差分項表明變量短期波動的影響，短期變量Δx■和γ（y■-■■-■■x■）聯合決定yt的短期變化Δyt的方向。
（3）Granger檢驗。雖然協整檢驗可判斷變量X和Y之間是否存在長期均衡關系，但是否構成因果關系，還需要進一步檢驗。如果利用過去X和Y的值對Y進行回歸，比單用Y的過去值回歸能夠顯著地增強解釋能力，則X是Y的Granger原因，否則稱X是Y的非Granger原因。Granger檢驗形式如下：
y■=c+■α■y■+■β■x■+ε■ （6）
檢驗的零假設：x不是y的Granger成因，即H0 ∶ β1=β2=……=βq=0，常用F檢驗進行，如果大于臨界值則拒絕零假設，x不能Granger引起y。
2. 數據說明
本文選取1997年～2011年間的數據作為樣本空間。用地區生產總值（GDP）表示經濟增長，用環境治理投資支出（TZ）表示環境投資情況。數據來源于《河北省經濟年鑒》，使用往年的CPI數據進行平減，并換算成1997年的不變價數據。
三、河北省經濟增長與環境治理投資關系模型構建
1. 研究區概況
在全球氣候變化和社會經濟高速發展的影響下，河北省環境問題日益嚴重，已嚴重制約河北省社會經濟的可持續發展。國內污染最重城市扎堆河北有諸多原因。[4]首先，產業結構偏重，鋼鐵、建材、石化、電力等“兩高”行業集中，其中，鋼鐵粗鋼產量超全國總量的1/4；其次，能源結構不盡合理，能源消費居全國第二位，單位GDP能耗比全國水平高近60%。這樣的產業和能源結構給予環境巨大的壓力。如何應對環境污染變化，減輕環境污染對河北省經濟和社會發展的不利影響，已經成為一項緊迫任務。
環境保護與經濟增長之間的關系是社會發展必須考慮的一個重要問題，而環境治理投資是促進經濟增長與環境治理協調發展的重要手段。近年來，河北省逐步加大環境治理投資，環境治理投資額由1997年的18.3億元增加到2011年的443.6億元，如圖1所示，年均增長率23.68%。河北省環境治理投資額呈上升趨勢，但環境治理投資在社會固定資產投資中所占比重波動較大。由圖2可知，1997年～2002年，河北省環境治理投資在社會固定資產投資中所占比重逐年上升，到2002年達到峰值。2002年～2009年投資比重總的來看呈逐漸下降趨勢，2010年之后再次開始增加投資比重。這主要是因為2002年以前，河北省政府注重污染治理，尤其2002年開展環境保護年，以建設“綠色河北”為總目標，全社會環保意識明顯增強，加大了環境保護投入。環境質量得到改善后，環境治理投資比重降低。近幾年，環境污染日益嚴重，政府再次開始重視污染治理。
環境保護與經濟增長密切相關，二者相互影響。為了加強對環境治理投資與經濟發展之間關系的研究工作，本文通過協整分析來研究河北省經濟增長與環境治理之間的關系。
2. 模型構建
（1）單位根檢驗。為了消除數據間的異方差現象，對數據進行對數處理。用LNGDP代表對GDP取對數后的值，用LNTZ表示對TZ取對數的值。這種變換不會改變變量間的長期均衡關系和短期動態穩定關系。
在對地區生產總值、環境治理投資支出的所對應的對數序列的單位根檢驗過程中，本文首先利用ADF檢驗法對各個序列的平穩性進行檢驗，得到檢驗結果。
在滯后三期時，AIC和SC的值最小，所以選擇滯后三期時的數值，從表1可見，LNGDP、LNTZ在經過一階差分后，ADF值分別小于5%顯著水平的臨界值，也就是說兩個序列在95%的置信水平下是平穩的。由于序列之間存在同階單整，因此這兩個變量符合協整檢驗的前提條件，可以對其進行協整分析。
（2）協整檢驗。本文應用的協整檢驗方法是E-G檢驗法，這種協整檢驗方法是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗。通過以上單位根檢驗可以得知，LNGDP和LNTZ屬于同階單整，都是I（1）序列，因此滿足兩變量協整所具備的基本要求。根據協整的定義，利用普通最小二乘法對LNGDP和LNTZ進行回歸得到兩者之間的協整方程如下：
LNGDP■=6.437+0.563LNTZ■+ε■
（41.95）（17.24）
R2=0.958113 DW=1.627595
上式中參數都是顯著的，R2較大，DW值接近于2，說明模型整體上對數據擬合的比較好。從上式中得到的殘差方程：
ε■=LNGDP■-6.437-0.563LNTZ■
運用E-G檢驗法基于協整回歸殘差的ADF檢驗對殘差序列進行單位根檢驗，滯后階由SIC準則自動選擇，最大滯后項從0開始逐一設定并在此過程中選擇能使SC達到最小值的滯后階（剔除了過度滯后所導致的SC為最小的情況），從而可獲得三種設定情況下的檢驗結果，如表2所示。
其結果顯示，殘差序列已為平穩序列。在5%的顯著性水平下，殘差序列的t檢驗統計量絕對值有大于相應的臨界值的結果，拒絕H0假設，即殘差序列不存在單位根，是平穩序列。從對殘差序列的穩定性檢驗中可以看出，1997年～2011年地區生產總值與環境污染治理投資之間具有顯著的協整關系，也就是說河北省環境治理投資與GDP之間存在一種長期的均衡關系。
通過協整分析，我們可以得出結論：近幾年來，河北省的地區生產總值與環境污染治理投資同向變化。環境污染治理投資數量增加1%，地區生產總值將會增加0.563%。從分析結果可以看出，環境治理投資對經濟增長有促進作用。
（3）格蘭杰（Granger）因果關系檢驗。協整檢驗論證了變量之間是否存在長期的均衡關系，但這種關系是否構成因果關系還需要進一步進行因果關系檢驗。對河北省經濟增長和環境污染治理投資支出進行Granger因果關系檢驗，結果見表3。
由表3我們可以觀察到，在5%的顯著性水平下，不同的滯后期，GDP和環境投資之間存在著不同的Granger因果關系。滯后期數為1時，經濟增長會引起環境污染治理投資數量的增加，環境污染治理投資的增加不會帶來經濟的增長；滯后期為2時，環境污染治理投資的增加會帶來經濟的增長，但是經濟增長不再帶來環境污染治理投資的增加；滯后期為3時，二者因果關系不明顯，互不為格蘭杰因果關系。
四、結論和政策建議
