前言：中文期刊網精心挑選了經濟增長的第一動力范文供你參考和學習，希望我們的參考范文能激發你的文章創作靈感，歡迎閱讀。
經濟增長的第一動力范文1
【摘要】長期以來，人們對科技進步貢獻率的內涵和測算方法都存在一些爭議。為了使科技進步貢獻率真正成為度量科技進步驅動經濟增長的指標，本文結合上海經濟增長核算的實踐，對科技進步貢獻率的傳統測算方法做了改進。新的科技進步貢獻率剔除了經濟開放和非公有經濟發展的制度創新影響，更加穩定合理。
關鍵詞 科技進步；全要素生產率；制度創新
【作者簡介】廖遠甦，常熟理工學院講師，博士，研究方向：經濟增長、計量經濟應用。
一、引言
因為科技進步貢獻率的測算有助于跟蹤經濟創新驅動、轉型發展的過程，所以它頻繁出現在國家和地方政府的“十二五”規劃中，幾乎成為與GDP增速、萬元GDP能耗并駕齊驅的宏觀經濟績效考核指標（何錦義，2012）。學界也很重視科技進步貢獻率的測算，涌現出大量相關研究（于潔等，2009；周紹森等，2010；李蘭蘭等，2011；楊少華等，2011）。雖然人們都認同科技進步貢獻率測算的重要性，但對它的內涵和測算方法仍然存在一些爭議（狄昂照，1997；周方，1997；杜希雙，1998；何錦義，2006；何錦義，2012）。以廣泛采用的索洛余值法為例，實踐中碰到的共性問題有：①如何估計物質資本存量的基期值，設定合理的折舊率；②很多研究用從業人員數代替從業人員人力資本存量，忽略了人力資本中“質”的變化；③多數研究直接假設規模報酬不變，缺乏實證依據；④將科技進步視作全要素生產率的惟一源泉，進而將全要素生產率的貢獻率等同于科技進步貢獻率，導致科技進步貢獻率的高估。為此，學者們探索了其他數學形式更復雜的研究方法，如數據包絡分析、隨機前沿模型、超越對數生產函數等。這些探索豐富了科技進步貢獻率的測算研究，但仍未能夠解決所有上述問題。結合上海經濟增長核算的多年實踐，本文對科技進步貢獻率的傳統測算方法做了改進，并針對測算的技術難點，給出了一個完整、系統的解決方案。
二、研究方法
在經典的索洛模型中，科技進步是一個平穩增長的外生變量，但科技進步主要來自技術創新，它應該能夠被描述研發活動的變量所解釋。與科技進步一樣，制度創新也是上海經濟效率提升的重要源泉，因此，需要構造反映上海經濟制度創新的指標。本文借鑒被稱為“市場化指數”的綜合評價研究，該研究旨在全面、系統地測度中國經濟的制度創新。具體到本文，不僅想知道制度創新對上海經濟增長的貢獻，還想探究制度創新的某些重要方面如何影響上海的經濟效率。所以，構造了反映上海經濟制度創新的3個重要維度的指數。
上?？萍歼M步貢獻率的測算可分為三個步驟。第一步，運用回歸模型估計生產函數，得到物質資本和人力資本的產出彈性。不妨采用柯布道格拉斯生產函數，假定全要素生產率服從指數增長，那么有
其中， Y 表示GDP產出； K 表示物質資本存量； H 表示人力資本存量，有時為回避估計人力資本，常用勞動者數量L 代替人力資本存量； α和β 分別表示物質資本和人力資本的產出彈性；γ 表示全要素生產率的增長率。在生產函數的規模不變假設下（這個假設需要實證檢驗），（1）式轉化為
第二步，首先將估計出的物質資本和人力資本的產出彈性代入（3） 式計算出全要素生產率，
然后再運用以下的回歸模型估計研發資本存量和制度創新對全要素生產率的彈性，
其中， D 表示研發資本存量； MI 表示市場發育指數； OI 表示經濟開放指數； PI 表示非公有經濟發展指數。
第三步，根據前兩步的模型設定，可以推導出以下的增長核算式
其中，符號g 的下標是變量名，與符號g 合起來表示該變量的增長率。最后一項表示未被模型解釋的經濟增長?？萍歼M步貢獻率等于研發資本存量對產出的貢獻：
物質資本、人力資本、制度創新的貢獻率與（6） 式類似，不再贅述。
三、數據處理
1.物質資本存量的估算。沿用永續盤存法，本期資本存量等于上一期資本存量扣除折舊加上本期投資，公式如下
361.30億元；物質資本折舊率為10%。物質資本存量估計結果見表1。
2.研發資本存量的估算。從實物形態看，研發投入中大部分都轉化成可用于研發的固定資產，因此，研發資本存量的估算可以直接沿用物質資本存量的估計方法，計算公式為
這里， D 表示研發資本存量； RDE 表示本期研發投入，用R&D經費內部支出指標作為本期研發投入； δ 表示研發資本存量的折舊率?；谥岛驼叟f率需要合理的設定。
如前文所述，上海1978 年物質資本存量為361.30億元，固定資本形成總額為31.69億元，當期投資占物質資本存量的比例是8.77%。假設1978 年研發投入占研發資本存量的比例與此相同，當年R&D經費內部支出1.32億元，可推算基期研發資本存量為15.05億元。
因為知識的更新速度超過物質損耗，所以一般認為研發資本的折舊率高于物質資本存量的折舊率，Hall等（1995）、樊綱等（2011） 都取研發資本折舊率為15%，但李小平等（2006）、鄧力群（2011） 則取偏低的折舊率，為5%。簡化模型（4），去掉制度創新變量，然后測試從5%到30%一系列不同水平的折舊率。實證結果表明，隨著折舊率的上升，研發資本存量的顯著性和擬合優度都下降，5%的折舊率是最優的，所以研發資本存量的折舊率設為5%。
3.人力資本存量的估算。上海的人口系統具有高度的開放性，戶籍人口與外來流動人口在人力資本方面存在顯著的異質性：戶籍人口中受高等教育的比例較高，外來流動人口則以農民工居多?？紤]到人力資本的異質性，參照廖遠甦和朱平芳（2012） 的研究，本文分別估計上海本地勞動力與外來勞動力的人力資本，然后根據兩種勞動力的比例進行加總，1996年前的人力資本存量見表2。
至于1995 年以后的平均受教育年限，利用《中國勞動統計年鑒》提供的地區從業人員教育構成數據不難估計。將從業人員的平均受教育年限和從業人員數相乘就得到上海從業人員的人力資本存量。
4.制度創新的度量。根據研究目標，本文選取了反映上海經濟制度創新的三個重要方面，即市場發育程度、經濟開放程度、非公有經濟發展程度，相應構造了市場發育指數、經濟開放指數和非公有經濟發展指數。其中，市場發育指數包括3 個維度：資金市場、勞動力市場和技術市場，分別用固定資產投資中利用外資、自籌投資和其他投資所占的比例、勞動力流動性（流動人口與戶籍人口之比）、技術市場活躍度（技術市場成交金額與GDP之比） 等指標衡量。對外開放指數使用最常用的對外依存度衡量。非公有經濟指數包含3個指標：非公有經濟在就業、投資和產出三方面的比重。采取同級指標等權加總的方法，計算出3個指數，詳見表3。
四、實證分析
1.生產函數的估計。首先估計模型（1），結果如下：
除了趨勢項，其他系數都顯著。物質資本、人力資本的產出彈性之和為1.19，與1 很接近，所以用Wald 統計量檢驗規模不變假設。Wald 統計量為1.19，P 值為0.28，不能拒絕規模不變的原假設，所以可認為上海宏觀經濟生產函數是規模不變的。加上規模不變假設，模型（2） 的估計結果如下：
規模不變假設提高了模型的估計性能，趨勢項變得顯著。物質資本產出彈性為0.58，那么人力資本產出彈性為0.42。將這兩個參數代入到（3） 式計算出全要素生產率， 然后估計模型（4）。
2.全要素生產率的分解。模型（4） 的估計結果見表4。如表4所示，采用OLS估計原模型，所有解釋變量都在1%水平下顯著，但市場發育指數的符號與經濟學常識相悖，初步懷疑是解釋變量的多重共線性所致?？疾旖忉屪兞康姆讲钆蛎浺蜃?，發現都大于10的臨界水平，市場發育指數的方差膨脹因子最大，而且它的符號異常。刪除該異常變量后，估計結果并沒有改善，其他解釋變量的顯著性下降，經濟開放指數僅在10%水平下顯著，非公有經濟發展指數甚至變得不顯著。嘗試變量差分形式的回歸模型，估計結果稍有改善，非公有經濟發展指數在5%水平下顯著，經濟開放指數在10%水平下顯著，但顯著水平仍然低于原模型的估計結果。最后，運用嶺回歸估計參數，當有偏系數為0.73時，所有變量的符號都為正，符合理論預期。而且研發資本存量、經濟開放指數和非公有經濟發展指數都在1%水平下顯著，只有市場發育指數不顯著。四種估計一致表明，研發資本存量對全要素生產率有很強的解釋能力，說明科技進步是上海經濟效率提升的主要動力。
3.上海經濟增長核算。根據嶺回歸的估計結果，利用（5） 式對改革開放以來的上海經濟增長進行了核算。迄今為止，上海經濟經歷了從“六五”到“十一五”共6個五年發展時期。各個發展時期要素投入、科技進步、制度創新的貢獻率見表5。
由于“七五”時期極低的經濟增長率導致貢獻率測算異常，所以，本文重點研究“七五”時期以后的貢獻率。整體而言，從1978 年到2010年，物質資本是上海經濟增長的第一動力，貢獻率約占6成；科技進步是上海經濟增長的第二動力， 貢獻率為26.5%， 稍低于以往估算值的31.7%；制度創新的貢獻率約占1成，其中經濟開放的貢獻率是3.2%，非公有經濟發展的貢獻率為7.1%；人力資本對上海經濟增長的貢獻相當有限，貢獻率僅為2.7%。
值得注意的是，物質資本貢獻率一直居高不下，“九五”時期甚至高達76.5%，體現了主要依賴固定資產投資拉動的經濟增長方式。但從“八五”時期開始，人力資本貢獻率開始上升，最近的“十一五”時期已經接近2成。“七五”時期以后，上海的科技進步貢獻率呈現穩步上升的態勢，大約每經歷一個五年時期，就提高3 到5 個百分點，“十一五”時期，上海的科技進步貢獻率達到22.9%，這主要得益于上海逐漸增加的研發投入強度?！傲濉睍r期研發投入強度不超過1個百分點。2003年，上海的研發投入強度首次超過2%，接近法國等主要發達國家的水平。2011年研發投入強度高達3.1%，已經超過了美國同期的研發投入水平。
非公有經濟的發展和經濟開放是上海經濟效率提升的兩個主要引擎。民營經濟的發展激發了上海經濟的強勁活力，但是非公有經濟發展的貢獻率總體呈現下降的趨勢，“十一五”時期的貢獻率只有0.6 個百分點，值得警醒。然而這并不意味著發展民營經濟的“制度紅利”已經釋放殆盡，相反它說明民營企業在融資、壟斷行業的進入等方面存在的諸多隱性制度壁壘亟待突破。惟有如此，才能進一步增強民營經濟的活力，提高上海的經濟效率。另一方面，經濟開放的貢獻率整體也是上升的，但2007年美國次貸危機引發了全球經濟衰退，導致上?！笆晃濉睍r期的進出口大幅下滑，經濟開放的貢獻率變成負值?？梢韵嘈?，只要上海堅持以開放促改革，隨著全球經濟的復蘇，經濟開放的貢獻率會逐漸回升。
比較科技進步貢獻率的兩個測算結果，可以發現本文的測算方法優于常用的索洛余值法。
五、主要結論
1.固定資產投資和科技進步是上海經濟增長的兩大動力。自改革開放以來，物質資本是上海經濟增長的第一動力，貢獻率約占6成；科技進步是上海經濟增長的第二動力， 貢獻率為26.5%，稍低于以往31.7%的估算值。雖然科技進步的貢獻不足固定資產投資的一半，但貢獻率呈現上升趨勢?？梢灶A見，隨著上海經濟的轉型升級，上海經濟增長方式將逐步轉變?？萍歼M步有望接替固定資產投資，成為上海經濟增長的第一動力。
2.科技進步和制度創新是提升上海經濟效率的兩大引擎。上海全要素生產率的回歸分析表明：研發資本存量每增加1個百分點，全要素生產率提高0.13 個百分點；經濟開放程度每增加1個百分點，全要素生產率提高0.1 個百分點；非公有經濟的發展水平每增加1個百分點，全要素生產率提高0.04個百分點。由此可見，上海應該繼續加大研發投入，促進科技成果轉化為生產力。同時，以上海自貿區試點為契機，深化改革開放，推動民營經濟發展，釋放新的制度紅利。
3.科技進步貢獻率的新測算方法顯著優于傳統測算方法。以索洛余值法為代表的傳統測算方法，名為測算科技進步貢獻率，實際估算的是全要素的貢獻率，應用中容易出現望文生義的誤解。本文測算的科技貢獻率來源于研發資本存量的貢獻，更加符合“科技進步”一詞的含義。新算法的實證結果表明，上海全要素生產率的提升能夠被科技進步和制度創新很好地解釋，比傳統測算方法揭示了更多的信息。傳統方法的測算結果還因為殘差的波動而不規則，甚至出現難以解釋的負值。新方法克服了這個缺點，測算的科技進步貢獻率呈現明顯的上升趨勢，測算結果更加合理，也更具有參考價值。
參考文獻
[1]狄昂照.科技進步貢獻率的規范化[J]. 中國科技論壇,1997,(3) .[2]杜希雙. 對當前科技進步貢獻率測算中幾個問題的認識[J].統計研究,1998,(4) .
[3]樊綱,王小魯,張立文,朱恒鵬. 中國各地區市場化進程報告[J].經濟研究,2003,(3).
[4] 樊綱,王小魯,馬光榮. 中國市場化進程對經濟增長的貢獻[J].經濟研究,2011,(9) .
[5] 何錦義. 科技進步貢獻率測算中值得注意的幾個問題[J]. 統計研究,2006,(2).
[6] 何錦義. 關于科技進步貢獻率的幾點認識[J]. 統計研究,2012,(8) .
[7] 李蘭蘭, 諸克軍,郭海湘. 中國各省市科技進步貢獻率測算的實證研究[J]. 中國人口·資源與環境,2011,(4) .
[8]李小平,朱鐘棣. 國際貿易、R&D 溢出和生產率增長[J]. 經濟研究, 2006,(2).
[9]廖遠甦. 重估上海物質資本存量:1978～2008 [J].上海經濟研究,2009 ,(12).
[10]廖遠甦,朱平芳. 上海從業人員人力資本估計(1978~2010) [J].上海經濟研究,2012, (12).
[11]單豪杰. 中國資本存量K 的再估算:1952~2006 年[J]. 數量經濟技術經濟研究, 2008,(10).
[12]王金營. 制度變遷對人力資本和物質資本在經濟增長中作用的影響[J]. 中國人口科學, 2004,(4).
[13]于潔,劉潤生,曹燕,龐景安. 基于DEA-Malmquist 方法的我國科技進步貢獻率研究:1979～2004 年[J]. 軟科學,2009,(2).
[14]楊少華,鄭偉. 科技進步貢獻率測算方法的改進[J]. 統計與決策, 2011,(8).
[15]朱平芳,徐偉民. 政府的科技激勵政策對大中型工業企業R&D投入及其專利產出的影響[J]. 經濟研究,2003,(6).
經濟增長的第一動力范文2
關鍵詞：勞動就業；經濟增長；結構性矛盾；實證分析
一、引言
充分就業和經濟增長是宏觀經濟追求的核心目標，也是當前經濟和社會領域的一個熱點問題，是民生之本，事關人民群眾的切身利益，是政府、企業和個人所要長期面對的突出難題。經濟增長是勞動就業的前提，自2001年加入WTO以來，我國經濟實現了長期持續高速增長，促使就業規模不斷擴大，就業形勢也愈發嚴峻。2015年是“十二五”收官之年，安徽省經濟保持了健康持續快速發展，但就業形勢不容樂觀，就業增長率逐年下降，經濟下行壓力存在，部分行業和企業用工需求減弱，就業結構性矛盾仍然突出。本文通過對就業與經濟增長的基本現狀和成因進行實證分析，并提出緩解安徽省就業問題政策建議，對努力走出一條具有安徽特色的就業之路，具有對策可操作性的現實意義。
二、文獻綜述
隨著社會經濟的發展，失業人口愈發增多，就業率長期處于亞健康狀態，就業問題逐漸收到廣大學者的關注。
以王經綾、黃穎為代表的學者從宏觀角度分析了我國人口就業與經濟增長之間的不均衡關系，揭示了現階段我國農業剩余勞動力的減少與經濟增長有著密切的關系。以田洪川、張紹合、賀建林為代表的學者從產業結構優化的角度分析我國勞動力就業和經濟現狀，并從產業升級為方向為促進勞動力就業給出理論建議。
以張紹合、賀建林，黃蘇萍、王雅林為代表的學者結合內蒙古和東北等地方實際，分析了人口就業與經濟增長的數量關系，認為經濟增長是促進人口就業內在動力，并從不同方面給予促進人口就業的理論建議。
從已有的研究成果看，僅僅是宏觀角度分析了我國勞動力就業和經濟增長的現狀；部分學者雖然結合地方實際情況，但僅僅從分析了數量上的關系，對經濟現象背后的本質問題涉及不多，研究還不夠深入。本文以安徽省人口就業與就業增長為研究內容，將實證分析和規范分析相結合，闡述經濟增長對就業的拉動效應逐年減弱的內在原因，具有一定的研究空間和研究意義。
三、安徽省就業和經濟增長現狀
1.就業與經濟增長不協調關系
根據2001年-2015年統計數據，2015年安徽省生產總值22005.6億元較2001年3246.71億元，增加了近7倍，年均增長11.8%。按照經濟學原理，經濟增長會拉動就業的相應增長，而形成較大反差的是，安徽省2015年安徽省就業總人數4342.1萬人比2001年3463萬人僅僅增長了879萬人，年均增長僅1.5%。2015年，就業增長率更是達到歷史新低僅有0.7%。
2.經濟增長對就業的拉動效應逐年減弱
以“十二五”期間為例，安徽省就業彈性系數先升，由2011年的0.13上升到2012年的0.172后降由2012年的0.172、2013年的0.158、2014年的0.089下降到2015年的0.083，說明伴隨著調結構轉方式促升級取得成效，新興產業加快發展，特別是高新技術對經濟增長貢獻的提升，一些企業減少甚至排擠出部分勞動力，經濟增長對就業人員的需求總體呈減少態勢。
四、安徽省人口就業和經濟增長關系的實證分析
1.變量選取和模型構建
本文選取2011年-2015年，“十二五”期間安徽省就業人員的增長率作為衡量人口就業增長的指標，安徽省生產總值的增長率除以居民消費價格指數得到實際增長率作為衡量經濟增長的指標。通過觀察數據，就業增長率和經濟增長率存在線性關系，建立模型Y=C+aX+u其中Y、X分別代表t時期人口就業增長率和經濟增長率，C為常數項，a系數，u為隨機誤差項。
2.回歸結果
運用EVIEWS6.0軟件，采用加權最小二乘法，對上述模型進行回歸分析，回歸結果如下：
從回歸結果可以看出，擬合優度較高，回歸系數較為顯著，因此可判定模型具有一定的經濟意義。通過上述回歸方程進行分析，可以得出以下結論：
安徽省經濟增長對就業的影響為正相關，與預期結果相符。經濟每增長一個百分點，利潤率增加接近0.25個百分點，明顯低于奧肯定律闡述的GDP每增加2%，失業率大約下降1%，說明安徽省經濟增長對勞動力的吸納能力在下降。
五、安徽省就業與經濟增長發展不對稱的原因分析
根據奧肯定律，經濟增長和失業率之間存在反方向變動關系，我國加入WTO以來，安徽省經濟得到了高速發展，年均GDP增長高達11.8%，但近年來，失業率卻總體穩定，就業形勢日趨嚴峻，經濟增長與就業出現不協調狀況，究其原因主要可以分為下面四個方面：
1.勞動力供求的結構性矛盾
近年來安徽省勞動力供給持續增長，勞動力本身相對過剩，就業與需求不能完全匹配，部分職業供求矛盾突出，2015年度全省人力資源市場需求人數大于求職人數的前5個職業分別是裁剪縫紉工、營銷人員、普通操作工、電氣電子設備裝配工、生產工人，缺口數分別為2.7、2.6、2.5、2.1和1.6萬人，求人倍率分別為1.73、1.87、1.85、1.96和1.79；求職人數大于需求人數的前5個職業分別是機動車駕駛員、財務人員、行政業務人員、社會服務人員、治安保衛人員，分別多出1.7、1.5、1.3、1.3和1.3萬人，求人倍率分別為0.48、0.52、0.56、0.48和0.48。
2.城市化進程和第三產業發展滯后
一方面，安徽省第三產業整體水平偏低，產業結構升級進程緩慢。近年來安徽省產業結構得到了一定的調整優化，2015年三次產業結構由上年的11.5∶53.1∶35.4調整為11.2∶51.5∶37.3，第一產業明顯下降第二產業和第三產業比重不斷提高，但從第三產業行業細分可以發現拉對經濟增長的主要行業仍然是批發零售、貿易和餐飲業，由此可以說明安徽省第三產業仍處于一個相對較低的發展水平。整體而言，第三產業雖然占較大比重，但產出彈性不大，對經濟增長的拉動效益甚微。
另一方面，城市是第三產業發展的前提和基礎，城市規模和發展水平直接影響第三產業的發展，安徽作為農業大省，城市化水平相對較低，區域中心城市的集聚度低且功能小，難以形成輻射范圍廣、集聚能力強的大型區域中心城市，這對第三產業尤其是資本密集型行業的規模經濟效應的發展產生了巨大的阻礙作用。
3.投資結構的影響
長期以來，安徽一直呈現出重工業增速明顯快于輕工業的擴張期的特征，形成與我省比較優勢不符的態勢，近年來增速差距有所縮小，但基本格局仍沒有根本改變。2015年安徽省固定資產投資較快增長，全年固定資產投資23965.6億元，增長12.7%，增幅比全國高2.7個百分點。分產業看，第一產業投資763.3億元，增長40.8%；第二產業投資10699.4億元，增長13.6%；第三產業投資12502.9億元，僅增長了10.7%。但從就業人數來看，相比較第一產業1396.2萬人，減少了19.1萬人；第二產業1232.1萬人，增加了21萬人；第三產業1713.8萬人，卻增加了29.2萬人。隨著經濟的發展和技術的基本，資本對勞動的替代作用日益明顯，在當前的投資結構影響下，就業形勢將更加嚴峻。
4.企業有效利用率低
根據企業用工調查，2016年上半年用工增加的企業占16.9%，環比下降0.9個百分點；持平的占62.9%，下降4.8個百分點；減少的占21.1%，上升5.7個百分點。經濟體制改革和以技術進步作為主要動力的經濟增長方式，使安徽省人均資源不足、居民消費率低下與勞動力總體素質不高，總量相對過剩的矛盾凸顯出來，使傳統經濟體制下嚴重存在的隱性失業逐漸轉化為顯性失業。在大量無效就業人員存在下，企業通過提高無效就業人員的利用率，而不必增加雇用人員，就可以提高產量，因此失業不因產量增加而減少。
六、促進安徽省就業增長的政策建議
展望2017年，影響和制約就業的因素主要有：內外經濟存在下行壓力，部分企業對生產形勢不夠樂觀，裁員頻繁，或急于消解成本壓力被動裁員；傳統產業企業加快改革重組、淘汰落后產能、部分行業持續低迷及產能過剩將造成結構性失業和轉型性失業；技術人才供求失衡導致就業結構性矛盾加劇等。針對存在的問題，政府應通過以下幾個方面激勵和引導有利于擴大就業的經濟投入、產業調整和企業發展，努力實現擴大就業與經濟增長的良性互動。
第一，大力實施就業優先戰略。建立公共投資和重大項目建設帶動就業評估機制，同等條件下對創造就業崗位多、崗位質量好的項目優先安排。
第二，通過產業轉型升級拓展就業空間。第三產業具有吸納就業能力強的特點，應把第三產業作為擴大就業主要途徑。大力發展電子商務、服務外包、設計服務等生產業，支持發展旅游休閑、健康養老、家庭服務等生活業，不斷打造新的就業增長點。培育電子信息、節能環保、新能源等戰略性新興產業，發展技術轉移轉化、科技金融、認證認可等科技服務業，創造更多高質量就業崗位。加快新一代信息技術與制造業深度融合，繼續挖掘第二產業就業潛力。加快轉變農業發展方式，培養新型職業農民，鼓勵有文化、有技術、有資金的各類城鄉勞動者到農村就業創業。
第三，充分發揮中小企業就業主渠道作用。中小企業已經成為繁榮經濟、增加就業、推動創新和改善民生的重要動力源泉。在安徽，這一動力更加突出。與2002年相比，安徽的中小企業無論在數量上，抑或增加值方面，均實現了數倍的增長。目前，中小企業已經成為拉動安徽經濟增長的“主力軍”。據統計顯示，2015年安徽省中小企業達到50.6萬戶，是2002年的4.3倍，占全省企業總數的98.3%。資產總額占60%，就業人數占80%以上，以同樣產值計算，中小企業吸納勞動容量是大型企業近兩倍。
第四，提高待就業人員的綜合素質。一方面，引導勞動者樹立正確的勞動就業觀念。另一方面，密切關注人力資源市場的的發展變化，適時調整培訓專業結構，不斷更新培訓內容，規范培訓專業設置，努力緩解勞動力供求的結構性矛盾。
第五，積極推進大眾創業。一方面，營造寬松便捷的準入環境，大力培育創業創新公共平臺，支持社會力量發展創客空間、創業咖啡、創新工場等新型孵化機構，促進創新創意和市場需求、社會資本有效對接。另一方面，大力扶持網絡創業，積極發展“互聯網+”和電子商務，推動電子商務與制造業、服務業深度融合，催生新興業態。同時完善創業投融資機制，運用財稅政策和市場機制，引導社會資金和金融資本支持創業活動，壯大創業投資規模。
參考文獻：
經濟增長的第一動力范文3
【關鍵詞】全要素生產效率 動態效率 調整彈性
一、引言
自改革開放以來，中國經濟增長的高速度幾乎是不容置疑的。以GDP的增長率衡量，我國改革開放以來其年均增長速度幾乎保持在兩位數以上，可謂創造了經濟奇跡。然而從效率角度分析，努力的空間還十分巨大。單從能源利用效率來看，作為占全球總人口1/5的中國，2004年GDP只占全球GDP的4%，但單位產值能耗是發達國家的3至4倍，主要產品能耗比國外平均高出40%。其中，原油消耗了全球的8%、電力消耗了10%、鋁19%、銅20%、煤炭31%、鋼材30%。我國單位GDP的能耗是日本的7倍、美國的6倍，甚至是印度的2.8倍。這些數據意味著改革開放20多年來，雖然中國經濟總量一直以接近于兩位數的速度增長，但經濟質量和效益卻不盡人意，我們這些年費盡心機取得的高速增長實際上是付出了極大能耗成本和承擔了極大技術安全風險的。如果再加上環境污染和生態破壞所造成的損失，則中國經濟增長的效率更低。
依據增長經濟學的一般原理，經濟增長的原動力不外乎資源投入數量的增加和資源使用效率的提高。前者是指資本、自然資源和勞動力等生產要素在數量上的增加；后者一般用全要素生產效率來衡量，以扣除各種生產要素貢獻之后的余項表示。顯然，中國經濟增長的高速與高效率是兩回事，如果全要素生產效率不高，哪怕增長率再高，經濟增長也不能說是高效率的。但全要素生產率也是一個十分寬泛的概念，其中不僅包括技術知識的進步，還包括資源配置、規模經濟等要素投入所沒有包括的內容。這樣，即使中國經濟具有較高的全要素生產效率，也不能說明中國具有較高的純技術意義上的知識進展。對于以漸進主義為轉軌政策的中國宏觀經濟而言，增量改革或鼓勵新興工業部門的橫向進入，可能會改善部門間的資源配置效率，由此可能成為全要素生產率提高的重要原因。因此，考察中國轉軌過程中經濟增長的原動力，要素結構的優化配置效率不容忽視。
值得注意的是，從均衡增長路徑的動態角度考慮，按照索洛經濟增長模型，如果兩國經濟具有相同的要素生產率增長率，則無論初始點如何，人均產出增長率相同，且與要素生產率增長率一致。然而，對于兩個具有完全相同的人口增長率、技術進步和資本折舊率的國家而言，如果儲蓄率不同，那么均衡增長路徑上單位有效勞動的消費水平也會不同。在均衡增長路徑上，有一個使得家庭總效用最大的儲蓄率和資本存量的黃金率水平，在該水平上，經濟處于動態效率最佳的增長軌道。而中國的儲蓄率恰恰是非常高的，這使得中國的投資水平很高，而消費需求不足。由此，中國的經濟增長主要由投資增長推動，消費需求的貢獻相對較少。
二、中國經濟增長率的分解
假設生產函數的一般形式為：
Y（t）=A（t）F［X1（t），X2（t）…Xn（t）］。
其中：［X1（t），X2（t）…Xn（t）］為各種生產要素在t時刻的存量向量；A（t）表示除要素數量以外的影響產出增長的因素，即全要素生產效率。關于A（t），戴維?羅默（2001）認為，它可以解釋為勞動與資本之外的影響產出的其他因素的雜物袋，其他可能的解釋是勞動力的教育與技能、產權的力量、基礎設施的力量、對企業家精神與工作的文化態度等。丹尼森認為，全要素生產效率取決于資源配置狀況、規模經濟和知識進展。對中國當前的轉型經濟而言，由于制度變革導致了資源的重新配置，因而資源配置效率是中國全要素生產效率中必須考察的重要內容。為了方便分析，我們假設該生產函數采取柯布―道格拉斯生產函數的形式，故可以通過分析柯布―道格拉斯生產函數來分析資源配置效率。
中國經濟的轉型過程既是經濟體制的改革過程，也是經濟結構的調整過程，這一過程主要是以新興產業為突破口，通過新增資源的合理配置，使k1，k2之間及其內部達到最優比例。不過，資源配置效率的改進對經濟增長的貢獻會隨著市場化程度的提高而趨于下降，也就是說，資源從低收益部門向高收益部門的轉移所推動的增長在很大程度上是“一次性的”。
庫茲涅茨認為，發達國家的增長過程實際上也是經濟結構的轉變過程。從部門來看，資源先是從農業活動轉向非農業活動，后又從工業活動轉移到服務行業。從生產單位的平均規模來看，是從家庭或獨資企業發展到全國性，甚至跨國性的大公司。從勞動力在農業和非農業生產部門的配置來看，發達國家增長時期的總體增長率和生產結構的轉變速度都比它們在現代化以前高得多。而在經濟結構優化后的現代化時期，經濟增長率則相對低得多?？紤]到作為全生產要素生產率內容之一的資源配置效率的“一次性”特性，在中國經濟結構改革潛力釋放后，要保持中國經濟今后的高速增長，就必須快速提升中國知識進展的速度，否則就只能依賴于資本的積累，走外延式的增長道路，而這條道路將會受到資源與環境的嚴重制約。
從（1）式和（2）式可以得出，在支付給資本的收入份額?琢k一定的條件下，人均產出增長率在短期內是由兩種因素推動的：資本―產出比率的增長率或資本―勞動比率的增長率；全要素生產效率增長率。
張軍（2002，2003）考察了改革開放以來中國經濟的資本―產出比率，發現中國年平均增長率為-0.89%。但在不同時期，資本―產出比率的增長情況是不一樣的：大概在1994年以后，資本―產出比率開始出現顯著而持續的上升趨勢，其中在1995-1998年以后，資本―產出比率為1.92%。相比之下，1979-1998年間全生產要素的增長率為2.81%，到1992年以后出現明顯的遞減趨勢。同時，改革開放以來中國的實際資本―勞動比率一直在穩定上升，而且越到后期上升速度越快。這些數據說明，在1994年以前的改革期間，中國的全要素生產效率具有高增長率，這顯然與資源配置效率的提高有關，否則1994年以后，隨著資源配置結構調整的逐步到位，全要素生產效率的增長減緩就無法解釋。但是，當全要素生產效率減緩以后，中國的GDP增長率卻并沒有明顯地下降，這更明顯意味著投資推動是中國經濟增長的第一動力。
根據索洛模型，在長期均衡增長軌道上，資本―產出比率的增長率將趨于零，人均產出增長率將僅由全要素生產率的增長率決定。這意味著以資本積累的快速擴張來推動人均產出的增長是不能長期起作用的。Young（1994）的一些實證分析也支持了這一結論。這意味著，中國目前的經濟增長已進入了一個轉折時期，如果不能增加知識進展的推動作用、提高全要素生產效率，由資本積累所推動的增長遲早會走到盡頭。
三、中國經濟增長的動態無效率
經濟的動態無效意味著經濟運行過程中資本積累過度。正如第二部分所分析的，這是資本―勞動比率不斷快速上升的直接結果。資本積累過度所對應的動態無效本身是一個相對的經濟學概念：一是指總資本存量與有效勞動之比的值過高；二是指單位有效勞動的資本存量積累到它的邊際生產率與折舊之差相對小于經濟增長率時的狀態。圖1顯示的k?鄢點處于動態無效區域，在A點的切線斜率小于持平投資線斜率n+g+?啄。中國的資本―勞動比率在20世紀90年代中期加速上升到k?鄢后所導致的資本邊際產出率的迅速下降是造成我國經濟動態無效的主要原因。
另一方面，經濟的動態無效，同時也意味著經濟運行中儲蓄過度。如圖1，S所對應的投資線曲線Sf（k）表示儲蓄過度，如果儲蓄率降低到SGR，則此時的SGR和對應的資本存量 都分別達到黃金率水平。所以從理論上說，要擺脫經濟動態無效的困境，可以通過降低儲蓄率，當然也可以將要素生產率的增長率由g提高到gGR的方法解決。事實上，高儲蓄率的確是中國宏觀經濟中的一個明顯特征。從20世紀80年代至今，中國年平均儲蓄率高達40%左右，而且有不斷增加的趨勢。即便是被世界公認為高儲蓄率國家的日本，根據OECD國民核算年鑒，20世紀80年代凈國民儲蓄率也只有20.8%，比中國低近20個百分點。盡管高儲蓄率所帶來的高投資率為中國的經濟高增長奠定了基礎，但在均衡增長的路徑上，高儲蓄率的增長只有產出水平效應，且對產出僅有中度的影響，不會長期影響產出。更為嚴重的是，高儲蓄率為資本的快速積累進而使經濟步入動態無效區域創造了條件。
四、中國經濟增長的調整彈性
與動態無效率有關的另一個問題是經濟增長的調整彈性。一個彈性較好的經濟必定具有靈活的經濟結構，可以根據外界條件的變化而改變自己的運作方式，以獲得最佳的經濟效率。換言之，一個彈性較好的經濟是可以適應外界情況變化、在變動中尋求發展的經濟。反過來，一個彈性較差的經濟則意味著當外界條件發生變化時，增長將相應地受到影響。為了更好地說明這一問題，我們作如下定義：E=G/S。
在上式中，E代表一個經濟對外界的反應彈性，G代表經濟增長率在外界條件變化后相應變化的程度，S代表外部沖擊的程度。從這個公式可以看出，對于S的單位變化，G的反應越大，則彈性系數越大，反之，G的反應越小，則彈性系數越小。由此推論，對于一個結構靈活的經濟來說，S的變化一定會引起G的較小變化，因為這種經濟消化沖擊的能力較強，故彈性系數較小；反之，對于一個結構僵硬的經濟來說，S的變化一定會引起G的較大變化，因為它消化外部沖擊的能力較弱，故彈性系數較大。
用這種方法來分析中國的經濟增長可以發現，中國經濟的彈性系數是較大的。也就是說，在面對外部沖擊時調整起來是困難的。由于中國經濟增長在20世紀90年代以后越來越倚重于資本的快速積累，這就使得資本積累的變動對增長率有著巨大的影響，投資一旦減少，增長率就將迅速下降。由于中國的整個增長方式偏向于粗放型，即實際上是各種投入的增長造就了中國GNP高速增長的奇跡，因此，一旦投入的供應出現問題，增長也就終結了，而資源的稀缺性意味著這一天遲早會到來。
另一方面，回顧改革開放以來的中國經濟的增長歷程，中國對外部市場和資源的依賴程度越來越高，外貿增長在很大程度上表現為整個經濟增長的“發動機”，同時各種資源的進口量越來越大。這意味著中國越來越處于外部沖擊的威脅之下，一旦這些外部因素發生變化，中國的經濟增長將隨即受到影響。這也就是說中國經濟增長的反應彈性系數是很大的。在反應彈性很大的情況下，經濟調整起來，往往是痛苦而困難的。最近幾年，雖然石油價格大幅上升和鐵礦石價格成倍上漲，但我們卻無法減少對它們的需求，反而不斷增加需求；而許多出口商品的價格下降，但我們卻無法減少出口，都是明顯的例子。
五、若干政策含義
我國經濟轉型時期GDP的高增長率可能并不代表中國經濟的高效率。一方面，從全要素生產效率的角度考慮，全要素生產效率相當程度上表現為結構調整的資源配置效率的貢獻，純技術性的知識增進表現并不顯著。20世紀90年代中期資源配置效率的能量釋放后，為了推動中國持續增長，投資推動帶來了資本的迅速積累，并造成了人均資本存量的積累過度。另一方面，從長期均衡的動態角度考慮，正是由于以高儲蓄率為條件的資本迅速積累導致了中國經濟處于動態無效區域，并使經濟在面對外部沖擊時缺乏調整彈性。因此，中國經濟存在著帕累托改進的余地。據此，應從以下幾個方面采取措施。
1、加強自主創新，大力提升中國技術進步速度。一是加大教育、科技等知識部門的投入，提高人力資本的素質，加快科技轉化為生產力的步伐；二是充分發揮后發優勢，模仿和引進國外先進技術和管理經驗。因為技術進步對我國經濟增長有雙重效應，不僅可以推動經濟的持續高增長，并使經濟轉入集約型增長方式；而且也可以改變均衡時的資本過度積累的狀況，調整經濟的均衡增長軌道，使經濟處于動態有效狀態。
2、降低儲蓄率，以改善資本的過度積累狀況。盡管一國儲蓄率與該國的文化觀念相關，具有一定的穩定性，但也可以通過適當的政策措施和制度改革進行調整。一是完善社會保障體系，增強人們對未來的穩定預期，以減少人們的謹慎性儲蓄；二是發展和完善消費信貸市場，培育新的消費熱點，轉變人們的消費觀念，以增加現期消費，由此激發內需，減少對國外市場的依賴，從而盡量避免國外沖擊對國內增長的不利影響。
3、大力推動循環經濟的發展，加快增長方式的轉變。以減少經濟增長對資本投入的依賴，提升生產的技術含量，促進經濟結構靈活化，達到降低調整彈性系數的目的。
【參考文獻】
[1] 經濟增長前沿課題組：經濟增長、結構調整的積累效應與資本形成[J]．經濟研究，20038．
[2] 袁志剛、何樟勇：20世紀90年代以來中國經濟的動態效應[J]．經濟研究，20037．
[3] 張軍：資本形成、工業化與經濟增長：中國的轉軌特征[J]．經濟研究，20026．
[4] 劉樹成等：中國經濟走勢分析（1998-2002）[J]．經濟研究，2002（4）．
[5] 徐長生：短期沖擊對長期增長路徑的影響[R]．北京：亞洲經濟研究會第24屆國際研討會論文，2002．
[6] 夏陽等：中國經濟增長中的資本效率分析[J]．上海經濟研究，2000（3）．
[7] R.Solow：Technical Progress,Capital Formation, and Economic Growth[J].American EconomicReview，1962 （52）.
經濟增長的第一動力范文4
一、文獻綜述與理論預期
（一）文獻綜述
在目前研究區域金融與區域經濟增長關系的文獻中，研究者都是以中國某一區域或某一省份為例來研究區域金融與區域經濟增長的關系。在分析框架中，研究者普遍都采用了金融相關率這一指標來衡量區域金融發展狀況，但是各研究者并不只是采用金融相關率作為唯一的指標，畢竟金融發展是一個立體化的概念，因此需要從不同側面去觀測金融發展狀況，因此也就需要設計不同的衡量指標。例如盧寧（2009）采用了金融規模指標和金融效率指標來衡量金融發展水平，而張萍、陳福中（2009）采用了股票市場發展程度、保險市場發展程度來衡量金融發展水平，另外杜莉、王宏來（2009）采用非政府投資占總投資的比重、貸存比來衡量金融發展。在結論上，研究者普遍得出了金融發展對經濟增長存在正相關關系的結論，即區域金融與區域經濟是相互促進的。總體來看，目前研究區域金融與區域經濟增長的文獻可以兩大類，一類是定性分析即不采用實證模型進行分析，代表者有劉寧、申錦（2009）等，另一類則采用實證模型進行分析，代表者有杜莉、王宏來（2009）等。
在第一類中，劉寧、申錦（2009）分析了貴州經濟增長與金融成長的耦合性，將金融發展分解為金融增長和金融發展效率，對金融增長的衡量指標是M2/GDP，對金融發展效率的衡量指標是存款和貸款之比。通過分析其得出的結果是：貴州的金融相關率低于全國水平；貴州的M2/GDP自進入新世紀以來一直高于全國水平；貴州的金融中介效率在時間和空間上與經濟增長趨勢和經濟發展程度相背離。對于第一個結果，作者的解釋是由中國金融發展的二元特性決定的，即中國金融發展在東部和中西部呈現二元發展的特性導致了貴州的金融發展水平低于全國水平。但是二元發展特性只是中國金融發展在地域上一種分布狀態，只是一種現象，而非根本原因，即導致貴州金融發展低于全國水平另有其根本原因。對于第二個結果，作者從經濟的信用化和國有銀行信用壟斷兩方面來解釋。但是經濟的信用化和國有銀行信用壟斷只是M2/GDP上升的一般性原因，而并不能成為貴州的M2/GDP高于全國水平的特殊性原因。在與劉寧、申錦（2009）同樣采用了金融相關度指標來衡量金融發展之外，涂人猛（2009）還采用了金融機構、保險密度、保險深度來衡量區域金融實力，同時采用上市公司總市值與GDP之比來衡量區域直接融資水平。在這些指標下，作者分析了湖北省金融發展與經濟增長的關系。但是，作者只是羅列了一系列衡量指標，而并未就這些指標賦予具體數據進行分析。
在第二類中，杜莉、王宏來（2009）以吉林省1985-2007年的相關時間序列數據為樣本，利用協整檢驗和格蘭杰因果檢驗分析了吉林省金融業對經濟增長的貢獻。與其他研究者大都選擇金融相關率來衡量金融發展不同，作者選擇了貸存比和非政府投資占投資總額比率作為金融體系效率的指標。在結論中，貸存比和非政府投資占比都與經濟增長存在正相關關系。而這一結論為作者提高貸存比的政策建議提供了依據。但是，不可忽視的是盲目地提高貸存比有可能導致銀行不良資產的增加，而不良資產又會危及到金融的穩定。因此，與提高貸存比相比，完善金融市場結構、增強金融自生能力似乎更為重要和更具有可行性。與杜莉、王宏來（2009）采用時間序列模型不同，盧寧（2009）采用了向量自回歸模型來分析欠發達地區的金融發展與經濟增長。其用金融機構貸款/名義GDP構建金融規模指標，同時用全部金融機構存款與貸款之比來構建金融效率指標，而經濟增長則用全要素生產率來表示。其得出的結論是金融發展和區域經濟增長具有正相關關系。其對這一結論的解釋是金融效率和金融規模通過對資本投入、勞動投入和全要素生產率三個渠道的影響，進而影響到區域經濟總量的增長。張萍、陳福中（2009）同樣采用了時間序列模型來分析金融發展與經濟增長。與杜莉、王宏來（2009）不同的是，其用來衡量金融發展的指標是金融相關率、金融效率、股票市場發展程度、保險市場發展程度。其通過對江蘇省的數據進行實證檢驗得出的結論是，金融相關率、股票市場發展程度與經濟增長呈正相關關系，而金融效率化、保險市場發展程度則與經濟增長呈負相關關系。對于前一個結果，金融發展與經濟增長呈正相關關系符合一般的理論假設，而對于后一個結果，以金融效率和保險市場發展程度衡量的金融發展與經濟增長呈負相關關系，這與一般的理論假設出現相悖，作者對這一相悖的解釋是低效率的國有企業大量退出市場對經濟產生了負向沖擊，由此形成金融效率化與經濟增長負相關的局面，而保險市場發展則由于提高了生產投資者的成本而對經濟增長形成負向作用。
在第二類中，與大多數研究采用實證模型來檢驗金融發展與經濟增長的關系不同，張云（2009）則利用了動態均衡來分析區域金融發展水平與經濟發展之間的關系。在動態均衡分析中，其分兩種情況來探討金融發展與經濟增長的關系。第一種情況是金融過度，其分析得出在金融過度情況下，經濟發展與金融發展都會受損。第二種情況是金融不足，其分析得出在金融不足的情況下，通過經濟發展因素的作用，可以提高金融發展水平并相互促進。其還將這一動態均衡應用于對中國區域金融的分析，認為在我國東部地區，金融發展與經濟發展相互促進，而在中部西部地區則相反。周麗華（2009）用多元線性回歸模型檢驗了西部地區金融發展對經濟發展的支持作用。其對金融發展的衡量指標是儲蓄、儲蓄與投資的轉化、投資率、投資效率。其得出的結論是西部地區金融發展對經濟增長有著顯著的正向促進作用，同時西部地區金融發展的滯后也對經濟增長形成了制約。
從以上的研究可以看出，目前對區域金融發展與區域經濟增長關系的實證分析要么采用多元線性回歸模型，要么采用時間序列模型，還沒有研究者采用面板數據來分析中國某一區域的金融發展與經濟增長的關系。雖然周麗華（2009）對西部地區金融發展與經濟增長的關系進行了研究，但是其采用的是多元線性回歸模型。本文著眼于對欠發達地區金融發展與經濟增長的關系分析，采用了西部九省1990-2012的面板數據，以此來檢驗金融發展和經濟增長的關系在欠發達地區的不同表現形態。
（二）理論預期
區域金融發展以其能促進區域內儲蓄和投資的增長，并能優化區域內及不同經濟區之間資金配置結構和提高投資收益而對經濟產生推動作用，此即為金融發展的經濟增長效應。若將金融發展的經濟增長效應進行分解，則可以分解為這幾個方面。一方面，區域金融發展能提高儲蓄率及儲蓄向投資轉化的比率，從而促進區域經濟增長。另一方面，區域金融發展能提高資本使用效率。區域經濟增長要求儲蓄資源的優化配置及投資結構。金融體系將分散的資金市場融為一體，使資金在整個社會實現重組和分配。同時，金融體系利用自身信息優勢和監督優勢，將資金引導到預期收益好、發展潛力大的區域、行業，提高資金使用效率。在資本總量不變的條件下，資本使用率的提高促使經濟增長速度加快和經濟總量迅速擴大。此外，區域金融發展水平影響著區域經濟結構的調整和產業結構的優化，從而影響經濟增長。區域經濟結構調整及優化的重要內容之一就是資本在不同產業的流動的和在配置，而金融的快速發展為產業的優化提供資金和資本支持，為產業結構調整創造良好的資本環境，從而促進經濟增長。
二、模型設定與數據說明
（一）模型設定
面板數據模型有混合模型、固定效應模型、隨機效應模型三種。根據前面的理論預期以及后面實證檢驗過程中的F檢驗、Hausman檢驗、B-P檢驗，以及對三種面板數據模型估計結果的比較，本文最終選取了隨機效應模型來檢驗西部地區金融發展與經濟增長的關系。本文選取的隨機效應模型的表達式如下：
GDPit=αi+β1JRFit+β2GDZit+β3CYRit+μit
i=廣西，四川，貴州，云南，西藏，甘肅，青海，寧夏，新疆；
t=1990，1991，∧，2012。
其中，GDPit表示經濟增長，JRFit表示金融發展，GDZit表示投資，CYRit表示勞動力。
（二）數據與變量說明
考慮到數據的可獲得性以及整理難度，本文選取1990-2012年我國西部九?。◤V西、四川、貴州、云南、西藏、甘肅、青海、寧夏、新疆）的數據作為樣本數據。數據均來源于中國經濟與社會發展統計數據庫。
1、GDPit是因變量，表示經濟增長。本文采用西部九?。◤V西、四川、貴州、云南、西藏、甘肅、青海、寧夏、新疆）在1990-2012年的GDP值來衡量經濟增長。GDP值的單位為億元，數據來源于中國經濟與社會發展統計數據庫西部九省的國內生產總值。
2、JRFit表示金融發展。國際上通常采用戈氏和麥氏兩種指標來衡量金融發展水平。戈德史密斯提出用金融相關比率來衡量一國金融發展水平，金融相關比率等于金融資產總量與GDP之比。本文引入金融相關比率來衡量金融發展。由于中國缺乏各地金融資產的統計數據，無法直接使用戈氏指標。因為銀行存款是主要的金融資產，而儲蓄存款又在銀行存款中占有重要比例，且中國各地區城鄉居民儲蓄存款的數據較易獲得，因此本文用西部九省在1990―2012年的城鄉居民儲蓄存款額與GDP之比來計算金融相關比率，從而衡量金融發展。西部九省的城鄉居民儲蓄存款數據來源于中國經濟與社會發展統計數據庫。
3、GDZit是控制變量，表示投資。投資是最主要的生產要素之一，對經濟增長有著重要的影響。本文采用西部九省在1990-2012年的固定資產投資額來衡量投資。數據來源于中國經濟與社會發展統計數據庫西部九省的全社會固定資產投資總額，單位為億元。
4、CYRit也是控制變量，表示勞動力。勞動力也是最主要的生產要素之一，對經濟增長也有著重要的影響。本文采用西部九省在1990-2012年的從業人員數來衡量勞動力。數據來源于中國經濟與社會發展統計數據庫西部九省的從業人員，單位為萬人。
本文中各變量的描述性統計見表1。
三、實證檢驗
（一）面板數據模型估計的結果
1、三種面板數據模型的估計結果。本文用Sstata9.0對JRF、GDZ、CYR對GDP的影響在三種面板數據模型下進行了回歸分析，回歸結果如表2所示。
2、固定效應顯著性檢驗（F檢驗）。F統計量檢驗旨在確定應該建立混合回歸模型，還是固定效應回歸模型。由表二中的F檢驗結果可知，F（8， 159） = 21.30， Prob>F = 0.0000。因此，在1%的水平拒絕原假設，建立固定效應模型比較合理。
3、Hausman檢驗。Hausman檢驗旨在確定應該建立隨機效應回歸模型還是固定效應模型。從表2中的Hausman檢驗結果可以看出，chi2（2） =61.67，Prob>chi2 = 0.0000，因此在1%的顯著性水平拒絕原假設。但是到底是建立隨機效應模型還是建立固定效應模型還要參考后面的B-P檢驗，同時對三種模型的回歸結果進行比較來最終確定。
4、B-P檢驗。B-P檢驗是用來檢驗模型是否存在隨機效應。從表2中可知，B-P檢驗的結果為：chi2（1） =82.80，Prob > chi2 = 0.0000，在1%的顯著性水平拒絕原假設，即模型存在隨機效應。
通過一系列檢驗，發現模型存在隨機效應，同時在比較三種模型的回歸結果時發現，在最小二乘估計模型和隨機效應模型中，勞動力的估計系數都是正的，而在固定效應模型中勞動力的估計系數是負的，而根據一般經濟理論，勞動力與經濟增長應該存在正相關關系，因此最小二乘估計模型和隨機效應模型對勞動力的估計系數比較可信。因此，在模型存在隨機效應，同時對勞動力的估計系數比較可信的情況下，本文最終確定采用隨機效應模型來檢驗西部地區金融發展與經濟增長的關系，而實證檢驗的結果反映在表2中。
（二）對實證檢驗結果的解釋
通過一系列的檢驗，本文最終確定用隨機效應模型來檢驗西部地區金融發展與經濟增長的關系。隨機效應的估計結果列在表2中。從結果中可以看出組內R2、組間R2、總體R2都很高，表明方程的擬合優度較高。金融發展的回歸系數為正，并且在1%的顯著性水平通過了T檢驗，表明金融發展對經濟增長存在顯著的正向影響。投資的回歸系數也為正，并且在1%的的顯著性水平上通過了T檢驗，表明投資對經濟增長存在顯著的正向影響。勞動力的回歸系數也為正，并且在1%的顯著性水平通過了T檢驗，表明勞動力對經濟增長存在顯著的正向影響。對于以上的實證檢驗結果，本文的解釋如下。
對于西部地區金融發展對經濟增長存在顯著的正向影響，前面的理論預期已經有所預期。一方面，西部地區金融發展通過提高西部地區資金使用效率，從而在資本總量不變的條件下，使西部地區經濟增長速度加快以及經濟總量迅速擴大。另一方面，西部地區金融發展還通過影響西部地區經濟結構調整和產業結構優化來給西部地區經濟增長提供動力。經濟結構的調整和產業結構的優化對西部地區的經濟發展有著重要意義。在東部地區率先推進經濟結構調整和優化產業結構并實現經濟持續增長后，西部地區面臨著中國經濟二元特性的壓力，在二元特性中，經濟發達地區的經濟發展的良性循環和經濟欠發達地區經濟發展的惡性循環的并存使西部地區在謀求經濟發展、擺脫惡性循環中必須在常規路徑之外另辟蹊徑。而金融發展作為一條獨特的路徑被引入到西部經濟發展的策略中便有了重要意義。因此，在西部地區金融發展對經濟增長有著正向影響作用的實證檢驗結果的情況下，探索西部地區金融發展與經濟增長的耦合方式就有了實際意義。
經濟增長的第一動力范文5
每到歲末，人們最關注的宏觀經濟問題之一就是明年的經濟增長率目標是多少。在告別了多年8%的目標之后，最近幾年的經濟增長目標已經進入“7時代”，但是業界對于具體目標的預測和看法卻存在分歧。對于2013年的經濟增長率目標，有兩個取向，一是7.5%，二是7%。這0.5%的差異看似不大，實際上卻有不同的深意。
回顧與預測
2012年的中國宏觀經濟有兩個主題：一是從經濟增長短周期角度看，處在下行通道中；二是從中長期潛在增長率角度看，也處于下行階段。具體來說，投資方面，企業經歷了去庫存的階段。在此過程中，企業的投資水平降低，導致實體經濟中的需求減少。另外，房地產調控導致房價下跌，房地產交易和投資下滑很快。出口方面，今年制定的10%的出口目標很難實現，凈出口對經濟增長率的貢獻為負值。預計2012年的GDP增長率僅有7.6%左右。
不過，過去幾個月中國經濟開始企穩回升，主要原因有三點。首先，5月份以來，財政政策和貨幣政策兩方面都出臺了一系列穩增長措施。經過一至三個季度之后，這些措施對經濟的拉動作用越來越明顯。最明顯的是在投資方面，基建投資，尤其是鐵路、地鐵方面的投資增速非?？?。其次，三季度以來房地產市場慢慢出現探底回穩跡象，房價也有溫和的回升。第三，企業庫存量開始回升，實體經濟最終需求反彈。
總結2012年中國經濟政策，有一些失誤，也有很大的改進。失誤在于年初對經濟形勢的判斷過于樂觀，政策放松有些滯后。但是5月份之后，穩增長措施的出臺還是比較值得稱贊的。
預判明年的經濟增長率是8%。從短期經濟形勢來看，明年一季度中國經濟面臨的風險相對大一些。從外部環境看，明年的國際經濟將呈現前低后高的態勢，而且一季度將出現像美國“財政懸崖”以及歐元區的一些問題，短期風險更大。
2013年的中國經濟同樣也是有兩個主題。從周期性的角度來看，中國經濟處于周期性恢復的過程，所以對明年的整體判斷是持續溫和回升的走勢，但是和2009年V型反彈有本質性的區別。
2013年的消費、投資、出口和今年整體形勢相差不會太多，增長比較平穩。出口行業與全球經濟關聯度非常大。根據摩根大通的預測，明年全球經濟的增長率與今年相當，發達國家整體經濟增長率比今年還略低一些。但是發達國家的經濟增長趨勢和中國有所不同，今年是逐步下行，明年正好相反，一季度最差，之后會慢慢好起來，所以對明年中國的出口提供了比較溫和的支持。明年的出口形勢會比今年好一些，預計增長13%。但是凈出口對GDP增長率的貢獻和今年差不多，可能還會拖經濟增長率的后腿。
預計投資對GDP的貢獻率將上升。摩根大通判斷明年投資增速是21.5%，比今年的21.1%略高，如果考慮到明年的通脹水平同樣比今年略高，實際增速應該差不多。投資應該是維持一個比較穩定的增長，而不會出現明顯的反彈。
投資中分量最重的有三：第一是制造業投資，占35%左右；第二是房地產投資，25%左右；第三是基建投資，約占20%。對明年的預測，制造業投資增速和今年差不多。房地產投資預計還會持續下滑，具體來說，商品房投資會上升，但是保障房的投資增速會大幅度下滑。過去兩年保障房的目標分別為1000萬套、700萬套，明年可能是600萬套，逐漸減少，降低了房地產整體投資的增速?；ㄍ顿Y將是明年經濟的一個亮點，今年三季度之后基建投資增速大幅上升，明年還會維持在比較高的水平。
消費方面，預計明年還會實現穩定的增長，最主要的動力來自于工資的增長。勞動力收入占GDP的比重最近幾年一直呈上升態勢，但消費對GDP增長貢獻率的上升是個緩慢的過程，估計明年消費對經濟的拉動作用和今年差不多。
對于明年的宏觀經濟政策，中央經濟工作會議已作出指示，從文字表述上仍然是積極的財政政策和穩健的貨幣政策。不過，積極的財政政策在中國意味著適度寬松，中國不存在特別積極、特別寬松的財政政策。穩健的貨幣政策的意思是比較中性的貨幣政策。具體來說，預計明年的利率政策不會有明顯變化，央行會更多關注流動性管理。就目前的情況看，存款準備金率明年上半年有兩次下調空間，一季度一次，二季度一次。預計明年貨幣供應量增長幅度還是14%，與今年持平。匯率方面，最近幾個月，央行對市場的干預明顯減少，這可能是改革匯率機制的主要部分。預計人民幣明年還有一定升值空間，將會持續今年雙向波動的態勢，不會呈單向線性的升值趨勢。
投資風險與結構轉型
盡管業界對于明年經濟增長率的預測都在8%左右，但是中央政府會將經濟增長目標定為7%或7.5%。據判斷，7%的可能性大一些，也更穩妥。明年中國經濟面臨的最大的內部風險，是政策風險，主要體現在投資方面，就是投資沖動會不會重現？這其中涉及到中央和地方的博弈。如果定為7.5%，容易給市場或者是地方政府造成仍然比較強調經濟增速的印象。而定為7%的話，相對來說，會給地方一個更明顯的信號：可以容忍經濟增速稍微慢一點，但是對經濟增長的質量要求會更高。因此，從這個角度分析，將明年經濟增速目標降為7%，對于經濟結構調整會是一個更積極的信號。
從拉動經濟增長的“三駕馬車”——消費、投資、出口來看，投資的不確定性是最大的。比如2008年、2009年的“四萬億”經濟刺激計劃最終變成了“十萬億”。 2012年的穩增長措施和2008年、2009年相比有明顯的不同。首先，這次力度要小很多，沒有重復以前的“四萬億”計劃。今年中央政府將問題看得比較清楚，一直堅持“穩增長”是適度的穩增長，而不是一定要把經濟刺激上去。其次，從政策組合來看，“四萬億”雖然是財政刺激政策，但是卻一直采取了銀行信貸刺激手段。而今年的政策組合中，最明顯的是增加了財政預算，所以更多是來自于財政的刺激，銀行信貸今年下半年雖然有所放松，但是步伐控制得不錯。
按照經驗，正式換屆以后中國往往出現較大的投資反彈。過去的五年規劃里，基本上在第三年的投資增速明顯要高于往年。明年是否會出現同樣的現象，取決于中國政府的智慧和決心。地方政府的投資沖動很高，對中央的政策會有很大的壓力，雙方存在博弈。
似乎是“四萬億”留下了過多的陰影，現在人們對于投資有些“談虎色變”。經濟結構轉型的一個重點是，從過度依賴投資到依賴消費為主。2009年，投資對GDP增長率的貢獻超過70%，世界上任何一個國家都很難找到這樣的例子。2010年之后，投資對GDP增長率的貢獻一直在慢慢下降。根據國家統計局公布的數據，今年前三季度，消費對GDP增長率的貢獻是55%，投資是50%，消費超過投資成為經濟增長的第一動力。
過去20年，消費占GDP的比重一直在下降，主要是因為居民個人消費下降趨勢非常明顯。20年前居民個人消費占GDP的比重是50%，現在是35%36%。而公共部門的消費是穩定的，一直都是15%左右。因此，消費占比下降是指居民消費。今年出臺了很多鼓勵消費的措施，更多著眼于居民消費，提高收入增長、縮小收入差距、加強社會保障體系，從這個角度來說政策是對的。
但是，我對“以消費為主”這種提法有一些保留意見。我認為，讓消費和投資更加平衡地發展，比較契合中國未來三到五年的情況。過度投資主要是指投資的增速，2009年增速太快，這并不代表中國現在的投資存量太高。國際貨幣基金組織也很擔心中國的過度投資，不過他們也做了另一項關于資本存量的研究：中國人均資本存量僅相當于美國和日本的12%，過去10年中國在快速追趕，未來幾年追趕速度會放緩，但是并不意味著投資需求不增加。
北京、上海以及其他很多省市的地鐵等基建投資增長很快，城鎮化仍在加快推進，加上三、四線城市和中西部開發，基礎設施的投資需求仍然很大。除此之外，在產業升級、創新行業投資方面也有很大的需求。因此，中國未來的經濟增長模式并不意味著投資引擎的熄火，而應該是更好地保持投資和消費之間有效的平衡。投資方面最關鍵的還是效率的問題，我國現在的投資存在結構性問題，公共部門投資比重太大，政府投資效率不高。如何改革投資體系，更多地讓市場和私人部門進行投資、提高投資效率，是最關鍵的部分。
從中長期來看，中國未來面臨經濟增速結構性下滑的壓力。要維持較高水平的增長速度，其增長動力主要來自三個方面：城鎮化、企業創新與產業升級、刺激消費。
改革趨勢
十之后，在一些領域會看到更大的改革力度。未來一到三年最有可能改革的幾大領域，首先是收入分配，更多涉及到民生方面的政策，包括保障勞動者收入，這是國務院三番五次要求的。包括今年在做的一些社會保障體系，如養老金、醫療改革，未來幾年還會繼續完善。此外，可能還會進行力度更大的戶籍改革，戶籍改革是城鎮化戰略最主要的組成部分。
其次是資源產品的價格改革，包括電力、汽油、水產品的定價機制。這一領域的改革最近幾年一直在進行，未來幾年步子會邁得更快一些。
經濟增長的第一動力范文6
解讀原因
對于宏觀經濟而言，一定程度的溫和通貨膨脹對于國家經濟是有利的，但是超過5％的CPI同比漲幅，顯示這次通貨膨脹不是簡單的某些物價上漲這么簡單，而是國內外多因素綜合影響的結果。
(一) 對外說明國際環境是本輪通貨膨脹的重要原因
本輪中國國內的通貨膨脹，國際環境因素也起到了重要的作用，也可以說，中國承擔了國外經濟體失誤的后果，因此，中國本輪的通貨膨脹有輸入性的特點。
1、國外政策和局勢影響
美國為了刺激經濟，在實施了總額為1.725萬億美元的第一輪量化寬松貨幣政策之后，2010年11月，宣布實施6000億美元的第二輪量化寬松貨幣政策。由于大量兩輪救市資金流入到國際大宗商品交易中，以美元為主要世界貨幣的國際經濟交往中，全球性資源商品價格勢必會呈現出逐步上漲的勢頭，而中國作為原油和有色金屬、鐵礦石等的進口大國，在全球經濟基本復蘇的環境下，對資源性產品的需求量將會進一步上升，我國國內市場將受到直接影響，面臨原料輸入性通貨膨脹進一步加劇。
2、國外資本進入
隨著我國改革開放的持續深入，經濟發展態勢良好，不僅對于大宗商品的需求旺盛，而且對于汽車、奢侈品等消費需求旺盛。目前美國的經濟增長率較低，而新興市場國家特別是中國的經濟增長率很高，因此，投資新興市場國家的資產有更高的回報。同時，2010年全面爆發的歐洲債務危機期間，大量資本流出歐洲進入強勁復蘇的中國市場，從而對中國資產價格、人民幣匯率產生較大影響。
在上述多因素作用下，中國面臨較大的資金流入壓力，資產泡沫有所擴張，通貨膨脹風險有所顯現。
(二) 解釋影響
1、成本推動通貨膨脹
在對外報道中，應適當說明，當前中國正處于城市化建設的進程中。這個過程帶動了大量產業結構轉型，其中涉及到基礎設施建設的項目對生產資料的需求加大，例如鐵礦石、煤炭、石油等資源。這些原材料的減少引起其價格的大幅上漲，從而對下游產業進行價格傳導。而這其中，直接影響到了農產品在內的生產成本上升，最終導致銷售價格的上漲。
其次，勞動力成本上升也是導致物價上漲的重要因素。近年來，國家不斷提高勞動者的福利水平和工資收入，使我國職工工資總額和職工平均工資已連續四年實現兩位數增長，超過同期GDP增長率，勞動力成本的上升必然推高物價的總水平。
2、貨幣因素
近幾年，我國廣義的貨幣量和國民生產總值一直保持較高的增速，貨幣供應量的增速高于GDP的增速。當前通貨膨脹明顯的一個特點是人民幣升值背景下的高額外匯儲備迫使央行被動投放大量基礎貨幣。
3、民眾的通脹預期
當前人民群眾對于通貨膨脹的心理預期也在一定程度上促使了其真正發生。由于近一年多以來，CPI居高不下，導致人民群眾普遍認為物價將有進一步上漲的空間和條件，間接導致了人民群眾一定程度上的心理恐慌，而商品市場一旦出現風吹草動，就會造成某種商品的大量搶購，進一步促進物價上漲。
通脹對國家形象的影響
對于國內外民眾而言，關注較多的是政府在解決通貨膨脹中的作為。因此，如果處理不得當，就會對國家形象造成負面影響。
1、西方媒體的輿論影響
在國際輿論場中，中國作為重要經濟體，一舉一動必然受到西方媒體的關注，而中國政府的經濟改革行為只要影響到西方資本的利益，就會被西方主流輿論抨擊，這會直接對中國的國家形象產生影響。
2、國內輿論的影響
在政府的宏觀經濟目標中，有三個非常重要：經濟增長、通貨膨脹和就業。自中國改革開放以來，經濟增長的目標基本就沒有動搖過，同時，近年來在注重經濟增長速度的同時，已經注重經濟增長的質量，進行產業結構轉型和升級。保障經濟增長目標，對于就業目標的實現是有積極作用的，但是在某些階段，過快的經濟增長會造成通貨膨脹。
適度的通貨膨脹可以促進經濟增長，但中國當前的通貨膨脹程度，已經激起國內民眾的不滿情緒。在2011年兩會期間，根據人民網輿情監測室監測統計，有關物價的民生問題占輿論抽樣分析的50％。國內輿論的影響也會對中國的國家形象產生重要影響。
對外傳播策略
為規避階段性的通貨膨脹對國家形象產生負面影響，我們可以采取如下應對策略。
1、全面客觀報道通貨膨脹
在對外傳播時，受眾群體是國外公眾，在對外報道時，需要對當前我國通貨膨脹的成因進行客觀報道，對內外部原因進行全面客觀介紹。當然，在這個過程中，尤其是在介紹國際環境和國內環境引發通貨膨脹的作用中，需要注意不同地區受眾信息接收特點而加以調整。
2、凸顯政府作為，強化通貨膨脹的過程管理
隨著國家經濟發展周期波動，通貨膨脹是一個長期的治理過程，很難有一蹴而就的成效。媒體在這個過程中，需要強化報道政府在通貨膨脹中的過程管理，另一方面讓民眾及時了解信息，加強政府和民眾的互信溝通，形成良好的輿論互動機制。
3、樹立民眾正確物價預期
