經濟增長趨勢精選(九篇)

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第1篇：經濟增長趨勢范文

從20世紀90年代中期起，東盟國家經濟增長出現了較大的波動起伏。1997年東盟國家爆發了嚴重的金融危機，1998年各國經濟普遍陷入嚴重衰退，1999年和2000年卻出現快速復蘇或強勁反彈，而到2001年多數國家經濟又急轉直下，甚至呈現負增長。2002年初，東盟國家經濟再次出現復蘇的態勢。在戰后東盟經濟發展歷程中，這種經濟增長的軌跡是不多見的。

據東盟五國的官方統計顯示，1996-2002年，印尼經濟增長率分別為8%、4.5%、-13.1%、0.8%、4.8%、3.3%、3.7%；馬來西亞經濟增長率分別為10%、7.3%、-7.4%、6.1%、8.3%、0.4%、4.2%；菲律賓經濟增長率分別為5.8%、5.2%、-0.6%、3.4%、4%、3.4%、4.3%；新加坡經濟增長率分別為7.7%、8.5%、0.1%、5.9%、10.3%、-2%、2.2%；泰國經濟增長率分別為5.9%、-1.4%、-10.8%、4.2%、4.4%、1.8%、3.6%。2003年，據近期各國的預計，印尼經濟增長率為3.5-4%、馬來西亞為4.5%、菲律賓為4-4.5%、新加坡為2-5%、泰國為4.5%。

1997年亞洲金融危機之后，有關的國際機構和官方部門普遍預測，東盟國家經濟將陷入長期嚴重的經濟衰退，經濟復蘇將是緩慢痛苦的過程。東盟國家經濟將在低谷徘徊較長時間后，才能走出低谷呈現U型復蘇。然而，1999年東盟國家經濟竟在短時間里出現迅速復蘇，呈現V型的強勁反彈。不過，當時就有人警告東盟國家經濟V型復蘇的基礎脆弱，隨時有變成V型危機重返的可能，以至出現W型的經濟波動。因為東盟國家經濟從嚴重衰退到快速復蘇主要是拜世界經濟尤其是美國經濟的繁榮，特別是全球電子業景氣循環之賜。但是，各國遭受金融危機沖擊后經濟基礎依然脆弱，結構性矛盾仍未解決，國內外投資繼續下降，銀行不良資產居高不下。一旦國際經濟形勢出現逆轉，這些國家經濟將重新陷入衰退之中。

1996-2002年東盟五國經濟增長率(%)

附圖

2001年，東盟國家經濟急轉直下，再次出現普遍衰退。不過，此次東盟經濟衰退與1997年金融危機時的情形有所不同。它主要表現在：一是各國經濟衰退的程度不同。1997年金融危機中泰國、印尼、馬來西亞是重災區，新加坡所受沖擊相對較小。而2001年新加坡經濟衰退的幅度最大，它是新加坡自1965年建國以來經歷的最嚴重的經濟衰退。據統計，1964年新加坡經濟增長率曾出現-4.3%，其后是在1985年經濟萎縮1.6%，而這次經濟衰退的幅度要大于1985年；二是生產和出口部門受沖擊最大。1997年金融危機中受沖擊最大的是金融業和房地產業，而2001年經濟衰退中深陷困境的則是制造業的生產和出口部門。該年新加坡的國內生產總值增長率為-2%，其中制造業部門增長率為-12%。馬來西亞同年的出口貿易下降11.5%，泰國全年出口貿易也下降4.9%；三是電子業衰退尤為嚴重。1997年金融危機的導火索是國際金融投機，這次經濟衰退則是國際電子產品需求急劇萎縮引起的。目前，東盟國家經濟高度依賴電子業的生產與出口。2000年，馬來西亞電子產品出口占國內生產總值的25%、新加坡為19%、菲律賓為9%。這些國家電子產品生產與出口的驟然下降，必然導致國內經濟的急劇滑坡。

2002年，東盟國家經濟再次出現復蘇的態勢。與1999年該地區的經濟復蘇有所不同，此次東盟經濟復蘇主要得益于美國經濟開始回升和各國采取擴大內需政策效應的雙重作用。由于美國電子信息產品需求的增加，東盟國家電子產品的出口已經趨于回升。在經濟衰退期間，各國采取擴大內需和刺激經濟復蘇的政策已初見成效。許多國家采取積極的財政政策，大力投資基礎設施建設，擴大信貸規模，增加農民收入和擴大農村市場需求。當然，目前各國內需擴大還遠未能成為其經濟復蘇的主要動力來源，因而其經濟復蘇仍然十分有限。

二、東盟國家經濟增長波動的原因探析

在短短的幾年時間里，東盟國家經濟經歷了金融危機后的嚴重衰退、迅速復蘇、再陷衰退和又呈復蘇的增長軌跡。東盟經濟增長的急劇波動，究其原因主要是在經濟全球化下受到主要發達國家經濟周期波動的沖擊和金融危機后國內經濟轉型與結構調整的拖累。

首先，經濟全球化與信息化進程的加快，促使東盟國家經濟增長波動增大。

盡管有充分的數據表明參與全球化程度高的國家其經濟增長速度較高，但是同時這些國家經濟增長的波動性也增大。伴隨著經濟全球化進程的加速，各國經濟的相互聯系和相互依存更加密切，經濟增長波動的同步性愈益增強。據國際貨幣基金組織計算，發展中國家國內生產總值增長與發達國家國內生產總值增長的相關系數為0.4%。在東盟國家，這種經濟增長影響的相關性更大。例如，據新加坡貿工部的研究顯示，美國的經濟增長對新加坡經濟的影響最大，美國經濟每增長1%，新加坡經濟就會增長0.96%。（注：新加坡貿工部：《2001年新加坡經濟調查報告》。）另據美國著名的所羅門美邦公司的研究，日本的經濟增長對新加坡、泰國、馬來西亞經濟的影響分別為：日本經濟每增長1%，新加坡經濟就會增長0.24%、泰國經濟就會增長0.17%、馬來西亞經濟就會增長0.13%。

發達國家的經濟波動向東盟國家的傳導，是通過世界市場擴散的。按照傳統的經濟理論，在國際商品市場上，發達國家的經濟波動向發展中國家傳導，是通過國際市場初級產品價格的變化實現的。但是，經濟全球化和信息化促進了新的國際分工發展，東盟國家已經成為制成品生產國和出口國，該類產品已占東盟國家商品出口的50-90%。因而，國際商品市場的價格傳導已經從初級產品價格為主轉向以制成品為主。近年來，國際市場上制成品價格下降，不但包括勞動密集型產品，也包括高技術產品。東盟國家緊跟發達國家，特別是美國發展新經濟的步伐，大力擴展以芯片為核心的信息技術產品生產和出口。在馬來西亞和新加坡，該類產品出口比重分別高達65%和64%，占國內生產總值比重分別高達25%和19%。菲律賓、泰國和印尼的相應比重也很高。據計算，1992-1999年電子信息產品價格下降對新加坡、馬來西亞、菲律賓和泰國造成的損失部分相當于它們國內生產總值增長部分的6.46%、3.13%、1.03%和0.87%。2000-2001年，全球電子信息產品銷售額從年增長30%到下跌30%，導致東盟國家的出口貿易和經濟增長急劇波動。例如，2000年新加坡經濟增長率為10.3%，而去年則下降2%，其中約有12個百分比的大幅波動。據新加坡貿工部的研究顯示，世界半導體工業每下降1%，新加坡經濟增長就會下降0.12%。而2001年全球半導體工業增長波動達60個百分點，它對新加坡經濟增長的影響高達6.8個百分點。同期，美國經濟增長率下降對新加坡經濟增長的影響為2.4個百分點。（注：新加坡貿工部：《2001年新加坡經濟調查報告》。）

國際金融市場變化對東盟國家經濟的影響，不僅在于流入這些國家的資本流量減少，更在于金融資產價格，主要是股價和匯率變動的傳導。近年來，東盟國家引進外資的規模持續萎縮，1996-1999年東盟國家吸收的外國直接投資從163億美元降至73億美元，它對以投資—出口推動的東盟國家經濟產生較大的影響。同時，近年國際股票市場價格和美、日貨幣匯價的劇烈波動，也引發東盟國家金融市場的動蕩，并危及國內經濟的穩定增長。據美國所羅門美邦公司的研究，日元匯率的變動對泰國、新加坡、馬來西亞經濟的影響分別為：日元每貶值10%，泰國經濟就會下降0.3%、新加坡經濟就會下降0.22%、馬來西亞經濟就會下降0.21%。

日本經濟和匯率波動對亞洲經濟的影響  

日本經濟增長1%

日元增值10%

新加坡

+0.24%

+0.22%

馬來西亞

+0.13%

+0.21%

泰國

+0.17%

+0.30%

中國

+0.09%

+0.15%

香港

+0.12%

+0.10%

臺灣

+0.04%

+0.03%

亞洲

+0.10%

+0.16%

資料來源：美國所羅門美邦公司。轉引自新加坡《聯合早報》2002年12月11日。

其次，金融危機后東盟國家經濟的脆弱性，使之難以抵御世界經濟周期波動的沖擊。

在經歷了嚴重的金融危機之后，東盟國家仍未完全擺脫危機的陰影，各國經濟的結構性矛盾依然尖銳。產業結構調整與升級乏力，國內外投資持續低迷，銀行金融體系重組艱難，國內公司治理進展緩慢，因而政府的反周期經濟政策收效甚微。

20世紀80年代中期以來，隨著全球電子信息產業的蓬勃興起，東盟國家的電子業生產與出口迅速發展，并逐漸成為主導國內經濟增長的關鍵部門。然而，這些國家電子業的發展卻有明顯的脆弱性。它們的對外依賴性強，其零部件與中間原料的進口和電子產品的出口高度依賴美、日等發達國家，受國際市場波動影響大。這一生產方式也易于被后起國家所取代，如在1997-2000年的短短幾年時間，新加坡電子出口就由世界排名第4位滑落至第9位。同時，由于產業結構調整與技術升級緩慢，東盟國家經濟增長因素中的資本增長率和全要素生產率(TFP)均下滑。新加坡1990-1998年平均經濟增長率為7.5%，其中資本增長率和全要素生產率分別為4.2%和1.2%，均比80年代低；（注：新加坡統計局singstat.gov.sg/ssn/feat/3Q99/feat  ju  1991.pdf,2002年3月10日。）泰國1997-2000年平均經濟增長率中資本增長率和全要素生產率分別為2%和-1.8%，也遠低于1991-1996年的11.8%和4%。（注：IMF  Country  Report  No.01/147,Thailand:Selected  Issues,Aug2001.）東盟國家經濟轉型和產業升級滯后，既影響到短期經濟增長的穩定性也制約著中長期經濟發展的后勁。

盡管東盟國家銀行金融機構重組取得一定進展，但國內金融體系仍然十分脆弱。由于銀行和企業結構調整緩慢，國內不良金融資產仍居高不下，據亞洲開發銀行去年4月發表的一份報告顯示，印尼和泰國的商業銀行呆帳率已分別從1998年的50%和43%降至2001年底的12%和10%，但若將其國有資產管理公司已收購而尚未處理的呆帳計算在內，兩國的呆帳率則分別高達50%和25%。而馬來西亞的銀行呆帳率去年1月又回升至12%，大致相當于1998年的水平。菲律賓的銀行呆帳率也從1998年的10%上升至去年1月的18.3%。困擾東盟國家經濟的不良金融資產過高，與國內公司治理進展緩慢密切相關。東盟國家的公司負債率高，如印尼和泰國公司負債率（負債／自有資產）目前仍高達280%，而中小企業眾多加大了債務重組的難度。同時，企業生產結構與管理體制的調整緩慢。因此，東盟國家經濟的微觀結構重組滯后嚴重阻礙金融改革深化和宏觀經濟的穩定。

最后，金融危機后區域國際分工格局的巨變，直接影響東盟國家經濟增長的動力機制。

由于金融危機后區域各經濟體實力的增長，30多年支撐區域經濟高速增長的“雁行模式”(Flying  geese  model)已發生巨大變化。所謂“雁行模式”是指20世紀60年代以來亞洲新興工業化經濟群體(NIEs)產生與發展的一種獨特的區域國際分工形態，即率先實現了工業化的日本將成熟產業轉移到亞洲“四小”（韓國、臺灣、香港、新加坡），后者又將其成熟的產業轉移到東盟四國（泰國、馬來西亞、菲律賓、印尼）。紡織、化工、機械、電子等產業均以這樣的次序轉遞，從而在區域形成了一群處于不同發展階段的新興工業化經濟體。1997年亞洲爆發金融危機，日本、亞洲“四小”和東南亞經濟均受到強烈沖擊。日本經濟長期停滯不前，吸納區域產品的能力下降，對外產業轉移的進程放緩。亞洲“四小”經濟深陷困境，產業升級舉步維艱，對外投資規模銳減。這樣，由日本主導產業轉移過程所決定的區域國際分工格局出現衰變，使得區域內賴以高速發展的增長動力機制和產業循環機制難以順利運行，經濟增長的變數大大增加，從而導致金融危機后東盟國家經濟的急劇波動。

三、東盟國家經濟增長趨勢

進入2003年初，東盟國家經濟已呈現逐漸復蘇的跡象。對今年東盟經濟發展的前景，國際經濟組織一般持謹慎樂觀的態度。據世界銀行新近的預測是，2003年和2004年，印尼經濟增長率分別為3.3%和4%，馬來西亞分別為4.2%和5.5%，菲律賓分別為4%和4.5%、新加坡分別為1.7%和4.9%，泰國分別為4.5%和5%。

從中長期看，東盟國家經濟增長速度將放緩，可能難以再現金融危機前經濟持續高速增長的勢頭。新加坡總理吳作棟曾指出，新加坡未來經濟增長要再現過去30年的高速增長將是不可能。（注：新加坡《聯合早報》2001年8月20日。）內閣資政李光耀也說，如果2003年新加坡實現經濟復蘇，今后每年取得3-5%的經濟增長率，那將是了不起的成就。（注：新加坡《聯合早報》2001年11月12日。）這是因為金融危機后支撐東盟國家經濟持續高速增長的內外條件發生了一系列變化。從國際上，去年世界三大經濟體同時陷入衰退是戰后所不多見的。此后，世界經濟的復蘇緩慢。美國經濟復蘇減慢，歐洲經濟反彈有限，日本經濟衰退仍在谷底，世界經濟可能會進入一個較長的所謂的增長衰退時期。同時，由日本主導產業轉移過程所決定的區域國際分工格局出現巨變，使得區域內賴以高速發展的增長動力機制和產業循環機制難以順利運行。此外，東盟國家經濟還將面臨周邊國家的激烈競爭。從國內看，東盟國家正處于經濟轉型的關鍵時期。短期內，各國經濟的結構性矛盾難以解決，政府推行的宏觀經濟政策成效有限，產業結構調整與升級非一蹴而就，因而國內經濟增長方式轉變尚需時日。許多國家不僅要經歷經濟轉型和結構調整的痛苦過程，還將面臨國內政治和社會不穩定的拖累，尤其是2004年印尼、馬來西亞、菲律賓將面臨大選。

與此同時，東盟國家經濟增長波動將會有所增大。隨著經濟全球化與信息化進程的加快，世界各國經濟增長波動的同步性增強，它將直接影響到東盟國家經濟增長的穩定性。美、日等發達國家“高科技泡沫”破裂后，世界的電子工業迅速衰退，國際市場對電子產品的需求急劇萎縮。尤其是全球電子信息產業的生產周期日益縮短，目前一個周期平均只能維持兩年半的時間，這就使得以電子業生產與出口為主導的東盟國家經濟增長周期也將縮短，從而導致國內經濟增長波動起伏加大。

收稿日期：2003-04

【參考文獻】

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第2篇：經濟增長趨勢范文

內容摘要：本文針對目前西部經濟增長的幾種主要模式：招商引資模式、民營經濟模式、傳統產業結構模式、低成本勞動力模式等進行了分析論證，并對其經濟增長方式轉變提出了思路，以期為縮小東西部經濟差距、促進西部經濟良性持續發展提供借鑒。

關鍵詞：西部經濟增長模式資源耗費產業結構勞動力成本

西部地區如何實現經濟快速、持續增長，以及經濟持續增長會給西部帶來怎樣的影響，是我們在選擇西部經濟增長模式時必須面對的一個重要課題。西方工業國家早已完成了經濟增長模式的轉變，即從以能源，尤其是以資本的增加帶動經濟發展的傳統模式，轉變為依靠技術進步和服務業的發展促進經濟的增長。這種新的經濟增長模式的特點是集約式的，效率更高。而我國西部經濟增長主要還是依賴于傳統模式，以消耗資源、增加投資為特點，往往造成人與人的關系緊張，人與自然的關系緊張。本文將對現階段我國西部經濟增長模式進行分析，并對其增長模式的特點和存在的主要問題進行揭示，從而為西部地區經濟增長模式轉變提供參考。

招商引資促進經濟增長模式

近年來，西部各省、自治區、直轄市大力從沿海等經濟發達地區招商引資，并在稅收和土地政策等方面給予了極大的優惠；為了鼓勵個人或中介組織招商引資，很多地方政府還設立了專項獎勵基金；此外，還通過政務公開，簡化審批手續，實行服務承諾制，建立“綠色通道”等完善招商引資的軟環境。顯然通過對外招商引資，能擴大地方投資規模，實現地方經濟增長的目的。

但由于受地理、信息、通訊、交通、人才等問題的制約，西部地區的招商引資一直舉步維艱。例如2004年青海省引進內資（省外招商）盡管實現了一次大的飛躍，達到73億元，但這個數字不到天津當年實際利用內資額238.75億元的1/3；實際吸收外資僅2.25億美元，為廣東當年實際吸收外資100.1億美元的2.24%。西部地區最大的優勢就是資源豐富，而各地政府往往抓住地方資源大做文章，招商引資。能源富集、電價低廉、土地征用成本低等成為西部招商引資的重要法寶，而這正好使得飽受高污染、低效率之苦的我國東部地區和其它經濟發達國家再也不能容納的高能耗、高污染企業找到了“生存之地”。于是，近年來西部成了高耗能工業發展的集中地。據了解，青海的氧化鋁企業90%都是近10年來因東部地區電力緊張而移植西部的；重點扶持的20家工業園區中，有5家被冠以“高載能園區”的名稱，其以高耗能產品為主的園區約占一半。西部其它地方在招商引資中所出現的情況也大致相同。

招商引資模式確實在短時間內使西部一些地方的經濟總量有所增長，但高能耗企業的大量引入，使得西部各省、自治區、直轄市原來并不突出的能源供需矛盾變得突出起來。比如青海省工業用電占總用電量的80%，而高能耗企業的用電又占工業用電的90%以上；內蒙古電力缺口達到70%。許多西部地區形成了以高耗能產業為支柱的經濟結構，發展高耗能產業成了西部經濟增長的重要模式。雖然招來了“東資”，但引進的大多是一些高能耗、勞動密集型的產業，同時帶來還有“東污西移”，破壞了西部地區脆弱的生態，加劇了環境的進一步惡化。因此西部地區在招商引資過程中，不能因為招商而犧牲資源與環境，要實現可持續發展，必須大力降低資源的破壞性開發和浪費，保護已經十分脆弱的生態環境。

民營經濟促進經濟增長模式

民營經濟發達的地區，經濟增長、社會就業、政府收入明顯好于其他地區。西部經濟增長緩慢，與民營經濟發展滯后密切相關。這種發展滯后，一方面表現為民營經濟所形成的經濟增加值相比發達地區顯得過低。例如：在西部民營經濟比較發達的重慶市2005年民營經濟占經濟總量51%，而東部民營經濟較發達的溫州占85%，寧波占84%。再如2005年上海民營經濟占GDP的近40%，但其民營經濟總量卻達到7624億元，遠遠高于重慶市的民營經濟總量1590億元。另一方面，西部民營經濟發展的方式滯后，主要體現為西部民營經濟的發展大多是依賴于地方資源，技術含量低，產品附加值低。西部民營經濟中的加工業大多為農副產品的初級加工，精加工能力差，產品檔次比較低、科技含量少，大多尚未采用國際衛生、技術和行業標準，同發達國家和地區相比有很大差距。西部民營經濟主要還是屬于勞動密集型產業，產業結構依然處于傳統結構階段。而經過20多年的發展，我國東部地區的民營經濟很多已經完成了產業結構的升級，出現了許多發展勢頭強勁的科技型、資本密集型企業。同時西部民營經濟的技術開發和創新能力還遠遠不能適應國內外市場的競爭需要，大多僅僅停留在對國內外技術簡單消化吸收與改良階段。

市場經濟發展到今天，民營經濟在市場經濟中的作用已得到各方面的共識，西部地區各級政府對其也十分重視，并制定了若干發展措施。但東西部民營經濟的差距卻越來越大，西部民營經濟對地方經濟增長的促進作用卻遠遠不如東部。東部民營經濟迅速發展，固然有很多客觀因素，尤其一些自身優勢，但西部地區同樣有自身的優勢，如何抓住自身的優勢資源，改變目前西部地區民營經濟發展滯后、難以對地方經濟形成質的飛躍這樣一種局面，是當前我國轉變經濟增長模式所應關注的重要問題。

傳統產業結構推動經濟增長模式

我國西部地區經濟的增長很大程度上還依賴傳統的產業結構，而這種產業結構的不協調問題比沿海等經濟發達地區更顯突出。首先，從農業來看農業基礎十分薄弱，傳統農業占據了主導地位，農業和農村經濟結構不合理，農業綜合效益不高；由于工業的落后，工業反哺農業難以實現；同時長期阻礙經濟發展的“城鄉二元結構”問題和“三農”問題在西部更嚴重，制約了農民收入水平和消費水平的提高，而且影響農村市場的開拓，進一步限制了其它產業乃至整個國民經濟的快速增長。其次，從工業來看，雖然我國西部工業的整體水平有了很大的提高，但傳統產業、低技術含量和低附加值的產業仍占主導地位，高新技術產業發展相對滯后。裝備制造業水平不高，而制造業是最主要的工業部門，是地方經濟增長的重要推動力之一。在20世紀90年代，由于自然條件、經濟基礎等方面的差異，東西部制造業發展的差距進一步拉大，東部地區在90年代制造業中心地位得到加強，特別是東部沿海地區制造業比重進一步增加。相反，西部省市90年代的制造業占全國份額普遍下降，1990—2001年，我國東部地區制造業所占比重由50.9%增加到65%，而西部地區的比重則由15.2%下降到10.2%。（據《中國統計年鑒2002》計算）工業技術裝備水平落后，能源、原材料消耗就提高，產品的層次和附加值就低。同時，實施西部大開發以來，西部各地均把開發投資的重點放在基礎設施和生態環境建設等領域，而對特色產業特別是加工制造業的發展沒有引起足夠的重視，導致西部工業推進緩慢、增長乏力，工業競爭力和市場份額下降，使西部大開發缺乏長遠的產業支撐。工業化推進緩慢，不僅難以吸納大量從農村轉移出來的剩余勞動力，而且會嚴重制約西部經濟的增長。再次，從服務業來看，雖然西部地區在文化產業、旅游產業、房地產業、中介服務業、社區服務業、農村服務業等方面與東部發達地區差別較小，發展程度較接近；但在現代物流業、科技服務業、信息服務業、金融業等方面卻有較大差距。并且本身我國服務業增加值占GDP的比重只有32%左右，不僅大大低于全世界平均64%的水平，而且低于低收入國家平均45%的水平。服務業不發達，就不能為其他產業提供便捷、高效、質優、價廉的服務，就難以促進其它產業的專業化分工和技術創新，影響競爭力的提高，并最終降低經濟增長的效率。

產業結構不合理，影響了西部經濟總體效益的提高。西部地區如何因地制宜，充分發揮比較優勢，形成合理的地區產業機構，在鞏固和加強農業基礎地位上，改組改造傳統產業，積極發展高科技產業，振興裝備制造業，全面發展服務業，形成自身的特色支柱產業，促進西部經濟的有效增長，是選擇西部經濟增長模式時應思考的又一個重要課題。

低成本勞動力促進經濟增長模式

西部地區經濟增長，不管是對外招商引資，還是發展本地民營經濟，最終往往形成的是高能耗、低產出的勞動密集型產業；產品競爭主要還是依賴于廉價的勞動力成本，這種低成本的競爭力是有限的，也是不長久的。

第3篇：經濟增長趨勢范文

【關鍵詞】經濟增長δ趨同β趨同俱樂部趨同政策建議

一、問題提出

趨同，即在經濟增長的過程中，落后的經濟體比領先的經濟體增長要快，最終總體水平達到一致。趨同是屬于經濟增長理論范疇內的一個假說，假說也就是并不一定成立的命題。中國自改革開放之后，各地區的經濟都發生了巨大的變化。近30多年來，各地區的經濟增長率產生了一定的差異。將國外的趨同理論用于研究中國經濟增長，可以對經濟增長有更直觀的認識，能夠評價經濟增長是否處于一個平衡增長的勢頭。

二、研究模型與方法

對經濟進行趨同檢驗的方法主要有兩個，一個是傳統的δ趨同檢驗，另一個是新古典趨同理論采用的β趨同檢驗。在δ趨同檢驗中，利用中國各省市面板數據進行分析，通過樣本數據標準差的變化來反映經濟是否存在趨同收斂。β趨同反映人均收入水平在一定時期的增長，通過對一定時期內（本文中分析的是中國1978-2012年這個區間）人均GDP增長率與初始人均GDP的回歸分析，通過變量系數的符號判斷經濟趨同是否存在。本文主要采用的模型是Barro和Sala-I-Martin（1995）提出的β模型：

其中，為年份跨度，、為參數，，為誤差項。而表示i省（市）t期實際人均GDP，則表示i省（市）期初實際人均GDP。

三、趨同檢驗與分析

本文采用人均GDP 作為經濟β趨同的衡量指標，共選取了1978-2012年中國大陸31個省（市）的相關數據。由于1978 年的改革開放使我國的經濟結構等多方面發生了巨大的變化，以及2000 年實施了西部大開發，對我國區域經濟的發展產生了很大的影響。故本文將1978-2012年分為兩個時間段，即是1978-1999為改革開放前期和1999-2012年的西部大開發時期（或改革開放以來后部分時期），另外加上1978-2012年總樣本期。

（一）δ趨同檢驗分析

δ趨同指各國或地區的人均收入水平差異隨著時間的推移而趨于減少。一般用國家或地區間的對數人均收入或產出的變異系數（對數人均收入或產出的標準差比上其對應的期望值）來衡量。

利用中國31省市1978-2012年對數人均實際GDP的面板數據，計算出相應的變異系數來分析中國省域經濟的δ趨同情況。從得到的結果來看，1978-2012年各省市對數人均GDP的標準差沒有表現出明顯的趨勢傾向，其對數人均GDP的均值呈現增大的趨勢。我們將變異系數隨著年份的變化用線形圖表示出來。

變異系數在反映各省市差異變化的同時，也能說明經濟的趨同的收斂性是否存在。如圖一所示，變異系數從1978年的0.093下降到2012年的0.039。其中只是在1990年以后出現短暫的一輪經濟趨異，但是從整個樣本期來講，反而存在著明顯的δ趨同，說明1978-2012年期間，隨著改革開放和西部大開發的進行，各省市人均實際GDP的差異存在著縮小的趨勢。

圖一 中國各省市1978-2012年人均GDP的δ趨同檢驗

（二）絕對β趨同檢驗分析

在進行β趨同的檢驗分析中，我們把整個樣本期分為兩個階段，分別考慮兩個時期的趨同和趨異情況，

一方面是改革開放初期（1978年改革開放以來直到世紀末），各省市經濟是否存在趨同收斂;另一方面是1999年西部大開發以來中國各省市經濟的地區性差異變化情況。

針對1978-1999年、1999-2012年和1978-2012年的數據做回歸分析，可以得到各階段的β趨同檢驗回歸結果，如下表所示：

表一 各樣本期β趨同檢驗回歸結果

如上表所示的回歸結果顯示，在5%的顯著性條件下，1978-2012年和1999-2012年這兩個樣本區間都通過了顯著性檢驗，而1978-1999年則沒有通過顯著性檢驗，但是這三個樣本區間檢驗的擬合優度都很差，不過我們仍然可以從中判斷出總體的趨勢，即初始GDP與增長率之間存在著負相關關系，就是存在β趨同。而且，從表中可以看出，各個樣本期趨同速度分別為0.82%、0.53%和1.15%，1999-2012年間的趨同速度較快，即西部大開發以來，各省市人均GDP差異縮小的速度加快了。

（三）條件β趨同檢驗分析

為了區別1978年、1999年經濟經濟政策給我我國省域經濟帶來的影響，并綜合東中西部地區的經濟地域差異，可以引入地理位置虛擬變量D1i和D2i來加入研究地域經濟差異因素之后的β趨同情況。

其中;

以各省市截面的人均GDP 增長率作為因變量，通過引入外商直接投資等經濟控制變量，考察在地理空間效應和這些控制變量的共同作用下，省域經濟增長的趨同趨勢及其影響因素。此時，引入這些變量的條件β趨同模型為：

其中a、b、c、d、e均為參數，為人均外商直接投資自然對數。

再采用加權最小二乘法，即以殘差絕對值的倒數作為權重進行加權。檢驗結果如表2所示。

從表2中的檢驗結果可以看出，引入的FDI經濟控制變量的系數為正數，說明經濟增長率與FDI呈現出正相關關系。也就是說，更高的FDI能夠推動經濟更快的增長。

表二 1999-2012年條件β趨同檢驗回歸結果

四、結論和政策建議

（一）結論

由前面的趨同檢驗分析可知。自1978年以來我國31個省市的經濟增長存在一定的負相關性，即初始人均GDP與經濟增長率直接呈負相關關系，即存在著β趨同，但是這種趨同并不明顯。由于我國地區經濟發展中的地理位置因素，我國經濟發展逐步形成了東中西部的三個趨同俱樂部，并且地區經濟差異較大。在引入一些其他經濟控制變量如外商直接投資后，能夠更好的解釋這種趨同現象。

（二）政策建議

我國各省市經濟總體β趨同較弱，俱樂部趨同顯著，而且省級經濟體之間的差距有擴大的趨勢。故首先中央應該加大重視地區差異力度，可以在制定區域經濟政策時，給予經濟發展初級地區更多的政策傾斜和制度供給，以促進其地區經濟快速增長。

其次，如果在今后對中西部地區的開發不注重市場機制的利用，而過多地采取一些政府干預市場的措施也勢必影響開發效果。實施西部開發戰略并不僅僅意味著要投入資金，軟環境的建設可以起到事半功倍的效果。

第三，加快中西部地區改革開放步伐，也是促進其經濟增長速度的重要杠桿。但開放程度在很大程度上是由外生的制度決定的，因此要實現地區間經濟增長的趨同，首先要做到政策的趨同。

參考文獻：

第4篇：經濟增長趨勢范文

一、上半年投資消費對經濟增長的貢獻率分析

(一)上半年經濟增長比去年同期有所加快，但低于一季度增長水平，在全國的位次下降

今年以來，我區著力進行產業結構的調整，經濟增長的重心從以增長速度為主向速度與質量并重轉變，1-6月份生產總值達4690.29億元，增長速度為15.8％，比上年同期水平下降了0.5個百分點，比一季度下降了1.7個百分點，在全國的排名為第9名。

從我區三次產業增長情況看，二季度第一產業增長5.8％，第二產業增長19％，第三產業增長12.3％。與去年同期相比，盡管經濟增長總體水平略有下降，但第一、第二產業增長均有所加快，第三產業增長則下降幅度較大，為1.9個百分點：與今年一季度相比，三次產業增長均有不同程度的下降。

(二)上半年固定資產投資對經濟增長的貢獻大幅度下降，未來經濟增長動力亟待加強

值得注意的是，根據近年來我區經濟增長慣例，二季度GDP增長普遍快于一季度，究其原因，我區消費增長變化幅度相對較小，對經濟增長的貢獻相對穩定，而我區出口的絕對量較小，對經濟增長的貢獻極為有限，因此支撐二季度GDP增長的主要動力在于投資。往年二季度恰是我區固定資產投資增長高峰，如2009年上半年全區規模以上固定資產投資增長41.1％，對經濟增長的貢獻率為193.8％。而今年上半年，我區固定資產投資為3432.59億元，對經濟增長的貢獻率下降到40.67％，降幅相當大。

(三)上半年消費對經濟增長的貢獻率也有較大幅度回落

今年上半年，全區社會消費品零售總額增長18.6％，高于去年同期水平0.1個百分點，但對經濟增長的貢獻率從上年的49.2％降為19.79％，降幅約為30個百分點。其主要原因除價格因素外，在于上半年投資增長下降時，消費增長未能及時跟進，其有限的升幅難以與投資增長形成有效互補，進而彌補投資增長對經濟增長的貢獻率缺口。

(四)下半年保持需求對經濟的拉動力任重道遠

去年上半年固定資產投資和社會消費品零售總額對生產總值的貢獻率之和約為253％，而今年上半年二者之和僅為61％左右，差距相當大。1-7月份，投資和消費需求狀況并無明顯好轉，固定資產投資總額增長15.8％，比1-6月份又下降了0.4個百分點：社會消費零售總額增長從上半年的18.6％提高到18.7％，僅僅上升了0.1個百分點。

造成投資增長下降的原因是多方面的。應該看到今年投資的增長，是在去年的高基數上取得的，受政策性因素影響較大，要繼續保持投資的高速增長難度很大。但從主要行業固定資產投資增長情況看，1-7月份農林牧漁業、制造業、電力、交通、水利等行業同比增幅普遍下降較快，僅為上年增幅的4至5成：從新開工項目看，比上年下降了19.7％；從資金供給看，1-7月份金融機構貸款余額同比增長為22.8％，比上年同期下降了21個百分點，顯示資金面趨緊。由此可見。目前的經濟增長水平相當程度上是依靠大量增加庫存取得的，要實現全年經濟目標，下階段需要著力擴大有效需求，尤其是要加大固定資產投資增長，并著力刺激居民消費需求的增長，以保證經濟“又好又快”增長。

二、下半年我區投資及消費需求增長趨勢判斷

(一)下半年國際國內經濟環境

據有關方面分析，今年以來美國經濟增長速度逐步回落，二季度GDP折年率上升2.4％，低于市場預期的2.6％和一季度的修正值3.7％，庫存投資、消費者支出和貿易增長均出現減慢跡象。6月份OECD綜合先行指數(LEI)顯示，美國先行指數經過4個月的增長放緩后，出現了2009年2月以來的首次負增長，表明經濟復蘇動力正在減弱，未來6個月經濟增速將進一步放緩。與此同時，美國商務部修訂了自2007年開始的一系列經濟數據，表明本次衰退要比人們之前判斷的還要嚴重，美國經濟二次探底的可能性加大。

在此國際背景下，我國經濟增長在一季度在達到近期增長高點11.9％之后，二季度同比增速回落了1.6個百分點。當然，去年基數比較高是其重要原因，此外國家為防止經濟過熱所采取的一系列宏觀調控政策也發揮了重要作用。據三季度國家統計局、中國物流與采購聯合會1日報告，8月份我國制造業采購經理指數(PMI)為51.7％，比上月提高0.5個百分點。這是PMI指數連續3個月回落后的首度回升，并持續位于臨界點50％以上，表明我國制造業經濟總體仍呈現增長態勢，經濟增長的內在動力不斷增強。展望下半年，預計我國經濟將降中趨穩，隨著新型戰略產業的逐漸發展壯大，將形成新的經濟增長點，在諸多經濟因素的共同作用下。有望實現全年8％的經濟增長目標。

(二)下半年我區投資與消費增長預測

從圖2可見，去年以來，我區固定資產投資增長呈現逐步回落態勢。今年尤為明顯，1-7月份為增長最低點。其原因固然與去年基數較高有。關，宏觀形勢變化背景下國家加大調控力度也是其中的重要原因。今年以來，我區上報國家的項目相當數量未能獲得核準，影響了新開工項目規模。預計下半年為防止通貨緊縮國家將適當放寬宏觀調控力度，資金供給也將有所緩和，這將為我區加快投資增長提供較上半年寬松的宏觀環境。另一方面，從自治區自身的情況看，自治區領導對當前投資的下滑極為重視，專題研究如何推進項目建設，著力加快投資增長，以保持其對經濟增長的拉動力。綜合上述因素，預計我區下半年投資增長將逐漸扭轉目前的不利局面，固定資產投資增長速度在三季度將逐步回升，全年增長8700億元的目標有望如期實現。

第5篇：經濟增長趨勢范文

關鍵詞：公路運輸；區域經濟；相關性；發展

現代化的進程加快，在加速經濟發展步調的同時，也促進了交通運輸業的發展完善。現階段，我國的運輸方式多種多樣，主要包括：陸路運輸、海路運輸、航空運輸等，其中以陸路運輸為主，而公路運輸又是陸路運輸的重中之重。城市現代化不斷地推進，對其基礎設施的要求也不斷提高，公路運輸作為交通運輸的一種，具有靈活性強、建設資金少、投入低、“直接送貨上門”等優點，是現代的主要運輸方式。它與區域經濟具體有哪些關系，下面我們來進行詳細的研究。

一、公路交通與區域經濟發展關系的理論分析

交通運輸既是人類地域活動的物質基礎，又是商品流通的重要保證，是聯系生產、分配、交換和消費的紐帶。研究公路交通與區域經濟發展關系對于改善區域交通狀況、改善投資環境、帶動產業結構調整、促進經濟發展等具有重大的現實意義。

（一）公路交通系統分析

交通運輸的發展，不僅僅是一種單純的技術進步與滿足需求的產物，它以一種主導產業的身份和作用促進了經濟的發展。交通運輸系統包括鐵路、公路、航空、水運和管道五種運輸方式。在市場經濟條件下，各種運輸方式的技術經濟特征有所不同，既分工合作，又存在激烈的市場競爭。與其它四種運輸方式相比，公路運輸有以下幾種優勢：1. 公路運輸靈活，適用性強。2. 公路運輸具有運送速度快，可實現門到門的運輸的特點。3. 公路運輸涉及面廣，深入腹地，便于普及。

（二）區域經濟系統分析

區域經濟是由空間資源組成的地區經濟集合體，是國民經濟的組成部分，起著連接地區經濟與國民經濟的橋梁作用。區域經濟是指一定地區范圍內的社會物質生產和再生產的活動，即該地區內所發生的各種經濟活動及其資源配置活動。區域經濟一般具有整體性、開放性、動態性三個共同特性。

二、公路交通與區域經濟之間的相互影響

區域經濟的構成因素有很多種，包括人口、土地、環境和市場發展水平等諸多要素，其涵蓋了工業、農業、交通運輸業等，因此交通運輸是區域經濟的一個組成部分。

（一）公路交通對區域經濟發展的影響

公路交通在我國區域經濟發展中的作用，主要是其運輸優勢的發揮以及它對國家發展建設所起到的作用。公路運輸建設的發展和完善，是國家高度發展、文化繁榮和國防安全的重要前提，并且對于人們生活水平的提高和需求的滿足起到了很大的作用。下面我們來談一談公路建設在哪幾方面對區域經濟產生影響。

1. 公路運輸參與生產促進經濟發展

第一，公路運輸過程中所進行的活動，在貨物的裝卸、運輸、搬運等進行產品服務的過程中，直接創造勞動收入，創造就業機會。可以說公路運輸是經濟和價值的直接創造部門，對經濟的發展有直接的推動作用；第二，在公路建設的過程中需要投入大量的勞動力和資源，并且在建設的過程中，對其國民經濟的消耗占據了三個產業，拉動了三個產業的增長。同時在公路建設的過程中對于建筑材料、機械、人力的需要，也相應的拉動了區域經濟的進一步發展，增加了經濟的產出。

2. 公路交通優化生產力布局

公路交通對生產力布局的合理安排，可以有效地對生產要素進行分配，將生產要素轉化成直接的生產力，以促進區域經濟的健康發展。公路交通對區域經濟和生產力的布局具有重要的影響。公路運輸的發展，在方便交通的過程中，使各區域的聯系愈加密切，形成緊密的公路網。公路交通的暢通和便捷不僅可以加速區域的發展，更會減少區域經濟發展的障礙和困難，進一步擴大企業的經營規模和市場占有率，優化了生產力布局。使我國的國民經濟向著更好更快的方向發展。

3. 公路交通優化產業布局

現階段，我國國民經濟依然以第一產業為主，第二產業為輔，第三產業發展快速，但是所占比重較少。公路交通的全面發展，可以使各企業之間的聯系更加頻繁，加快信息的流通速度，和產品的運輸效率。并且，公路交通也是一種產業，它的存在和不斷完善，有利于調整產業布局，減少第一產業在我國國民經濟發展中的比重，優化產業布局。公路交通與區域經濟之間的聯系，一方面體現在對其他產業的需求；另一方面體現在為我國各種產業的發展提供運輸、裝卸等服務，促進國民經濟規模的擴大，增加其經濟效益，促進產業結構布局的進一步優化。

4. 公路交通對旅游業的影響

隨著經濟的發展，人們生活水平不斷的提高，越來越注重對生活質量的追求，旅游逐漸成為人們休閑娛樂的重要項目之一，現階段，旅游業的發展如日中天。在人們進行旅游地點選擇時，大部分的人都會選擇交通便利的地方進行參觀，旅游地點的交通設施完善會吸引大量的游客，這樣不僅會增加城市居民的經濟收入，更能提升城市的面容面貌。就目前的形勢來看，我國的旅游景點大多在偏遠的地區，并且交通運輸的情況差，交通網疏松，這樣就降低了游客的⒐勐剩導致游客的出行受到限制。但是公路運輸擁有靈活性高、造價低等特點，不僅方便了游客可以深入景點內部，更能保證游客在旅途的過程中，保持心情的舒暢。

5. 公路交通運輸業對新農村建設影響大

一直以來，新農村建設問題備受黨和政府的關注，目前國家正在進行有效的實施。在社會主義新農村的建設中，交通運輸占據很重要的地位，例如，新農村的建設要積極地引進城市的先進設備和大型的農業器具，學生上學、人口外出必須要有交通運輸的保障。公路交通是農村主要的交通運輸方式，是農村經濟結構調整、農民生活水平改善和經濟收益提高的重要途經。加強農村公路的建設，不僅能改善農村的交通運輸條件，還能提高投資力度，改變農村的整體風貌，加強農村與外界的聯系，改變以往南坪村故步自封的局面，提高人們的整體素質和審美，加快新農村的建設步伐。并且，公路交通的發展還可以促進農民就業，有利于農村和城市之間的互動，縮小二者之間的差距，更有利于社會主義新農村的建設。

（二）區域濟發展對公路交通的影響

區域經濟的發展壯大，在提高區域經濟實力的同時，基礎設施建設也得到相應的提升，尤其是對公路交通運輸業的影響是巨大的。區域經濟水平提高，促使區域經濟活動加強，人員和原材料的流通更加頻繁，引起交通運輸的增長。再者來說，區域經濟的提升意味著區域的整體實力增強，會吸引更多的投資者致力于區域經濟的建設當中來，這就對區域的交通運輸的要求也隨之提升，況且，交通運輸業作為一門產業，也是投資者的首選目標和投資方向之一。區域經濟對交通運輸業的發展主要有以下方面的影響。

1. 區域經濟發展需求影響交通運輸的規模。公路交通運輸作為一個產業部門，為需求的滿足而存在，在需求規模的不斷擴大中得到發展。任何時期，經濟的發展所產生的對人、物空間位移的需求，正是運輸市場存在和發展的源泉。

2. 區域經濟發展的實力支持運輸業的發展。發達國家先進的運輸系統使發展中國家的運輸系統相形見拙，但先進的運輸系統不是憑空而來的，它需要技術、資金和人力，這都需要經濟的發展為其提供條件。

3. 生產力布局影響交通運輸布局。在發展運輸業的過程中，離不開運輸的合理布局，如運輸線路的分布、運輸企業的選址、站場位置的選取等，都被當作運輸布局的重要內容。

三、結語

公路運輸作為區域經濟發展中的重要環節，其發達程度與區域經濟的發展水平有著密切關系，交通運輸的暢通與否、交通網的密集程度是影響區域經濟建設的首要因素之一。因此，區域經濟要想又好又快的發展，就必須完善公路交通的建設，使經濟發展的通道得以打開，交通運輸還能改善區域經濟結構，使其更加的合理優化，增加就業率。同時，區域經濟的發展又為公路交通行業提供有力的經濟支持和建設保證，區域經濟水平直接影響公路建設水平。公路運輸與區域經濟建設相輔相成，二者相互促進，相互影響，因此必須同時加強區域經濟建設和公路交通運輸，保證二者齊頭并進，共同致力于和諧社會的建設和整個國家的發展。

參考文獻：

[1]蔡劍紅，朱道林.多空間尺度普通住宅用地的合理地價研究[J].中國房地產，2012（02）.

[2]曹建軍，劉永娟，李金蓮.江蘇省區域經濟差異的多尺度研究[J].地域研究與開發，2010（05）.

第6篇：經濟增長趨勢范文

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。可以預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。跨國公司作為經濟全球化的主要載體和推動者，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。或是進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、專業化和規模化程度加深，也促使服務業部門澎湃的發展。

第7篇：經濟增長趨勢范文

關鍵詞:中部六省;地級市區數據;金融發展;經濟增長;分位數回歸

中圖分類號:F127文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2010)12-0115-04

金融與經濟增長關系問題的理論研究可以追溯到熊彼特(Schumpeter,1911)、戈德史密斯(Goldsmith,1969)、愛德華?肖(Edward S. Shaw,1973)、羅納德?麥金農(Ronald I. Mckinnon,1973)和盧卡斯(Lucas,1988)等等緊跟其后進行深入研究 [1~3] 。近十多年來,單個國家和跨國家的實證文獻得以迅速的積累,從國別、跨國研究到多時空尺度的區域研究 [4~6]。現有文獻集中于被解釋變量時間維度特征的條件均值統計建模,兩個比較有理論和實踐意義的拓展方向是:其一,基于被解釋變量空間維度特征進行空間統計數據挖掘,空間統計學可以提供方法支持;其二,對橫截面數據、聚合數據(Pooled Data)或者面板數據(Panel Data)進行被解釋變量的條件分位數統計建模。本文主要是就后者進行一個研究嘗試:基于中國中部六省共82個樣本地級市區的聚合數據(Pooled Data),運用條件分位數回歸方法進行區域金融發展與經濟增長關系的實證分析。

一、條件分位數回歸方法的基本思想和主要優點

Koenker和Bassett (1978)最早提出線性分位數回歸的理論 [7]。分位數回歸是對以古典條件均值模型為基礎的最小二乘法的延伸,用多個分位函數來估計整體模型。中位數回歸(最小一乘回歸)是分位數回歸法的特殊情況,用對稱權重解決殘差最小化問題,而其他條件分位數回歸則用非對稱權重解決殘差最小化。

由于分位數回歸本身計算的復雜性,所以它沒有迅速普及,但相關的理論研究在逐步地完善。由于分位數估計可以選擇不同的分位(tau:τ)的對被解釋變量分布的頭尾部分進行研究,將不同的分位數回歸結果綜合就得到了該條件分布的完整描述。在研究對象的分布呈現異質性,如不對稱、厚尾、截斷性等特征時,分位數回歸方法具有明顯的優勢[8]。因此,越來越多的研究將其用于分析在被解釋變量的不同水平下受到解釋變量影響作用的差異和變動[9~12] 。分位數回歸大致可以分為參數回歸模型、非參數回歸模型、半參數回歸模型這三類,每種模型都有其各自的估計方法。

分位數回歸采用加權殘差絕對值之和的方法估計參數,其優點體現在以下幾方面:(1)它對模型中的隨機擾動項不需做任何分布的假定,這樣整個回歸模型就具有很強的穩健性;(2)分位數回歸本身沒有使用一個連接函數來描述因變量的均值和方差的相互關系,因此分位數回歸有著比較好的彈性性質;(3)分位數回歸由于是對所有分位數進行回歸,因此對于數據中出現的異常點具有耐抗性;(4)不同于普通的最小二乘回歸,分位數回歸對于因變量具有單調變換性;(5)分位數回歸估計出來的參數具有在大樣本理論下的漸進優良性[11~12] 。現在主流的統計軟件都可以加載分位數回歸軟件包,分位數回歸也就自然而然地成為經濟、醫學、教育等領域的重要分析工具。本文的實證分析運用EViews6.0進行計算。

二、對象描述、模型設定與數據來源

按照《中國區域經濟統計年鑒》(2001―2007)的界定,考慮到行政區劃的局部調整,中國四大經濟地帶省級省市區和樣本地級市區的分布情況如下:東北三省36個地級市區,東部十省市87個地級市區,中部六省82個地級市區,西部十二省區131個地級市區,全國三十一省市區共336個地級市區。這里選擇中部六省82個地級市區,針對地級市區的金融發展與經濟增長的關系進行實證分析。

在經濟增長的實證研究文獻中,生產函數是一個被廣泛運用的基本估計框架。這里也將它用于分析區域金融發展與區域經濟增長關系的實證研究,設定總量生產函數(t期)的形式,把產出抽象為金融發展水平與控制變量的函數,控制變量是除金融發展水平以外的其他主要影響因素,可以表述為:

Yt=f(Financet,Comtrolt,) (1)

其中,Yt是產出或者增加值,一般用國內生產總值GDP替代;Financet是金融發展水平;Contiol是控制變量。

一般地,如果進行彈性研究,就可以在柯布―道格拉斯型生產函數的基本形式的基礎上具體拓展。為了基于可得數據研究中部六省地級市區的金融發展與經濟增長的關系,這里被解釋變量就取人均國內生產總值反映經濟增長,用GDP表示;解釋變量取兩組變量,即金融發展水平和控制變量。

第一組變量是金融發展水平。根據數據的可得性,這里考慮地級市區金融相關比率指標,用FIR表示,等于金融機構存貸總額與GDP的比。

第二組變量是控制變量。包括那些能夠影響各地區經濟增長的資源稟賦差異的變量,目的是用來控制其他可能導致地區經濟差異的因素。(1)實物資本投入。這里用各地區的固定資本總額占GDP的比值反映各地區的物質資本的投入水平,用INFIXP表示。(2)人力資本投入。在地級市區的研究中,一般用各地區的中小學畢業升學率或者政府財政支出中的教育支出近似的反映各地區人力資本水平。考慮到地級市區財政金融的緊密聯系,這里設置了政府財政支出總額占GDP的比值綜合近似反映各地區人力資本水平,以及財政金融的緊密聯系,用LGEXPP表示。(3)經濟開放程度。考慮到地級市區外國直接投資額與金融的緊密聯系,這里設置了外國直接投資額(或者實際利用外資)總額占GDP的比值綜合近似反映各地區經濟開放程度,以及外國直接投資與金融的緊密聯系,用FDIAUP表示。

根據以上討論,我們是要進行彈性研究,把被解釋變量和解釋變量都取自然對數,則實證研究計量模型的基本形式設定如下:

LnGDPP = β0+ β1*LnFIR + β2*LnINFIXP + β3*LnLGEXPP

+β4*LnFDIAUP+μ (2)

為了保持指標統計口徑的一致性,實證研究的數據全部來源于《中國區域經濟統計年鑒2001―2007》,數據的實際時間范圍是2000―2006年,加入WTO過渡期為2001―2006年,增加2000年的數據是為了增加樣本容量。

三、中部六省地級市區金融發展與經濟增長:條件分位數回歸結果與統計分析

(一)條件中位數回歸和條件均值回歸的估計結果比較

2000―2006年中部六省地級市區金融發展與經濟增長的數據,一共包括82個地級市區七年的共574組樣本數據,樣本比較大。為了進行對比,運用條件中位數回歸和條件均值回歸進行實證分析。由于EViews6.0軟件對變量名稱沒有區分大小寫,以Ln開頭的變量在輸出結果表與圖都顯示為LN開頭的變量。這里主要關注估計方法、統計檢驗(擬合優度、方程顯著性檢驗、變量顯著性檢驗)和方程系數估計結果的異同。

1.估計方法。條件中位數回歸的結果(如表1所示);條件均值回歸的結果(如表2所示)。條件分位數(中位數)回歸和條件均值回歸二者所運用的估計方法是不同的,條件分位數(中位數)回歸運用LAD (least absolute deviations)估計量進行估計,條件均值回歸運用LSD (least squares deviations)估計量進行估計,因此,估計結果自然會因估計方法的不同而有所不同。

2.統計檢驗。條件中位數回歸和條件均值回歸的方程顯著性檢驗(Quasi-LR檢驗、F檢驗)在0.01的顯著性水平下都是統計顯著的。變量顯著性檢驗(t檢驗)在0.01的顯著性水平下都是統計顯著的。由于計算方法不同,兩種估計方法的擬合優度值的大小明顯不同。一般地,基于相同的數據, 偽擬合優度值(Pseudo R-squared)明顯小于擬合優度值(R-squared),調整的偽擬合優度值(Adjusted Pseudo R-squared)明顯小于調整的擬合優度值(Adjusted R-squared)。在表1中Pseudo R-squared 為0.2810,Adjusted Pseudo R-squared為0.2759;表2中R-squared 為0.4351,Adjusted R-squared為0.4311。另外,表2中D.W.值為0.4328顯示了一階序列正相關性,如果運用廣義差分法在模型設定時引入AR(1)就能夠明顯地提高擬合優度值,R-squared與Adjusted R-squared都大于0.85。由于表1的條件中位數回歸沒有進行序列相關性檢驗,為增加可比性程度,這里不給出引入AR(1)的條件均值回歸的結果。

3.方程系數估計。對應系數的條件中位數回歸估計值和條件均值回歸估計值的大小明顯不同。三個解釋變量(LNFIR、LNFIXPP、LNLGEXPP)系數的條件中位數回歸估計值的絕對值明顯大于條件均值回歸估計值的絕對值,LNLGEXPP的系數為負值;一個解釋變量(LNFDIAUP)系數的條件中位數回歸估計值的絕對值明顯小于條件均值回歸估計值的絕對值。四個解釋變量系數對應的條件中位數回歸估計值與條件均值回歸估計值的符號沒有發生改變,其彈性意義也是比較直觀的。

(二)條件分位數回歸估計系數的差異與變動分析

為了深入揭示在經濟增長的不同水平下金融發展和其他控制變量對經濟增長影響的變化,需要在經濟增長的不同分位數水平進行條件分位數回歸估計。具體估計時還主要涉及兩個方面的問題:分位數的選取和系數標準差的計算。首先,在分位數的選取上,這里取10分位數和20分位數分別估計。受篇幅限制10分位數回歸只給出5個分位數的結果,其中,5個分位數(Quantile)的對應分位分別是τ=0.10,0.30,

0.50,0.70,0.90。其次,分位數回歸系數的標準差用自助法(bootstrap)重復抽樣200次求得。取自10分位數回歸的5個分位數的結果(如表3所示),全部20分位數回歸系數的點估計和區間估計的變動情況(如下圖所示)。

1.不同解釋變量系數估計值的差異分析。在經濟增長的某個具體分位數水平,金融發展和其他控制變量對經濟增長影響的大小都不相同。具體地說(如表3所示),在被解釋變量LNGDPP的不同分位數水平,解釋變量LNFIR、LNINFIXP、LNFDIAUP的系數都是正值,絕對值則是LNINFIXP的系數最大、LNFIR的系數次之、LNFDIAUP的系數最小;LNLGEXPP的系數是負值,絕對值都比較大。另外,容易看出,用自助法(bootstrap)重復抽樣200次求得的分位數回歸系數的標準差也有一定的差異。在經濟增長的每個具體分位數水平,解釋變量LNFDIAUP的系數的標準差都是最小,而解釋變量LNFIR、LNINFIXP、LNLGEXPP的系數的標準差都比較大。另外,0.5分位數附近的回歸系數標準差相對比較小,往兩端走靠近0.1、0.9分位數附近的回歸系數標準差相對比較大。值得注意的是,系數顯著性檢驗的尾概率P值出現了兩處大于0.05的情況,即0.1分位數回歸變量LNFIR(該變量估計結果對應的第一行)的尾概率P值0.5911,0.9分位數回歸變量LNFDIAUP(對應結果的第五行)的尾概率P值0.0751。

2.相同解釋變量系數估計值的變動分析。在經濟增長的每個不同分位數水平,某個解釋變量(金融發展和其他控制變量)對經濟增長影響的大小都不相同(如上圖所示),隨著被解釋變量LNGDPP的分位數水平從0.05逐步增加到0.95,解釋變量(金融發展和其他控制變量)系數的點估計(中間帶圓點的折線)和區間估計(上下不帶圓點的折線)都在變動。這里集中分析系數點估計的變動特點具體地說表現為:截距項在7.8附近波動(考慮排版因素,在上圖中略);解釋變量LNFIR的系數是在0.25附近先是比較快地變大,從LNGDPP的0.30分位數處LNFIR的系數開始再逐步微弱地變小(除了0.50、0.80分位數處的兩處小幅跳高以外),中間伴隨著局部的波動,波動的幅度則是在0.40分位數以前波動的幅度比較大,在0.40分位數以后波動的幅度比較小;解釋變量LNFIR系數變動的這一特點基本反映了在中部六省地級市區LNGDPP的不同分位數水平金融中介(商業銀行)作用的基本規律;LNINFIXP系數變化的上升趨勢比較明顯,從0.40一直增大到1.10以上;解釋變量LNLGEXPP的系數表現為明顯的先下降再上升的趨勢,在0.50分位數處系數為最小值-1.0904;解釋變量LNFDIAUP系數變化表現為明顯的逐步下降趨勢,兩端的局部下降更加突出,這從另一方面顯示了在經濟增長的不同分位數水平,中部六省地級市區LNFDIAUP和LNFIR、LNINFIXP、LNLGEXPP對LNGDPP的影響特點是顯然不同的。

(三)實證分析的基本結論和政策含義

總結以上實證分析我們有以下基本結論:條件中位數回歸和條件均值回歸的估計結果表現了一定的差異;與條件均值回歸相比較,條件(多)分位數回歸能夠揭示更加深入全面的數據信息;利用2000―2006年中國中部六省地級市區的數據,條件(多)分位數回歸結果顯示了一方面在經濟增長的某個具體分位數水平,金融發展和其他控制變量對經濟增長影響的大小都不相同,表現了解釋變量作用的差異性,在經濟增長的每個不同分位數水平,某個解釋變量(金融發展和其他控制變量)對經濟增長影響的大小都不相同,表現了解釋變量作用的波動性;實際上,同時進行的分地帶計算結果還表明在經濟增長的每個不同分位數水平,LNFIR、LNFDIAUP對LNGDPP的影響特點在其他地帶(例如全國、東部、西部)的地級市區是顯然不同的[13~14] 。這些基本結果對于制定協同區域經濟增長和金融發展的政策具有一定的參考意義。

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第8篇：經濟增長趨勢范文

關鍵詞 奧肯定律 失業率 GDP

作者簡介：嚴澤岷，中國政法大學商學院經濟學專業學生。

一、引言

改革開放以來，中國的經濟迅猛發展，由一個貧窮落后的國家發展成為一個具有很大國際影響力的經濟體，根據奧肯定律，我國的失業問題本應得到很好的解決，但現實卻是失業率的不斷上升。失業率這一指標是反映整體經濟狀況并且在上市場很敏感。

隨著失業率不斷創新高，人們不禁會問為什么奧肯定律在中國“失靈”了？政府應該如何應對？針對這個問題，國內學者有著不同角度的思考和研究。例如，中國社會科學院人口與勞動經濟研究所所長蔡P（2007年）認為原因是忽略了該定律適用的條件，或者數據的使用是不恰當的①;張時淼、吳憲（2007年）則認為定律只適用于發達國家而中國的經濟水平與美國等國家相差甚遠②;江辰（2012年）的觀點是勞動生產率的大幅度提高、勞動性自愿性失業增多導致了定律失靈③。然而，國內大多數學者傾向于研究長期失業率與經濟增長的實證研究，而忽略了不同的經濟時期的不同情況，經濟快速發展與金融危機時期的對比研究較為缺乏。而這一點正是本文所要解決的。

二、失業率和經濟增長的關系

奧肯定律可以通過這個公式來表示：

其中Y表示實際GDP，Y*表示潛在的GDP，u表示實際失業率，u*表示自然失業率。 為大于零的參數。

通過失業率的變動推測來估計GDP的變動或者是通過GDP的變動預測失業率的變動，實際GDP增速需要至少與潛在GDP相等才能避免失業率過快的上升，在一定程度上揭示了勞動市場和產品市場的相關聯系。在實際應用中，奧肯定律更多的被改寫為失業與超額產出之間的聯系。又如斯蒂格利茨 “根據奧肯的研究，失業率每下降1%，產品增加3%。本文中的研究基于一個相對短的時間內，因此我們暫且假設潛在GDP不變④。

三、經濟增長與失業率的實證分析

（一） 數據采集

本文主要對2000年到2012年GDP與失業率的分析。

表2 2000 到2012 年北京市城鎮失業率數據

（二）檢驗分析

由表一我們可以發現從2000年到2012年，北京市GDP不斷增長，并且增長率均在10%以上，這說明北京市的經濟處于高漲階段。但是從表二我們發現，城鎮失業率也在總體呈現上升的趨勢，與奧肯定律中描述的明顯不符。

為了考察實際GDP增長率和失業變化率之間的關系，給出了兩個變量的散點圖（如下圖）。散點圖可以直觀地呈現出GDP增長率與失業變化率之間的關系是松散的，并無線性關系。數據顯示在北京市“奧肯定律”所表達的規律并不適用。

圖1 實際GDP增長率和失業變化率

（三）原因解釋

為何數據并沒有呈現出奧肯定律的規律？原因是多方面的。

首先，數據可能是不準確的。由于國家統計局公布的數據只是登記失業率，并不是根據國際勞工組織（ILO）推薦的方法和定義進行調查并估計的城鎮調查失業率。沒有進行登記的失業人員并未算入在內，因此中國存在大量的隱性失業。一方面，下崗職工并未計算入失業人員，但實際情況卻是下崗人員處于無工作狀態。另一方面，農村的富余勞動力并沒有登記在冊，這部分人并沒有統計到失業人口當中。因此這個失業率的數據并不能真實的反映就業形勢。

第三，技術的進步帶來大規模的失業。技術的革新最直接的成果就是勞動生產率的大幅度提高和自動化普及。而這均會使得對人工勞動力的由高需求變為低需求，新的技術將直接替代大量的工作崗位⑥。那么我們可以得到一個結論：就業的變化取決于技術革新所替代的工作崗位和經濟發展所提供出的新的崗位的比較;對于發達國家來說，技術革新已經達到一定水平，因此后者的作用更大一些;而對于發展中國家來說則剛好相反。中國是發展中國家，經濟發展必然會創造出新的工作崗位來拉動就業。但同時，技術的革新會帶來大量的自動化，而這會減少許多工作崗位。對于起步的快速發展的北京，現代化建設是重點，因此，技術改革減少就業需求的作用遠遠大于GDP增長增加的就業機會。 四、結論和政策

通過以上分析，我們可以發現在研究中國問題時，并不能直接運用奧肯定律來說明問題，應該放在中國具體的市場情況當中。應對次貸危機對我國經濟的影響，政府通過積極的財政政策與適當的貨幣政策進行宏觀調控。政府可以適當放緩GDP增長速度并且穩定在一個適當的速度上，將重點放在解決失業問題上。

第一，完善社會保障制度。就目前而言我們的社會保障體系仍然是不健全的。比如醫療保障、退休保障、下崗保障等等，特別是針對失業人員的社會保障是必要的。完善的社會保障制度可以很好的解決失業者的后顧之憂，提高自己的勞動素質，調動失業者尋求適合自己的工作的積極性而不是通過簡單體力勞動勉強養家糊口。而這，本身也是對社會勞動力合理分配，提高勞動者自身的素質的一個有效辦法。

第二，加快市場轉型，完善勞動力配置，政府可以對市場進行合理干預。比如調節崗位數量、勞動力分布以及工資等，以此來促進協調發展。

第三，完善勞動力市場。政府應當對勞動力市場做出正確的引導，比如進行就業與再就業培訓，規范職業教育，增強勞動者的自身素質、能力與競爭力，減少勞動者與招聘單位需求不匹配的現象。同時，政府可以協助企業完善就業信息的公布，使就業信息公開化、及時化。以免造成宣傳到位的崗位求職者過剩而宣傳不到位的崗位招不到工。從而減少因為信息不對稱所造成的失業。

第四，鼓勵自主創新，支持民營企業。中國是一個以國有經濟為主體的國家，一方面國有企業相比自由的民營企業缺乏一些活力，另一方面民營企業可以帶來大量的新增的就業崗位。因而政府可以通過適當放寬與鼓勵民營企業的方式來拉動就業。

第五，從國家宏觀的角度來講，應該進行統籌規劃，縮小城鄉差距，縮小各地區的差距，促進共同發展和協助發展。一方面其他地區經濟發展會吸引人才和勞動力進而減緩個別城市的壓力。另一方面協調高校在各地分布，全國范圍內的優秀生源均勻分布，這樣不但有利于拉動當地發展，進而解決個別城市就業難的問題。

第9篇：經濟增長趨勢范文

[關鍵詞] 區域經濟增長；城鄉一體化；ADF檢驗；協整檢驗；Granger因果檢驗

[作者簡介]石]芳（1988—），女，東華理工大學經管學院碩士研究生；徐 鴻（1968—），男，東華理工大學教授，研究方向為無形資產與區域經濟。（江西南昌 330013）

本文系江西省社科規劃項目“鄱陽湖生態經濟區主導產業選擇及政府扶持政策研究”（項目編號：JJ1201），東華理工大學研究生創新基金以及江西省高校人文社科項目（項目編號：DYCB12003）的研究成果。

一、引言

當前，我國仍處于社會主義市場經濟發展的初級階段，社會經濟發展的總目標是實現中國特色的社會主義現代化。而我國現階段發展所面臨的主要矛盾是，在社會經濟高速發展的同時，城鄉之間社會經濟發展出現不平衡，城鄉之間二元結構突出。如何有效提高城鄉之間的融合度，加快城鄉一體化發展是我國全面提高經濟發展的當務之急。本文選取了 2002-2011年的時間序列數據，對南昌市的地區生產總值和南昌市城鄉居民收入差異進行了計量分析，以正確認識與評價區域經濟增長與城鄉一體化之間的關系，為努力推動城鄉一體化發展提出了科學的對策與建議。

二、區域經濟增長與城鄉一體化關系研究的實證分析

（一）數據的收集與處理

文章選取了南昌市的9個縣和區[南昌縣、新建縣、進賢縣、安義縣、東湖區、西湖區、青云譜區、灣里區、青山湖區]作為一個典型的代表：以南昌市的地區生產總值（GDP）和城鄉居民收入差異[CXCY]作為兩個變量，此處的城鄉居民收入差異：我們以第二產業與第三產業相加后的總和與第一產業之差作為代表。實證分析中采用的2002-2011年的年度樣本數據均來源于《南昌市國民經濟和社會發展統計公報》。

對GDP、CXCY進行自然對數變換，以消除時間序列中存在的異方差性，變換后的變量分別用LNGDP、LNCXCY表示（本文所有的檢驗都用Eviews6.0軟件完成）。

（二）變量的平穩性（ADF）檢驗

傳統的回歸分析要求所選的時間序列數據必須是平穩的，以避免偽回歸現象。而在大多數情況下，時間序列數據都是非平穩的，所以，我們必須對時間序列數據進行平穩性（ADF）檢驗，又稱為單位根檢驗。本文采用（Augment Dickey-Fuller）方法進行檢驗。對樣本數據及其差分項的檢驗結果如表1：

由表1可以看出，所有變量時間序列都是非平穩的，而2LNGDP和2 LNCXCY的檢驗統計量分別為-4.04和-3.31，小于5%的顯著水平下所對應的臨界值-2.02，即所有變量時間序列的二階差分都是平穩的。因此，這兩個時間序列為二階單整，兩者可能存在著協整關系。

（三）變量的協整檢驗

由單位根檢驗已知，這兩個時間序列為二階單整，而不平穩的時間序列不能直接用OLS（最小二乘法）法進行回歸，因此，需要通過協整檢驗來驗證各變量之間是否存在協整關系。檢驗兩個變量之間是否存在協整關系，通常使用Engle—Granger兩步檢驗法[也稱E—G法]。先用最小二乘法對LNGDP和LNCXCY進行回歸分析，得到回歸方程如下：

LNCXCY=-0.2341+1.0100LNGDP

[-1.7022] [52.4055]

R2=0.9971，Adjusted R2=0.9967，F=2746.339

由回歸方程得出，GDP每變動1%，將會促進CXCY變動1O1%，可見GDP的增長對南昌市城鄉差異增長的長期效應較為顯著。然后，再將回歸方程的殘差序列進行ADF單位根檢驗，根據殘差序列的平穩性來判定兩者是否存在協整關系。回歸方程與殘差序列的ADF單位根檢驗結果如下：

從協整分析的過程可以看出，殘差序列檢驗統計量值為-1.70，小于顯著性水平為10%時的臨界值-1.60，可以判斷在10%的臨界水平上殘差序列是平穩序列，即在90%的概率下變量LNGDP和LNCXCY之間存在協整關系，即南昌市城鄉收入差異和與南昌市GDP增長之間存在長期動態均衡關系。

（四）Granger因果檢驗

協整檢驗通常只能得出變量之間是否存在一種長期的均衡關系，而這種均衡關系是否構成因果關系，還需要進一步驗證。Granger因果檢驗可以判定兩個變量之間存在著怎樣的因果關系。對LNCXCY和LNGDP做Granger因果檢驗，輸出結果見表3：

檢驗結果表明：滯后期1期時，LNCXCY是影響LNGDP的格蘭杰原因；LNGDP也是影響LNCXCY的格蘭杰原因，兩者互為格蘭杰因果關系。而滯后期2期時，LNGDP不是影響LNCXCY的格蘭杰原因，而LNCXCY是影響LNGDP的格蘭杰原因。上述結論說明南昌市GDP的增長導致了南昌市的城鄉居民收入差異的擴大，而南昌市城鄉收入差異的擴大一定程度上也影響了南昌市GDP的增長。但是，從分析結果看：南昌市城鄉收入差異與南昌市經濟增長的短期效果比較明顯：長期效果不明顯。

通過對南昌市十年來城鄉收入差異（即南昌市第二產業與第三產業相加后的總和與第一產業之差）和GDP數據的實證分析，我們可以得出以下結論：南昌市城鄉收入差異和代表經濟增長的GDP大體上具有同向的增長趨勢，兩者存在一定的相關性和因果關系。南昌市經濟的增長在一定程度上導致了南昌市城鄉收入差異的擴大，而南昌市城鄉收入差異的擴大也影響了南昌市經濟的增長。

三、結論

通過對南昌市GDP與城鄉收入差異之間關系的實證分析，我們可以得出的結論是，區域經濟增長在一定程度上導致了城鄉收入差距的擴大，而城鄉收入差距的擴大反過來又會阻礙區域經濟的發展。因此，我們需要對城鄉收入差距進行有效的治理。

第一，要轉變經濟增長方式，加快城鄉一體化進程。城鄉都要實現經濟增長方式由粗放型向集約型轉變；在優化城市產業結構的同時，要積極調整農村產業結構，努力實現農村第二、三產業的發展。

第二，要繼續深化經濟體制改革，推動城鄉一體化制度建設。要建立城鄉統一的產權制度；建立城鄉統一的戶籍制度；建立統一以身份證管理為核心的人口流動制度，使農村人口的職業轉移與居住變遷以及社會地位的變遷同步進行；建立城鄉統一的就業制度等[1]。

第三，要構建完善的社會保障體系，多方面提升城鄉一體化水平。要建立起惠及廣大農民的社會保障制度；尤其要增加農村低收入人群的安全保障，消除他們對于失業、醫療等方面的后顧之憂[2]；解決農民的教育問題。