經濟增長的動因

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經濟增長的動因范文第1篇

關鍵詞:投資需求;消費需求;最終消費率;社會保障

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

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

一、經濟增長的內因與外因:“拉動”與“推動”

2008年國際金融危機席卷全球,中國日益外向的經濟也不可避免地被危機波及,但中國政府果斷決策,4萬億的投資決策對穩定民心和實體經濟都起到了顯著的作用。政府新增的投資和強有力的實施手段都是宏觀經濟外在的推動作用。若實施得當,則促使經濟轉危為安并良性循環;若實施不當,則很有可能會造成流動性過剩及通貨膨脹預期。那么從中國宏觀經濟本質上對癥下藥,我們更加需要經濟內在的拉動力量。從推動到拉動,實質上是變被動為主動。中國當前主要有投資與出口驅動的增長模式,實際上反映出經濟中的雙重失衡:一方面是內部失衡,主要表現為投資和消費比例關系失調;另一方面是外部失衡,也就是國際收支不平衡,突出表現為貿易順差過大,而其實質是國內儲蓄大于投資,并進一步表現為儲蓄與消費比例關系失調。因此綜合來看,內外失衡的根本癥結在于消費需求的相對不足。因此在中國具體的情況下,研究和制定合理的消費政策、進行消費結構的調整,如何從消費的角度入手,提高消費率進而提高中國居民生活質量,就顯得十分重要和迫切了。

二、中國的消費與消費經濟

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

三、影響中國消費增長的因素分析

1.收入因素。影響中國最終消費率的因素主要有國民收入及其劃分的比例、人口數量及增長速度、產業結構狀況、政府相關政策以及人們的消費心理等,其中最根本的制約因素還是國民收入。收入水平高,則消費領域廣,享受性、發展性消費較多,從而消費結構層次較高;收入水平低,則消費領域窄,較多地集中于基本生活消費方面,從而消費結構層次也較低。而在收入構成中,工資性收入是比較穩定和持久的部分,這部分收入在消費支出投向中的基本功能在于滿足人們日常基本生活需要,非工資性收入即一時性收入(如,各種獎金、兼職收入等)在消費支出投向中則更傾向于用來滿足非日常基本生活需要和發展性需要。不僅如此,近來來,宏觀收入分配結構向非居民部門特別是政府部門傾斜的趨勢較為明顯,導致居民部門在國民收入分配中的地位趨向下降,這也制約了居民消費進一步快速增長。另外,持續走高的房價已成為阻礙消費快速增長的重要因素。由于房價增幅過大,超出了部分居民特別是中低收入居民的購買能力,從而抑制了其他消費需求的釋放。年輕居民的消費欲望較強、消費觀念超前,有潛力成為推動商業發展乃至經濟增長的主力軍。但為了積累購房能力,不少城市家庭被迫進行儲蓄,有時是兩代人甚至幾代人進行儲蓄,這就使得住房消費以外的當期其他需求受到較大制約。

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

3.社會因素。社會保障具有穩定社會、促進經濟發展的雙重功能,就社會保障對經濟發展的作用而言,它是國民收入再分配政策的重要手段,引導和控制社會及其成員的消費需求和消費結構變化,從而促使生產、交換、分配和消費的良性循環,社會保障正是通過對消費需求增長和需求變化這一環節的調節,以促進消費結構的合理化,最終促進經濟社會的協調發展。在原有的與計劃經濟相適應的社會保障體系解體后,與市場經濟體制相適應的社會保障體系尚在進一步建立和完善之中。中國目前已經初步建立以“三條保障線”和養老保險、醫療保險、工傷保險為主要內容的城鎮社會保障體系;農村社會保障事業也已取得較大進展,救災救濟制度、農村五保供養、農村最低生活保障制度、新型農村合作醫療和農村救助醫療制度等初步展開,中國社會保障體制改變已取得了顯著的成績。但是,在社會保障事業發展的同時,中國社會保障實踐還存在著一些亟待解決的問題。比如,社會保障覆蓋面窄,只有部分城鎮居民享受到養老保險、醫療保險等社會保障,而數量龐大的農民工并不能享受到這些待遇。社會保障體制的基本目標是實現對需求者的有效保障,而中國社會保障水平過低制約了這一目標的實現。中國的社會保障并不能給被保障者充分的幫助,特別是在農村,低水平的社會保障讓農民感到并沒有真正的實惠。另外,社會保障制度監管不力,很多社會保障資金并不能真正到位發放到居民手中。中國社會保障體系的不完善進一步加大了居民未來支出的不確定性,導致居民儲蓄傾向上升,消費傾向下降。

四、結語

總體來看,中國宏觀經濟增長勢頭強勁,發展平穩而迅速。投資對經濟增長的主導作用依然顯著,外貿經濟雖然在金融危機期間稍有波動,但中國貿易順差的局面在今后較長的一段時間內不會改變。然而從長期發展規劃來看,通過提高消費率從而改變居民消費傾向和消費結構才是宏觀經濟增長的本質性推動因素和長遠發展的保障,促進消費需求,才能最終促進經濟社會的協調發展。

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經濟增長的動因范文第2篇

關鍵詞：稅收增長率；價格；經濟增長率

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

一、引言

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

以上對于中國稅收收入增長的研究，從不同角度對中國稅收增長的原因作出了解釋，同時還指出了如何保證稅收穩步增長。但是綜觀這些研究，尚需進一步深入探討影響稅收增長的因素。一方面現有的研究僅僅基于純理論的角度，或者即便運用了某種技術分析，也只是在選取多種影響因素的情況下對稅收增長狀況進行概述。另一方面，很少有學者對稅收增長率這一概念進行專門研究，在轉變經濟發展方式的過程中，影響稅收增長率的因素越來越復雜。本文基于以上兩方面，在理論基礎上采用實證分析法，對影響稅收增長率的經濟因素所產生的效應進行深入探索。

二、稅收增長率與經濟因素之間的動態關系

（一）稅收增長率與經濟增長率的關系

在經濟因素內涵的界定上，比較有影響力的觀點是：經濟因素應該包括GDP規模、產業結構以及經濟效益等因素①。這里所說的影響稅收增長率的經濟因素，主要是指國內生產總值（GDP）變動率對稅收收入的影響，并以樊麗明、張斌的觀點為基礎，分析可稅GDP變動率對稅收增長率的影響程度以及這種效應所帶來的最終結果。可稅GDP是指可以作為稅收課稅對象的GDP組成部分。在反映經濟增長的實際GDP增量中，可稅GDP的比重是決定稅收收入增量的首要因素②。

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

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

（二）稅收增長率與價格的關系

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

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

三、中國稅收增長率實證分析過程及結果

（一）平穩性檢驗

根據中國1978-2006年的稅收收入總量以及相關統計資料數據，利用Eviews5.0繪圖，得到圖2。

從圖2可以看出，稅收總水平除1979年比1978年稍有增加外，其余年份基本上保持增長趨勢。1978-2006年的29年間平均每年增加稅收2344.22萬元，年平均增長率為16.2%。盡管稅收規模逐年增加，但稅收增長率的波動比較劇烈。一方面，從中國稅收序列的變動特征來看，顯然是一個非平穩序列。通過對稅收增長率作一階差分DTi的序列圖，1979-1993年，DTi表現為近似平穩特征，但從1994年起，DTi表現為非平穩序列特征。進一步地，從其二階差分D2Ti序列圖（略）也可以看出，D2Ti也表現為非平穩序列。如果用自回歸一階差分或二階差分模型描述中國稅收變動，由于存在非平穩性，模型的擬合程度就會大大降低，參數估計值也是不顯著的。另一方面，為了避免變化趨勢的存在導致偽回歸現象，提高對稅收收入時間序列平穩性的判斷，采用ADF檢驗（Augmented Dickey-Fuller Test）對變量的平穩性進行檢驗。

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

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

（二）協整檢驗及向量自回歸模型（VAR）的估計

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

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

由模型估計結果（1）、（2）可以看出，稅收增長率與經濟增長率這兩者不僅受到自身滯后數值的影響，而且當期的稅收增長率還受到前幾期經濟增長率的制約；同時，現期的經濟增長率也受到前幾期稅收增長率的影響。

（三）格蘭杰因果關系檢驗

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

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

四、結論及政策建議

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

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

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

3.中國宏觀稅負在近30年期間長期偏高的情況在最近幾年已經表現十分明顯。稅收增長率的波動呈現非平穩特征，所以，要使中國稅收規模均衡增長，除繼續保持經濟長期均衡增長、盡快降低宏觀稅負外，還要構建和諧的稅收征收環境和合理的稅收制度，努力消除影響稅收增長的不利因素。

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

注釋：

①王劍鋒：《經濟因素在稅收增長中貢獻作用的估算：1997-2005》，《稅務與經濟》，2007年6月。

②文中以下提到的GDP均指可稅GDP。

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經濟增長的動因范文第3篇

關鍵詞：灰色系統模型 經濟增長 驅動因子 預測

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

文獻綜述

（一）國外相關研究綜述

究竟是哪些因素推動著經濟增長？經濟學界從未停止對這個問題的探索。在國外的研究中，古典經濟增長理論、新古典經濟增長理論、內生經濟增長理論、結構主義發展理論、制度變遷理論都對這個問題進行了探索。亞當?斯密、李嘉圖等古典經濟學家最早對經濟增長問題進行論述，斯密認為增加勞動者數目、加強分工、提高勞動生產率對經濟增長具有積極的作用。對經濟增長理論進行較為系統的研究是從哈羅德和多馬開始的，哈羅德和多馬考察了動態均衡的增長問題，強調了儲蓄率即資本積累率對經濟增長有決定性作用，同時他們也認為如果初始的均衡狀態發生背離，經濟中沒有內在力量能使經濟恢復到均衡狀態。

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

Romer（1986）、Lucas（1988）充分吸納已有經濟增長研究成果，對新古典經濟增長理論的局限性和20世紀80年代以來的經濟現實進行研究，拋棄了外生技術變化的假設并內生化了技術進步，認為內生技術進步、知識、人力資本積累對經濟增長具有重要推動作用。結構主義發展理論發展了結構分析法并利用其對經濟增長進行分析，該理論的代表人物錢納里（H.Chenery）、帕西內蒂（L.L.Pasinetti）等經濟學家認為產業結構和經濟增長互相影響。在產業結構變化適應需求結構變化的基礎上，促進資本和勞動向生產率高的部門轉移，產業結構的變化對經濟增長將起積極的推動作用。諾斯（North）等制度經濟學家則認為以往的研究都忽視了制度這個因素的存在，并且認為有效率的產權結構以及制度的安排、變遷、創新對經濟增長起著重要的作用。

（二）國內相關研究綜述

國內學者對經濟增長影響因素的研究也沒有比較一致的結論，比如等（2006）通過建立中國經濟增長的綜合因素模型，分析認為中國經濟增長最主要的因素是資本投入的增加，技術進步的貢獻也較大，貢獻相對較弱的是勞動力投入的增加。胡雪萍、李丹青（2011）運用索羅模型實證分析了1978-2009年間中部地區產出和勞動、資本、全要素生產率之間的關系，結果發現資本對中部六省經濟增長的貢獻最大，而技術進步和勞動的貢獻相對較小。陳友余（2013）基于2000-2010年的數據，運用灰色關聯度組合分析法對中國經濟增長的影響因素進行研究，結果顯示消費習慣、產業結構和國內貿易發展水平對中國經濟增長的貢獻較大，衛生水平、勞動力數量和城鄉結構對經濟增長的貢獻較小。許和連、賴明勇（2003）基于1980-2000年的數據，通過偏最小二乘（PLS）回歸法分析了12個影響湖南省經濟增長的因素，發現除了人口增長對湖南省經濟增長起阻礙作用外，其他因素都起著不同程度的積極作用，而居民消費支出的積極作用最顯著。

從國內外的研究成果來看，關于經濟增長驅動因子的分析并沒有一個一致性的結論，對經濟增長驅動因子的研究仍有待深入，同時專門對湖南省經濟增長的驅動因子進行分析并對湖南省經濟增長的趨勢進行預測的文獻還比較少。本文利用2002-2012年的相關數據，嘗試回答以下幾個問題：影響湖南省經濟增長的驅動因子有哪些？它們對湖南省經濟增長起什么作用？湖南省2013-2015年的經濟增長情況如何？能實現湖南省“十二五”規劃中的相關目標嗎？本文結構安排如下：第二部分介紹所使用的研究方法；第三部分是實證部分，并對實證結果進行了分析；第四部分對本文進行總結并提出建議。

灰色系統模型方法

灰色系統理論是近幾十年來發展起來的一種研究少數據、貧信息不確定性問題的新方法，該模型利用序列算子的作用研究事物運動的規律，同時對數據不進行特殊的限制和要求，可廣泛應用于各個學科。本文采用了灰色系統理論中的灰色關聯度分析、GM（1，1）模型和新陳代謝GM（1，1）模型。

（一）灰色關聯度分析

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

設反映系統行為特征的序列為：

X0=（x0（1），x0（2），…，x0（n）），

設比較序列為：

Xi=（xi（1），xi（2），…，xi（n））（i=1，2，…，m）

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

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

廣義灰色關聯度有灰色絕對關聯度、灰色相對關聯度、灰色綜合關聯度。

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

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

灰色綜合關聯度是利用灰色絕對關聯度ε0i和灰色相對關聯度η0i計算出來的，即灰色綜合關聯度：

ρ0i=ε0i+（1-w）η0i

其中∈（0，1），其通常取值為0.5，在這里，我們也取其值為0.5。

（二）GM（1，1）模型、新陳代謝GM（1，1）模型

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

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

一是對要進行預測的某項指標的原始序列作1-AGO（一次累加生成處理），得：

發給

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

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

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

四是進行模型的精度檢驗。為提高分析和預測結果的準確度，本文采用絕對關聯度檢驗和后驗差檢驗，當兩種檢驗都通過時，才認為該模型是合理的，才用于預測。否則就采用殘差GM（1，1）模型對原來的GM（1，1）模型進行修正，直到其通過檢驗為止。絕對關聯度檢驗是指求出原始序列X0 和其模擬序列X0的灰色絕對關聯度ε1，對于給定的ε0，當ε1>ε0時，則該模型為關聯度合格模型。后驗差檢驗通過對均方差比值C=S1/S2和小誤差概率p=P（|ε（K）- ε|

實證分析

（一）數據來源和變量選取

對于湖南省經濟增長驅動因子的選取，本文根據相關經濟增長理論和已有的相關文獻，同時注意到各驅動因子數據的客觀性、全面性、可得性，選取了10個影響湖南省經濟增長的驅動因子，即：消費水平、物質資本投入、對外貿易、勞動力投入、人力資本投入、技術進步、人口增長、城鄉結構、第二和第三產業發展情況。為便于分析，本文以湖南省地區生產總值（Q1，GDP，億元）作為衡量湖南省經濟增長的指標；以湖南省社會消費品零售總額（Q2，億元）衡量消費水平；以湖南省全社會固定資產投資（Q3，億元）衡量物質資本投入；以湖南省的凈出口（Q4，億元）衡量對外貿易；以湖南省歷年年末從業人員人數（Q5，萬人）衡量勞動力投入；以湖南省普通中、高等學校在校學生人數（Q6，萬人）衡量人力資本投入；以湖南省人口自然增長率（Q7）衡量人口增長；以湖南省高新技術產業增加值（Q8，項）衡量技術進步；以湖南省城鎮人口占總人口的比例（Q9）衡量城鄉結構；以湖南省第二產業產值（Q10，億元）、第三產業產值（Q11，億元）衡量第二、三產業發展情況。

關于本文數據的來源，2002-2011年的數據來自于歷年的《湖南統計年鑒》，2012年的數據來自于《湖南省2012年國民經濟和社會發展統計公報》。本文所有的變量均采用2002-2012年的年度數據或根據這些年度數據整理而得，如湖南省的凈出口（Q4，億元）是通過各年的人民幣平均匯率換算得來的。

（二）湖南省經濟增長驅動因子分析

本部分運用灰色關聯度分析法分析湖南省經濟增長的驅動因子，計算出湖南省GDP對各驅動因子的四種灰色關聯度，從而測算出這些驅動因子和湖南省經濟增長的相關性（見表2）。

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

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

物質資本存在邊際報酬遞減，人力資本有較強的邊際報酬遞增，從長期看，人力資本對經濟增長的促進作用要大于物質資本。就湖南省目前來說，物質資本投資尤其是固定資產投資對湖南省經濟增長的貢獻要大于人力資本投資，因此，從長期考慮，在不斷優化物質資本的投資結構，提高物質資本利用效率的基礎上，要下大決心提高勞動者的教育水平，加快人力資本的積累，提高湖南省經濟增長的可持續性。

從城鄉結構和第二、三產業的發展看，第二、三產業的發展排在第2位和第1位，城鄉結構排在第8位，可見第二、三產業的發展對湖南省經濟增長的推動作用較大，而城鄉結構對湖南省經濟增長的影響偏小。第三產業的發展對湖南省經濟增長的解釋作用最強，但是自2007年以來，湖南省第二產業產值在GDP中的比重一直高于第三產業，這說明湖南省需要在第二產業的基礎上努力發展第三產業，促進第二、三產業的協調發展。城鄉分割的二元結構制約了湖南省經濟增長，雖然近年來湖南省加快了城鎮化建設，城鄉結構有所改善，但是與全國相比，湖南省的城鎮化水平仍偏低，2012年湖南省的城鎮化率為46.65%，而全國為52.6%，湖南省仍然需要加快城鎮化建設，提高城鎮化建設的質量。

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

（三）湖南省經濟增長預測

對湖南省的經濟增長進行預測是一項具有重要意義卻又復雜的工作，本部分利用相關變量2002-2012年的年度數據，建立GM（1，1） 模型和新陳代謝GM（1，1）模型對湖南省2013-2015年的經濟增長情況進行預測。由于篇幅所限，在對湖南省2013-2015年的經濟增長情況進行預測時，只對GDP的預測情況進行詳細介紹，人均GDP和三大產業的預測則不再詳細介紹。首先對湖南省2013-2015年的經濟增長情況進行預測，所建立的GM（1，1）模型為：x（t+1）=24638.791591e0.174311t-20487.251591，結果如表4所示。

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

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

同樣利用GM（1，1）模型，如表6所示，對湖南省2013年的人均GDP和三大產業產值進行預測，并在GM（1，1）模型基礎上構建相應的新陳代謝GM（1，1）模型對2014、2015年的人均GDP和三大產業產值進行預測。所建立的模型均通過了絕對關聯度檢驗和后驗差檢驗，模型精度為一級，因此可以用來對湖南省的經濟增長情況進行預測，預測結果如表7所示。從表7的預測結果來看，可以預計到湖南省“十二五”末期的2015年全省GDP總量將達到37766.36億元，為“十一五”末期2010年的2.4倍。人均GDP從2013年的40240.84元增加到2015年的55775.33元，增幅達到38.6%。從三大產業來看，2013-2015年間，湖南省三大產業的產值都呈上升趨勢，其中第二產業和三產業增長較快，而第一產業增長較慢，從三大產業占GDP的比重來看，第一、三產業占GDP的比重呈下降趨勢，第二產業占GDP的比重在上升。2015年，湖南省三次產業結構為12.15：51.09：36.76，與湖南省“十二五”規劃中的目標9.5∶48.5∶42有差距。

結論與建議

對上述分析進行總結，可得出以下結論：

在所選取的10個影響湖南省經濟增長的因子中，第二、三產業發展情況和消費水平對湖南省經濟增長的貢獻最為顯著，技術進步、城鄉結構、對外貿易的貢獻相對偏弱，人口增長和勞動力投入的貢獻最弱。在人力資本投入和物質資本投入中，物質資本投入的貢獻要大于人力資本投入。

根據模型的預測結果，到“十二五”末期的2015年，湖南省的GDP和人均GDP將分別達到37766.36億元和55775.33元，較“十一五”末期的2010年增幅分別達到135.48%和125、64%。第一、二、三產業的產值將分別達到4632.04億元、19479.85億元、14018.15億元，較“十一五”末期的2010年增幅分別達到99.18%、165.28%和120.09%，可見在2013-2015年間，經過努力，湖南省的經濟可望繼續保持較快的增長。

錢納里、庫茲涅茨等人在對100多個不同收入水平國家進行分析后認為產業結構的轉變過程是經濟增長過程的核心。但根據預測結果湖南省2015年的三次產業結構比為12.15：51.09：36.76 ，這與湖南省“十二五”規劃中的目標要求9.5：48.5：42存在一些差距，這預示著湖南省在未來幾年必須重視產業結構優化問題。

前面提到，2013-2015年間，湖南省的經濟是可望繼續保持較快增長的，為使這個愿望變成現實，基于以上的研究，本文提出以下幾點政策建議：積極調整、優化產業結構，提高第二產業的發展質量的同時培育新興產業，提高第三產業的比重；堅持擴大內需的方針，想方設法增加城鄉居民的實際收入，推動消費結構的升級；加大對教育、科技的投入，增加人力資本存量，以科技進步和創新為支撐，降低對物質資本投入尤其是固定資產投資的依賴度，提高經濟增長的質量和效益；積極開展對外貿易，融入經濟全球化的浪潮中；走新型城鎮化道路，縮小城鄉發展差距，打破城鄉二元結構。

參考文獻：

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2.Robert M.Solow.Technical Change and the Aggregate Production Function[J].The Review of Economics and Statistic，1957，39（3）

3.Paul M.Romer.Increasing Returns and Long-run Growth[J].The Journal of Political Econmy，1986，94（5）

4.Robert E.Lucas，Jr.On the Mechanics of Economic Development[J].Journal of Monetary Economics，1988，22（1）

5.胡雪萍，李丹青.中部地區經濟增長因素的實證分析―基于1978-2009年的時間序列數據[J].山西財經大學學報，2011（2）

6.陳友余.中國經濟增長影響因素分析及其預測[J].統計與決策，2013（3）

7.許和連，賴明勇.湖南省經濟增長影響因素的實證分析：1980-2000[J].湖南大學學報（自然科學版），2003（4）

8.劉思峰，黨耀國，方志耕等.灰色系統理論及其應用[M].科學出版社，2004

作者簡介：

經濟增長的動因范文第4篇

[關鍵詞]供給側；產業結構；經濟增長；投資效率

doi：10.3969/j.issn.1673 - 0194.2017.04.088

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

經濟增長問題歷來是國內外學者關注的焦c，“供給側結構性改革”概念的提出使經濟增長的動力問題得到了更多的關注。亞當?斯密、凱恩斯、大衛李嘉圖等經濟學家從不同角度研究了經濟增長的問題。國內關于經濟增長動力的研究主要有以下幾個方面：一是資本投入是經濟增長的主要動力，如呂鐵和周叔蓮（1999）、（2006）、黃志鋼和劉霞輝（2014）等；二是從產業結構的角度分析經濟增長問題，如干春暉（2011）認為產業結構合理化和高級化進程均對經濟增長的影響有明顯的作用；三是從體制改革的角度分析我國經濟增長問題，如林毅夫（2000）認為農村改革、非國有部門的發展是推動中國經濟增長的關鍵因素。不難發現，資本積累、產業結構、體制改革等因素均是促進經濟增長的動力。當前，供給側結構性改革是適應和引領經濟發展新常態的重大創新，是適應我國經濟發展新常態的必然要求，也是河北省經濟轉型和經濟增長的必然要求。本文對河北省宏觀投資效率和產業結構優化對經濟增長的影響進行了分析，從供給側結構性角度系統分析了河北省經濟增長的動因，并為河北省投資結構優化、產業結構調整和經濟增長提供了具有可行性的建議。

1 河北省宏觀投資效率的分析

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

即，ICOR=ΔK/ΔY=I/ΔY

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

筆者選取了河北省近20年的數據，主要指標包括：河北省固定資產投資、河北省國民總收入、河北省GDP年增加值。依據以上指標值計算得出ICOR值，見表1。通過對ICOR值趨勢分析，可以發現，ICOR幾次峰值的出現時間分別為東南亞金融危機的影響期間，美國次貸危機的影響期間以及從2012年至今出現的持續上升，且峰值已經遠遠超過了之前的兩次。這一趨勢反映了當前河北省近幾年的宏觀投資效率持續偏低，并且蘊涵一定的金融風險。從ICOR的均值來看，其均值為5.6，表明近20年中河北宏觀投資效率總體偏低，處于一個較高的水平，與20世紀90年代的高投資效率相比，相去甚遠，與全國宏觀投資效率相比，也有較大的差距，這顯然不利于河北省經濟增長方式的轉變和可持續發展。

究其原因，一方面導致河北省宏觀經濟整體投資效率較差因素可能主要來自于政府主導的公益性較強的交通運輸、環境、供水、能源工程等領域，這些公共產品一般是以非價格為特征的，投資不追求跨期最優的結果。另一方面河北省優勢產業競爭力不足的最大差距是缺乏創新能力、缺乏具有自主知識產權的核心技術，經濟發展對要素投入已經形成了很強的路徑依賴，大量的資本投入引發了資本邊際回報水平逐步走低，導致了宏觀投資效率的走低。

2 河北省產業結構優化對經濟增長的影響分析

產業結構高級化由Moore指數表示，該指標以向量空間夾角為運算基礎，將產業分為n個部門，構成一組n維向量。把每兩個時期之間兩組向量的夾角作為產業結構變化程度的指標。計算公式如下：

其中Mt為t時期產業結構高級化的程度，Wt，i為t時期第i產業所占的比重。

數據選取為河北省2003-2015年三次產業對GDP的貢獻占比。從Moore結構變化值來看，在過去的13年里，河北省產業結構未發生較大變化，僅在2015年發生了較大變化，Moore結構變化值發生了0.1個百分點的變化，是近年來變化最大的一次，可見河北省對產業結構的調整已經有所成效。

同時，以河北省年度GDP值為被解釋變量Yt，以Moore結構變化值（Mt），固定資產投資比例（It）及金融發展水平（Ft）為解釋變量建立固定效應模型，并進行參數估計（時間序列通過了平穩性檢驗，其中Mt=Moore結構變化值*100，Ft=（金融機構年末存款量+金融機構年末貸款量）/GDP。

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

模型參數估計結果如下：

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

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

注：數據來源為wind資訊。

根據參數估計結果可以看到，產業結構的高級化（Moore結構變化值）對GDP的影響是十分顯著的，也就是說Moore結構變化值每變化1%，經濟將增長2.5%。依據內生經濟增長理論也可以看到，資源配置的有效性增加將能促進經濟的增長。固定資產投資比例（It）對經濟增長的貢獻也較為明顯，但從河北省宏觀投資效率分析來看，固定資產投資對經濟增長的貢獻正在逐漸減少并難以持續。

3 河北省投資結構優化、產業升級與經濟增長協同效用分析

在過去的20年里，固定資產投資的增加對河北省經濟增長起到了促進作用，河北省固定資產投資規模相對較大，各行業投資競爭激烈是造成投資效果下降的重要原因。但從根本上來說，技術進步是經濟持續長久增長的內在動力，因此，要鼓勵各類型的投資主體積極投入新技術的研發，促進投資結構的優化。河北省要實現由要素規模擴張帶動經濟增長的方式向改革創新、人力資本和技術進步等要素質量提升的增長方式轉型，由過度依賴自然資源的發展方式向更多依靠人力資源轉型，就需要加強對“新技術”和“軟實力”的投資，形成以技術引領投資，以技術引領產業的發展趨勢。

河北省供給側產業結構不協調導致產業效率低下，制約著河北省經濟增長。因此，未來需要通過供給側結構改革，促進產業結構調整、升級，同時培育經濟新增長點，重構產業競爭格局，化解產能過剩，提高產業效率。明確地方政府在推動產業結構升級中的角色和地位，重點培育優勢產業，充分考慮當地實際產業條件和資源，利用好“京津冀”協同發展的區域產業政策，增加供給的有效性。

供給側結構性改革要形成以創新驅動發展、以創新吸引投資、以創新建立龍頭的新理念，建立以技術創新為主導、以知識創新為目標的創新系統優化經濟結構，促進經濟增長新舊動力的轉換，推動經濟發展方式的轉變。

主要參考文獻

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

[2]張哲談，張鵬.科研投入、產業升級與經濟增長實證研究[J].價格，2015（6）.

經濟增長的動因范文第5篇

【關鍵詞】區域金融；區域經濟；金融發展

一、引言

金融發展與經濟增長之間存在著密切的關系，一個良好的金融體系所提供的高質量的金融服務，有利于促進一個地區實體經濟的長期持續增長。河南作為全國的人口大省、農業大省、經濟大省，在全國經濟社會發展中占據舉足輕重的地位，但與經濟發達省份相比差距也是十分明顯的。河南就要在全國率先實現中原崛起，這就需要有強大的金融業作為支撐，金融業的強大是經濟強省建設的重要組成部分。河南當前經濟發展已站在了新的起點上，正在實現由經濟大省向經濟強省的轉變。一定要抓住促進中部地區崛起的戰略機遇，以科學發展觀統領經濟社會發展全局，推動河南在中原崛起中發揮更大的作用。如何實現金融與經濟協調發展，更好地提高區域金融生態環境質量，發揮區域金融在推動區域經濟發展中的積極作用，是一項值得重視和研究的重要課題。

二、金融發展與區域經濟增長關系研究

國內外對區域金融與區域經濟相關理論的研究由來已久，而真正對金融發展與經濟增長的關系有大量研究始于20世紀60年代。1969年，Goldsmith研究了各國金融發展與經濟增長之間的關系，得出金融發展與經濟增長同步發展。自此之后，金融發展和經濟增長的關系成為經濟學研究的“熱點”問題之一。傳統金融理論的研究對象多是發達國家，遠遠不能適應經濟金融發展的要求。

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

三、河南區域經濟與金融發展狀況

（一）經濟運行狀況

一個國家或地區的經濟發展狀況主要可通過總量與結構兩個緯度來刻畫，據此本文從GDP總量、產業結構和不同區域角度分析河南省經濟發展狀況。從2002到2007年，全省GDP由6035億元增加到15012億元。其中，第一產業增加2365億元，增長3.8%；第二產業增加8280億元，增長18%；第三產業增加441億元，增長139%。從產業結構看，2007年河南省產業結構為15.7∶55.0∶29.3，這說明河南實現了由傳統農業大省向全國重要的經濟大省和新興工業大省的重大轉變。這些成就標志著河南省站在了一個新的歷史起點上，成為河南發展史上一個新的里程碑。

由于不同地區的地理環境和資源狀況的差異，河南省的經濟發展形成了四大經濟區域，即中原城市群、豫北經濟區、豫西豫西南經濟區、黃淮經濟區。從2007年河南各地區的GDP看，中原城市群GDP達8610.51億元，而豫北、豫西豫西南和黃淮經濟區分別為1608.40億元、1894.75億元、2930.71億元，中原城市群GDP占了河南省的57.36%，河南省四大經濟區發展呈現不平衡狀態。

（二）資本形成狀況

資本形成即投資，對它的變化進行觀察有助于從動態的角度理解經濟增長的狀況與動因。據統計，河南省資本形成總額呈逐年遞增趨勢。

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

（三）金融發展狀況

根據《河南統計年鑒》，河南省金融發展情況的各個總量指標增長都很快，其中各項存款余額平均每年增長14.91%，城鄉居民儲蓄存款余額平均每年增長13.69%，從而為企業的投資提供了豐厚的信貸來源；各項貸款余額平均每年增長11.21%。各項存款余額增長較快于各項貸款余額增長，其原因一是監管當局對存貸比例的控制，二是出于防范風險考慮，金融機構控制貸款的發放。

四、河南區域經濟增長和金融發展關系的實證分析

描述性統計分析可以發現變量數據的一個總體性規律，但難以對其背后的動因進行更深入有效地分析，因而這里我們對河南省區域經濟增長與金融發展關系進行計量實證研究。

（一）貸款與GDP關系的實證

貸款是銀行金融中介機構將居民儲蓄轉向投資的基本渠道，研究這一指標與經濟增長的關系可以達到兩個目的：一是看貸款變化是否對經濟增長具有促進作用；二是可以觀察一個地區銀行中介機構的發展是否適應了當地經濟增長對金融服務的需求。為此，本文用OLS法對河南省GDP與貸款L總額進行了回歸，所得結果如下：

GDP=5203.972+2.9071L

（3.374）（9.2915）

R2=0.9350

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

（二）各項存款總額（DT）與GDP關系的實證

利用OLS回歸結果為：

GDP=1824.2436+1.2641DT

（2.1385） （12.99）