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改革開放以來，山東經濟飛速發展。為了更好地理解山東經濟發展的各個影響因素，筆者對影響山東經濟增長的各個因素做一淺析，以期更好地運用各個因素來發展山東經濟。

一、經濟增長理論

（一）經濟增長定義。宏觀經濟學中，經濟增長通常被規定為產量的增加，這一產量既可以表示為經濟的總產量，也可以表示為人均產量。經濟學家們通常是通過GDP（或GNP）和人均GDP（或人均GNP）來測量經濟增長的。所以，經濟增長在統計上反映為GDP（或GNP）或其人均值的持續上升。

（二）經濟增長與經濟發展。經濟增長與經濟發展是經濟理論和實踐中頻繁出現的兩個詞語。如果說經濟增長是一個“量”的概念，那么經濟發展就是一個比較復雜的“質”的概念。經濟增長通常意味著某經濟總產出（如GDP）的擴張。而發展的定義，很大程度上是個哲學的問題。發展包含經濟增長和社會進步，它追求的是通過物質現實和精神狀態的改善，過上美好的生活。增長雖然是發展的手段和核心內容，但不等同于發展。不少發展中國家經歷過“無發展的增長”，GDP雖然增長了，但人們的生活質量卻沒有得到改善，分配不均、自然環境惡化等問題日益突出。

（三）影響經濟增長的因素。經濟增長是一個復雜的社會經濟現象，影響經濟增長的因素很多，既有“軟”因素，如區域文化、思想觀念、生活習慣、價值觀、道德觀、創新與守舊意識、意識形態等方面的差異。也有“硬”因素，如區位優勢、歷史沉淀、政策因素、制度因素等。因此，要完全找出影響經濟增長的因素幾乎是不可能的。本文主要就一些影響經濟增長的可靠量化的因素進行分析，找出這些因素對山東經濟增長的貢獻。

二、模型估計

（一）建立模型。我們用索洛經濟增長模型來研究經濟增長，首先必須確定產出和資本、勞動投入指標的選取和測算。只有確定了這些指標和測算方法，才能得出所需的數據資料，然后才能利用模型對現實經濟增長進行分析。

本文以宏觀經濟理論中的柯布-道格拉斯生產函數Y=AKαLβ為基礎，A表示技術，K表示資本，L表示勞動力，α、β分別為產出的資本彈性和勞動彈性，對上式兩邊取對數，得出索洛經濟增長模型GY=GA+αGK+βGL。此式說明經濟增長率GY取決于資本增長率GK、勞動增長率GL、產出中的資本份額α、產出中的勞動份額β及技術增長率GA。表1是1991～2006年山東GDP、固定資產投資額、就業人員數的歷史數據。（表1）

運用EVIEWS軟件，利用表1的數據對模型進行回歸分析，結果如表2所示。（表2）

（二）模型檢驗。該模型為索洛經濟增長模型，符合經濟意義。擬合優度檢驗：由表2中的數據可以看到，修正可決系數為0.991670，故模型對樣本的擬合度很好。F檢驗：由表2可得F=893.8237，由于F=893.8237＞Fα（2，13）=3.81，故回歸方程顯著。T檢驗：由表2中的數據可得GA^、α^、β^對應的t統計量分別為-4.973288、11.38509、6.032217，其絕對值均大于t0.025（13）=2.160，這說明回歸系數不為零。

從得到的經濟增長函數可以看出，產出的資本彈性和產出的勞動彈性都是比較大的。資本彈性α=0.506201，勞動彈性β=2.248511，說明1991～2006年山東GDP的增長主要是靠加大資本的投入和勞動的投入，并且可以看出α+β遠大于1，說明山東經濟增長處于規模收益遞增的階段，因此加大資本和勞動投入，加快了經濟的增長。

三、測算結果

平均發展速度是各個時期環比發展速度的序時平均數，說明社會經濟現象在較長的時期內速度變化的平均程度。平均發展速度與平均增長速度指標的數量關系是：

平均增長速度=平均發展速度-1

本文中平均發展速度是各個時期環比發展速度的平均數，山東產出、資金和勞動力的年平均增長速度均按平均法計算，以產出為例，計算公式為：

Y=｛［Yt÷Yo］^（1/t）－1｝×100%

Yt：計算期t年的產出；Yo：基期的產出。

測算1991～2006年山東GDP的年平均增長速度、資金的年平均增長速度和勞動的年平均增長速度。根據以上公式得：

山東GDP的年平均增長速度

=｛（22077.36÷1810.54）^0.0625－1｝×100%=16.9%

山東資金的年平均增長速度

=｛（11136.06÷439.82）^0.0625－1｝×100%=22.38%

山東勞動的年平均增長速度

=｛（5960.0÷4219.3）^0.0625－1｝×100%=2.18%

由表1可計算得到1991～2006年山東GDP的年平均增長速度GY=16.9%、資金的年平均增長速度GK=22.38%和勞動投入的年平均增長速度GL=2.18%。由公式GY=GA+αGK+βGL可得，資本對山東GDP增長的貢獻αGK＝11.32%，勞動力投入對山東GDP增長的貢獻βGL＝4.90%，技術進步對山東GDP增長的貢獻GA＝GY－（αGK+βGL）＝0.68%。如果用貢獻率表示，則在山東1991～2006年年平均16.9%的GDP增長率中有66.98%來自資本的投入，29.0%來自勞動的投入，只有4.02%是除資本和勞動以外的綜合要素的貢獻。

四、政策建議

第一，由結果看出，山東勞動力資源豐富是經濟增長的有利因素，尤其是對勞動密集型產業。但素質低下的勞動力造成就業的困難，也制約了經濟的增長。因此，要重視勞動的投入。勞動力的投入不僅僅是勞動者數量的投入，更重要的是勞動者質量的投入，這就要求重視對勞動者的高等教育，并加強對技術人員的技術培訓，培養高技術人員；另一方面要重視公民的保健及飲食，改善公民的生活水平，這些對提高生產率有著不可替代的重要性。

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2．1研究方法本文采用的數據是時間序列，其變量往往是非平穩的，變量間有可能出現偽回歸現象．協整理論是處理非平穩時間序列的一個重要方法，本文將以此理論作為研究基礎．首先根據Dickey和Fuller提出的殘差序列相關的ADF單位根法檢驗變量的平穩性，對于非平穩的變量進行差分處理使之平穩；其次，若變量間是單整的，則利用Johansen提出的協整檢驗（JJ檢驗）來檢驗這些變量間的長期均衡關系；最后，得出協整檢驗的結果后，將進行方差分解，以分析變量之間關系的強度．2．2指標辨析和數據來源基于上述研究假設和研究方法，本研究用到的指標主要有：農民創業水平、分工水平、交易效率、農村經濟發展和農民收入．將1990－2011年作為樣本區間，為消除價格因素和異方差的影響，涉及到的宏觀變量指標均以1978年為基期物價指數進行調整，并對其取對數．1）農民創業水平（X1）根據國外已有的研究，一般用創業率來衡量區域的創業活躍程度．通常有兩種方法：勞動力市場法和生態學研究法．生態學研究法忽略了企業的規模故應用較少，而勞動力市場法應用較多．因此本文采用勞動力市場法的TEA指標，其含義是每100名18～64歲的成年人中參與創業活動的人數．由于農民創業的形式多為在個體企業和私營企業中就業，所以本文選擇《中國統計年鑒》中在私營企業和個體企業中的就業人員數作為分子，由于《中國統計年鑒》中沒有18～64歲的鄉村從業人員，故選擇與其最為接近的15～64歲的鄉村從業人員數作為分母．X1＝（鄉村私營企業數＋鄉村個體戶）／15～64歲的鄉村就業人員數（1）2）交易效率（X2）交易效率的高度取決于交易成本．文獻［23］將交易成本分為外生交易成本與內生交易成本，前者主要來自制度、法律、產權等人為的因素，后者主要取決于技術、自然地理與基礎設施等因素［23］．考慮中國的實際情況和數據的可獲得性，借鑒文獻［24－25］關于農村交易效率的研究范式，本文將與農戶創業相關的交易效率分為以下4個維度，并采用主成份分析方法從原來多個具有一定相關性的指標中提煉出一組較少且相互無關的指標代替原指標，具體見表1．數據來源《中國統計年鑒》、《中國農村統計年鑒》、《中國農村全面建設小康監測報告》、《中國農村住戶調查年鑒》、《中國教育經費統計年鑒》．3）農村分工水平（X3）分工水平在統計上沒有對應指標，其度量成為實證中的難點．根據文獻［14］的研究，分工水平越高，則貿易類數額越大，因此本文用農村批發零售額增加值來間接反映分工水平．為避免物價影響，用農村人均真實批發零售額占同期農村GDP的比例來代表分工水平．4）農村經濟發展（Y1，Y2）農村經濟的發展主要體現在農業的增長和農戶收入增加．采用DEA－malmquist非參數法對我國農業全要素增長率（Y1）進行測算［26］，農戶收入采用農村人均真實收入（Y2）．

3實證檢驗結果與分析

3．1變量的平穩性檢驗利用Eviews6．0軟件，采用ADF方法進行各變量的單位根檢驗，從表2的檢驗結果可知，總體上，原始變量都是非平穩的，但是各變量的一階差分形式均是平穩形式，其中Δ（X1），Δ（X3×X1）在5％的水平上顯著，其余變量均在1％的水平上顯著．各變量都是一階單整I（1）序列，因而可以檢驗這些變量間的協整關系．3．2協整檢驗由于本文的樣本容量較小，而Johansen（JJ）檢驗具有良好的小樣本性質，因此，本文采用JJ檢驗判斷各變量間是否存在協整關系，并進一步確定各相關變量間的符號關系．由表2的單位根檢驗結果得知多數變量均含有常數項和趨勢項，相應的協整方程也應該包含常數項和趨勢項，具體檢驗結果見表3～5．式（2）中，X1，X2的系數為正，表明創業和交易效率均正向促進分工演進，但是X1的系數遠大于X2的系數，說明創業促進分工的效應強于交易效率，假說H1，H2均得到驗證．結合式（3）和式（4）分析：式（3）、式（4）中X1的系數分別表明每百名農民中增加1人創業，能夠帶動農業全要素增長率增加0．07單位，帶動農民人均實際收入增加5．83％，農戶創業有效促進了農業和農民人均收入的增加，假說H3得到驗證．X3×X1的系數均比較顯著，說明分工對創業之于農村經濟發展的調節作用顯著，假說H4A得到驗證；對比之下，X2×X1的系數很小，表明交易效率的調節效應甚微，假說H4B未得到支持．說明農戶創業過程中的交易效率甚低，交易成本過高．可能的原因與交易指標的選擇有關．2012年城鄉收入比雖略有下降，但仍超過3．0．2011年底農村每萬人擁有鄉鎮個數0．62個，城鄉財政教育經費投入比約為1．6，農業貸款占金融貸款比重為6％，而農業在GDP的比重約為10．2％．農業生產的基礎設施薄弱、農場土地、人力等生產要素供給不規范等都增加了農戶創業的交易成本．3．3Granger因果關系檢驗Granger（1987）指出，如果變量之間是協整的，則至少存在一個方向上的Granger原因．序列X3與X1，X2之間，Y1與X1，X2，X3之間，Y2與X1，X2，X3之間存在協整關系，所以可進一步研究農戶創業、勞動分工和農村經濟增長之間的關系．由表6可知，第一，在5％的顯著性水平上農戶創業水平滯后3期是引起農村分工的單向Granger因，在1％的顯著性水平上，交易效率滯后3期是引起農村分工的單向Granger因，但分工并沒有促進交易效率的提升；第二，在1％的顯著性水平上，農戶創業滯后3期是引起農戶增收的Granger因，在5％的顯著性水平上，農戶增收滯后3期是農戶創業的Granger因；第三，在10％的顯著性水平上，農戶創業滯后2期是農業生產效率的Granger因，由此可以看出，農戶創業水平的前期信息能夠影響農村分工的演進，促進農戶增收和農業生產效率的提高，同時，農戶收入的前期信息能夠進一步促進農戶創業．3．4方差分解JJ協整檢驗僅僅能說明這種變量之間的關系，但不能說明這種關系的強度．因此，本文利用前面確定的VAR模型進行方差分解，從而了解各方程信息對模型內生變量的重要性．三組變量的方差分解結果見表7．分解結果表明：農民創業對農業分工的貢獻率從滯后4期開始穩定在11％，交易效率對分工的影響較小，滯后4期的影響僅有2％；創業對農村人均收入的影響在滯后3期后才有表現，但其后增加迅速，滯后6期時達到14％，最終穩定接近17％，分工與創業的聯合作用更為顯著，滯后3期已經達到15％，最后穩定在40％，創業與交易效率的聯合作用僅有5％～10％；出乎意料的是，創業對農業全要素增長率的影響在滯后2期后到達53％，其后基本穩定在40％，分工和創業的聯合作用，對農業全要素增長率的影響最終在20％左右，而交易效率對其影響很弱，且在不穩定狀態中存在下降趨勢．

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1.模型與數據。本文選用雙對數生產函數模型，對農業基礎設施建設與農村經濟增長之間的動態關系實施實證分析，其基本模型為：LnY=β1nx1+β2nx2+β3nx3+μ。在此模型之中，被解釋變量Y為農村經濟發展的變量，分別代表了農業生產、非農業生產以及農民群眾收入等三大變量，解釋變量X1、X2和X3是分別對應于各個不同發展變量的基礎設施，而μ則屬于隨機誤差項，β1、β2、β3是需要加以估計的回歸系數，分別體現出不同基礎設施對于農村經濟發展所產生的影響程度之差異。

2.研究結果。使用SPSS11.5統計軟件，對以上計量模型實施統計測算，所得到的結果具體如下。

2.1農業基礎設施發展和農業生產關系的測算結果。Ln（AY）=-6.508+0.821Ln（ROAD）+0.184Ln（ELEC）+1.934Ln（EDU）（R2=0.875，F=66.229）。該回歸式測算出農業基礎設施對于農業生產所產生的影響度。被解釋變量AY表示的是各?。ㄊ小⒆灾螀^）的農業總產值，數據來源于《中國統計年鑒1997》，而三個解釋變量ROAD、ELEC以及EDU表示的則是各?。ㄊ?、自治區）農村公路里程、農村用電總量以及平均受教育年份，前面兩項數據來源于1996年全國農業普查的相關數據，而最后一項平均受教育年份則是依據農業普查中關于農村住戶從業人員中文化程度的構成百分比所統計的數據，并且給予其以各不相同的文化程度年限權重之后實施加和運算之后所得到的。因為缺少的數據比較多，而山西省的數據進行分析之后屬于樣本奇異值，因而以上兩個樣本均予以排除，這樣一來樣本數量達到了28。研究結果顯示：本方程的整體顯著性良好，擬合優度也相對較高，調整R2達到了0.875之多，這充分證明了本模型具備了比較好的闡釋能力。以上三個回歸系數全部通過了5%的顯著性驗證，這就證明了農村道路、電力以及教育等三大類基礎設施對于全國范圍內農業生產發展所具備的統計學影響。其中，教育基礎設施的貢獻最為顯著,道路設施則比電力設施發揮了更大的作用。據測算，在別的條件不可改變的狀況下，農村公路的里程數、農村用電總量以及平均受教育年份每提升1%，那么農業總產值就會分別提高0.821%、0.184%以及1.934%。以上三種基礎設施產出彈性之和大于1，這就顯示出農村基礎設施發展在農業生產中的規模經濟效益。

2.2農業基礎設施發展和非農生產關系的測算結果。Ln（NY）=-4.297+0.229Ln（ROAD）+0.856Ln（ELEC）+3.259Ln（EDU），AdjR2=0.909.F=90.993。本回歸式計算出了農業基礎設施對于非農業生產所產生的影響程度大小。其中，被解釋變量NY所表示的是各省（市、自治區）鄉鎮企業的總產值，以上數據源自于《中國鄉鎮企業統計資料（1978—2012）》。解釋變量和來源與前一回歸式相同。由于與湖南缺少鄉鎮企業的產值數據，因而被排除于統計之外，樣本總數同樣是28。測算的結果意味本方程的整體顯著性偏好，擬合優度相對較高，調整R2達到了0.909，這就證明了模型解釋能力相當強勁。ROAD回歸系數已經通過10%的顯著性驗證，而ELEC與EDU回歸系數則通過了達到1%水平的顯著性驗證，這就證實了我國農村道路、電力以及教育基礎設施等對于農村非農生產的發展具備了統計學的明顯影響，其中教育基礎設施所具有的貢獻是最為突出的，但是和以上回歸結果有所不同的是，電力設施要比道路設施在非農業生產領域之中能夠發揮出更加突出之作用。在別的條件無法改變的狀況下，農村公路的里程數、農村用電的總量以及平均受教育年份每提升1%，那么鄉鎮企業的總產值就會分別增加0.229%、0.856%以及3.259%。以上三類基礎設施產出彈性的總和一樣是大于1的，這就展示出我國農村基礎設施的發展在農村非農生產之中所具有的規?；б?。

2.3農村基礎設施和農民群眾收入關系的測算結果。Ln（NI）=4.552+0.336Ln（EDU）+0.103Ln（AROAD）+0.293Ln（ATEL），Adj.R2=0.878，F=65.667。這一回歸式能夠測算出農業基礎設施對于農民群眾收入所產生的作用機制。其中，被解釋變量NI所表示的是各?。ㄊ?、自治區）農村居民家庭的人均純收入，這些數據源自于《中國統計年鑒2007》。解釋變量為農業基礎設施的平均值，分別用AROAD、ATEL以及EDU來表示各?。ㄊ小⒆灾螀^）的公路密度（km/10000km2)、每萬人的電話擁有量以及平均受教育年份，這些數據均來源于農業普查。在排除了與海南兩省缺失的數據之后，樣本的總數是28。測算的結果意味著本方程的整體顯著性偏好，擬合優度相對較高，調整R2達到了0.878，這就證明了模型具備了相當好的解釋能力。AROAD以及ATEL的回歸系數均在1%以上呈現出水平顯著狀態，而EDU的回歸系數在則在15%以上才呈現出水平顯著的狀態，這就證明了我國農村道路、通訊設施以及教育基礎設施均在提升農民群眾的人均收入上具備了明顯的統計學影響。這和前面兩項的測算的結果保持一致，而教育基礎設施之彈性系數還是高居首位，但是其解釋能力已經有了明顯的降低。以上三類基礎設施之回歸系數總和均小于1，證實了存在著本模型所難以解釋的其他因素也會影響到農民群眾的人均收入得到提升，比如，國家提升糧食收購的價格、大量農民進城務工等諸多因素均有可能對農民群眾收入的提升產生積極的影響。

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1 近年來我國三大產業結構的變化

自進入21世紀后，我國分別以2004年、2008年與2013年12月31日為時點開展了3次大規模的經濟普查。根據普查結果，國家統計局在對原有GDP總量數據進行修正的同時，公布了三大產業的就業數據，為分析經濟增長與就業增長之間的關系提供了必要的數據基礎。詳見表1。

從增加值結構和就業結構變化上來看（表2），工業化和城市化都在推進當中，且工業化的發展雖然領先于城市化，但就發展速度而言，城市化更快。如果將增加值結構中第一產業產值所占的比重作為我國工業化進程的標志，將就業結構中第一產業的就業比重作為城市化進程的標志，那么在2004―2013年這個期間內，我國的工業化與城市化的特點主要表現在：一是工業化進程始終處于推進當中，但農業GDP比重的降幅正隨著經濟發展水平的提高而減少，2004―2008年，第一產業增加值的比重下降了2.7%，這個數據遠遠高于2008―2013年1.3%的下降幅度；二是雖然工業化進程領先于城市化，但兩者之間的差距正在逐步縮小。從表2可以看出，在增加值結構中第一產業的比重顯著低于其在就業結構中的比重；三是城市化與工業化之間的差距大幅縮小。工業化與城市化之間的差距在短短十年時間內下降了17.3%，而從各自變化來看，在2004―2013年期間，農業增加值的比重下降了4%，而就業的比重下降了21.3%。

2 對經濟和就業增長相互關系的分析

在2004―2013年，我國經濟的高速增長極大地推動了我國非農產業的發展。從經濟增長的就業彈性角度來看，GDP每增長1%，就能提高0.12%的整體就業（包括農業就業）。從增長率而言，這個數值似乎不算太高，但如果與我國所有就業人口相比，數量就相當驚人。2013年我國全部就業人數為6.887億，通過計算，如果GDP保持在7%的增長速度，則每年新增就業數為578萬左右。詳見表3。

3 擴大就業、提高就業彈性的措施

3.1 深化對“就業增長優先”的認識

經濟增長優先論和就業增長優先論是最主要的兩種經濟發展戰略，兩者的不同之處在于前者以經濟增長為中心，后者以擴大就業崗位、降低失業率為目標。很長時間以來，我國都是以經濟增長為首要目標，雖然這對拉動我國社會經濟水平做出了不可替代的貢獻，但也是造成如今“高增長，低就業”的主要原因。為了從根本上解決社會就業問題，深化“就業增長優先”的認識尤為必要。同時，從國家資源結構方面來看，我國雖然在資本方面較為欠缺，但勞動力資源極為豐富，因此在選擇經濟增長戰略時，我國應改變過多依靠資本投入的方式，采取“就業優先”的戰略，從而最大限度發揮我國勞動力資源方面的優勢。

3.2 刺激市場消費

經濟持續穩定地增長是實現就業增長的必要基礎。投資和消費是拉動內需的“兩駕馬車”，合理控制投資與消費之間的比例關系，充分發揮兩者對經濟的拉動作用，是實現國民經濟又好又快發展的重要措施。投資固然能夠大幅增加經濟發展速度，但是結合國內外經驗來看，單純依靠投資拉動經濟增長不是長久之計。因此要真正實現經濟良性循環，必須走投資與消費共同發展的道路。刺激市場消費的核心在于保持持久性收入的穩定增長。有研究表明，與暫時性收入相比，持久性收入才是決定居民消費傾向的關鍵因素。保持城鎮居民持久性收入穩定增長的具體內容包括：一是調整收入結構，將住房、養老等實物收入統一納入貨幣化分配，提高貨幣工資收入；二是降低工資外收入的比重，并將相對規范、合理的工資外收入納入工資收入；三是規范居民收入渠道，將社會中的“灰色收入”公開化、透明化。

3.3 加快技術進步，推動經濟增長模式轉型升級

科技進步是連接經濟增長方式轉變和擴大社會再就業間的橋梁。雖然在短時間內，科技水平的提高會在一定程度上降低各產業對勞動力的需求量，但從長遠來看，科技將帶動生產力實現跨越式發展，通過擴大經濟體規模增加社會的勞動力需求量。加速科技進步主要依靠培養自主創新能力，主要措施有：一是加速組織制度與體制創新。制度與體制創新能為培養自主創新能力提供必要的環境基礎。通過經濟、文化、科技等領域融合，構建獨具特色的技術社區，形成適合個人或集體創新且高度分散的組織形式，促進自主創新要素的積累；二是充分發揮政府在自主創新中的引導作用。在培養自主創新能力中，政府的職能在于研究并實施自主創新戰略，確保在基礎學科及重大科技進步項目中的科研投入，引導創新資源向企業傾斜，將推動企業自主創新能力作為建立健全國家創新體系的重要環節，為企業自主創新提供相應的政策、制度。

4 結 論

就業問題對提高人民生活水平和保持社會經濟穩定至關重要。實現充分就業既是促進經濟增長的重要條件，同時也是構建社會主義和諧社會的客觀要求。我國勞動力市場長期處于供大于求的局面，因此我們必須高度重視社會就業方面的問題，提高就業彈性。

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（一）經濟增長決定稅收增長

首先，經濟增長能夠通過擴大稅源增加稅收收入，經濟越發展，物質生產部門的勞動者創造的剩余價值越多，納稅主體繳納的稅款也越多。事實上，離開經濟的支持，征稅將無從談起。其次，一個國家或地區的經濟發展會帶動企業創造更多的利潤，也會幫助個人提高收入，在稅率不變的情況下，稅收收入也會隨著稅源的增加而增加。最后，稅收政策的制定是需要根據經濟形勢相機抉擇的，當經濟過于繁榮時，需要縮減政府開支多征稅；相反，當經濟過于蕭條時，需要制定結構性減稅政策，多增加公共支出，可以說，稅收政策的制定和調整是服務于經濟發展的需要。簡言之，經濟增長決定稅收增長，有什么樣的經濟總量，就決定了有什么樣的稅收收入水平，只有兩者相適應才能夠保持經濟發展和稅收增長的協調。

（二）稅收增長能夠促進經濟增長

首先，稅收作為財政收入的主要來源，為滿足政府公共支出提供了堅實的物質保障，也極大地促進了經濟發展。其次，稅收是調控宏觀經濟的重要杠桿，采取加稅政策，能夠很好地緩解緩解經濟過熱，而減稅則有利于拉動經濟增長。與此同時，根據不同產業、不同地區制定相應的稅收政策，有助于調節產業結構調整，優化區域經濟發展差距。最后，通過稅收能夠有效地調節不同行業及個人的收入，有助于縮小收入差距，在一定程度上實現社會分配公平。

二、對策建議

當前，如何保持稅收和經濟協調發展，充分發揮稅收對經濟發展的財力保障作用，是值得重視和思考的首要問題。筆者認為目前的當務之急是提高北京市稅收收入。首先，經濟總量的增長要求稅收收入隨之增長，而目前北京市的征稅水平仍然較低，因此有必要提高北京市稅收收入。然而，提高征稅水平并不是簡單地不加論證地提高征稅稅率。

筆者認為稅收收入的增加重點在于擴大稅基而不是提高稅率。因此，有必要結合福建省的實際情況試行減稅政策。首先，對于企業來說，減稅有利于企業增加利潤留存，擴大企業規模，加大技術投入，提高企業的競爭力和經營效益，尤其是高新技術產業和環保節能領域，實施優惠的稅收政策對于企業的持續發展具有重要意義。對于個人來說，減稅有利于增加收入，刺激消費。通過減稅保障征稅效率，減輕企業和個人的負擔，有利于促進經濟發展，從而增加稅收收入。然而，減稅并不意味著全面削減稅種、下調利率，而是結合稅制改革和福建省經濟發展的需要有條件、有針對性地適度降低一些主體稅種的法定稅率。在此基礎上，北京市可以適當地擴大一些稅種的稅基，并根據實際情況開征新的稅種，通過減稅和擴大稅基政策的配合使用，有利于北京市進一步推進稅制改革，增加稅收收入，降低收入差距，促進經濟發展。

參考文獻

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一、短期經濟增長理論的主要觀點

凱恩斯認為：導致經濟的短期非均衡增長的主要原因是有效需求不足，包括消費需求和投資需求的不足。市場調節本身不能彌補總供給與有效需求之間的缺口，政府應該通過減稅和增加預算支出，以刺激投資與消費和通過投資支出乘數效應，帶動更多的民間投資，從而提供大量的就業機會，以實現經濟增長的政策目標[1]。

二、長期經濟增長理論的主要觀點

新古典增長理論認為，技術進步導致經濟的增長，但是其把技術進步歸因為長期經濟增長的外生因素。商業周期理論認為，政府無須干預經濟，因為政府花費大量成本來穩定經濟，往往可能對經濟不利。新經濟理論認為，知識是經濟增長的動力和源泉，知識的作用表現在兩個方面：一方面，知識導致了新技術的產生（及技術進步）； 另外一方面，知識促進了知識的積累。

三、長期經濟增長和短期經濟增長的區別

（一）關注的重點不同。短期經濟增長理論主要關注的是引起短期經濟非均衡的增長。所以短期經濟增長理論認為，導致短期經濟失衡的原因是總供給與有效需求的失衡。所以政府需要采取積極的財政政策和貨幣政策加以調節，以實現經濟的短期增長，主要是人為的擴大和增加需求。而長期經濟增長理論主要關注的是在各要素的約束下的均衡增長。所以長期經濟增長理論認為，導致經濟長期增長的原因是技術進步，而新經濟增長理論進一步認為，導致技術進步的是知識，所以認為科技是經濟長期增長的核心。

（二）政策目標不同。由于關注的重點不相一致，導致了實現所關注的政策目標也不相同。短期經濟增長理論的政策目標是通過減稅增支等措施來實現人為地增加有效需求的非均衡增長，旨在于擺脫經濟的低迷和困境；但是長期經濟增長理論的政策目標應該是有利于促進科學技術的進步和勞動力水平的提升等方面，以至于改變限制經濟長期增長的各種要素的邊際限制，這樣可以為一國長期的技術創新提供條件和可能。以實現經濟的長期穩定增長。

（三）政策效果不同。短期經濟增長理論的政策主要在于解決短期的經濟低迷和過熱等非均衡問題。其沒有長遠性和全局性，往往對于長期經濟增長不利。然而，長期經濟增長理論又只注重于經濟長期發展的政策和產業結構等的調整等方面，以免帶來經濟的周期性波動。

（四）短期經濟政策轉換到長期經濟政策需要一個過度和轉變的過程。短期和長期的政策目標和手段差異較大，效果也存在較大的差異。短期經濟增長是指標的行為，而長期經濟增長是治本的行為。所以經濟增長要從短期的政策轉換到長期的增長政策需要一段時期的過渡和調整。

四、產業結構與經濟增長

我國經濟的持續增長，上世紀末的產業結構調整功不可沒。這說明了，經濟結構的改善與經濟長期的增長之間是密切聯系的。對于正處于經濟轉型和社會轉型時期的中國，如何保持經濟的長期持續健康增長，無疑顯得猶為的重要。結合我國的實際情況，根據過去的經驗和經濟增長理論可知，改善和調整產業結構無疑是一種保持我國經濟長期較快增長較為有效的政策選擇。

從長遠看來，雖然影響經濟增長的決定因素是技術的進步，但是一個好的產業結構也可以有效地促進技術進步和社會生產均衡。技術進步不僅與一國的科技水平有關還和人類對于自然科學的研究和探索程度、深度有關。然而，各國的產業結構卻往往差異較大。對于我國所處的發展階段和現狀，研究產業結構對于經濟的增長更加具有現實意義。

研究產業結構，也就是研究國民經濟各產業部門、區域之間以及各產業部門內部的比例構成。如果社會經濟各個產業部門之間是按照一定比例增長的，那么將有利于社會經濟的長期健康持續的增長，即有利于經濟的長期增長。如果社會經濟各個產業部門之間的變化不是按照一定的比例進行的，那么將導致社會經濟的局部甚至是總體經濟（通過產業鏈的傳導關系作用于總體經濟導致的）的失衡，導致局部或總體經濟的過熱或過冷等經濟現象。簡單說，參與社會生產的各個部門之間如果是協調發展的就有利于產業的總體提升級，也就有利于經濟的長期穩定增長，反之就不利于經濟的長期經濟增長，即出現短期的經濟波動。

產業結構的比例發展也就是產業結構的協調發展。產業結構的協調發展不是簡單的改變第一、二、三產業的比重問題，而是長期的持續的改變第一、二、三產業中各個行業或產業對于其他行業或產業的貢獻率問題。以實現各個行業和產業都能夠一起提升以更好的帶動經濟的增長和社會的進步。例如，改善基礎設施以利于交通運輸業及物流業的發展，從而可以帶動其他行業的全面發展。這就說明產業結構具有了以下的特征：

（一）產業結構的協調發展應該是一個長期的不斷變化和調整的過程。因為只有進行不斷的調整才能夠適應不斷增長的經濟的要求；才有利于更好的促進經濟的協調發展；才能不斷的推動社會進步和人民生活水平的提高。這就注定了產業結構的調整是一個動態的長期不斷變化的過程，也只有這樣才能夠適應和滿足不斷進步的科學技術。

（二）產業結構的協調發展的調整是非市場行為主導的。由于市場經濟的逐利性和盲目性，導致市場經濟不可能自動地使得各個產業能夠協調發展。所以要能夠實現產業結構的協調發展就應該是政府通過一系列的政策措施，包括財政政策措施來引導、鼓勵、支持產業結構的合理配置，當然必要的時候也可以通過提高稅收等政策措施來限制一些對經濟長期增長不利的產業發展。比如，對我國一些高耗能高污染低效率低產出的行業進行整頓等等。

（三）產業結構的協調發展對政府的要求更高。產業結構的協調發展對政府的管理水平和服務型政府的要求都提到了一個新的高度。這不僅要求政府的行為都應該是有效的，而且作為管理者的政府還應該根據國家戰略的要求來確定各個產業之間的關系和比例發展。

綜上可知，一國政府要想在已有的技術水平條件下來提高和改善經濟的長期增長，那么就得建立較為有效和合理的產業經濟結構。也就是有利于經濟長期增長并且協調發展的產業經濟結構。

從產業結構與經濟增長的角度來看，經濟的長期增長就是在一定的技術條件下各個產業經濟協調發展的結果，由于各個產業都處在最佳的發展狀態，并且還有利于其他產業的發展。這使得每個產業都是繁榮的景象，導致一國經濟總體的繁榮，經濟得以持續增長。由于產業結構是動態的協調發展，在產業結構沒有失衡的情況，一國的經濟就可以實現長期的增長。

從產業結構與經濟增長的角度來看，短期的經濟波動是在產業結構不相適應或不協調的時候，出現局部或總體經濟失衡的現象。產業結構的長期協調是不現實的，也就是說經濟增長的短期波動這是存在的，并且伴隨經濟的長期增長而存在。主要是由于市場做事或多或少的存在著摩擦。

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隨著經濟全球化的不斷推進，全球經濟飛速增長，各國各經濟體之間的聯系日益密切，人們也逐漸了解到和平發展的重要性。經濟增長為國防開支提供了來源，而一些國家國防開支的飛速增加也惹來爭議，一方面，國防開支的增加對國內來說抵御侵略的能力增加了，安全因素增加了，另一方面，對于其他國家來說，不安全的威脅增加了，也可能導致他國國防開支也相應增加，而國防開支本身是沒有生產效應的，可能會導致一場惡性循環。基于這些，對于國防開支與經濟增長關系的研究由來已久，研究的方法各異，也沒有達成一致的結論。

二、理論回顧

1973年著名經濟學家benoit在研究44個欠發達國家1950-1965年的經濟數據樣本時發現，“國防負擔重的國家通常具有最快的經濟增長率，而那些國防負擔最輕的國家經濟增長率卻往往是最低的”。從此以后國外學者對于此問題的研究進入新階段，在實證層面主要通過三種模型：凱恩斯模型，兩部門模型和公共產品模型。防務經濟學家faini，annez&taylor（1984）運用凱恩斯模型和基本的結構主義原理分別研究了軍費開支對于投資、進口、工業生產和稅收的影響，得出國防對農業所產生的負效應會妨礙經濟的發展；stewart（1991）用凱恩斯的需求效應理論研究了軍費開支對非洲和拉丁美洲國家經濟的影響，結果表明，軍費開支對經濟增長的凈效應為正。Biswas&ram（1986）首次采用兩部門模型，用20世紀60-70年間58個發展中國家的橫截面數據對發展中國家進行了研究，但并未發現國防開支對經濟增長有明顯的影響。Deger（1986）在公共產品投資的基礎上，使用非線性關系，提出了若干經驗分析方法；landau（1993）以1969-1989年人口在200萬以上的非社會主義的71個發展中國家為樣本，發現在一定范圍內，增加軍費開支將會有利于經濟增長。

我國自20世紀80年代以后，對國防費用與經濟發展的關系研究取得了不少成就，對國防費用的認識在廣度和深度上都取得了進步，形成了以陳明志為代表的國防費用相關論、以姜魯鳴為代表的國防費制約因素論、以庫桂生為代表的國防調控論等。

在研究方法上，大多使用國外的三種經典理論模型，再利用數據進行實證，同時也有一些創新。陳波（2005）在凱恩斯模型結構分析方法的基礎上利用一個包含經濟增長、儲蓄、貿易平衡與國防負擔在內的聯立方程模型，研究了我國國防支出與經濟增長之間的關系，發現中國國防支出對經濟增長有促進作用；李雙杰、陳渤（2002）利用私人部門、非國防公共部門和國防部門的三部門的費德爾-拉姆模型，對中國1980-2000年的國防支出與經濟增長的相關性進行了實證分析，得出適度增加國防支出對經濟增長有一定的促進作用；劉濤雄、胡鞍鋼（2005）采用兩部門外部性模型，將中國國防開支對經濟增長的影響分解為規模效應和外部性效應兩部分，利用中國1960-2000年時間序列數據進行檢驗，得出國防開支的規模效應為正，外部性為負。

也有不用理論模型只從計量的實證角度研究國防開支與經濟增長之間關系的。陳波（2006）通過對國國防開支與GDP時間序列進行了協整分析和格蘭杰因果檢驗，對國防支出和經濟增長之間的長期均衡做了研究，認為在1954-2000年樣本區間內國防支出與經濟增長之間沒有長期的均衡關系，1980-2000年樣本區間內則存在這種長期的均衡關系，在這一區間內，經濟增長是國防支出的格蘭杰原因，而國防支出并不是經濟增長的格蘭杰原因；魏華等（2007）以我國1952-2004年的數據為基礎，采用向量自回歸模型的脈沖響應函數對我國國防支出和GDP的動態影響進行了分析。

三、模型、變量和數據

本文擬采用尚發光（2009）采用的內生增長模型進行估計，模型的公式為：y=α+β0x0t+β1x1t+β2x2t+μt，其中y為實際產出增長率，x0t為t時期的稅率，用財政支出與國內生產總值的比率來表示，x1t為t國防支出份額，即國防支出占財政支出的比重，x2t為非國防支出份額。由于x1t+x2t=1，從而模型存在多重共線性，改進后的模型為：y=α+β0x0t+（β1-β2）x1t+μt。

數據全部來源于中國統計年鑒，所收集到的數據主要包括從1952年到2013年的國民生產總值、國防開支、稅收。經計算可得財政支出與國內生產總值的比率、國防開支與財政支出的比率、產出的實際增長率等。

四、實證檢驗

對模型進行最小二乘估計：

檢驗結果為：y=3.56-0.35x0+10.13x1

0.83 2.17 2.13

可知變量的T統計量均大于2，F統計量也很大，表示模型顯著。根據檢驗結果，我們可知稅率的增加對經濟增長有負面影響，而國防開支的增加則會對經濟增長有很大的促進作用，這可能是由于我國特殊的國情決定的。

參考文獻：

[1]陳波.國防經濟學前言專題[M]，北京：經濟科學出版社，2010.

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一、引言及文獻綜述

縱觀世界經濟的發展歷史，經濟的空間集聚是一種普遍存在的現象，正如克魯格曼所言：“經濟活動最突出的地理特征是什么?一個簡短的回答肯定是集中”。與經濟的空間集聚相伴而生的是區域經濟增長的非均衡化以及地區差距的擴大。作為中國經濟增長最快、最具活力的省區之一，江蘇省內部表現出很強的經濟集聚趨勢，同時一直受到經濟發展不平衡問題的困擾，地區間差距在最近20年迅速擴大。集聚是否是導致地區經濟增長差異的重要因素?本文擬對這一問題進行實證研究。

長久以來，經濟增長與經濟集聚的研究幾乎互不相關。然而，現實表明，經濟活動的空間聚集與經濟增長是很難被分割的兩個過程。20世紀90年代后期，一些新經濟地理學領域內的學者開始嘗試整合新經濟地理學與新增長理論，在統一的理論框架下探討集聚與增長之間的相互作用，其中開創性的工作包括Martin和Ottaviano(1999)、Baldwin(1999)、Baldwin和Forslid(2000)以及Baldwin等(2001)。他們通過強調技術外溢和空間集聚的相互作用，為解釋經濟集聚和經濟增長之間的內在聯系提供了一個非常清晰和簡明的理論分析框架。Fujita和Thisse(2003)在此基礎上通過改進研發部門的生產函數和熟練工人的動態遷移過程，給出了一個數學分析更加容易、分析結果更加具體的整合模型。Dupont(2007)也在集聚與內生增長的框架下，分析了經濟一體化過程對區域差異和不平等的影響。他們的研究表明：集聚對于整體的經濟增長是有利的，地理位置會影響到經濟增長。

伴隨著理論研究的深入，經濟學家開始針對經濟集聚與經濟增長之間的關系展開實證研究。許多研究驗證了集聚的增長促進效應。如Ciccone(2002)使用5個歐洲國家NUTS第3級地區的數據分析了就業密度對于平均勞動生產率的影響，發現制造業與服務業活動的集聚的確對區域經濟的增長具有正面效應。Henderson(2003)使用70個國家1960-1990年的面板數據，發現城市首位度(一國最大城市份額)在低收入國家有利于經濟增長。[SlCrozet和Koenig(2007)使用EU地區1980-2000年的數據，探討了區域內經濟活動空間集中對增長績效的影響，發現生產活動的內部空間分布越不平衡的地區增長越快。但也有部分研究得出了與理論預測相反的結論，如Sbergami(2002)使用6個歐盟成員國1984～1995年的跨國面板數據對經濟增長率和經濟集聚相互關系進行實證檢驗，研究結果發現。高技術行業、中等技術和低技術行業的集聚對于經濟增長率的影響都是負面的。㈣更為復雜的是，空間集聚對經濟增長的影響可能是非線性的，在發展的早期階段，集聚促進增長；但當達到某個收入水平后，集聚對經濟增長就沒有作用，甚至有害于經濟增長。這一假說得到了Brulhart和Sbergami(2009)的驗證，他們利用跨部門OLS和動態面板GMM估計方法研究了一國經濟活動的空間集聚對國家層面增長的影響，發現只在經濟發展的某一水平集聚才能推動GDP增長，關鍵水平約為人均10000美元。

針對中國的經濟集聚與經濟增長問題，范劍勇(2004)認為，中國現階段仍處于“產業高集聚、地區低專業化”的狀況，國內市場一體化水平總體上仍較低，且滯后于對外的一體化水平，這一現狀使得制造業集中于東部沿海地區，無法向中部地區轉移，進而推動地區差距不斷擴大。㈣張艷、劉亮(2007)運用工具變量法，基于中國城市的面板數據實證檢驗了經濟集聚對于城市人均實際GDP的影響，結果發現，經濟集聚具有內生性，它對于城市經濟增長具有顯著的促進作用。張卉、詹宇波、周凱(2007)構造了產業間集聚指數和產業內集聚指數，并以此作為解釋變量實證檢驗了中國產業集聚與勞動生產率和經濟增長的內在關系。他們的研究發現，產業內集聚和產業間集聚都對中國經濟增長存在顯著影響。吳利學、傅曉霞(2008)以規模報酬遞增為基礎構建了一個包含集聚經濟的生產函數，分析了城市化和市場化對中國各地區集聚經濟效應的影響，他們的實證研究發現，中國各地區集聚經濟效應顯著，且集聚經濟效應在地區經濟增長中作用明顯。馬君潞、郭威(2007)通過對我國分省面板數據的實證分析表明，提升一個地區吸引外商直接投資的能力很大程度上取決于該地區的集聚經濟環境，因此，積累集聚經濟優勢是吸引外資、促進區域經濟增長的途徑之一。

在這些實證分析中，雖然有的研究也考慮到了不同地區差異的影響并以地區虛擬變量來衡量，但從本質上看，區域總是被當成一個獨立的個體進行分析，區域間潛在的相互影響往往被忽略。事實上，任何一個地區的經濟都不可能獨立存在，它總是與其他經濟體存在著千絲萬縷的聯系。但在多數研究中，這一觀點都還沒有被正式引入模型進行實證分析。

空間計量經濟學是在橫截面或面板數據中研究經濟單位的空間相互作用，近年來越來越受到學術界的關注。一些學者開始運用空間計量方法，明確將地理空間因素考慮到經濟集聚與經濟增長的實證研究中去。Ying(2003)采用1978～1998年的省級橫截面數據，從空間經濟學的視角研究了中國經濟增長問題，并指出中國區域經濟增長的來源主要是非農業勞動力增長率、制造業產出、資本積累和實際的外商直接投資。林光平、龍志和及吳梅(2005)采用空間計量經濟方法，研究我國28個省(市、區)1978～2002年間人均GDP的盧收斂情況，認為隨著經濟體制改革的深入，地區間的空間相關性對各地區經濟增長的作用越來越大，我國地區間經濟存在收斂性，但是它的估計值表現出增大的趨勢?！眳怯聒Q(2007)運用空間計量經濟學模型，對2000年中國2030個縣域的增長集聚與差異進行了空間計量分析，結果表明，中國縣域經濟增長不僅與人力資本、城市化、工業化、信息化等因素密切相關，而且與相鄰縣域的經濟增長之間存在一定的空間依賴性。㈣符淼(2009)采用空間計量分析方法對技術傳播的空間模式進行了實證研究，發現技術和經濟活動都存在局部集聚，技術集聚度高于經濟集聚，且兩者的集聚度隨時間增強，地理分布高度一致。隨地理距離快速下降的技術溢出效應是導致局部集聚和東西部發展不均衡問題的原因之一。

針對江蘇經濟表現出來的空間集聚現象與地區差距問題，本文擬采用空間計量經濟模型，對江蘇

省縣域經濟集聚與經濟增長的關系進行實證檢驗。

二、江蘇省縣域經濟活動的空間相關性

首先，畫出江蘇省2007年縣域人均GDP的空間分布四分圖(圖1)。按照人均GDP的大小，65個縣域被平均分為4組，以顏色的深淺代表相應縣域的人均GDP的大小。由圖1可見，江蘇省縣域層次的經濟活動在地理分布上是極不均衡的，呈現出蘇南一蘇中一蘇北梯度遞減模式。并且鄰近區域的經濟指標水平基本相近，具有明顯的集聚特征。

接著，通過計算縣域人均GDP的Morans I指數對其空間相關性進行檢驗。Moran's I是最常用的檢驗空間自相關性的統計指標。利用GeoDa 0.9.5軟件，得出Moran's I=0.7445，在0.1％的概率上顯著，表明江蘇省縣域經濟的分布的確存在明顯的空間相關性。

進一步，作出江蘇省2007年縣域人均GDP空間自相關聚類圖(圖2)，圖中Higll High部分表示人均GDP高的地區被人均GDP高的地區所包圍，Low-Low部分表示人均GDP低的地區被人均GDP低的地區所包圍。這種分布顯示出江蘇省縣域經濟之間存在著正的空間自相關性，形成了某種空間“俱樂部”現象。人均GDP水平較高的縣域(H-H地區)集中分布在蘇南地區，而人均GDP水平較低的縣域(L-L地區)則分布在蘇北地區，地區之間經濟增長差異顯著。

由此可見，我們觀測到的截面區域之間在地理上是一些明顯具有空間依賴性的經濟實體，誤差項獨立的假設在統計上被拒絕了，也就是說，OLS估計的結果是不可信的。因此，這里將地理空間維度引入研究中來，采用空間計量經濟學模型來估計經濟集聚對經濟增長的影響是十分有必要的。

三、變量選取、數據來源與模型設定

(一)變量選取與數據來源

本文關心的問題是經濟集聚是否會促進經濟增長，因此，在進行實證檢驗時，需要對經濟增長和經濟集聚分別進行度量。本文選取人均GDP的自然對數來衡量縣域經濟的增長。由于各地區在人口和面積方面相差很大，因此選取人均GDP為測度指標來衡量地區經濟發展差異，具有一定的客觀性。關于經濟集聚，本文選取第二產業區位熵、第三產業區位熵和城市化三個指標來衡量經濟集聚的程度。i地區i產業的區位熵定義如下：其中：Eij表示j地區i產業的產值，∑iEij表示i產業在整個區域的總產值，∑jEij表示j地區的總產值，∑i∑jEij表示整個區域的總產值。因此，該指標的分子是j地區的i產業占整個區域該產業總產值的份額，分母是j地區的總產值占整個區域總產值的份額，通過兩者的比來評價i產業在j地區的集聚程度。區位熵小于1說明該產業的集聚化水平比較低，區位熵等于或大于1說明該產業的集聚化水平較高。區位熵越大，說明該地區的這一產業在整個區域范圍內的集聚程度越高。

本文中令i=1，2，3，分別表示三次產業；j=1，2，…，65，分別表示江蘇省65個縣域。因此，LQ1、LQ2和LQ3(這里省略了下標)分別表示江蘇省每個縣域第一、二、三產業的區位熵，度量了三次產業在該地區的集聚程度。由于經濟的集聚主要體現在第二產業和第三產業，所以選擇第二產業區位熵和第三產業區位熵作為衡量經濟集聚程度的兩個解釋變量。

此外，城市的出現也是經濟集聚的一種表現。經濟學家長久以來一直強調城市在經濟增長中的作用，更準確地講，城市己被看成一種主要的社會制度。城市化是一個國家、地區社會經濟發展尺度的體現，城市化不但表現為人口向城鎮聚集和非農人口上升，還表現為人們生產與生活方式、社會結構、價值觀念由農村向城市文明升級轉化的過程。因此，本文希望就城市化與經濟增長之間的關系進行實證檢驗，這里用非鄉村人口在總人口中的比重來衡量各地區城市化的程度。本文采用2007年江蘇省65個縣級行政區域的橫截面數據，所有統計資料均來自《江蘇統計年鑒(2008)》。

(二)模型設定

1　經典線性回歸模型

基于以上考慮，本文首先構建經典線性回歸模型如下：

lnPGDP=β0+β1LQ2β2LQ3+β3URBAN+ε　(1)

其中，PGDP表示縣域人均GDP水平，是本文的被解釋變量，LQ2和LQ3分別表示第二產業和第三產業區位熵指標，URBAⅣ是城市化指標，三者用來表示經濟集聚，是本文關心的解釋變量。

2　空間計量經濟模型

針對經典線性回歸模型(1)，可以通過兩種不同方式引入空間依賴性。相應地，空間計量模型有兩種設定形式：

第一，空間滯后模型(SLM)，在解釋變量中增加一個空間滯后變量，模型的形式為：

InPGDP=β0+ρW_PGDP+β1LQ2+P2LQ3+β3URBAN+ε　(2)其中：W是空間權重矩陣；W_PGDP是空間滯后變量，定義為W_PGDG=WlnPGDP；P是空間自回歸系數；ε是誤差項；其他變量的含義與原來相同。

第二，空間誤差模型(SEM)，通過誤差項引入空間相關性，即假設誤差項是空間相關的。如果誤差項是一個空間自回歸過程，則模型具體形式如下：

lnPGDP=β0+β1LQ2+β2LQ3+β3URBAN+ε，ε=AWε+u　(3)其中：λ是空間誤差自回歸系數，Wε是空間滯后誤差項。

3　空間計量模型的選擇

Anselin(2005)提出，可以根據拉格朗日乘子LM-Iag和LM-Error，以及相應的穩健性拉格朗日乘子Robust LM-Lag和Robust LM-Error，在兩種空間計量模型之間進行選擇。首先判斷LM-Lag和LM-Error的顯著性，如果兩者中只有一個是顯著的，那么就選擇相對應的模型，即如果LM-Lag顯著就用空間滯后模型，LM-Error顯著就用空間誤差模型。如果兩者都顯著，則需進一步比較Robust LM-Lag和Robust LM-Error的顯著性，選擇Robust指標中更顯著的那一種模型。是選擇空間滯后模型還是空間誤差模型，下文中根據判別指標的具體情況而定。

四、實證檢驗與結果分析

為了進行比較，首先給出經典線性回歸模型的OLS估計結果，見表1。由表1的檢驗結果可以看出，OLS估計的F統計量達到117.193，模型整體上非常顯著。擬合優度為0，8521，說明擬合程度一般，可能與忽略了空間依賴性有關。LQ2、LQ3和URBAN系數的符號都與預期一致，均為正；LQ2、LQ3在1％的水平上顯著，URBAN在5％的水平上顯著。自然對數似然函數值(Log likelihood)、赤池信息準則(AIC)和施瓦茨準則(SC)作為衡量模型擬合優度的指標，在下文中與空間計量模型的估計結果進行比較。

接下來，采用GeoDa 0.9.5軟件對OLS估計的殘差進行空間依賴性檢驗。這里使用的江蘇省縣域地圖數據來自中國分縣行政區劃界線數字化地圖，①空間權重矩陣采用的是一階Rook鄰接矩陣。檢驗結果見表2。表2顯示，Moran's I指數在1％的概率上顯著，說明OLS估計的殘差存在明顯的空間

自相關性，經典線性回歸模型可能存在模型設定不恰當的問題。因此，這里采用OLS估計是不合適的，需要將截面單元之間的空間相關性引入模型中。具體是采用空間滯后模型還是空間誤差模型，可以根據拉格朗日乘子檢驗的結果來決定。由于LM-Lag和LM-Error都在1％的水平上顯著，因此需要進一步比較Robust LM-Lag和Robust LM-Error。Robust LM-Lag在1％的水平上顯著，而RobustLM-Error在10％的水平上顯著，相比之下，Robust LM-Lag的顯著性更強。因此，根據上文中提到的標準，選擇空間滯后模型(2)更為合適?？臻g計量模型如果仍采用最小二乘法估計，系數估計值會有偏或者無效。這里用極大似然法(ML)進行估計。結果見表3。

首先，通過似然比檢驗比較原模型(不考慮空間因素的經典回歸模型)與各擇模型(空間滯后模型)空間自相關系數的漸進顯著性。表3中SLM模型的LR值為25.4468，在1％的水平上顯著，再次證明該模型中空間依賴性的存在。進一步，三個經典檢驗是漸進一致的，但在有限樣本中，應該滿足Wald>LR>LM。本文中，Wald值為28.4089，LR值為25.4468，LM-lag值為24.3492，與預期的順序一致，說明SLM模型符合ML估計的漸進性質，模型的設定是比較合理的。

其次，根據Log likelihood、AIC和SC比較SLM模型和經典線性模型OLS估計的擬合優度。Loglikelihood越大，模型的擬合效果越好。而AIC和SC則相反，值越小，表示擬合效果越好。由表3可見，SLM模型的Log likelihood值為-1.3229，大于OLS估計的Log likelihood值-14.0463，SLM模型的Akaike值和Sehwarz值都小于OLS估計的相應值，說明SLM模型的擬合程度優于原經典回歸模型，引入空間效應使模型的解釋力有了明顯增強。

最后，對SLM模型估計的系數進行分析?？臻g滯后變量WLNPGDP的空間自回歸系數在1％的水平上顯著，表明縣域人均GDP增長在地理空間的鄰接上表現出了較強的溢出效應?？h域經濟增長集聚的空間相互作用或影響的途徑可以通過鄰接地區而相互傳遞。三個衡量經濟集聚的解釋變量LQ2、LQ3和URBAN的符號均為正，與我們的預期一致，且均在1％的水平上顯著，這一結果支持了經濟集聚對于經濟增長具有促進作用的結論。具體而言，LQ2的回歸系數為2.3931，說明第二產業的區位熵增加1，在保持其他條件不變的情況下，將使縣域人均GDP增加約2.39％；LQ3的回歸系數為1.7357，說明第三產業的區位熵增加1，在保持其他條件不變的情況下，將使縣域人均GDP增加約1.74％。LQ2和LQ3的系數比OLS估計中兩者的系數均有所降低，說明OLS的估計結果可能存在向上偏誤。URBAN的回歸系數為0.0105，說明非鄉村人口在總人口中的比重增加1％，則縣域人均GDP可以增加約0.01％。與OLS估計結果相比，城市化指標的顯著性有了明顯提高(P值由0.0439降低到了0.0031)。總體看來，第二產業的集聚對于區域經濟增長的影響最為明顯。

五、結論及政策含義

(一)主要結論

1　江蘇省縣域經濟具有顯著的空間依賴性，鄰近區域的經濟增長相互影響，但這種影響以回浪效應為主，擴散效應不足，因此導致蘇南蘇北地區經濟差距加大。由于地理區位、經濟基礎、經濟結構、發展政策等方面所具有的優勢，蘇南地區集聚了大量資本、技術和人才，具有規模經濟效益，自身增長迅速，成為江蘇地區的“增長極”。政府希望通過增長極地區的優先增長帶動周邊更多地區的經濟發展，發揮增長極的擴散效應。然而事實上，至少到目前為止，該增長極體現出的回浪效應――即吸引其他地方的資本、人才和技術，削弱周邊地區的經濟增長實力――遠大于其擴散效應，從而導致發達區域更發達，落后區域更落后。因此，為了防止在這種累積循環因果作用下區域間差距的無限擴大。需要政府創造條件，引導回浪效應向擴散效應的轉化。

2　以產業集聚和城市化為特征的經濟集聚對于經濟增長具有積極作用，但這種影響是地方性的，隨空間距離的增加而衰減。根據內生增長理論和新經濟地理學理論，知識溢出是解釋集聚和區域增長關系的重要概念之一。經濟活動的空間集中會有效地促進知識溢出，推動技術進步，實現經濟增長。在產業活動空間集中的區域或人口密度多樣化的城市中，知識、人才在不同企業和區域的流動以及與不同群體的互動交流，促進了知識的傳播擴散，進而促進技術進步。同時，企業在地理空間上的鄰近不僅為面對面的交流提供了便利，而且有利于企業間前向后向的市場聯系，更有利于勞動力的進一步集聚以及知識溢出。但是，知識空間溢出具有局域性特征，其影響隨地理距離的增加而迅速衰減。陋瑚因此，蘇南地區通過知識溢出產生的正外部性難以擴散到更遠的蘇北地區，導致南北差距加大?？梢?，如果希望通過集聚促進落后地區的經濟增長，需要充分考慮到地理空間的因素。

(二)政策建議

1　促進要素向蘇北地區的流動，使回浪效應過渡為擴散效應?？梢酝ㄟ^加強蘇南地區與蘇北地區間的統籌規劃，打破地方壁壘，改善蘇北地區的投資環境、貿易條件、市場條件，創造良好的人才吸引機制，鼓勵資本、人才等生產要素不斷由蘇南向蘇北地區流動，充分發揮增長極的擴散效應。

篇9

關于中國的經濟增長模式是近年來國內經濟學界爭論的熱點問題之一。很多研究嘗試用全要素生產率（TFP）的方法分析中國經濟增長的來源，以此判斷中國現有經濟增長模式的可持續性，提出未來經濟增長模式的改革建議。關于現在的經濟發展模式，主要有兩種觀點，鄭玉歆（1999）等認為，經濟增長方式具有階段性規律，現階段投資對經濟增長是經濟發展的一個階段，不能超越這個階段談論經濟發展的可持續性。另一種觀點認為，中國的經濟發展必須轉變經濟增長方式，由投資帶動經濟增長會出現一系列的問題。蔡（2007）從勞動力供給方面探討了中國經濟增長方式問題。本文將在新古典經濟增長理論框架內，從勞動、資本和全要素生產率對中國經濟增長的貢獻探討中國轉變經濟增長方式的必要性和具體措施。

一、二元經濟結構下的勞動力供給

劉易斯首先研究了發展中國家典型存在的二元經濟結構下的經濟增長問題。他把一國經濟分成兩個部門，即傳統經濟部門和現代經濟部門。由于傳統部門的存在，現代部門在擴大和增長過程中，只要提供稍微高于傳統部門的工資便可以實現勞動力的無限供給，同時由于現代部門的積累和資本相對于勞動力的有力分配，使得現代部門逐漸擴大。在這個過程中，一方面是以維持生計的工資源源不斷地提供勞動力的傳統經濟部門；另一方面是由積累率制約的不斷擴張的現代經濟部門，直到現代經濟部門的發展把傳統部門的勞動力消耗殆盡，二元經濟結構才會消失，而勞動力無限供給結束的點被稱為劉易斯轉折點。

中國是一個典型的二元經濟國家，作為傳統部門集中的農村與作為現代部門集中的城市發展水平有很多的差距，城鄉分割和地區分割的跡象仍十分明顯。微觀機制上的嚴重缺陷和資源配置的無效率導致中國經濟雖然取得了高速的增長，但是經歷了巨大的波動。在改革開放時期，根據林毅夫的比較優勢理論，充分利用中國的勞動力數量巨大的優勢，發展勞動密集型工業，吸收了大量的剩余勞動力，促進了勞動力的轉移。在這個時期中國的人口撫養比下降的人口結構特征；一方面保證了經濟增長過程中的勞動力充分供給，另一方面提高了資本積累率，由此形成的這種人口紅利，通過資源配置機制的改革得以釋放，并且通過參與經濟全球化的過程得以實現，從而延緩了資本報酬遞減的過程。中國在勞動力的質量和價格上體現出來的資源比較優勢，通過勞動密集型產品在國際市場的競爭地位而得到發揮，國際勞務市場使得中國豐富的勞動力資源能夠得到有效配置。

二、資本形成與經濟增長

在中國的經濟增長過程中，投資一直是主導因素，資本形成對中國經濟增長的貢獻最大。已有資料表明，在1978―2008年間，資本對中國經濟增長的貢獻率一直穩定在56.2%。在一國工業化過程中，投資對國民經濟的貢獻是一個發展過程。羅斯托在其《經濟成長的階段》一書中把經濟增長分為五個階段：傳統社會為發動創造前提條件階段發動階段向成熟推進階段高額群眾消費階段。

按照他的發展階段論，中國正處在向成熟推進階段，投資對國民收入的增長是必不可少的。鄭玉歆（1999）認為，要素投入作為增長來源的相對重要性是隨發展階段變化的。在發達國家，技術進步是增長的主要來源，而在低速增長的發展中國家，技術進步對增長的貢獻較小。發達國家在其工業化時期也曾經歷過經濟增長主要依靠要素積累的階段。只是在資本積累到一定程度之后，這種增長方式才發生了改變。從上面的分析可知，中國的投資還處于資本深化階段，我們用新古典增長理論來說明。

在索羅增長模型中，資本積累方程為：Δk=sy-（n+δ）k，Δk為人均資本增長率，s為儲蓄率，y人均產量，n人口增長率，δ資本折舊率，一定量的人均儲蓄必須用于裝備新工人，每個工人占有的資本為k，用于這一用途的儲蓄為nk，同時一定量的人均儲蓄用于替換這就是資本，這一用途的儲蓄為δk，（n+δ）k是資本的廣化，因此上式表示，資本深化=人均儲蓄-資本廣化。當Δk=0時，經濟達到穩態。蔡（2007）認為中國的人口增長率一直在下降，即n在減小。中國的儲蓄率從1996―2007年從36%～51%，即s在上升，一般來說折舊率不會發生太多變化，因此中國還處在資本的深化階段，在沒有達到穩態時，資本存量的增加也會使人均收入得到增長（如上圖所示），假設中國前期處于穩態增長，資本存量為k*1，現在由于人口出生率的下降和儲蓄率的上升，使得s1y移動到s2y，（n1+δ）移動到（n2+δ），達到新的穩態資本存量k*2，在此過程中，資本的增加不僅使總產出增加，而且人均收入也會增長。

雖然在現階段，投資對經濟增長的作用仍十分巨大，但是單純依靠投資帶動經濟增長會遇到經濟條件的限制，要求我們必須轉變經濟增長方式。

（1）中國的經濟增長過度依賴投資，造成了經濟結構的失衡，投資形成的過剩的生產能力在本國內需啟動不了的情況下，只能依賴出口，加大了中國經濟風險。（2）中國的生產要素成本優勢的消失，以前中國利用豐富勞動力和國家價格管制造成的工資和利息低廉的優勢，發展勞動密集型產業，今后的改革會加大企業的生產成本，企業的利潤將來自于創新，來源于生產率的提高。（3）環境壓力增大，隨著全球氣候變暖，國際對氣候的關注，以前較低的環境成本在未來的發展過程中將不再出現。中國提出的可持續發展要求人與自然的和諧相處，就要求我們要改變過去的不斷消耗資源對環境的破壞。（4）資源限制，由于中國的工業制成品附加值不高，每單位GDP 所消耗的資源是發達國家的幾倍，所以對于基礎能源和礦產資源的需求增加，而中國的人均擁有的自然資源十分有限，加上國家對于能源價格的提高，中國未來經濟發展所需要的資源將面臨巨大的挑戰。

三、全要素生產率及變化因素

越來越多的研究表明：即使物質資本和人力資本積累被考慮進來，全要素生產率（TFP）仍然構成了人均GDP水平與增長率的跨國差異的主要部分（Easterly and Levine，2001）。已經有一些研究指出：物質資本和無形資本不能解釋今日各國間巨大的收入差異，儲蓄率也僅有有限的重要性，全要素生產率（TFP）才是最重要的，要想理解國家間巨大的收入差異，必須有一個關于全要素生產率的增長的模型（Prescott，1998）。

由于數據的度量和對全要素的定義不同導致了不同的結論，林毅夫、任若恩（2007）在《東亞經濟增長模式相關爭論的再探討》這篇文章中對全要素生產率作了詳細的探討，全要素生產率絕不等同于技術進步，所謂技術進步包括與資本融合在一起的和不包括資本投入的兩類，而全要素生產率增長所測定的僅是不包括資本投入的技術進步。鄭玉歆（1999）、易綱（2003）在考察東亞經濟增長模式中指出，全要素生產率對經濟增長的貢獻在發達國家與發展中國家之間有很大的不同，不能忽視經濟增長方式轉變的階段性規律。由于對資本度量中包含了人力資本投資，他們認為，中國經濟在現階段靠投資帶動經濟增長是一個階段性規律。鄭京海（2008）指出，盡管對全要素生產率的測度出現了較大的分歧，但是通過已有資料的分析，中國近年來的經濟增長越來越靠投資推動，粗放型經濟增長方式將使中國的經濟增長不可持續。因此中國經濟發展必須要轉變經濟增長方式，從依靠要素投入轉變到依靠全要素生產率提高上來。

參考文獻：

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[2]易綱.關于中國經濟增長與全要素生產率的理論思考[J].經濟研究，2003，(3):6-18.

[3]孫詠梅.轉變經濟增長方式，重在走自主創新之路[N].人民日報，2007-02-02.

[4]蔡.中國經濟面臨的轉折及其對發展和改革的挑戰[J].中國社會科學，2007，(3):4-16.

[5]Zuliu.F.Hu and Mohsin S.Khan，“Why is China Growing So Fast?”，Staff Papers of International Monetary Fund，1997，Vol，44，pp.103-131.

[6]Yutaka Kosai，Jun Saito ，“Declining Population and Sustained Economic Growth：Can They Coexist?”，The American Economic Review，1999，Vol. 88，No. 2 pp. 412-416.

[7]Krugman，Paul，“Myth of East Asia’s Miracle”，Foreign Affairs，1994，Vol.73，pp.62-78.

[8]林毅夫.中國的奇跡:發展戰略與經濟改革[M].上海:上海三聯書店，1994:85-90.

[9]羅斯托.經濟成長的階段[M].北京:商務印書館，1962:34-35.

篇10

所謂的經濟貨幣化，是經濟活動中以貨幣為媒介的交易份額逐步增大的過程。經濟貨幣化比率的差別基本上反映了不同國家的經濟發展水平，貨幣化比率與一國的經濟發達程度呈現明顯的正相關關系。改革開放以來,我國經濟貨幣化水平迅速提升,當前M2/GDP比率已居世界前列，甚至比歐美發達國家的水平還高，這有悖于傳統的金融經濟理論，有人分析這種狀況的出現與當前我國金融結構的失衡、金融資源配置效率的不足、相關改革特別是社會保障體系建設的滯后導致居民的預防性儲蓄意愿過強，以及近期外匯占款的持續增長而導致貨幣的被動投放等因素有關。對于上述種種猜測，筆者無意爭辯，本文的目的在于找出經濟貨幣化與我國經濟增長的關系，如果這種貨幣化趨勢能促進我國經濟的增長，或者我國經濟的增長在一定程度上歸因于貨幣化趨勢，那么對貨幣化的爭議就顯得不那么重要了。

二、變量的選取和數據來源

三、實證分析

1.時間序列的平穩性檢驗。當時間序列不平穩時，會導致“偽回歸”現象，故在建立模型之前必須對變量進行平穩性檢驗，以確定各序列的平穩性和單整階數。平穩性檢驗的常用方法是ADF檢驗，以下是各變量ADF檢驗的結果：

注：檢驗類（c,t,k）中c、t、k表示單位根檢驗方程中帶常數項、趨勢項和滯后期數，0表示沒有常數項或滯后期數，k根據AIC信息準則確定；D表示變量的一階差分。

從以上檢驗結果可知,在95％的置信水平下，序列LGDP和LEMR都是二階單整的。

2.協整關系檢驗。如果同階單整變量的某種線性組合是平穩的，則稱存在協整關系，它是非平穩的單整變量之間存在的一種長期均衡關系。下面將用Engle-Granger檢驗法來判斷LGDP、LEMR之間是否存在協整關系：

第一步，用LGDP對LEMR進行OLS回歸，得到如下方程：

LGDP=10.88713 + 2.897128LEMR(1)

(0.0000) (0.0000)

R2=0.972408DW=0.602344

注：括號內是檢驗的P值，下文同。

由上式，各系數顯著，擬合效果很好，但DW值表明存在序列相關，故加入1至3期滯后變量并刪除不顯著的變量得

LGDP=1.788999+2.041816LGDP(-1)－1.211123LGDP(-2)－0.371841LEMR

(0.0004) (0.0000)(0.0000) (0.0884)

+1.685884LEMR(-1)－0.807786LEMR(-2) (2)

(0.0000) (0.0002)

R2=0.999692DW=2.111378

第二步，由第一步結果對殘差序列e做ADF平穩性檢驗，結果如下表所示：

由上表可知，殘差序列e是平穩序列，即序列LGDP和LEMR具有協整關系，且協整方程由(2)給出。

由(2)式可知，經濟貨幣化增長率對我國GDP增長有滯后2期的影響，同期經濟貨幣化增長率對GDP增長有負作用,這可能是當期儲蓄意愿過盛擠出投資所致；對下期GDP增長有顯著的促進作用，這是由于前期的儲蓄積累到下期轉化為投資從而促進GDP的增長；雖然滯后2期對GDP也有負影響,但總體上經濟貨幣化增長率對我國經濟的增長具有明顯的促進作用,其積極作用是主要的。

四、結論

本文通過實證分析證實經濟貨幣化增長率對GDP增長有滯后2期的影響，在同期經濟貨幣化增長率對GDP增長有負作用，對下期GDP增長有顯著的促進作用，滯后2期對GDP有負影響，但總的來說，經濟貨幣化確實對我國經濟的發展有很大的推動作用。因此，盡管在發展過程中可能出現各種復雜的不穩定的因素，但繼續大力推動貨幣化進程的政策應該堅決執行下去。

參考文獻:

篇11

2012年全市實現地區生產總值3012.8億元，按可比價格計算，比上年增長11.8%，略低于上年0.2個百分點，高于全國4個、全省2個百分點，居全省第5位，比上年前移一位。三次產業比例調整為9.7：48.5：41.8。

1 2012年全市經濟運行總體呈現三個特點

2012年，全市經濟克服宏觀經濟下的壓力，保持高位運行，走勢與全國、全省基本一致，經過二、三季度筑底，四季度溫和回升，全年主要經濟指標均完成或超額完成年初目標任務。

1.1經濟保持高位運行

分季度看，四個季度GDP分別增長12.2%、11.8%、11.2%和11.8%。規模以上工業增加值、固定資產投資、社會消費品零售總額、進出口、公共財政預算收入等指標增幅都好于預期，快于全國、全省，在全省的位次保持穩定或前移。

1.2發展走勢與全國、全省基本一致

受宏觀經濟下行、調控效應和去年前低后高基數的影響，全市經濟一季度高開起步，二、三季度與全國、全省一樣出現平滑回落，主要經濟指標自9、10月份觸底企穩，回升態勢明顯。特別是用電量，11月份增長17%，12月增長50%以上，連創年內新高。運行走勢符合國家統計局數據質量評價標準（全國統計會對幾個趨勢相反的省進行了通報）。

1.3全年主要經濟指標均完成或超額完成

全市主要指標增速始終保持在年初目標之上。服務業占比、高新技術產業占比、節能減排等任務指標經過各級各部門的努力，均較好完成。

2對2013年經濟增長預期和經濟工作的把握

全市經濟工作會和人代會對2013年經濟任務已經作出了全面部署。各級要以提高經濟運行質量和效益為中心，根據壯大規模與提升質量并重，把應對短期周期波動與促進長期結構調整結合起來，將下行的壓力轉化為結構調整的動力，加快轉變經濟發展方式，確保全市經濟實實在在有效益、有質量、可持續地平穩增長。

2.1堅定信心，強化動力，努力保持和延長穩中有進的上升波線

隨著宏觀政策制度日趨平面化，地區之間的發展差異在一定程度上正體現為制度政策創新差異。因此，要發揮制度政策創新的作用，在落實好上級和全市出臺的政策同時，加快推進區域、產業、企業等中微觀層面制度創新，深入探索新型城鎮化推進過程中的制度改革，落實好主導產業培植、新的增長點培育等方面的政策，打造具有臨沂特色的制度政策生產力。繼續深化服務企業“四比四看”活動，促進全民創業興業，努力在“冷環境”中營造“暖氣候”。小微企業在全市規模以上工業中的占比近九成，主營業務收入、利潤、利稅增幅高于全市10個百分點以上，在安置就業、增加收入等方面發揮了重要作用，而小微企業創業、融資和經營成本高，人才、信息和創新能力缺乏，要進一步完善小微企業扶持政策，增強發展活力。加強經濟形勢分析和監測預警，及時化解經濟運行中的負面影響，努力保持今年以來增長慣性軌跡不變形，確保今年完成目標任務，明年首季開門好。

2.2以產業鏈、價值鏈、財稅鏈為核心提升產業層次提高發展質量和效益

“產業鏈”方面。要加快主導產業的培植發展，保持較高增幅，提高貢獻率，盡快過千億，爭取產值過百億元企業突破12家?！皟r值鏈”方面，利用2-3年的時間，力爭戰略性新興產業和高新技術產業產值占比分別達到20%和30%左右。“財稅鏈”方面，全市每百元生產總值創造地方財政收入為6.6元，雖比去年（5.1元）有所提高，但仍低于全國（14.5元）、全?。?.6元）平均水平，差距也是潛力，有空間，要著力培植潛力財源促增收，力爭納稅過億元企業達到40家左右。四是狠抓節能減排不放松。越是加快發展，越要高度重視節能減排工作，要將工業經濟增長與“十二五”能耗總量控制有機結合起來，建立健全退出機制，堅決杜絕高污染、高耗能和落后產能擴張，構筑低能耗產業結構。

2.3以“大項目、好項目建設年”活動為契機促進投資適度增長

我們提出一個目標，力爭2013年全市億元項目突破1000個（今年為921個），每個縣區都有10億元以上新開工項目。要進一步優化投資結構（產業、區域），向服務業、高新技術產業傾斜，向園區集聚。要保持好民間投資活力，全面落實民間投資的“新36條”及42項細則，引導民間資本向實體經濟聚集，有序進入市政、能源、電信、衛生、教育等領域。

2.4以商城國際化為抓手努力穩定內需擴大外需

篇12

我國是一個擁有13億多人口的大國，由于人口基數大，每年新增加的勞動力就有1000萬左右，加上每年轉移的剩余農村勞動力、企業破產產生的失業人員以及由于建立現代企業制度而排出的大量富余人員，我國每年城鎮新增勞動力供給約為2000萬個。改革開放以來，我國一直保持了較高的經濟增長速度，依靠經濟擴張拉動就業增長。20世紀80年代，我國GDP平均增長率為9.75%，平均就業增長率為3.03%；進入二十一世紀，我國經濟增速基本保持穩定，為9.26%（2000—2008年），但是就業增長率卻下降為0.89%，比80年代減少了2.14個百分點。雖然我國保持了較高的經濟增速，但每年創造的就業也只有900萬個左右。上世紀八十年代，GDP每增加一個百分點，我國就業崗位就能增加200萬個，而到了本世紀，僅能增加60萬個崗位左右。經濟增長對就業增長的促進已經越來越乏力了。

二、我國經濟增長與就業增長的非一致性原因

馬克思在《資本論》中曾指出，在資本積累中，如果資本有機構成不變，可變資本就會隨著總資本的增長而增加，對勞動力的需求也會相應擴大。上世紀80年代，由于改革開放，我國經濟處于快速的量的擴張階段，資本總量的迅速擴大導致可變資本的絕對量的增加，從而吸收了大量勞動力。

整個80年代我國將輕工業確定為主導產業，由于輕工業屬于勞動密集型產業，資本有機構成低，所以隨著資本量的擴大就業人數也大大增加。而90年代后，由于世界技術革命對我國的滲透和擴張，以及我國國內技術改造和進步的作用，我國經濟逐步從量的快速擴張向質量提高與規模積極方向發展，我國第二產業從以勞動密集型產業為主向以資本密集型產業為主過渡，主導產業為基礎產業和基礎設施，這使我國資本的有機構成大大提高，從而大大減少了對勞動力的需求，導致我國就業增長率的下降。

三、馬克思的資本積累理論對促進我國就業增長的啟示

社會主義的生產是不斷發展的，轉變經濟發展方式，提高生產效率是社會主義生產發展的內在要求，而這無疑是失業產生的基礎，但是，我們不能只看到技術進步對就業產生擠出效應的片面觀，正如馬克思所分析的，“積累的增進雖然使資本可變部分的相對量減少，但是決不因此排斥它的絕對量的增加?！睆膯蝹€生產部門看，只要該部門資本總量的增長快于資本構成的提高，就業人數也是會絕對增加的。此外，在資本積累中，勞動生產率的提高往往是由于新機器的使用，“雖然機器在應用它的勞動部門必然排擠工人，但是它能引起其他勞動部門就業的增加?！币驗?，大工業下機器的使用會創造新的物質文化需求和新的產業部門，還會創造配套的產業服務，使產品生產呈現多元化，擴大社會的就業需求，從而對就業產生創造效應。對此，我們可以從以下幾個方面促進我國就業增長。

（一）保持經濟的持續增長。要保證我國就業的穩定增長，首先必須保持我國經濟的持續增長。因為，只有資本總量擴大了，可變資本才會增加，進而才有勞動力需求增加的可能性。因此，保持經濟的穩定增長，從而保證資本總量的絕對增加，是就業增長的前提。

（二）大力發展第三產業。根據馬克思的理論，資本積累中生產效率的提高會使被用于非生產勞動和仆役階級的人數增加。而隨著人們生活水平的提高，人們也會從簡單的物質需求向更高層次的物質文化需要和精神需要發展。所以，勞動力從農業、制造業向服務業轉移，是經濟發展的必然趨勢。而第三產業主要是資本有機構成低的勞動密集型產業，把它作為我國今后主要的就業增長點對擴大我國就業容量具有重要意義。

（三）大力發展知識信息產業等新興產業，加大人力資本投入。按照馬克思的觀點，資本積累中，技術進步會促進社會分工的發展和新產業的誕生，從而創造出巨大的就業需求。進入21世紀，知識經濟產業蓬勃興起，正在替代工業經濟主導著經濟發展。根據我國勞動力市場的信息顯示，在總體勞動力供給大于需求的情形下，各技術等級崗位的求人倍率均大于1，其中較大的是高級技師、高級工程師等。因此，大力發展知識密集型產業，同時加大對人力資本教育和培訓的投資，提高勞動者素質，減少結構性失業，對促進我國就業增長和和經濟增長方式的轉變都具有積極意義。

參考文獻：

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[3]于林.我國經濟增長與就業增長的非對稱性分析與建議[J].山西財經大學學報.2010，2.

篇13

旅游在帶動經濟的增長過程當中，其對住、行、吃、玩等的需求普遍存在著流動性并且不分區域，并且無論是生產還是消費等行為都有著空間相關性。

2、理論考察

不同區域之間的旅游經濟投入以及勞動等因素的流動，促使其投入產出活動也有著空間相關性。因此，不管是實踐還是理論，都需要以旅游經濟資本和勞動的投入為基石，從而對在區域當中的旅游經濟增長中的溢出效應問題進行研究分析。而且從政策和決策的角度上出發，基礎應建立在空間面板計量經濟學理論以及模型之上，對其溢出效應進行研究會得出，對政府對企業的發展戰略和方向以及消費者的出行規劃都有著極其重大的意義。

3、問題

首先，對省及與地級的旅游行為有較大的空間相關性，但對旅游行為當中的協同作用沒有綜合性的思考。其次，在對我國省市的旅游經濟增長思考過程并沒有把空間效益這一要素考慮進去，促使結果相差較多。最后，對區域旅游經濟中的空間效應考慮不夠充分，從而對模型的準確參數估算不清楚。對其旅游經濟空間依懶性的刻畫較為困難與科學。

二、空間面板計量經濟學的模型設定以及分析結果

1、空間相關性的檢驗

運用閾值距離的空間權值矩對：中國省市的旅游產出的空間自相關數據進行計算。結果：中國省市之間的旅游經濟增長有較為明顯的空間自相關性。同時除了Morans傳統的檢測方法外，也可以利用拉格朗日乘子的方法進行檢測。

2、空間面板計量經濟模型的估計

如下利用的空間面板計量經濟數據模型進行分析估計，因此，為了有所區分對6采用標準的面板數據進行估計，采取較為普通并且混合的面板數據等多種模型進行估計。方法：6采用混合普通較小二乘估計的方法、最小二乘估計的方法，空間面板采用，軟件上6采用，所有的借助進行檢測估計。從結果可以看出面板模型通過了水平檢測標準，這說明對旅游經濟空間面板計量經濟增長的模型來說，采取空間面板模型更加有效合理。同時，也更加說明，在對區域旅游經濟的增長進行分析時，對空間效應的面板數據的模型估計不做考慮的方法是不合格的方法。更加強調了相鄰的省份之間的資本投入，對旅游經濟的增長均有顯著的空間溢出效應。

三、結論及相關的政策啟示

國內旅游發展空間的依賴性尤為明顯，具有鮮明的區域性結構差異。因此當地政府對促進旅游產業發展的扶持政策還有待加強（例：財力、人力、物力等資源的支持），從而帶動經濟的增長。對經濟的增長有明顯的空間溢出效應，因此區域之間須相互加強合作、相互協調從而一起發展。當然進行戰略性聯盟的方針，首先須建立與生產要素相關的市場機制，沖開障礙性因素從而合理的配置資源。提升旅游業的發展對經濟增長的影響地位。其次區域之間加強市場合作，能夠有效擴展開旅游產品的生產鏈。從而實現差異互補化，構建和諧的區域一體化的旅游產業發展，進而提高對經濟發展的空間溢出效應。因空間距離的增長，其對經濟增長的空間溢出效應也隨之降低，因此需要加強政策的實施，拉近旅游發展及經濟增長的空間聯系。例如：以發達省市帶動發展慢城市的合作機制，或者旅游支援的工作機制等。目前為止，人力資本因受教育程度的影響，所以對經濟增長的作用較小，但因人力比物質資本的回報率更高，因此，必須加強對人力資本內的投資，改善其配置，并進行結構優化，從而達到對經濟增長的持續推動。